Skipping and Giving Up Lead to Better Decision Performance
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摘要: 为探究个体在决策过程中的哪个阶段有更好的决策表现，改进经典爱荷华博弈任务(Iowa Gambling Task, IGT), 发展出变式IGT。实验一、二主要用于确认变式IGT是否能实现经典IGT的功能，是否能分离决策过程，以及关于四副牌的知识对任务表现的影响；实验三是基于上述实验结果的程序优化，以提高被试的时间敏感性，进一步验证实验一、二的结果。结果显示，变式IGT实现了经典IGT的基本功能，并且能够实现对IGT决策过程的分离，能更精确地识别出进入概念水平的时程。健康成年被试进入概念水平的时间是在200个试次之后，比经典IGT的80次更迟。结果表明，拥有四副牌知识的多少不影响被试的任务表现，而“跳过”和“放弃”不利选项会使决策表现更好。Abstract: Three experiments were conducted to explore which stages within the decision process make decision performance better by developing a modified Iowa Gambling Task (IGT). Experiment 1 and 2 were mainly used to confirm whether the modified IGT realized the function of the classical IGT, whether the decision process could be separated, and the influence of knowledge about four decks of cards on task performance. Experiment 3 is an improvement upon Experiment 1 and Experiment 2. The results show that the modified IGT can realize the basic function of the classical IGT and the separation of the IGT decision process and can identify the more accurate time of reaching the conceptual level. Healthy adults reached the conceptual level after 200 trials (starting at the sixth block), much later than the after-80-trials for the classic IGT. This study indicates that the knowledge of four decks of cards did not affect participants' performance on the task but learning to skip and give up adverse options made participants' decision performance better.
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一. 问题提出
改革开放以来，中国经济迅速发展，农村居民生活水平大幅提升，人均可支配收入从1978年的134元提高至2021年的18 931元，增长了141倍。随着物质生活的不断改善，人们对精神需求的满足愈益重视，更加关注“何为幸福”以及“如何幸福”。党的十九大报告明确指出，要使人民获得感、安全感、幸福感更加充实、更有保障、更可持续。幸福感也被学术界视为“隐藏的国民财富”。因此，基于2035远景目标和共同富裕宏伟目标，有效提升农村居民幸福感，是社会各界关注的焦点之一。
所谓幸福感是一种主观心理感受，指个体按照自身标准，对其整体生活质量和个体发展评价后产生的积极性心理体验[1]。幸福感不仅是人民生活水平的重要体现，也是经济发展和公共政策的重要目标[2]。既往有关幸福感及其影响因素的研究，主要集中在经济与社会层面，比如关注收入、就业、社会保障等因素对居民幸福感的影响[3-4]。但由于存在收入水平、教育程度、政治身份与城乡分割等个体或城乡差异，农村居民机会不均等，对其幸福感普遍存在负面影响。尤其是受社会阶层制约，农村居民幸福感并不会因收入提高而显著提升[5-6]。在社会结构、阶层差距等因素出现变化时，农村居民幸福感会受到不同程度的影响，或多或少出现中国式的“伊斯特林悖论”，即经济增长与农村居民幸福感提升并不同步，甚至两者在短期内呈现反向发展的“有经济增长、无幸福增长”现象[7]。基本共识是，农村居民幸福感水平会因个人、家庭及社会特征等差异而不同，但是，关于精神层面的民主参与对农村居民幸福感的影响研究有待补充。
事实上，在农村经济社会不断变革的背景下，农村居民通过民主参与表达自身利益诉求和政治主张的重要性不言而喻。从最初的挨家挨户派票投票，到如今的座谈会、选举大会、网络公开投票等多渠道并举，在保障农村居民选举权、表达权、监督权等基本民主权利的同时[8]，更好地反映了农村居民诉求的真实性、多样性和时效性，有利于进一步优化农村资源配置，真正实现民主治村、和谐兴村，提升农村居民幸福感。当然，涉及民主参与，“社会公平”这一要义必然贯穿始终。从所处环境、机会获取到参与氛围、政治信任等多方面的平等与否，都体现了农村居民的社会公平感知必然会在民主参与对其幸福感的影响中发生作用。为此，本文选取2017年中国综合社会调查(CGSS)数据，实证检验民主参与对农村居民幸福感的影响，并进一步探究社会公平感知的调节作用，以期助力农村居民幸福感提升与2035远景目标实现。
二. 理论分析与研究假说
一 民主参与对农村居民幸福感的影响
幸福感是全人类追求的至高境界。民主参与是人民群众在基层直接行使自身民主权利的过程，其结果既关乎农村居民切身生活与利益，也关乎他们随时代不断发展的精神需求的满足。民主参与是优化公共资源配置、满足农村居民精神需求进而提升农村居民幸福感的重要途径。
1. 民主参与有利于优化公共资源配置，进而提升农村居民幸福感。农村社区是国家基层治理的基础单元，更是社会民生事业的“最后一公里”，但在公共资源分配上仍存在一定的短板。自古以来，从宗族、村民互助组到合作社等集体性组织，从口头简单契约到明文呈现的民约村规，都体现了农村民主参与在推动农村民主自治、推进村庄治理等方面起的正向作用。在民主参与的过程中，农村居民可以获得如资金、组织等公共资源的支撑[9-10]。回顾中国农村“整体性扶贫”和“精准式扶贫”的奇迹，在自上而下的有效互动中，广大农村居民积极主动的民主参与助推了扶贫政策的精准落地，实现了扶贫公共资源的合理调配与利用[11]。细化背后逻辑，农村居民通过民主参与，了解村庄政务、监督集体财务、表达自我诉求等，不仅在不同程度上加深对自身情况的认知和约束公有权利的行使，也极大地促进了农村公共资源配置朝着民主化、全面化的方向发展，充分体现了“为弱者赋权、给民众惠果”的民主功能，切实促进了农村经济社会发展，改善了农村居民的生活质量，进而有效提升农村居民的幸福感。
2. 民主参与满足农村居民的社交需求、尊重和自我实现需求，成为影响农村居民幸福感的重要因素。所谓“仓廪实而知礼节，衣食足而知荣辱”，不同于受收入水平影响十分明显的“自给自足”和“小富即安”的传统农村社会，在中国全面消除绝对贫困、进入推动共同富裕新时代的社会背景下，农村居民对幸福美好生活的追求不再局限于生活富裕，关注重心逐渐由维持生计的单一生存需求，转向关注平衡共享发展的多维度需求，对精神生活上的满足程度愈益关注和重视[12-13]。正如马斯洛需求层次理论所强调，当个体的基本生存需求和安全需求得到满足后，便会开始关注高层次的社交与精神需求，对于平等社会交往以及自身民主、权利的意识表达需要必然上升。因此，民主参与作为农村居民当家作主最有效、最直接、最广泛的途径，满足了农村居民的社交需求、尊重和自我实现需求等更高层次的需求，进而有效提升农村居民幸福感。由此，提出本文第一个研究假说：
H1 民主参与对农村居民幸福感具有正向影响。
二 社会公平感知在民主参与影响农村居民幸福感中的调节效应
社会公平感知是农村居民对日常生活中的机会公平、过程公平与分配公平的评价，是检验社会民生平等和谐的试金石。公平的社会感知能够有效增强农村居民获得平等与尊重的满足感、获得感，进而强化民主参与对农村居民幸福感的积极作用。在某种程度上，社会公平感知反映出农村居民对村集体乃至上级组织的信任、对农村社会整体平等关系的肯定。在感知社会公平的积极情境下，农村居民参与村集体领导人选举、村务日常运作的民主决策，体验众人提、众人议、众人定的机会公平、过程公平、结果公平全过程，使农村居民追求平等和被尊重的自我意识需求得到更好的满足，有效强化了民主参与提升农村居民幸福感的正向影响。正如Wegener所强调，公正平等的社会规范有助于个体的工具理性逻辑顺利运作[14]。
反之，在感知社会不公平的消极情境下，民主参与可能被认为是少数人的利益工具而非集体意志，从而降低农村居民的政治信任，削弱民主参与对居民幸福感的积极作用。社会不公平感知伴随着权力寻租、政府腐败等消极社会现象的出现而产生，不仅暴露了乡村民主管理制度存在缺陷、民主参与主体混乱、村治组织弱化等弊端[15-16]，而且反映出金字塔式的资源分配导致农村居民对社会公平正义产生争议，甚至出现质疑法治权威的现象。因而，在“患寡更患不均”的情况下，感知社会不公平的农村居民认为，其主人翁地位未受到充分尊重，不利于对民主参与的信任，进而削弱农村居民在民主参与中获得的尊重与自我实现需求的满足作用，弱化对其幸福感的积极影响。由此，提出本文第二个研究假说：
H2 社会公平感知在民主参与对农村居民幸福感的影响中发挥调节作用。
三. 数据来源与变量选取
一 数据来源
本文使用的数据来源于2017年中国综合社会调查(Chinese General Social Survey，CGSS)。该调查由中国人民大学中国调查与数据中心开展，采用多阶段分层概率抽样，覆盖全国28个省、自治区及直辖市的城乡区域，涉及个人、家庭、社区及社会等多层次数据，总样本量为12 582份，具有一定的综合性、代表性。本文选取18周岁以上的农村户籍受访者为研究群体，在对样本进一步筛选、剔除极端异常值与个别缺失值后，最终得到5 437份有效样本。
如表 1所示，感觉非常幸福和比较幸福的农村居民占比分别为15.58%和59.37%，14.55%的农村居民感觉“一般”，还有8.48%和2.02%的农村居民感觉比较不幸福和非常不幸福。样本中有民主参与的农村居民为3 051人，其中感觉幸福的比例为77.29%，而无民主参与的农村居民为2 386人，其中感觉幸福的比例为71.96%，初步判断，有民主参与的农村居民的幸福感略高于无民主参与的农村居民。
表 1 样本中农村居民幸福感分布概况类别 有民主参与 无民主参与 全样本 样本量 比例/% 样本量 比例/% 样本量 比例/% 非常不幸福 54 1.77 56 2.35 110 2.02 比较不幸福 240 7.87 221 9.26 461 8.48 一般 399 13.08 392 16.43 791 14.55 比较幸福 1 851 60.67 1 377 57.71 3 228 59.37 非常幸福 507 16.62 340 14.25 847 15.58 合计 3 051 100 2 386 100 5 437 100 二 变量选取
1.被解释变量：农村居民幸福感。幸福感有主客观之分，本文研究的是主观幸福感，即个体在确定自身价值及标准的基础上，对其个人或家庭生活品质、未来发展状况、情绪变化等综合评估产生的主观情感判断[2]，采用问卷中“您觉得您的生活是否幸福？”这一问题评价，对“非常不幸福、比较不幸福、一般、比较幸福、非常幸福”分别赋1—5分。
2.核心解释变量：民主参与。参考李辉婕等[17]的研究，选取问卷中“上次居委会选举/村委会选举，您是否参加了投票？”这一问题衡量，并对选择项进行赋值。若参与过居委会选举/村委会选举投票，则视为有民主参与，赋值为1；反之，赋值为0。
3.调节变量：社会公平感知。参考沈苏燕等人[4]的研究，选取问卷中“您认为当今的社会公不公平？”这一问题的评价，对“非常不公平、比较不公平、一般、比较公平、非常公平”分别赋1—5分。
4.控制变量。本文分别引入农村居民个体、家庭及社会三类特征变量。个体特征包括性别、年龄、受教育年限、政治面貌、身体状况、婚姻状况、互联网使用频率等七个变量。其中，年龄为该年(2017年)减去出生年份所得值；受教育年限以实际学历最高年限为刻画标准；身体状况为居民对其身体总体健康状况的自我评估；互联网使用频率为互联网(包括手机上网)的使用情况。家庭特征包括参保数量和家庭收入两个变量。参保数量为是否参加医疗或养老保险，有则赋值为1，反之则为0，取最终加总值。社会特征包括社交频率和社会信任两个变量。社交频率为空闲时间的社交、串门活动；社会信任为“社会大部分人可信任”这一题项的主观判断，对“非常不同意、比较不同意、一般、比较同意、非常同意”分别赋1—5分。
具体变量的定义、赋值及其描述性统计结果如表 2所示。
表 2 变量定义、赋值及其描述性统计结果类型 变量名称 变量定义及赋值 均值 标准差 被解释变量 农村居民幸福感 非常不幸福=1；比较不幸福=2；一般=3；比较幸福=4；非常幸福=5 3.780 0.880 核心解释变量 民主参与 否=0；是=1 0.561 0.496 调节变量 社会公平感知 非常不公平=1；比较不公平=2；一般=3；比较公平=4；非常公平=5 3.115 1.086 个体特征 性别 女=0；男=1 0.479 0.500 年龄 连续变量 54.473 1..757 受教育年限 未受过教育=0；小学=6；初中=9；高中/职高/中专=12；大专及以上=15 7.200 4.095 政治面貌 群众=0；共青团员/共产党员=1 0.086 0.280 身体状况 非常不健康=1；比较不健康=2；一般=3；比较健康=4；非常健康=5 3.366 1.146 婚姻状况 非在婚=0(离婚、丧偶、未婚、同居)；在婚=1(初/再婚配偶、分居未离婚) 0.800 0.400 互联网使用频率 从不=1；很少=2；有时=3；经常=4；非常频繁=5 2.374 1.635 家庭特征 参保数量 连续变量 1.679 0.706 家庭收入/ 元(取对数) 连续变量 5.264 0.956 社会特征 社交频率 从不=1；很少=2；有时=3；经常=4；非常频繁=5 2.805 1.056 社会信任 非常不同意=1；比较不同意=2；一般=3；比较同意=4；非常同意=5 3.482 1.028 三 模型构建
文中被解释变量属于多元有序变量, 因此选用Oprobit非线性回归方程进行计量分析。Oprobit方程式为：
yi=α0+βi votei+εiOEi+μi (1) 为进一步探讨社会公平感知在民主参与对农村居民幸福感影响中的作用，本文运用调节效应模型进行检验，构建如下回归模型：
yi=α0+βi votei+δi fairnessi+ηi votei× fairnessi+εiOEi+μi (2) 其中，yi表示农村居民i的幸福感，votei表示农村居民i的民主参与，fairnessi表示农村居民i的社会公平感知，OEi表示控制变量，i为不同的农村居民，α0为常数项，β、δ、η、ε为待估计系数，μ为误差项。
四. 实证检验与讨论
一 基准回归结果
如表 3所示，在控制了个体特征、家庭特征和社会特征变量及地区效应的条件下，民主参与在1%的统计水平上对农村居民幸福感有正向影响。边际效应的估计结果表明，相较于没有民主参与的农村居民，有民主参与的农村居民感到非常不幸福、比较不幸福的概率分别下降0.4%和1.4%，感到非常幸福、比较幸福的概率分别提高2.4%和0.9%，说明民主参与能够提升农村居民幸福感，与前文理论分析相一致，假说1得到验证。可能的原因，一是自身直接式主动未参与的农村居民，当对民主参与的程序或结果持消极观点时，即认为是形式化的被动民主，对民主参与可能采取抵触、漠视态度，其幸福感随之降低；二是因民主参与的宣传教育未完全贯彻到位、村庄居住点分散性等特点，出现少数农村居民被遗漏，使这一部分农村居民间接未民主参与，其幸福感也无法得到明显提升。有民主参与的农村居民，通过行使民主权利向外界表达其利益诉求或政治主张，话语权得到尊重与实现，进一步满足其内心对平等性、主体性的渴望[18-19]，能够有效提升其幸福感。另外，民主推进有助于监督与规范村集体或政府等组织的行为，可以规避农村基层政府或集体组织在村庄事务上可能出现的片面性、不合理性，使得决策设计更符合民众诉求；当民生福利得到改善，农村居民的获得感也会更加明显，继而提升其幸福感。
表 3 民主参与对农村居民幸福感影响的回归结果变量名称 系数(标准误) 边际效应 非常不幸福 比较不幸福 一般 比较幸福 非常幸福 民主参与 0.108*** -0.004*** -0.014*** -0.016*** 0.009*** 0.024*** (0.032) (0.001) (0.004) (0.005) (0.003) (0.007) 性别 -0.177*** 0.006*** 0.022*** 0.026*** -0.015*** -0.040*** (0.031) (0.001) (0.004) (0.005) (0.003) (0.007) 年龄 0.013*** -0.000*** -0.002*** -0.002*** 0.001*** 0.003*** (0.001) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) (0.000) 受教育年限 0.017*** -0.001*** -0.002*** -0.003*** 0.001*** 0.004*** (0.005) (0.000) (0.001) (0.001) (0.000) (0.001) 政治面貌 0.248*** -0.008*** -0.0311*** -0.037*** 0.022*** 0.055*** (0.058) (0.002) (0.007) (0.009) (0.005) (0.013) 身体状况 0.244*** -0.008*** -0.031*** -0.036*** 0.021*** 0.054*** (0.015) (0.001) (0.002) (0.003) (0.002) (0.003) 婚姻状况 0.144*** -0.005*** -0.018*** -0.021*** 0.012*** 0.032*** (0.039) (0.001) (0.005) (0.006) (0.004) (0.009) 互联网使用频率 0.056*** -0.002*** -0.007*** -0.008*** 0.005*** 0.012*** (0.014) (0.000) (0.002) (0.002) (0.001) (0.003) 参保数量 0.068*** -0.002*** -0.009*** -0.010*** 0.006*** 0.015*** (0.022) (0.001) (0.003) (0.003) (0.002) (0.005) 家庭收入/元(取对数) 0.031* -0.001* -0.004* -0.005* 0.003* 0.007* (0.017) (0.001) (0.002) (0.003) (0.002) (0.004) 社交频率 0.050*** -0.002*** -0.006*** -0.007*** 0.004*** 0.011*** (0.015) (0.001) (0.002) (0.002) (0.001) (0.003) 社会信任 0.195*** -0.006*** -0.025*** -0.029*** 0.017*** 0.043*** (0.015) (0.001) (0.002) (0.002) (0.002) (0.003) 地区效应 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 N 5 437 R2 0.054 Log likelihood -6 009.810 注：*、**、***分别代表在10%、5%和1%的统计水平上显著，括号内数字为标准误。后表同。 控制变量对农村居民幸福感的影响各异。性别、年龄、受教育年限、政治面貌、身体状况、婚姻状况、互联网使用频率、参保数量、家庭收入、社交频率、社会信任等对农村居民幸福感均通过显著性检验。首先，在1%的显著性水平上，与农村女性居民相比，农村男性居民幸福感较低。可能的原因是，现代社会经济发展步伐加快，大多数中国男性在家庭经济中起顶梁柱作用，面临来自家庭、事业等方面的压力更大，尤其是经济发展相对落后的农村地区。一方面，农村男性居民需要外出务工以更大程度改善自身或家庭的生活，而部分老幼、妇女群体只能留守村庄，漂泊感制约着农村男性居民幸福感的提升；另一方面，少数农村地区仍旧存在不合时宜的传统嫁娶观念，使得当地农村男性居民面临“婚姻挤压”，婚姻资源的不对称流动也导致农村男性居民出现较强的被剥夺感[20]。其次，家庭收入在10%的显著性水平上对农村居民幸福感产生正向影响，与其他控制变量相比，家庭收入对农村居民幸福感的影响在比重上较低。究其原因，改革开放以来，居民物质生活水平不断提高，农村居民的就业形式逐渐丰富化、创新化和多元化，由传统单一的农业专业户不断向兼业户转变，甚至是完全从事二三产业，收入状况有了较大改善。当收入到达一定水平时，其他非经济要素开始发挥作用，如机会获得、权利比较和社会支持等，即经济要素不再完全占据主导影响地位，因此家庭收入对幸福感的提升作用在不同程度上出现弱化[6, 13]。最后，社会特征变量对农村居民幸福感的影响由高到低依次为身体状况、社会信任、互联网使用频率、婚姻状况、参保数量、社交频率、受教育年限、年龄等，且均在1%的显著性水平上对农村居民幸福感有正向影响。可见，在探讨农村居民幸福感的问题上，也需要加大对个体和家庭的生理、心理健康及其背后相关社会行为活动(社会人际交往、社会信息获取等)的关注度，才能切实提升农村居民幸福感，真正做到增进民生福祉。
二 调节效应检验
表 4为调节效应检验结果，农村居民幸福感对民主参与和社会公平感知的交互项的回归系数为0.055，在5%的统计水平上显著，且对民主参与和社会公平感知的系数分别为-0.083和0.265，即yi=(0.055fairnessi－0.083)votei+0.265fairnessi，说明社会公平感知具有一定的调节效应，研究假说2得以验证。由结果公式[21]可知，社会公平感知(fairnessi)越低，民主参与(votei)对幸福感(yi)的负效应越大，仅当社会公平感知大于1.509时，民主参与对幸福感才存在正效应，表明公平的社会感知有利于增强民主参与对农村居民幸福感的提升作用，但非常不公平的社会感知会削弱民主参与对农村居民幸福感的积极作用(见图 1)。
表 4 调节效应检验结果变量名称 农村居民幸福感 民主参与 0.086*** -0.083 (0.032) (0.092) 社会公平感知 0.295*** 0.265*** (0.015) (0.022) 交互项 0.055** (0.028) 控制变量 已控制 已控制 地区效应 已控制 已控制 N 5 437 5 437 R2 0.083 0.083 可能的原因是，农村居民的社会公平感知越高，说明农村居民对自身地位、基本权利与资源获得的平等状况评价越积极，对民主参与的认同与信任程度越高，更愿意通过行使民主权利实现自我价值，提升自身的幸福感。并且，农村居民在民主参与过程中也可以推动村务结果透明化、村规民约切实化，有利于将乡村管理的行政化与自治化结合起来，促进村民与村集体间利益协调，实现农村社会资源合理配置，逐步解决农村热点难点问题；农村居民成为家乡建设的参与者、支持者与获益者，其集体责任感、参与效能感能够继续稳定发展[22]，继而提升幸福感。反之，当农村居民社会公平感知很低，即出现社会非常不公平感知时，可能对民主参与的机会、过程和结果等产生排斥、怀疑等消极情绪或行为，逐渐弱化民主参与对其幸福感的提升作用[23]。
三 稳健性检验
本文采用替换模型和增加样本量的方法进行再估计，结果如表 5所示，第一列的Ologit模型和第二列的OLS模型回归系数分别为0.199和0.079，且均在1%的统计水平上显著，与前文基准回归结果基本保持一致，表明民主参与对农村居民幸福感具有提升作用这一研究结论是稳健的。由于前文只选取农村居民样本进行分析，可能存在样本全面性、系统性不足的问题，因此，在替换模型的基础上，本文将CGSS2017中的城镇居民也纳入样本中进行稳健性检验，回归结果如表 5的第三、四列所示，回归系数分别为0.079和0.060，且均在1%的统计水平上显著，表明检验结果具有稳健性，假说1再次得到验证。
表 5 稳健性检验结果变量名称 农村居民幸福感 城乡居民幸福感 Ologit OLS Ologit OLS 民主参与 0.199*** 0.079*** 0.079*** 0.060*** (0.057) (0.024) (0.023) (0.016) 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区效应 已控制 已控制 已控制 已控制 N 5 437 5 437 10 131 10 131 R2 0.054 0.121 0.064 0.141 Log likelihood -6 008.130 -10 771.549 常数项 1.473 0.078 四 内生性检验
民主参与可能存在内生性，即幸福感强的农村居民与其民主参与可能存在互为因果关系。为此，参考相关学者[24-25]的研究，本文选取“省级层面农村居民的投票率”作为民主参与的工具变量，一是满足相关性，省级层面的投票率和居民民主参与具有一定的相关性；二是满足外生性，省级层面的投票率并不能直接影响农村居民民主参与，只能通过区域民主的积极性氛围比较间接影响农村居民的民主参与决策。因此，“省级层面农村居民的投票率”这一工具变量在理论上能够同时满足相关性与外生性的假设条件。
采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计，结果见表 6。在第一阶段回归结果中，民主参与对农村居民幸福感产生正向影响，且在10%的统计水平上显著，表明工具变量具有很强的相关性。而联合显著性检验的F值大于10，证明“省级层面农村居民的投票率”不存在弱工具变量的问题[26]。在第二阶段回归结果中，LM检验在1%的统计水平上显著为正，而Wald外生性检验也拒绝了“投票率这一工具变量并不存在内生性”的原假设，表明基准回归模型存在内生性问题。纠正内生性问题后，“投票率”变量在1%的统计水平上显示为正，表明加入工具变量后，民主参与有助于提升农村居民幸福感的结论依然是真实可信的，与前文估计结果一致。
表 6 内生性检验结果变量名称 第二阶段 第一阶段 投票率 0.871*** (0.041) 民主参与 0.152 3* (0.083 8) 控制变量 已控制 已控制 地区效应 已控制 已控制 N 5 437 5 437 常数项 -0.427*** (0.069) 1.464*** (0.133) LM检验 384.455*** Wald F检验 431.687 rk Wald F检验 457.747 R2 0.121 F值 51.92 五 异质性检验
已有研究发现，女性缺位是农村社会政治生态的传统延续，但近年来农村女性居民的民主参与积极性不断提高，在破除性别歧视、推动村庄治理、助力乡村振兴等方面起到正向作用[27]。另外，受区域经济发展不协调、基础配套设施不平衡等因素影响，地区间民主参与的宽度与深度呈现差异性[28]。因此，本文将样本分为农村女性居民、农村男性居民、东部地区农村居民、中西部地区农村居民四个子样本再次进行回归，以检验民主参与对农村居民幸福感影响的性别和地区异质性，结果见表 7。
表 7 异质性检验结果变量名称 性别 地区 女性 男性 东部 中西部 民主参与 0.148*** 0.059 0. 132** 0.085** (0.044) (0.047) (0.053) (0.040) 控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 地区效应 已控制 已控制 已控制 已控制 N 2 830 2 607 2 077 3 360 R2 0.051 0.059 0.072 0.046 Log likelihood -3 151.780 -2 845.898 -2 160.611 -3 822.605 1. 农村女性居民民主参与在1%的统计水平上对其幸福感产生显著正向影响，而农村男性居民民主参与对其幸福感影响未通过显著性检验。可能的原因是，受传统父权文化观念、社会性别差异认知的影响，在民主参与问题上，农村男性居民参与历史久、人数多，甚至完全扮演“一把手”角色，掌握着更大的话语权。反观农村女性居民，她们在家庭分工中更多的是“主内而非主外”，即长期以料理家务、抚养子女及照顾长者为主，在民主参与中处于无声化、离散化的边缘状态。但随着农村社会结构的转型，农村女性地位与追求自我实现的意识不断上升，农村女性居民所掌握的家庭事务话语权、财产支配权和决策权不断扩大，对走出家庭有更深刻、具体的实践，在村庄治理及乡村就业创业中也开始出现女村官、女企业家等，农村女性居民在民主参与中实现了有声化、组织化的跨越式转变[29-30]。在这一过程中，农村女性居民也通过其自身影响力获得更多的社会认可与尊重，实现了为女性群体发声。因此，农村女性居民的民主参与更能够显著提升其幸福感。
2. 东部地区与中西部地区民主参与均在5%的统计水平上对农村居民幸福感产生显著正向影响，但东部地区的回归系数(0.132)略高于中西部地区(0.085)。可能的原因是，东部经济发达地区农村居民在收入、医疗、教育、互联网等资源获取方面拥有相对优势，由此，东部地区民主参与也具有渠道多样、方式新颖、范围广泛、信息通畅和程度较高等鲜明特点，尤其是“数字红利”发展下的较强民主价值取向，为东部地区农村居民通过民主参与表达自己的诉求奠定了坚实基础。另外，受村庄文化传统和治理变迁的影响，东部地区农村居民的民主观念较强，为了避免“寡头治理”，村民们在参与村庄理财、重大决策等民主活动中表现得更为积极、主动，农村居民能在民主参与中更加充分地发挥作用，并获得物质、精神等需求满足，其幸福感提升作用也较明显。反观中西部经济较不发达地区，由于受地理位置不佳、资源匮乏和经济发展水平较低等因素影响，新颖多样的民主形式还难以深入到每一村、每一户，农村居民表达民生需求意愿容易受阻[31-32]。因此，与中西部地区的农村居民相比，民主参与对东部地区农村居民幸福感的影响较高。
五. 结论与启示
本文以2017年中国综合社会调查数据(CGSS)为样本，基于Oprobit模型和调节效应模型，探讨了民主参与、社会公平感知与农村居民幸福感的影响，得到四点结论。
第一，民主参与能够有效提升农村居民幸福感，且既往重点关注的家庭收入对农村居民幸福感的影响力下降，表明精神层面的需求变化对农村居民幸福感的提升作用应该引起重视。此结论丰富与拓展了提升农村居民幸福感的内涵与路径。
第二，农村居民社会公平感知作为调节变量，有利于增强民主参与对农村居民幸福感的提升作用，而社会非常不公平的感知会削弱民主参与对幸福感的积极作用。社会公平感知印证了农村居民对其民主参与过程及结果的积极性评价，继而提升其幸福感，即社会公平感知能够有效提高民主参与对农村居民幸福感的积极影响。
第三，农村女性居民民主参与对其幸福感提升较农村男性居民更显著。女性对于自身地位平等、自尊独立的渴望日渐强烈，通过民主参与这一行为，农村女性居民可以在集体性事务，尤其是在重大公共事项决策上，与男性居民拥有同样的话语权。因此，农村女性居民民主参与对其幸福感的提升作用会更为明显。
第四，东部地区的民主参与对农村居民幸福感的提升作用略高于中西部地区。此结论也验证了当地区间经济水平存在差异时，民主参与对幸福感的提升作用也不同，东部地区经济发达，其精神文明建设较中西部地区更完善，民主参与对农村居民幸福感的积极影响也较大。
根据以上结论，得到四点启示。
第一，要认识到农村地区民主参与对居民幸福感提升的重要性，充分尊重农村居民的主体地位和参与诉求，发挥农村居民民主参与成功案例的引领和示范作用，进一步增强和深化农村居民的民主观念及民主意识，调动其民主参与的积极性与创造性，推动“自治”与“德治”“法治”的有机结合，实现人人参与、平等参与，切实有效地提升农村居民幸福感。
第二，要完善农村地区基础配套设施建设，优化公共资源配置，使农村居民平等共享改革发展成果。同时，要注意积极营造公平公正的社会氛围，切实发挥农村居民社会公平感知的积极作用，通过建立健全农村基层民主参与的制度体系，进一步提升农村居民对民主参与机会、过程、结果以及对村集体等组织的信任和满意度，有效推进全过程人民民主，进而提升农村居民的幸福感。
第三，要重视农村女性居民在民主参与中的作用，宣传并推动性别平等、时代新女性等意识深入人心，在农村各项教育培训、决策活动中要多鼓励农村女性居民参与其中，提升其民主参与的能力及水平。积极探索“妇女议事会”制度，把民主的“话筒”递到农村女性居民手中，使其为妇幼老等群体的权益发声，让民主参与的结果更与时俱进、温暖全面。
第四，要加大宣传和推广东部地区农村民主参与的新方式新方法，推动东中西部地区间民主参与等精神文明建设活动的交流，在合理借鉴中取长补短，以交流学习促改革、促发展。加强中西部地区农村民主参与平台的创新建设，如对村规民约、资金使用及重大决策等公共事务的公示，实现线下宣传栏与线上辅助模块的双联动，将民主参与中的利村民、利集体的措施落到实处、细处。
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图 3 实验一各指标情况
注: 图A是实验一净分数、好牌翻牌比、坏牌翻牌比；图B是好牌放弃比、坏牌放弃比，以及它们之差(净放弃)；图C是好牌跳过比、坏牌跳过比，以及它们之差(净跳过)。每个区块包含40个试次。下同。
表 1 变式IGT中得分分布情况
牌A 牌B 牌C 牌D 得分 -150 -1250 -25 -250 -200 +100 -25 +50 -250 +100 -50 +50 -300 +100 -75 +50 -350 +100 -75 +50 +100 +100 +50 +50 +100 +100 +50 +50 +100 +100 +50 +50 +100 +100 +50 +50 +100 +100 +50 +50 每10张牌的总损失 -1250 -1250 -250 -250 每10张牌有几张扣分牌 5 1 5 1 每10张牌的总得分 -750 -350 0 +200 好坏牌 坏牌 坏牌 好牌 好牌 
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表 2 实验一各变量的平均数、标准差和相关系数
变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 1.好牌放弃比 0.02 0.01 1.00 2.坏牌放弃比 0.02 0.01 0.88** 1.00 3.好牌跳过比 0.24 0.02 0.32 -0.02 1.00 4.坏牌跳过比 0.36 0.07 -0.78* -0.63 -0.10 1.00 5.净分数 0.12 0.07 -0.80* -0.54 -0.38 0.96** 1.00 6.进入平均反应时 1078.55 65.69 0.84** 0.83* 0.01 -0.64 -0.58 1.00 7.翻牌平均反应时 940.85 135.37 0.62 0.45 -0.01 -0.90** -0.85** 0.49 1.00 注：*p < 0.05，**p < 0.01。进入平均反应时是初步评估阶段选择进入的平均反应时，翻牌平均反应时是深思熟虑阶段选择翻牌的平均反应时。下同。
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表 3 实验一中净分数的回归分析结果
b SE t 95%CI β VIF 好牌放弃比 -0.91 1.43 -0.64 [-4.58, 2.76] -0.13 2.60 坏牌跳过比 0.93** 0.22 4.26** [0.37, 1.48] 0.86** 2.60 常数项 -0.19 0.10 -0.67 [-0.46, 0.07] - - Radj2 0.89 F 29.68** 注：b是非标准化回归系数，SE是b的标准误，t=b/SE，95%CI是b的95%置信区间，β是标准化回归系数，VIF是方差膨胀系数(越接近于1，多重共线性越轻)，Radj2是模型的校正决定系数，F是模型F值。下同。
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表 4 实验二各变量的平均数、标准差和相关系数
变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 1.好牌放弃比 0.03 0.01 1.00 2.坏牌放弃比 0.04 0.01 0.11 1.00 3.好牌跳过比 0.29 0.01 0.13 -0.70 1.00 4.坏牌跳过比 0.36 0.02 0.00 -0.54 -0.14 1.00 5.净分数 0.08 0.04 -0.33 0.75* -0.59 0.83* 1.00 6.进入平均反应时 1 010.51 103.15 0.12 -0.50 0.37 -0.71* -0.73* 1.00 7.翻牌平均反应时 905.42 58.36 0.24 -0.30 0.21 -0.60 -0.61 0.80* 1.00
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表 5 实验二中净分数的回归分析结果
b SE t 95%CI β VIF 坏牌放弃比 1.78 1.08 1.65 [-1.21, 4.77] 0.40 1.46 坏牌跳过比 0.71 0.44 1.62 [-0.51, 1.94] 0.48 2.20 进入平均反应时 -0.00 0.00 -0.68 [-0.00, 0.00] -0.20 2.09 常数项 -0.19 0.10 -0.67 [-0.46, 0.07] - - Radj2 0.72 F 7.08*
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表 6 实验三各变量的平均数、标准差和相关系数
变量 M SD 1 2 3 4 5 6 7 1.好牌放弃比 0.04 0.01 1.00 2.坏牌放弃比 0.04 0.02 0.77* 1.00 3.好牌跳过比 0.31 0.03 -0.71* -0.51 1.00 4.坏牌跳过比 0.40 0.06 -0.61 -0.51 0.91** 1.00 5.净分数 0.09 0.04 -0.50 -0.31 0.78* 0.95*** 1.00 6.进入平均反应时 859.20 81.24 0.77* 0.73* -0.88** -0.91** -0.79* 1.00 7.放弃平均反应时 995.97 186.70 0.84** 0.48 -0.75* -0.69 -0.66 0.81* 1.00 注：***p < 0.001。
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