土地征用恶化了农民对地方政府的评价吗？——基于CFPS调查的数据

江克忠 陈友华

(1.南京审计大学 公共经济学院,江苏 南京 211815；2.南京大学 社会学院，江苏 南京 210046)

土地征用恶化了农民对地方政府的评价吗？
——基于CFPS调查的数据

江克忠1,2陈友华2

(1.南京审计大学 公共经济学院,江苏 南京 211815；2.南京大学 社会学院，江苏 南京 210046)

本文利用中国家庭追踪调查项目2010年和2012年的调查数据，将土地征用视为一项准实验，采用局部线性回归的双重差分倾向值匹配方法，以及基于内核匹配的家庭固定效应模型估计方法，实证研究了土地征用对地方政府声誉的影响。研究发现：相对于2010年，2012年农民对地方政府的满意度评价显著下降，但土地征用显著提高了被征地农民对地方政府的满意度评价；同时，被征地农民的婚姻状况、健康状况、是否有非农工作、是否受到政府不公正对待等因素，也显著影响其对地方政府的满意度评价。

土地征用；地方政府；满意度评价；CFPS

一、引言

伴随着中国工业化和城市化进程的快速发展，农村地区土地征用的范围不断扩大，力度不断加大，土地征用使农村社会结构发生显著变化的同时，也造成了不同利益主体之间的冲突。已有研究表明，绝大部分农民对土地征用呈现出期盼的态度[1-4]，同时，由土地征用所引发的各类矛盾以及群体性事件也成为社会焦点和影响农村地区稳定、和谐发展的重要问题[5-7]。一方面，农民期盼土地被征用，另一方面，土地征用导致了大量的抵制、上访和群体性事件，土地征用到底是恶化还是改善了被征地农民对地方政府的满意度评价呢？本文从中国土地征用的制度安排和实践出发，以政府信任、政府满意度等相关理论为基础，分析了农民因土地被征用可能导致的对地方政府满意度评价的变化，并采用中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简称CFPS)项目2010年和2012年的调查数据，实证研究了土地征用对地方政府声誉的影响,以期对促进地方政府与被征地农民之间的良性互动、实现社会的稳定与和谐发展提供理论与现实参考。

二、文献综述

农村土地征用涉及地方政府、用地企业、村集体和农民四方的利益，现有研究已达成以下共识：作为土地征用的参与者和决策者，地方政府在农村土地征用中处于主导地位，且获得巨大的土地收益。这是因为，在现有制度安排下，农村土地的所有者是村集体而非农户或农民个人，农民没有权利处置或出售土地的所有权，只是拥有土地的使用权和部分收益权，村集体虽然是土地的所有者，但在土地征用中没有权力直接将农业用地转化为非农用地并在市场上进行交易，农村土地进入一级市场的合法途径只有通过国家征收，地方政府既是农村集体土地的唯一“买家”，也是非农用地的唯一“供应者”。同时，由于地方政府在土地一级市场上的垄断地位，在地方财政支出压力不断加大和发展辖区经济等多重目标导向下，地方政府在征地过程中，或是与用地企业“合谋”，或是采取“低价征用，高价转让”的方式，获取巨大的土地收益[8-12]。基于以上的原因，部分研究者认为我国农村土地征用的补偿标准过低[13-14]，也有研究者认为我国农村土地征用程序的公正和合理性还有待提高[15-17]。

作为农村土地征用的直接利益相关者，现有研究主要关注土地征用对被征地农民收入水平、生活信心和福利水平的影响及农民对土地征用的满意度。其中，史清华等[16]认为，土地征用对农民收入的负面影响不显著，大部分被征地农户的收入不降反升。李永友等[18]认为，发达地区失地农民获得丰厚的物质补偿，但失地农民对市民身份的认同度较低。高进云等[19]在亚马蒂亚·森的可行能力框架下，使用模糊评价方法对农地城市流转前后农民的福利水平进行了比较，发现农地城市流转导致农户总体福利水平略有下降，除居住条件有所改善外，农民的经济状况、社会保障、社区生活、环境和心理状况都有不同程度的恶化。王伟等[20]基于亚马蒂亚·森的可行能力理论，采用准自然实验的方法，发现农民被征地后的福利水平略有提高。叶剑平等[15-17，21]研究表明，数量规模庞大的农民对土地征用不满意，包括土地征用补偿标准的高低、土地征用程序是否公正和合理，农民性别、年龄、身份等个体特征变量都显著影响其对土地征用的满意度。

作为中国工业化、城市化和现代化发展的必经途径和政策手段，地方政府对农村土地的征用，或是出于发展地方经济的目标，或是出于满足辖区居民公共需要的目的。关于地方政府对农村土地征用的总体绩效的考核，学界还缺乏足够的关注，即便有所关注，现有研究或是观点上存在争议，或是研究方法上还存在缺陷。

第一，从既有研究成果看，无论是土地征用前后农民收入、福利水平的变化，还是农民对土地征用事件的满意度，都不是衡量政府土地征用绩效的科学依据。上世纪80年代，“新公共管理”运动在各国兴起，政府治理从“以政府为中心”向“以满足民众的需求为中心”转变，公众对政府的评价(满意度)成为评估政府绩效的主要依据；本文选择农民对地方政府的满意度评价作为考察政府土地征用绩效的标准。

第二，虽然现有很多研究都认同土地征用的补偿标准过低、土地征用的程序还缺乏公平和合理，进而不利于被征地农民对地方政府的满意度评价；但是，考虑到我国城乡存在巨大的收入差距，公共品(服务)也处于严重失衡的状态，而土地征用带来被征地地区城镇化的快速发展，农民所享受到的公共品(服务)、非农工作机会、社会保障水平等有可能得到提高，进而有可能改善被征地农民对地方政府的满意度评价。

第三，既有的大部分文献或是对农民被征地前后的目标变量进行比较，或是采用多元回归模型检验土地征用对目标变量的影响，无论是协方差控制比较方法，还是多元回归模型方法，反映的只是相关关系，即在一般的实证研究中，由于存在其他变量混淆自变量和目标变量之间的关系，研究很难得出土地征用对目标变量的“净影响”，目标变量的变化可能并不完全是由征地导致，而受农民个体的年龄、性别、受教育程度等混淆变量的影响，或本身具有一定的时间趋势。本文将土地征用类比于自然科学实验中对被实验对象施加的某种“处理”，即视土地征用为一项准实验，进而采用非参数回归的倾向值分析方法，实证研究土地征用对目标变量的影响，旨在解决这一关键问题：在其他因素保持不变(或其他情形均相同)的情况下，研究土地征用所导致的农民对地方政府满意度评价的净影响。

三、研究方法

总体而言，农村的土地征用是地方政府的发展规划、土地的地理位置、用地企业的选择等因素的综合结果，由于地理位置、资源禀赋、被征地农民和未被征地农民的人口学特征变量等初始条件的差异，分析土地征用对目标变量(农民对地方政府的满意度评价)的影响，采用传统的回归方法存在“选择偏差”。我们以被征地家庭作为处理组，未被征地家庭作为参照组，但是，现实可以观测到的是处理组目标变量征地后的结果，而处理组目标变量没有征地事件的结果是不能观测到的，这种状态也称为“反事实”[22]。倾向值分析就是为了解决这种不可观测事实的方法，其基本思想是：将处理组和参照组样本通过一定的方式匹配后，在其他条件相同的情况下，通过比较处理组与参照组目标变量的差异来判断土地征用与目标变量之间的因果关系。在本文中，倾向值是指所研究的农户家庭在控制可观测到的混淆变量的情况下可能受到土地征用影响的条件概率，混淆变量包括农户家庭所在村庄(社区)、农户家庭、农民个人特征等变量。在控制倾向值的方法中，匹配方法比较简便易行，其基本逻辑是将处理组的样本与参照组的样本进行配对，使相匹配样本的倾向值相等或者近似，已有的混淆变量已经在倾向值的配对过程中被控制，处理组和控制组样本目标变量的差异就可以归因于土地征用事件的有无，而不受其他混淆变量的影响，进而控制和消除选择性误差的影响。Rosenbaum等[23]用数理方法证明：将混淆变量纳入logit回归模型产生一个预测样本接受某事件影响的概率(倾向值)，可以通过控制倾向值来遏制选择性误差对研究结论的影响，从而保证因果结论的可靠性。

倾向值匹配方法包括邻近匹配、半径匹配和整体匹配等方法。其中无论是邻近匹配还是半径匹配，其算法都是属于1对1，或1对n(n指一个固定的数字)匹配，目的在于找到1个或n个在倾向值或观测协变量上与一个接受处理的样本匹配最佳的参照。但在实际应用中，这一类型的匹配并不是很有效，因为在一个事先确定的尺度内每一接受处理的样本可能存在n个以上的参照；而且，大多数情况下，一个尺度内与一个接受控制的样本接近的参照的数目是变动的，但与参照接近的相对程度却被忽略。而整体匹配方法，控制组每个样本的匹配结果为参照组的全部个体(通常去掉在共同支持域之外的样本)，同时根据样本距离不同而给予不同的权重(距离近的样本权重较大，距离远的样本权重较小)，从而使用了比其他匹配算法相对更多的信息。具体方法如下[24]：

记I0、I1分别为指示一个样本是属于参照组还是处理组的一套符号，Y0、Y1分别是参照组和处理组样本目标变量的结果；为了估计处理组中每一样本i∈I1的干预效应，结果Y1i与未被干预样本中被匹配的样本j∈I0的结果Y0j的均值进行比较。倾向值P(X)则基于协变量X使用logit回归得到，匹配以倾向值P(X)为基础来构建。当一个未被干预的参照组样本估计的倾向值更接近于被干预样本i∈I1时，该未被干预样本在建构结果的加权平均值时就会得到一个更大的权数，将对被干预样本的平均干预效应记为ATT，平均干预效应的表达式为：

(1)

倾向值匹配方法可以应用于两个时点上的数据，以研究动态形式的干预事件所导致的变化，同时可以控制不可观测但不随时间变化的组间差异，得到更可靠的干预效果，称为双重差分倾向值匹配，是估计ATT效应的一种特殊形式。以(Y1ti-Y1t′i)替换Y1i，以(Y0tj-Y0t′j)替换Y0j，其中t表示干预后的时间点，t′表示干预前的时间点，则ATT的估计量为：

(2)

式(2)中，W(i,j)是根据某一被干预样本i∈I1和每一未被干预样本j∈I0之间倾向值的距离推导得到的权数，使用内核匹配或局部线性回归匹配，整体匹配方法对每个i计算W(i,j)，方法是：赋予在倾向值上距离i更近(更接近)的j以一个更大的W(i,j)值，而赋予在倾向值上距离i更远(更末端)的j以一个更小的W(i,j)值。通过下述公式使用三次立方函数的局部线性回归或lowess(一种未知且复杂的函数进行修匀的非参数方法)可以确定W(i,j)：

(3)

式(3)中，G(·)是三次立方内核函数，k为落入宽带中的观测样本数，Pi是焦点(构建反事实的加权平均值的某一被干预样本的倾向值)，Pj和Pk分别是落入跨距中的第j和第k个未被干预样本的倾向值，即j∈I0和k∈I0，且Gij=(Pj-Pi)/k。

四、实证研究

(一)数据来源

中国家庭追踪调查(CFPS)是一项全国性的综合社会跟踪调查项目，旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层面的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。CFPS样本覆盖25个省市、自治区，目标样本规模为16 000户，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员，其中，2010年的基线调查，完成14 960户家庭的访问，2012年的追踪调查，完成13 316户家庭的访问[25]。

(二)变量选择和样本描述性统计

结合CFPS项目的调查内容，以家庭主事者作为本文研究对象。其中，研究的目标变量为家庭主事者对本县(市)政府的满意度评价；协变量(混淆变量)包括：①家庭主事者人口学特征变量，②家庭及家庭所在村庄(社区)特征变量，相关变量的名称和说明参见表1。

我们以农村地区家庭作为研究对象，选择2010年和以前没有经历土地征用的家庭，与2012年的追踪调查数据进行合并，得到研究样本。其中，以2012年调查中有土地被征用的家庭作为处理组，以2012年及以前没有土地被征用的家庭作为参照组，处理组样本数为136个，参照组样本数为4760个，相关变量的描述性统计如表2所示。

表1 变量选择和说明

总体上，单因素方差分析表明：(1)在土地被征用之前的2010年，参照组样本对地方政府满意度评价的均值高于处理组样本，而在土地被征用的2012年，参照组样本对地方政府满意度评价的均值低于处理组样本，但两个年份中二者之间的差异都不显著；(2)相对于2010年，2012年参照组和处理组样本对地方政府满意度评价的均值都有下降；(3)自变量除了家庭所在村庄是否风景名胜区、是否有污染源、是否矿产资源区等3个变量外，其他变量的均值在处理组和参照组之间都不存在显著的差异。

表2 变量描述性统计

说明：P检验值是指单因素方差分析的P检验值，以检验相关变量的均值在处理组和参照组之间是否存在显著的差异。

(三)实证研究结果

实证研究由以下步骤构成：(1)首先使用logit模型对2010年的调查数据进行回归(其中处理组被解释变量等于1、参照组被解释变量等于0)，得到所有样本的预测概率；(2)创建一个logit得分并将该logit定义为倾向值；(3)创建一个差值得分(即目标变量在2012年和2010年之间的差值)，此差值得分被设定为结果变量，即进行双重差分倾向值匹配；(4)以一种随机顺序对样本数据加以排序并设定一个随机数字以确保每次能够得到相同的结果，使用局部线性回归匹配方法得到估计结果，同时使用自助抽样估计方法进行显著性检验。

logit模型回归结果如表3所示。其中，家庭主事者特征变量、家庭特征变量等对农民家庭土地是否被征用不存在显著的影响，当样本家庭所在村庄周围有污染源或属于矿产资源区时，农户家庭土地被征用的可能性显著提高。

表3 预测倾向值的logit模型回归结果

说明：括号内为t检验值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

运行局部线性回归并进行双重差分倾向值匹配的结果如表4所示(其中，内核函数使用的是三次立方内核函数，宽带值为0.06)。总体上，与2010年相比，2012年处理组样本和参照组样本家庭主事者对本县(市)政府的满意度评价都有下降，土地征用导致农村家庭主事者对本县(市)政府的满意度评价提高了0.055个单位，而且统计上显著。也就是说，总体上，农民对地方政府的满意度评价呈现下降的趋势，但土地征用显著改善了被征地农民对地方政府的满意度评价。

表4 采用局部线性回归的双重差分倾向值匹配结果

说明：*表示95%置信区间不包括零值，或者双尾检验时p<0.05。

(四)匹配变量的平衡性检验

实证研究中，如果倾向值匹配估计得较准确，则应使得协变量在匹配后的处理组与参照组之间分布较均匀，即各协变量的均值较接近；通过考察各个协变量的标准化偏差，以去掉变量计量单位的影响，一般要求标准化差距不超过10%。匹配变量的平衡性检验结果如表5所示，从表5可以看出，虽然匹配后部分变量的标准化差距大于10%，而且部分变量匹配后的标准化偏差有增加，但总体上t检验的结果表明处理组和参照组各变量的均值无系统性的差异，即倾向值匹配估计结果较准确。

(五)敏感性分析

宽带是用来界定跨距的比例，宽带确定了落入跨距中的观测样本数目，宽带的选择会影响拟合曲线的修匀程度，它也是会对基于内核匹配的结果造成影响的一个重要设定，在实证研究中，可以通过改变宽带的设定值进行敏感性分析。我们通过将宽带值设定为0.01、0.05和0.8，研究结果如表6所示，和表4的结果相比，验证了研究结论的稳健性。另一方面，在实证研究中，当被干预的样本落在共同支持域的下端之外(即低logit的样本)和未被干预的样本落在共同支持域的上端之外(即高logit的样本)，即某些接受干预的样本找不到匹配者时，倾向值匹配通常会将这些样本排除出研究；即使是对于被匹配上的样本而言，处在共同支持域两端的相匹配者可能也是数量稀少的，这意味着对被干预者的干预效应的估计并不是很有效。针对这一问题，我们采用Shenyang Guo等推荐使用的修剪策略，得到表7的估计结果，具体做法是：在将宽带固定在默认取值的情况下，删除那些倾向值比未被干预样本倾向值的最大值更大或最小值更小的被干预样本的2%、5%或10%，分析结果对修剪程度变化的敏感性。和表4的结果相比，也验证了研究结论的稳健性。

表5 匹配变量的平衡性检验

表6 敏感性分析结果(改变宽带)

说明：*表示95%置信区间不包括零值，或者双尾检验时p<0.05。

表7 敏感性分析结果(修剪方案)

说明：*表示95%置信区间不包括零值，或者双尾检验时p<0.05。

(六)家庭固定效应模型回归结果

为了控制家庭不可观测因素对实证研究结果的影响，我们在内核匹配的基础上，采用家庭固定效应模型，研究土地征用导致的农民家庭主事者对地方政府满意度评价的影响。研究由以下步骤构成：(1)在前文logit模型回归结果的基础上，运行内核匹配(三次立方内核函数)产生一个权数(weights)；(2)采用家庭固定效应加权回归，得到土地征用对被解释变量影响的净效应。模型设置如下：

Yti·weightsi=β0+β1·periodi+

β2·periodi·treatedi+βk·Xkti+eti

(4)

式(4)中，Yti为被解释变量(对本县(市)政府的满意度评价)；weightsi为权重；periodi为时期虚拟变量，2010年取值为0，2012年取值为1；treatedi为个体虚拟变量，参照组样本取值为0，处理组样本取值为1；periodi·treatedi为时期虚拟变量和个体虚拟变量的交互项，其系数反映了土地征用的净效应，如果β2显著为正，表明土地征用对被解释变量的影响有正的净效应，反之，如果β2显著为负，表明土地征用对被解释变量的影响有负的净效应，如果β2不显著，表明土地征用对被解释变量没有显著的影响；Xkti为其他解释变量，eti为残差项。

家庭固定效应模型回归结果列于表8中，由表8可知，总体上，土地征用显著提高了农民家庭主事者对地方政府的满意度评价，同时，相对于2010年，2012年农民家庭主事者对地方政府的满意度评价显著下降，与前文研究结论一致。 研究还发现，相对于未婚、丧偶等农村家庭主事者，在婚或同居的农村家庭主事者对地方政府的满意度评价显著较高；自评健康较好的农村家庭主事者，其对地方政府的满意度评价也显著较高；有非农工作的农村家庭主事者对地方政府的满意度评价显著低于没有非农工作的农村家庭主事者；当农村家庭主事者曾经受到过政府不公正的对待，其对地方政府的满意度评价也显著较低。

表8 家庭固定效应模型回归结果

说明：(1)括号内为t检验值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；(2)个体虚拟变量以及部分解释变量由于在两个年份之间没有发生变化，在回归中被自动去掉。

五、结论和讨论

本文将土地征用视为一项准实验，利用中国家庭追踪调查项目2010年和2012年的调查数据，采用局部线性回归的双重差分倾向值匹配方法，同时在内核匹配的基础上，采用家庭固定效应模型估计方法，实证研究了土地征用导致的农民对地方政府满意度评价的变化。综合本文的研究，得出以下结论：

第一，土地征用显著提高了被征地农民对地方政府的满意度评价。这也验证了为什么绝大多数农民对土地征用呈期盼的态度[1,4]，那么，如何解释农村土地征用所导致的各类矛盾、抵制、上访和群体性事件呢？一方面，征地补偿款过低、征地程序缺乏透明和公正、部分政府工作人员在征地过程中的贪污腐败行为可能引发被征地农民的不满[17,21]；另一方面，“期望差异理论”认为，当公众的期望高于政府实际工作成效时，进而会对政府产生不满情绪[26-29]，也就是说，部分农民可能对土地征用的收益期望太高，而当现实不能满足其过高的期望时，引发不满行为，土地征用中部分“钉子户”就是典型的例证。

第二，相对于2010年，2012年农民对地方政府的满意度评价出现显著的下降。Inglehart[30]、Dalton[31]等研究发现，上世纪中期以来，发达国家的民众对政府信任普遍呈下降的趋势，而且民众对政府信任度的下降与政府治理水平没有必然的联系，主要原因包括：随着经济的发展，民众对政府公共服务提出新的需求，或是对政府的期望值增加，而政府的治理总是落后于民众的需求或期望,同时，由于文化的转向和后现代世界观的出现，民众对政府提出更多的批评。史天健等[32]的研究也表明，与世界的情况大体一致，我国民众对政府的信任度也呈下降趋势；尉建文等[33]的研究发现，在汶川地震中，尽管灾后重建取得了巨大的成就，但灾区群众对各级政府的满意度都在下降；主要原因也在于随着社会转型和经济进步，政府的治理总是落后于民众的需求或期望。

第三，农民个体特征，包括婚姻、健康状况、是否有非农工作以及是否受到政府不公正的对待等因素，也显著影响其对地方政府的满意度评价。王正绪[34]认为，对自己生活满意度越高的个体，其对政府的满意度也越高；Cheryl等[35]认为政府(包括政府工作人员)的行为是否正确和恰当，会显著影响公众对政府的评价。本文的研究结论与此相类似，其中，相对于丧偶或离异的农民，与配偶共同生活的农民对地方政府的满意度评价更高；健康状况更好的农民对地方政府的满意度评价也更高；而当农民曾经受到政府的不公正对待时，其对地方政府的满意度评价显著较低。同时，Dalton[36]、王正绪[34]等研究发现，公民所受教育程度越高，在社会阶层中的地位越高，其对政府的满意度越低，批评政府的可能性反而越大；这可能是本文中有非农工作的农民对地方政府的满意度评价较低的原因。

致谢：感谢北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)提供中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简称CFPS)项目数据，文责自负！

[1] 郑风田.农民为什么盼征地？[J].中国经济周刊，2011(49):18．

[2] 朱启臻.一些农民希望国家征用土地[J].农村工作通讯，2012(3):48．

[3] 汝信,付崇兰.中国城乡一体化发展报告(2011)[M].北京：社会科学文献出版社，2011．

[4] 杨华.城郊农民的预期征地拆迁：概况、表现与影响——以荆门市城郊农村为例[J].华中科技大学学报:社会科学版，2013(2):98-105．

[5] 汝信,陆学艺,李培林.2011年中国社会形势分析与预测[M].北京：社会科学文献出版社，2010．

[6] 于建嵘.当前我国群体性事件的主要类型及其基本特征[J].中国政法大学学报，2009(6):114-120．

[7] 于建嵘.抗争性政治：中国政治社会学基本问题[M].北京：人民出版社，2010．

[8] 陶然,袁飞,曹广忠.区域竞争、土地出让与地方财政效应：基于1999-2003年中国地级城市面板数据的分析[J].世界经济，2007(10):15-27．

[9] 周飞舟.生财有道：土地开发和转让中的政府和农民[J].社会学研究，2007(1):49-82．

[10]梁若冰.财政分权下的晋升激励、部门利益与土地违法[J].经济学(季刊)，2010(1):283-306．

[11]张莉,徐现祥,王贤彬.地方官员合谋与土地违法[J].世界经济,2011(3):72-88．

[12]左翔,殷醒民.土地一级市场垄断与地方公共品供给[J].经济学(季刊)，2013(2):693-718．

[13]陈莹,谭术魁,张安录.公益性、非公益性土地征收补偿的差异性研究——基于湖北省4市54村543户农户问卷和83个征收案例的实证[J].管理世界，2009(10):72-79．

[14]ZhangXueying,HaiyuanLu．Compensationfor compulsory land acquisition in China：to rebuild expropriated farmer’s long-term livelihoods[EB/OL].[2016-12-25].http://escholarship.org/uc/item/5qz0x0wh.

[15]叶剑平,丰雷,蒋妍, 等.2008年中国农村土地使用权调查研究——17省份调查结果及政策建议[J].管理世界，2010(1)：64-73．

[16]史清华，晋洪涛，卓建伟.征地一定降低农民收入吗：上海7村调查——兼论现行征地制度的缺陷与改革[J].管理世界，2011(3)：77-82．

[17]刘祥琪，陈钊，赵阳.程序公正先于货币补偿：农民征地满意度的决定[J].管理世界，2012(2)：44-51．

[18]李永友，徐楠.个体特征、制度性因素与失地农民市民化——基于浙江省富阳等地调查数据的实证考察[J].管理世界，2011(1)：62-70．

[19]高进云，乔荣锋，张安录.农地城市流转前后农户福利变化的模糊评价——基于森的可行能力理论[J].管理世界，2007(6)：45-55．

[20]王伟，马超.不同征地补偿模式下失地农民福利变化研究——来自准自然实验模糊评价的证据[J].经济与管理研究，2013(4)：52-60．

[21]王海港，李伟巍，罗凤金.什么样的农民容易上访？——对失地农民上访倾向的实证分析[J].世界经济文汇，2010(2)：1-11．

[22]Rubin Donald B．Estimating causal effects of treatments in randomized and nonrandomized studies[J]．Journal of Educational Psychology，1974，66(5)：688-701．

[23]Rosenbaum Paul R，Rubin Donald B.The central role of the propensity score in observational studies for causal effects[J].Biometrika，1983，70(1)：41-55．

[24]Shenyang Guo,Mark W Fraser.Propensity score analysis：statistical methods and applications[M].SAGE Publication，2014:392．

[25]北京大学中国社会科学调查中心.中国家庭追踪调查(CFPS)[EB/OL].[2016-12-25].http://www.isss.edu.cn/cfps/.

[26]Ryzin V,Gregg G.Expectations，performance，and citizen satisfaction with urban services[J].Journal of Policy Analysis and Management，2004，23(3):433-448．

[27]Ryzin V,Gregg G.Testing the expectancy disconfirmation model of citizen satisfaction with local government[J].Journal of Public Administration Research and Theory，2006，16(4)：599-611．

[28]Salehi Khadijeh Homay，Abolfazle Heydari.Measuring villagers’ satisfaction about performance of village government at Shemiranat in large Lavasan：a scope for the use of models[J].International Journal of Bio-Resource and Stress Management，2012，3(1)：119-121．

[29]张欢，张强，陆奇斌.政府满意度与民众期望管理初探——基于汶川地震灾区的案例研究[J].当代世界与社会主义，2008(6)：99-104．

[30]Ronald Inglehart.Culture shift in advanced industrial society[M].New Jersey:Princeton University Press，1989．

[31]Russell J Dalton．Democratic challenges，democratic choices：the erosion of political support in advanced industrial democracies[M].Oxford：Oxford University Press，2004．

[32]史天健，吕杰.Political trust in the People’s Republic of China：continuity and change(1993-2002)[M]∥“经济全球化进程中的和谐社会建设与危机管理”国际学术研讨会论文集，重庆：2007．

[33]尉建文,谢镇荣.灾后重建中的政府满意度——基于汶川地震的经验发现[J].社会学研究，2015(1):97-113．

[34]王正绪.亚太六国国民对政府绩效的满意度[J].经济社会体制比较，2011(1)：99-109．

[35]Cheryl Barnes ,Derek Gill.Working paper: declining government performance? Why citizens don’t trust government[EB/OL].[2016-12-25].http://www.ssc.govt.nz/wp9.

[36]Russell J Dalton. The social transformation of trust in government[J]. International Review of Sociology, 2007,15(1):133-154.

[责任编辑 彭国庆]

2017-02-14

教育部人文社会科学重点研究基地重大项目(编号：14JJD840007)；中国博士后科学基金项目(编号：2015M571720).

江克忠，南京审计大学公共经济学院讲师，博士，南京大学社会学院博士后流动站研究人员，主要从事家庭经济学研究.

F301

A

10.3969/j.issn.1009-3699.2017.04.010