治理单元调整与村庄的民主自治

付振奇

(湖南师范大学 公共管理学院，湖南 长沙 410081)

一、治理单元调整的演进与争论

乡村社会的治理是中国现代社会治理体系的重要组成部分，是乡村社会稳定和发展的基础。随着乡村社会的持续转型，治理困境的凸显激发了乡村社会治理体系的创新和嬗变[1]，其中以村庄合并和村庄治理重心下移最为常见，但两者在“治理单元”调整方向上的差异和各自推进中困境的凸显引发了学者们对农村社会治理单元调整走向的争论。然而，不论治理单元如何调整，均未脱离村民自治的基础框架，都需要确保村庄民主自治的开展。那么，两类方向迥异的治理单元调整，是否会影响到村庄民主自治的开展呢？如果会，其内在逻辑是什么？对这些问题的回答，能够丰富单元治理理论，也能够为2022年中央1号文件中“推进村委会规范化建设”的政策落地提供建议。

在城镇化进程中，出于对地方行政效率和公共服务成本等因素的考虑[2]，会将原有的多个行政村合并，新的行政村在面积、小组数量、人口上都会增加，村庄治理单元也因此而扩大。从村庄合并的演进轨迹来看，2002年的税费改革为精简村干部提供了可能[3]，随着人口流动的加剧，2004年的一号文件适时提出了“有条件的可实行并村”的倡议。自此，在国家土地政策、新农村建设与社区发展等力量的共同推动下[4]，湖南、山东、江苏、浙江等地相继掀起村庄合并热潮。国家统计局的数据显示，2004年到2020年，全国的行政村数量已由65.3万个下降至51.7万个，在消失的10余万个村庄中，多数村庄曾进行过合并。与此同时，部分村庄出现了治理困难的问题，“治理重心下移”的尝试也由此产生，其中广东清远、湖北秭归等地的尝试颇受关注。治理重心下移在形式上十分多样，既有直接将行政村设置到自然村或村民小组级别的，也有不改变原行政村设置，在自然村或村民小组层面设置民主决策组织的，但本质上来看，治理重心下移强调将治理资源放置在更低一级的组织，将自然村或村民小组作为基本治理单元来开展自治，是一种缩小治理单元的尝试。在2014年的一号文件中提出“开展以社区、村民小组为基本单元的村民自治试点”的要求后，2016年中央办公厅和国务院办公厅31号文件的发布，将以村民小组或自然村为基本单元的村民自治试点范围进一步扩大。自此，村庄合并和治理重心下移成为了当下治理单元调整中方向迥异的两类典型，其各自在推进过程中困境的凸显，也引发了学界的关注和争论[5]。

村庄合并并非仅发生在中国的现象，自20世纪50年代，欧洲、美国、日本等地都曾发生，学者们对其发生原因[6]、合并方式[7]等进行了研究，也有学者从市政层面对合并的整体效果及影响进行了衡量[8]。在中国村庄合并发生之初，学者们对是否要进行合并[9]、合并中农民权益的保障[10]、合并的规范与方式等进行了研究[11]，随着村庄合并的推进，合并带来的政治社会后果被学者们所关注[12]，尽管适度村庄合并能节约公共开支，但合并所引发的行政化导向加强[13]、农民利益受损[14]、村民社区意识弱化和村庄选举困难等问题[15]，也使村庄合并饱受争议。与此同时，在治理重心下移开展后，学者们开始对下移的形式进行归纳[16]，从所有权和治理单元关系的视角去研究其成效[17]，这些研究在肯定治理重心下移在为乡村社会提供公共服务、实现民主权利、促进集体发展方面取得成效的同时[18]，也指出治理重心下移使村庄面临着组织、制度等方面的困难，且与当前农村社会的流动性特征不符[19]，存在与基层治理的精简提效发展方向相悖等问题[20]。作为两种方向迥异的单元调整尝试，实践困境的凸显引发了学者们对治理单元调整走向的争论。

不论治理单元如何调整，都要确保村庄民主自治的规范开展，这是乡村社会治理有效的重要前提。然而，由于个案的独特性、研究视角的多元化等原因，当前尚缺乏从村庄民主自治开展的视角来对两类变革进行审视。微观调查数据的缺乏，也制约了对两类变革影响村庄治理的普遍性特征把握。为此，本文使用2012年、2015年和2018年的全国跟踪调研数据，来衡量两类单元调整对村庄民主自治造成的普遍性影响，厘清两类单元调整对乡村社会治理主体行为产生影响的内在逻辑，以丰富单元治理理论，为“推进村委会规范化建设”和提升乡村社会治理能力提供参考。

二、单元调整影响民主自治的理论逻辑

在1998年修订的《中华人民共和国村民委员会组织法》(以下简称村组法)中，将“四个民主”(民主选举、民主决策、民主监督、民主管理)作为村民自治的基本规则和重要内容[21]。随后的探索中，尽管村民自治实现形式多样，但“四个民主”始终都是村民自治运行的基石，因此，可将“四个民主”的实现作为衡量村庄民主自治开展的依据。从理论上来看，村庄合并及治理重心下移都改变了村庄的治理单元，改变了村庄规模、人口、治理环境等要素，这可能会影响村民的政治效能感和重要信息获取便利性，改变其参与村庄公共事务的积极性，进而影响村庄的民主管理。

(一)治理单元调整与民主选举

民主选举的直接表现形式是选举村干部。合并会使村庄的选举环境和治理规模发生变化，通常来说，合并后的村干部数量相对减少，但村干部对村庄资源的分配作用却更加突出,因此，村庄人事权常被激烈争夺[22]，村民会通过积极参与民主选举来选取自己信任的干部，以维护自身利益[23]。同时，合并后村庄人数的增多，会使个体在村中发挥作用的难度提升，因此，消极参与选举也会成为部分村民的选择[24]。治理重心下移后，若原行政村的设置层级不变，仅以村小组或自然村为主体开展自治，在熟人村落中，村民信息获取便利性增强，积极参与村庄选举为小集体争取利益对村民是有益的，治理重心下移后，若将行政村设置到自然村或村小组，村民的政治效能感也会随之提高，可能会更积极地参与民主选举。因此，可提出研究假说1。

假说1：村庄合并会使村民的积极选举与消极选举并存，治理重心下移会使村民获得信息的便利性增强，政治效能感提升，进而提升村民参与民主选举的积极性。

(二)治理单元调整与民主决策和监督

参加村民(代表)大会是村民参与村庄民主决策的主要形式，参加民主评议是村民实现民主监督的重要形式。与民主选举相比，民主决策的发生频次更高，这意味着村民参与民主决策需付出更多成本[25]。随着合并后自然村数量的增多，村民间的熟人关系会受到地域阻隔，信息获取的便利性随之减弱，村民参与民主决策也可能受到影响。民主评议虽发生频次不高，但却极其重要，事关村干部工作成绩的评定。在一个竞争性环境中，重要信息可能会被有意无意地湮没，而信息正是村民参与并实现村庄民主监督的重要保障[26]。治理重心下移后，治理单元涵盖的人口规模变小，村民意见容易被重视，其政治效能感也可能随之提升[27]，小范围的频繁互动会使重要信息更好流通，进而提升村民对民主决策和民主监督的参与。因此，可提出研究假说2。

假说2：村庄合并后，由于重要信息获取的不便，村民参与民主决策和民主监督的可能性会下降，治理重心的下移，会显著增强村民的政治效能感及重要信息获取便利性，进而提升村民参与民主决策和民主监督的概率。

(三)治理单元调整与民主管理

相对于个体的民主参与(民主选举、民主决策和民主监督)来说，民主管理是村庄开展村民自治的过程，村委会是其组织主体，其主要形式包括召开村民大会、村民代表大会、民主评议会议等。尽管《村组法》规定，重大事项要由村民大会决定，村民代表会议应每季度召开一次，民主评议每年至少进行一次，但各村的实际情况均有差异。召开会议次数的多少，除受村委会组织者的特质(如村干部的民主观念等)影响外，也会受到村民参与村庄公共事务积极性的影响。正如Green和任剑涛指出的，积极公民和消极公民在村庄民主中的作用都是显而易见的[28]，若村民热衷于村庄事务，民主管理也就容易开展，若村民选择消极参与，民主管理也容易流于形式，会议组织者可能会有意识地减少民主集会的召开次数[29]。尽管法律层面对民主管理的实施有强制要求，但在实践中，村委会往往会变通处置。在单元调整后，村民参与公共事务的积极性也会改变，无论是积极还是消极的参与行为，都可能会影响村庄民主管理的开展。因此，可提出研究假说3。

假说3：村庄合并后，村民公共事务参与积极性的下降，会导致村庄减少召开民主管理会议，治理重心下移后，村民公共事务参与积极性的提升，会促使村庄召开更多民主管理会议。

综上，可归纳出治理单元调整影响村庄民主自治的理论逻辑，如图1所示：

图1 治理单元调整影响村庄民主自治的理论逻辑

三、数据概况、变量说明与模型设定

(一)数据概况

本文使用数据来自华中师范大学中国农村调查数据库(CRS)，该调查在中国30个省份(不含西藏、港、澳、台)开展。在考虑经费、抽样误差等因素的前提下，调查结合全国行政村个数设定样本总量，依各省(区、市)农村人口比例来分配样本村庄数。对各省(区、市)内的县按经济发展水平进行分层抽样，在样本县内随机抽取样本村庄，依家庭经济状况对农户进行分层，从各层中随机抽选样本。考虑样本连续性及本文的研究主题，研究主要使用2018年的数据，同时结合2012年、2015年的数据，筛选出连续调查的村庄，作为测量村庄合并的依据，在数据清洗后，获调查样本3401个，涉及30个省份的234个村庄。

(二)变量说明

1.因变量

“四个民主”是村庄民主自治的主要内容。文中使用是否参加了最近一次选举投票来衡量村民参加选举投票的情况，使用是否参加村民(代表)大会来衡量民主决策的参与情况，使用是否参加村干部评议来衡量村民民主监督的参与情况，以上均为二元变量。村委会召开村民(代表)大会和民主评议是村庄开展民主管理的具体形式，文中使用当年这些会议的召开次数衡量。

2.关键变量

村庄合并和治理重心下移是本文的关键变量。从调查数据来看，多数人最近一次参加选举的时间都在2015年后，为确保关键变量和因变量的时序性，研究以2015年村庄的数据为参照点。通过对2012年到2015年间村庄数据的对比来确定村庄是否曾进行过合并，若村庄面积、村小组数及人口均有显著提高，则视为进行过合并，治理重心下移的衡量以村庄是否开展了以自然村或村民小组为基本单元的治理为标准，通过对村干部的调查获得。

3.中介变量

理论分析中提到政治效能感、重要信息获取便利性、村民参与公共事务的积极性可能是治理单元调整影响村庄民主自治的中介因素。政治效能感是指是个体认为其政治行为对整个政治过程能够产生影响力的感觉或信念[30]，因此，可使用村民认为过去“村中事务是否会征求自己意见”来衡量。此外，村委会对重要事项的通知，是村民在村内获取重要信息的官方渠道，可用来衡量村民对重要信息获取的便利性。村民参与公共事务的积极性，使用量表来衡量。

4.调节变量

理论分析中提到，村民对村庄自治的参与会考虑成本，而交通便利性会影响村民参与成本。实践中，在单元调整的同时，各村也会对交通条件进行改善，那么，交通便利性是否会改变单元调整对村庄民主自治的影响呢？同时，为解决村民自治参与积极性弱化的问题，部分村庄也会成立议事会或理事会(以下简称议事会)，通过组织架构的调整来开展民主自治，这是否会改变单元调整对村庄民主自治的影响呢？为此，本文将交通便利性和是否成立议事会作为调节变量，来衡量其中的变化。地形及道路状况会直接影响交通便利性，通常情况下，平原地形较为便利，其他地形相对不便，组组通和户户通工程也会改善交通便利性，本文依此设定交通便利性变量。若村庄是平原地形且实现了户户通，可视为非常便利，若村庄是平原地形且未实现户户通的(1)数据显示，未实现户户通的平原村庄，大多数实现了组组通，仅有个别村庄未完全实现组组通。，可视为较为便利，若村庄为非平原地形但实现了户户通，可视为一般便利，若村庄为非平原地形且未实现户户通，但实现了组组通的，可视为较为不便，若村庄为非平原地形且未实现组组通和户户通，可视作为非常不便。是否成立议事会为二元变量。

表1 各变量说明及描述性统计

5.其他控制变量

参照郭君平等人的研究经验[31]，在民主选举模型、民主决策模型和民主监督模型中，都加入了性别、年龄、教育、婚姻状况、健康状况、是否是村干部等个人特征变量，在民主选举模型中加入有无选举补贴的变量，在民主监督模型中加入有无监督组织变量。在对民主管理的估计中，村委会是召开村民(代表)大会或民主评议的组织者，但村民个体、村内其他组织也可能推动或制约会议的召开，因此，模型中加入了受访者对村务公开满意度、个人特征变量，村干部人数、村干部平均年龄变量，加入了有无监督组织、有无宗族组织、村中打工人数的比例作为控制变量，以减少模型的内生性问题，模型中均控制了样本所在的区域变量(2)本文依照国家统计局的区域划分方法，将北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南划分为东部区域，将山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南划分为中部区域，将辽宁、吉林和黑龙江划分为东北区域，其他为西部区域。。

结合研究主题，本文初步对单元调整后的村庄自治情况进行了统计。在村庄合并的样本中，参加选举的比例约为80%，参加村民(代表)大会的比例为48.97%，参加民主评议的比例为34.34%,村庄平均召开村民大会2.51次，平均召开村民代表大会6.07次，平均召开民主评议2.84次。在治理重心下移的样本中，参加村民选举的比例为85.07%，参加村民(代表)大会的比例为66.10%，参加民主评议的比例为43.78%，村庄平均召开村民大会2.99次，平均召开村民代表大会7.54次，平均召开民主评议3.50次。从初步的统计数据来看，治理重心下移村庄的民主自治开展情况要优于合并的村庄，具体如图2所示。

图2 单元调整后村庄民主参与情况和村庄民主管理情况

(三)基本模型设定

本文以民主选举、民主决策、民主监督和民主管理来衡量村庄民主自治开展情况，从因变量特征来看，既有二元变量也有频数变量，因此，可分别使用二元logit模型及半对数模型。

是否参加选举投票、是否参加村民代表大会、是否参加村干部评议均为二元变量，可使用二元Logit模型来分析，如果农户参加了最近一届的选举投票，或参加了当年的村民代表大会，或参加了对村干部的评议，那么Y=1，否则为0，j的取值为0或1，i表示农户，xi表示影响第i个农户参加选举投票的因素，β为待估参数，模型基本形式如下：

(1)

对村委会开展民主管理的估计使用半对数模型，基本形式为：

Ln(Y)=β0+β1Xi+β2Zi+σi

(2)

其中Y代表村中当年召开村民代表大会次数、村民大会次数或民主评议次数，其中X代表影响会议召开次数的因素，其中X表示衡量治理单元调整的变量，Z包含其他控制变量，i代表第i个农户，β表示待估参数。

四、单元调整影响民主自治的实证分析

在进行估计之前，本文对模型所涉变量进行了相关性检验，结果显示变量间的相关系数较小，不存在严重多重共线问题。文中对召开会议次数的变量取自然对数，以减少异方差问题。两类单元调整的衡量与村庄民主自治变量有一定时滞，规避了关键变量和因变量的互为因果关系问题，模型中使用稳健性标准误，以增强估计结果的可靠性。

(一)基准回归

表2首先就两类单元调整对村庄民主自治的影响进行了估计。结果显示，村庄合并后，村民参加选举投票的概率与单元未调整村庄的村民无明显差异，原因可能在于村庄合并后，既存在为激烈争夺权力而积极参与的现象，也存在消极参与的情况，因此，不显著是合理的。在村庄合并后，村民参加民主决策和民主监督的概率要显著低于单元未调整村庄的村民；开展了治理重心下移村庄的村民参与选举、民主决策和民主监督的概率都要明显高于单元未调整村庄的村民。从民主管理的开展情况来看，村庄合并后，村民大会的召开次数要低于单元未调整的村庄，但其他类型的会议召开不会有明显改变，村庄合并后，村民大会召开更为困难，因此变化也最为明显。开展了治理重心下移的村庄，召开村民大会的次数和召开民主评议的次数都要高于单元未调整的村庄，治理重心下移使村民大会和民主评议的召开更为便利。

表2 单元调整对村庄民主自治的影响

(二)稳健性检验

模型的内生性问题会导致估计偏误，反向因果关系、测量误差、自选择及模型误设等都可能是造成内生性的原因，对本文来说，由于关键变量和因变量之间存在明显的时间次序性，所以不存在反向因果关系问题。本部分通过改变自变量测量方式、倾向得分匹配和更改因变量的方式来进行稳健性检验。

1.改变自变量的测量方式

改变测量方式的目的在于解决可能存在的测量误差问题。基准回归中，对村庄合并的衡量是通过2015年的村庄数据与2012年的村庄数据对比得到，为避免测量误差，本部分使用2016年和2012年的数据对比，得到一组新的村庄合并数据，以佐证基准回归的结果。治理重心下移的数据是向村干部调查获得，产生测量偏误的可能性较小，但不排除有部分村庄的治理重心下移仅是停留在形式上的情况。从现实情况来看，开展了治理重心下移的村庄，多会成立议事会，这些组织多会在村庄治理中发挥较好的作用，因此，可使用议事会在村庄中发挥作用的情况，来替代治理重心下移变量。当然，也有部分村庄，并未进行治理重心下移，也设立了议事会，这些组织也可能会在村庄治理中发挥一定作用，因此，相比开展治理重心下移的村庄来说，改变测量方式后的变量涵盖范围略广。尽管如此，表3依旧得到了与表2一致的结果。

表3 更改测量方式后单元调整对村庄民主自治的影响

2.基于倾向得分匹配的检验

为解决可能存在的自选择及模型误设问题，本文采用倾向得分匹配(PSM)的方法进行稳健性检验。在使用PSM进行样本匹配时，确保了村民所在村庄除村庄合并及治理重心下移不同外，其他样本特征均近似相同。研究使用近邻匹配、半径匹配和核匹配三种方法对样本进行匹配，并计算平均处理效应(ATT)，得出了与基准回归一致的结论(3)由于篇幅限制，这里不再展示结果，有兴趣的可联系作者。。

3.改变因变量的回归

研究进一步通过改变因变量来佐证上述结论。从基准回归结果可以初步判定，村庄合并整体上并不利于民主自治的开展，治理重心下移整体上是有利于村庄民主自治开展的。在实际操作中，我们难以将前文的因变量一一替代，去检验其可信度，但基准回归反映了不同类型单元调整对村庄民主自治的影响趋势，也就是说，可以从整体性视角去佐证基准回归的可信度。因此，表4将因变量更换为对村民自治的整体效果评价、对村干部遵守自治规则的满意度评价这些能够反映村庄民主自治状况的指标，来进行稳健性检验。结果显示，合并村庄的村民自治整体效果要差于单元未调整村庄的，村民对村干部遵守自治规则的满意度也要低于单元未调整的村庄。而开展了治理重心下移村庄的自治整体效果要显著好于单元未调整的村庄，村民对村干部遵守自治规则的满意度也会更高。在改变了因变量后，得到了与基准回归类同的结论。

表4 更改因变量后单元调整对村庄民主自治的影响

(三)内在机制分析

为探究单元调整影响村庄民主自治的内在机制，本文构建了中介效应模型，形式如下：

Yi=β0+β1Xi+β2Zi+σi

(3)

Wi=γ0+γ1Xi+γ2Zi+τi

(4)

Yi=κ0+κ1Wi+κ2Xi+κ3Zi+μi

(5)

在模型中，W代表中介变量，其他变量与前文一致。中介效应模型的基本思路如下：首先模型(3)与基准回归模型一致，在β1显著的情况下，可进一步使用模型(4)和(5)来衡量中介效应，如果γ1和κ1都显著，且κ2的绝对值小于β1，说明中介作用是存在的，在两者都显著的同时，如果κ2不显著，那么说明发挥了完全中介作用，如果κ2也显著，那么说明发挥了部分中介作用，如果系数γ1和κ1至少有一个不显著，那么就需要进行Sobel检验，该检验显著，说明中介效应存在，不显著，说明中介效应不存在。

1.政治效能感的中介作用

治理单元调整后，村民参与治理时的政治效能感可能发生变化，政治效能感可能会影响村民的民主自治参与行为。表5对其进行了验证。模型(1)表明，村庄合并后，村民政治效能感的变化并不显著，在多数治理单元未调整的村庄，其原本的村民政治效能感并不高，村庄合并后，其政治效能感无显著变化也是合乎情理的。但治理重心下移会显著提升村民的政治效能感。模型(2)、(3)、(4)将政治效能感变量纳入后发现，治理重心下移变量的系数与表3相比，都有缩小且依旧显著，这表明在治理重心下移过程中，政治效能感发挥了部分中介效应，也就是说治理重心下移能够通过政治效能感的变化影响村民对民主选举、民主决策及民主监督的参与。就村庄合并来说，由于模型(1)中的村庄合并变量和模型(2)、(3)、(4)中的政治效能感变量仅有一个显著，参照郭晔等人的做法[32]，需要通过Sobel检验来验证中介效应是否存在，结果显示，Sobel检验结果并不显著，也就证实村庄合并不会通过政治效能感的变化来影响民主选举、民主决策和民主监督。

表5 政治效能感在单元调整影响村民民主参与中的中介作用

2.信息获取便利性的中介作用

在治理单元调整后，村庄的治理范围会有变化，个体信息获取便利程度随之改变，这可能会影响村民参与村庄治理的概率。表6对其进行了验证。模型(1)表明，村庄合并后，村民获取信息的便利性要低于单元未调整的村庄；治理重心下移后，村民获取信息的便利性要高于单元未调整的村庄。模型(2)、(3)、(4)中纳入信息获取便利性变量后，信息获取便利性对村民参与民主选举、民主决策、民主监督的影响都是显著的。而村庄合并仅对民主监督的影响是显著的，这说明，在民主决策环节，信息获取便利性有完全中介作用，而在民主监督环节，村庄合并的系数与基准回归相比，有所变小，说明信息获取便利性有部分中介作用。在加入信息获取便利性变量后，治理重心下移对村民参与民主选举、民主决策、民主监督的影响依旧是显著的，且模型(2)、(3)、(4)中关键变量系数与表2相比，都有缩小。可以认为在村庄合并影响民主决策和民主监督的过程中，以及治理重心下移影响民主参与的过程中，信息获取便利性都发挥了中介效应。也就是说，村庄合并因减少村民信息获取便利性，降低了村民参与民主决策和民主监督的概率；治理重心下移通过增强村民信息获取便利性，提升了村民民主参与的概率。

表6 信息获取便利性在单元调整影响村民民主参与中的中介作用

3.参加公共事务积极性的中介作用

前文发现，两类单元调整都会引起村民自治参与行为的变化，这正是村民参与村庄公共事务积极性改变的表现，而积极性的改变可能会影响到村庄民主管理的开展，表7对其进行了验证。模型(1)表明，村庄合并后，村民参加公共事务的积极性有显著下降，治理重心下移后，村民参加公共事务的积极性会显著提升。模型(2)表明，村民参加公共事务积极性在两类单元调整影响村庄召开村民大会次数中发挥部分中介作用。模型(3)表明，村民参加公共事务的积极性在两类单元调整影响村庄召开村民代表大会次数中发挥完全中介作用。模型(4)表明，村民参加公共事务积极性在村庄合并影响召开民主评议次数中发挥完全中介作用，在治理重心下移影响村庄召开民主评议次数中发挥部分中介作用。

表7 村民参加公共事务积极性在单元调整影响村庄民主管理中的中介作用

(四)进一步的讨论

1.交通便利性的调节作用

若要建立始源S和目标T的好的对应关系，就要遵循类比映射的规则。斯坦哈特在他的NETMET中使用了如下规则：比例类比原则、扩展到对照集原则、部分-整体原则、扩展到属性原则、互不一致原则等。这些规则大部分都是依据概念网络，用推理图式表示的。

表8对交通便利性在单元调整影响村庄民主自治中的调节作用进行了验证。结果显示，在村庄合并的同时，改善交通便利性并不会改变村民对民主选举、民主决策的参与，但会提升村民参与民主监督的概率；在治理重心下移同时，改善交通便利性能提升村民参与民主决策和民主监督的概率。在村庄合并的同时，交通便利性的改善会使村庄召开较少的村民代表大会，原因在于交通便利的村庄，合并的规模往往更大，人数更多，召开民主决策会议的难度也更大。在治理重心下移的同时，交通便利性的改善会提升村庄召开村民代表大会的次数，但村民大会和民主评议会议召开次数会有下降，原因可能在于村民代表大会对村民大会和民主评议有一定替代作用，重心下移后，村民彼此更为熟悉，通过村民代表大会能做出大部分决策。

表8 交通便利性在单元调整影响村庄民主自治中的调节作用

2.议事会成立的调节作用

表9对议事会成立在单元调整影响村庄民主自治中的调节作用进行了验证。结果显示，议事会的成立能显著提升村民的民主参与，但如果在村庄合并的同时设立议事会，并不会达到这样的效果，这反而会使村庄召开更少的民主决策会议。这可能与村庄合并后，村庄试图通过议事会来替代民主决策的功能有关。如果在治理重心下移同时设立议事会，那么村民民主参与的概率会下降，原因可能在于治理重心下移后，议事会在一定程度上替代了村委会的部分功能，成为了村庄事务的重要决策组织。在治理重心下移的同时成立议事会，并不会改变村庄召开民主决策会议的次数。以上表明，在村庄合并后，村内实现民主自治的难度提升，即便村委会试图寄希望于通过议事会来实现“四个民主”，但议事会显然不足以提升村民民主参与的积极性。在治理重心下移的同时，议事会的成立会在一定程度上替代村庄的民主决策功能。尽管议事会的成立在不同类型单元调整中的作用不同，但都能够促使村庄召开更多的民主评议会议。

表9 议事会的成立在单元调整影响村庄民主自治中的调节作用

五、结论与讨论

本文从村庄民主自治开展的角度，对村庄合并和治理重心下移两类治理单元调整变革进行了审视。结果发现，村庄合并后，村民参与民主选举的情况整体上并无显著改变，但村民参与民主决策和民主监督的行为会减少，落实民主管理难度增大。治理重心下移后，村民民主参与的概率有所提升，村庄开展民主管理较为容易。机制研究表明，单元调整通过改变村民重要信息获取便利性来影响村民的自治参与，政治效能感的变化是治理重心下移后，村民积极参与民主自治的另一个原因，这种积极性的改变，会直接影响村庄的民主管理。

从村庄民主自治开展的角度来审视两类治理单元调整改革，既是从微观行为层面对当前争论的文献补充，也是对单元治理理论的丰富。单元调整对村庄民主自治的冲击，要求我们在自治开展中做更多工作。在村庄合并的同时，需要着力提升村民政治效能感及信息获取的便利性，尽管部分村庄寄希望于议事会的成立来开展民主管理，但这并不意味着村委会可以放手，相反，正是因为村庄规模的扩大，村委会更需要在提升民主参与和落实民主管理上做更多工作，以确保村庄民主自治的成效。在自治重心下移的探索中，部分地区以改变行政设置层级的方式来实现治理重心下移，使村庄面临着较大的治理成本支出，与各地基层治理改革的诉求相悖，在不改变行政层级的情况下，因地制宜，尝试多种形式的自治实现方式，激发民主参与活力，不失为一种可行性较强的尝试。尽管村庄合并和治理重心下移在治理单元调整方向上相悖，但两者的推进各有其背景缘由，在实践中不必对某一类型的单元调整持完全否定态度。在既有的单元调整基础上，立足于强化村民的治理主体性，增强村民政治效能感，提升村民信息获取便利性及公共事务参与积极性，对村庄开展民主自治，推进村委会规范化建设都是有益的。