民主參與對農村居民幸福感的影響
——社會公平感知的調節效應

羅明忠, 陳偉漫, 林玉嬋

(華南農業大學 經濟管理學院，廣州 510642)

一、問題提出

改革開放以來，中國經濟迅速發展，農村居民生活水平大幅提升，人均可支配收入從1978年的134元提高至2021年的18 931元，增長了141倍。隨著物質生活的不斷改善，人們對精神需求的滿足愈益重視，更加關注“何為幸?！币约啊叭绾涡腋！?。黨的十九大報告明確指出，要使人民獲得感、安全感、幸福感更加充實、更有保障、更可持續。幸福感也被學術界視為“隱藏的國民財富”。因此，基于2035遠景目標和共同富裕宏偉目標，有效提升農村居民幸福感，是社會各界關注的焦點之一。

所謂幸福感是一種主觀心理感受，指個體按照自身標準，對其整體生活質量和個體發展評價后產生的積極性心理體驗[1]。幸福感不僅是人民生活水平的重要體現，也是經濟發展和公共政策的重要目標[2]。既往有關幸福感及其影響因素的研究，主要集中在經濟與社會層面，比如關注收入、就業、社會保障等因素對居民幸福感的影響[3-4]。但由于存在收入水平、教育程度、政治身份與城鄉分割等個體或城鄉差異，農村居民機會不均等，對其幸福感普遍存在負面影響。尤其是受社會階層制約，農村居民幸福感并不會因收入提高而顯著提升[5-6]。在社會結構、階層差距等因素出現變化時，農村居民幸福感會受到不同程度的影響，或多或少出現中國式的“伊斯特林悖論”，即經濟增長與農村居民幸福感提升并不同步，甚至兩者在短期內呈現反向發展的“有經濟增長、無幸福增長”現象[7]?；竟沧R是，農村居民幸福感水平會因個人、家庭及社會特征等差異而不同，但是，關于精神層面的民主參與對農村居民幸福感的影響研究有待補充。

事實上，在農村經濟社會不斷變革的背景下，農村居民通過民主參與表達自身利益訴求和政治主張的重要性不言而喻。從最初的挨家挨戶派票投票，到如今的座談會、選舉大會、網絡公開投票等多渠道并舉，在保障農村居民選舉權、表達權、監督權等基本民主權利的同時[8]，更好地反映了農村居民訴求的真實性、多樣性和時效性，有利于進一步優化農村資源配置，真正實現民主治村、和諧興村，提升農村居民幸福感。當然，涉及民主參與，“社會公平”這一要義必然貫穿始終。從所處環境、機會獲取到參與氛圍、政治信任等多方面的平等與否，都體現了農村居民的社會公平感知必然會在民主參與對其幸福感的影響中發生作用。為此，本文選取2017年中國綜合社會調查(CGSS)數據，實證檢驗民主參與對農村居民幸福感的影響，并進一步探究社會公平感知的調節作用，以期助力農村居民幸福感提升與2035遠景目標實現。

二、理論分析與研究假說

(一)民主參與對農村居民幸福感的影響

幸福感是全人類追求的至高境界。民主參與是人民群眾在基層直接行使自身民主權利的過程，其結果既關乎農村居民切身生活與利益，也關乎他們隨時代不斷發展的精神需求的滿足。民主參與是優化公共資源配置、滿足農村居民精神需求進而提升農村居民幸福感的重要途徑。

1. 民主參與有利于優化公共資源配置，進而提升農村居民幸福感。農村社區是國家基層治理的基礎單元，更是社會民生事業的“最后一公里”，但在公共資源分配上仍存在一定的短板。自古以來，從宗族、村民互助組到合作社等集體性組織，從口頭簡單契約到明文呈現的民約村規，都體現了農村民主參與在推動農村民主自治、推進村莊治理等方面起的正向作用。在民主參與的過程中，農村居民可以獲得如資金、組織等公共資源的支撐[9-10]?；仡欀袊r村“整體性扶貧”和“精準式扶貧”的奇跡，在自上而下的有效互動中，廣大農村居民積極主動的民主參與助推了扶貧政策的精準落地，實現了扶貧公共資源的合理調配與利用[11]。細化背后邏輯，農村居民通過民主參與，了解村莊政務、監督集體財務、表達自我訴求等，不僅在不同程度上加深對自身情況的認知和約束公有權利的行使，也極大地促進了農村公共資源配置朝著民主化、全面化的方向發展，充分體現了“為弱者賦權、給民眾惠果”的民主功能，切實促進了農村經濟社會發展，改善了農村居民的生活質量，進而有效提升農村居民的幸福感。

2. 民主參與滿足農村居民的社交需求、尊重和自我實現需求，成為影響農村居民幸福感的重要因素。所謂“倉廩實而知禮節，衣食足而知榮辱”，不同于受收入水平影響十分明顯的“自給自足”和“小富即安”的傳統農村社會，在中國全面消除絕對貧困、進入推動共同富裕新時代的社會背景下，農村居民對幸福美好生活的追求不再局限于生活富裕，關注重心逐漸由維持生計的單一生存需求，轉向關注平衡共享發展的多維度需求，對精神生活上的滿足程度愈益關注和重視[12-13]。正如馬斯洛需求層次理論所強調，當個體的基本生存需求和安全需求得到滿足后，便會開始關注高層次的社交與精神需求，對于平等社會交往以及自身民主、權利的意識表達需要必然上升。因此，民主參與作為農村居民當家作主最有效、最直接、最廣泛的途徑，滿足了農村居民的社交需求、尊重和自我實現需求等更高層次的需求，進而有效提升農村居民幸福感。由此，提出本文第一個研究假說：

H1 民主參與對農村居民幸福感具有正向影響。

(二)社會公平感知在民主參與影響農村居民幸福感中的調節效應

社會公平感知是農村居民對日常生活中的機會公平、過程公平與分配公平的評價，是檢驗社會民生平等和諧的試金石。公平的社會感知能夠有效增強農村居民獲得平等與尊重的滿足感、獲得感，進而強化民主參與對農村居民幸福感的積極作用。在某種程度上，社會公平感知反映出農村居民對村集體乃至上級組織的信任、對農村社會整體平等關系的肯定。在感知社會公平的積極情境下，農村居民參與村集體領導人選舉、村務日常運作的民主決策，體驗眾人提、眾人議、眾人定的機會公平、過程公平、結果公平全過程，使農村居民追求平等和被尊重的自我意識需求得到更好的滿足，有效強化了民主參與提升農村居民幸福感的正向影響。正如Wegener所強調，公正平等的社會規范有助于個體的工具理性邏輯順利運作[14]。

反之，在感知社會不公平的消極情境下，民主參與可能被認為是少數人的利益工具而非集體意志，從而降低農村居民的政治信任，削弱民主參與對居民幸福感的積極作用。社會不公平感知伴隨著權力尋租、政府腐敗等消極社會現象的出現而產生，不僅暴露了鄉村民主管理制度存在缺陷、民主參與主體混亂、村治組織弱化等弊端[15-16]，而且反映出金字塔式的資源分配導致農村居民對社會公平正義產生爭議，甚至出現質疑法治權威的現象。因而，在“患寡更患不均”的情況下，感知社會不公平的農村居民認為，其主人翁地位未受到充分尊重，不利于對民主參與的信任，進而削弱農村居民在民主參與中獲得的尊重與自我實現需求的滿足作用，弱化對其幸福感的積極影響。由此，提出本文第二個研究假說：

H2 社會公平感知在民主參與對農村居民幸福感的影響中發揮調節作用。

三、數據來源與變量選取

(一)數據來源

本文使用的數據來源于2017年中國綜合社會調查(Chinese General Social Survey，CGSS)。該調查由中國人民大學中國調查與數據中心開展，采用多階段分層概率抽樣，覆蓋全國28個省、自治區及直轄市的城鄉區域，涉及個人、家庭、社區及社會等多層次數據，總樣本量為12 582份，具有一定的綜合性、代表性。本文選取18周歲以上的農村戶籍受訪者為研究群體，在對樣本進一步篩選、剔除極端異常值與個別缺失值后，最終得到5 437份有效樣本。

如表1所示，感覺非常幸福和比較幸福的農村居民占比分別為15.58%和59.37%，14.55%的農村居民感覺“一般”，還有8.48%和2.02%的農村居民感覺比較不幸福和非常不幸福。樣本中有民主參與的農村居民為3 051人，其中感覺幸福的比例為77.29%，而無民主參與的農村居民為2 386人，其中感覺幸福的比例為71.96%，初步判斷，有民主參與的農村居民的幸福感略高于無民主參與的農村居民。

表1 樣本中農村居民幸福感分布概況

(二)變量選取

1．被解釋變量：農村居民幸福感。幸福感有主客觀之分，本文研究的是主觀幸福感，即個體在確定自身價值及標準的基礎上，對其個人或家庭生活品質、未來發展狀況、情緒變化等綜合評估產生的主觀情感判斷[2]，采用問卷中“您覺得您的生活是否幸福？”這一問題評價，對“非常不幸福、比較不幸福、一般、比較幸福、非常幸?！狈謩e賦1—5分。

2．核心解釋變量：民主參與。參考李輝婕等[17]的研究，選取問卷中“上次居委會選舉/村委會選舉，您是否參加了投票？”這一問題衡量，并對選擇項進行賦值。若參與過居委會選舉/村委會選舉投票，則視為有民主參與，賦值為1；反之，賦值為0。

3．調節變量：社會公平感知。參考沈蘇燕等人[4]的研究，選取問卷中“您認為當今的社會公不公平？”這一問題的評價，對 “非常不公平、比較不公平、一般、比較公平、非常公平”分別賦1—5分。

4．控制變量。本文分別引入農村居民個體、家庭及社會三類特征變量。個體特征包括性別、年齡、受教育年限、政治面貌、身體狀況、婚姻狀況、互聯網使用頻率等七個變量。其中，年齡為該年(2017年)減去出生年份所得值；受教育年限以實際學歷最高年限為刻畫標準；身體狀況為居民對其身體總體健康狀況的自我評估；互聯網使用頻率為互聯網(包括手機上網)的使用情況。家庭特征包括參保數量和家庭收入兩個變量。參保數量為是否參加醫療或養老保險，有則賦值為1，反之則為0，取最終加總值。社會特征包括社交頻率和社會信任兩個變量。社交頻率為空閑時間的社交、串門活動；社會信任為“社會大部分人可信任”這一題項的主觀判斷，對“非常不同意、比較不同意、一般、比較同意、非常同意”分別賦1—5分。

具體變量的定義、賦值及其描述性統計結果如表2所示。

表2 變量定義、賦值及其描述性統計結果

(三)模型構建

文中被解釋變量屬于多元有序變量,因此選用Oprobit非線性回歸方程進行計量分析。Oprobit方程式為：

yi=α0+βivotei+εiOEi+μi

(1)

為進一步探討社會公平感知在民主參與對農村居民幸福感影響中的作用，本文運用調節效應模型進行檢驗，構建如下回歸模型：

yi=α0+βivotei+δifairnessi+ηivotei×fairnessi+εiOEi+μi

(2)

其中，yi表示農村居民i的幸福感，votei表示農村居民i的民主參與，fairnessi表示農村居民i的社會公平感知，OEi表示控制變量，i為不同的農村居民，α0為常數項，β、δ、η、ε為待估計系數，μ為誤差項。

四、實證檢驗與討論

(一)基準回歸結果

如表3所示，在控制了個體特征、家庭特征和社會特征變量及地區效應的條件下，民主參與在1%的統計水平上對農村居民幸福感有正向影響。邊際效應的估計結果表明，相較于沒有民主參與的農村居民，有民主參與的農村居民感到非常不幸福、比較不幸福的概率分別下降0.4%和1.4%，感到非常幸福、比較幸福的概率分別提高2.4%和0.9%，說明民主參與能夠提升農村居民幸福感，與前文理論分析相一致，假說1得到驗證?？赡艿脑?，一是自身直接式主動未參與的農村居民，當對民主參與的程序或結果持消極觀點時，即認為是形式化的被動民主，對民主參與可能采取抵觸、漠視態度，其幸福感隨之降低；二是因民主參與的宣傳教育未完全貫徹到位、村莊居住點分散性等特點，出現少數農村居民被遺漏，使這一部分農村居民間接未民主參與，其幸福感也無法得到明顯提升。有民主參與的農村居民，通過行使民主權利向外界表達其利益訴求或政治主張，話語權得到尊重與實現，進一步滿足其內心對平等性、主體性的渴望[18-19]，能夠有效提升其幸福感。另外，民主推進有助于監督與規范村集體或政府等組織的行為，可以規避農村基層政府或集體組織在村莊事務上可能出現的片面性、不合理性，使得決策設計更符合民眾訴求；當民生福利得到改善，農村居民的獲得感也會更加明顯，繼而提升其幸福感。

表3 民主參與對農村居民幸福感影響的回歸結果

控制變量對農村居民幸福感的影響各異。性別、年齡、受教育年限、政治面貌、身體狀況、婚姻狀況、互聯網使用頻率、參保數量、家庭收入、社交頻率、社會信任等對農村居民幸福感均通過顯著性檢驗。首先，在1%的顯著性水平上，與農村女性居民相比，農村男性居民幸福感較低?？赡艿脑蚴?，現代社會經濟發展步伐加快，大多數中國男性在家庭經濟中起頂梁柱作用，面臨來自家庭、事業等方面的壓力更大，尤其是經濟發展相對落后的農村地區。一方面，農村男性居民需要外出務工以更大程度改善自身或家庭的生活，而部分老幼、婦女群體只能留守村莊，漂泊感制約著農村男性居民幸福感的提升；另一方面，少數農村地區仍舊存在不合時宜的傳統嫁娶觀念，使得當地農村男性居民面臨“婚姻擠壓”，婚姻資源的不對稱流動也導致農村男性居民出現較強的被剝奪感[20]。其次，家庭收入在10%的顯著性水平上對農村居民幸福感產生正向影響，與其他控制變量相比，家庭收入對農村居民幸福感的影響在比重上較低。究其原因，改革開放以來，居民物質生活水平不斷提高，農村居民的就業形式逐漸豐富化、創新化和多元化，由傳統單一的農業專業戶不斷向兼業戶轉變，甚至是完全從事二三產業，收入狀況有了較大改善。當收入到達一定水平時，其他非經濟要素開始發揮作用，如機會獲得、權利比較和社會支持等，即經濟要素不再完全占據主導影響地位，因此家庭收入對幸福感的提升作用在不同程度上出現弱化[6,13]。最后，社會特征變量對農村居民幸福感的影響由高到低依次為身體狀況、社會信任、互聯網使用頻率、婚姻狀況、參保數量、社交頻率、受教育年限、年齡等，且均在1%的顯著性水平上對農村居民幸福感有正向影響?？梢?，在探討農村居民幸福感的問題上，也需要加大對個體和家庭的生理、心理健康及其背后相關社會行為活動(社會人際交往、社會信息獲取等)的關注度，才能切實提升農村居民幸福感，真正做到增進民生福祉。

(二)調節效應檢驗

表4為調節效應檢驗結果，農村居民幸福感對民主參與和社會公平感知的交互項的回歸系數為0.055，在5%的統計水平上顯著，且對民主參與和社會公平感知的系數分別為-0.083和0.265，即yi=(0.055fairnessi-0.083)votei+0.265fairnessi，說明社會公平感知具有一定的調節效應，研究假說2得以驗證。由結果公式[21]可知，社會公平感知(fairnessi)越低，民主參與(votei)對幸福感(yi)的負效應越大，僅當社會公平感知大于1.509時，民主參與對幸福感才存在正效應，表明公平的社會感知有利于增強民主參與對農村居民幸福感的提升作用，但非常不公平的社會感知會削弱民主參與對農村居民幸福感的積極作用(見圖1)。

圖1 作用機制圖

表4 調節效應檢驗結果

可能的原因是，農村居民的社會公平感知越高，說明農村居民對自身地位、基本權利與資源獲得的平等狀況評價越積極，對民主參與的認同與信任程度越高，更愿意通過行使民主權利實現自我價值，提升自身的幸福感。并且，農村居民在民主參與過程中也可以推動村務結果透明化、村規民約切實化，有利于將鄉村管理的行政化與自治化結合起來，促進村民與村集體間利益協調，實現農村社會資源合理配置，逐步解決農村熱點難點問題；農村居民成為家鄉建設的參與者、支持者與獲益者，其集體責任感、參與效能感能夠繼續穩定發展[22]，繼而提升幸福感。反之，當農村居民社會公平感知很低，即出現社會非常不公平感知時，可能對民主參與的機會、過程和結果等產生排斥、懷疑等消極情緒或行為，逐漸弱化民主參與對其幸福感的提升作用[23]。

(三)穩健性檢驗

本文采用替換模型和增加樣本量的方法進行再估計，結果如表5所示，第一列的Ologit模型和第二列的OLS模型回歸系數分別為0.199和0.079，且均在1%的統計水平上顯著，與前文基準回歸結果基本保持一致，表明民主參與對農村居民幸福感具有提升作用這一研究結論是穩健的。由于前文只選取農村居民樣本進行分析，可能存在樣本全面性、系統性不足的問題，因此，在替換模型的基礎上，本文將CGSS2017中的城鎮居民也納入樣本中進行穩健性檢驗，回歸結果如表5的第三、四列所示，回歸系數分別為0.079和0.060，且均在1%的統計水平上顯著，表明檢驗結果具有穩健性，假說1再次得到驗證。

表5 穩健性檢驗結果

(四)內生性檢驗

民主參與可能存在內生性，即幸福感強的農村居民與其民主參與可能存在互為因果關系。為此，參考相關學者[24-25]的研究，本文選取“省級層面農村居民的投票率”作為民主參與的工具變量，一是滿足相關性，省級層面的投票率和居民民主參與具有一定的相關性；二是滿足外生性，省級層面的投票率并不能直接影響農村居民民主參與，只能通過區域民主的積極性氛圍比較間接影響農村居民的民主參與決策。因此，“省級層面農村居民的投票率”這一工具變量在理論上能夠同時滿足相關性與外生性的假設條件。

采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計，結果見表6。在第一階段回歸結果中，民主參與對農村居民幸福感產生正向影響，且在10%的統計水平上顯著，表明工具變量具有很強的相關性。而聯合顯著性檢驗的F值大于10，證明“省級層面農村居民的投票率”不存在弱工具變量的問題[26]。在第二階段回歸結果中，LM檢驗在1%的統計水平上顯著為正，而Wald外生性檢驗也拒絕了“投票率這一工具變量并不存在內生性”的原假設，表明基準回歸模型存在內生性問題。糾正內生性問題后，“投票率”變量在1%的統計水平上顯示為正，表明加入工具變量后，民主參與有助于提升農村居民幸福感的結論依然是真實可信的，與前文估計結果一致。

表6 內生性檢驗結果

(五)異質性檢驗

已有研究發現，女性缺位是農村社會政治生態的傳統延續，但近年來農村女性居民的民主參與積極性不斷提高，在破除性別歧視、推動村莊治理、助力鄉村振興等方面起到正向作用[27]。另外，受區域經濟發展不協調、基礎配套設施不平衡等因素影響，地區間民主參與的寬度與深度呈現差異性[28]。因此，本文將樣本分為農村女性居民、農村男性居民、東部地區農村居民、中西部地區農村居民四個子樣本再次進行回歸，以檢驗民主參與對農村居民幸福感影響的性別和地區異質性，結果見表7。

表7 異質性檢驗結果

1.農村女性居民民主參與在1%的統計水平上對其幸福感產生顯著正向影響，而農村男性居民民主參與對其幸福感影響未通過顯著性檢驗?？赡艿脑蚴?，受傳統父權文化觀念、社會性別差異認知的影響，在民主參與問題上，農村男性居民參與歷史久、人數多，甚至完全扮演“一把手”角色，掌握著更大的話語權。反觀農村女性居民，她們在家庭分工中更多的是“主內而非主外”，即長期以料理家務、撫養子女及照顧長者為主，在民主參與中處于無聲化、離散化的邊緣狀態。但隨著農村社會結構的轉型，農村女性地位與追求自我實現的意識不斷上升，農村女性居民所掌握的家庭事務話語權、財產支配權和決策權不斷擴大，對走出家庭有更深刻、具體的實踐，在村莊治理及鄉村就業創業中也開始出現女村官、女企業家等，農村女性居民在民主參與中實現了有聲化、組織化的跨越式轉變[29-30]。在這一過程中，農村女性居民也通過其自身影響力獲得更多的社會認可與尊重，實現了為女性群體發聲。因此，農村女性居民的民主參與更能夠顯著提升其幸福感。

2.東部地區與中西部地區民主參與均在5%的統計水平上對農村居民幸福感產生顯著正向影響，但東部地區的回歸系數(0.132)略高于中西部地區(0.085)?？赡艿脑蚴?，東部經濟發達地區農村居民在收入、醫療、教育、互聯網等資源獲取方面擁有相對優勢，由此，東部地區民主參與也具有渠道多樣、方式新穎、范圍廣泛、信息通暢和程度較高等鮮明特點，尤其是“數字紅利”發展下的較強民主價值取向，為東部地區農村居民通過民主參與表達自己的訴求奠定了堅實基礎。另外，受村莊文化傳統和治理變遷的影響，東部地區農村居民的民主觀念較強，為了避免“寡頭治理”，村民們在參與村莊理財、重大決策等民主活動中表現得更為積極、主動，農村居民能在民主參與中更加充分地發揮作用，并獲得物質、精神等需求滿足，其幸福感提升作用也較明顯。反觀中西部經濟較不發達地區，由于受地理位置不佳、資源匱乏和經濟發展水平較低等因素影響，新穎多樣的民主形式還難以深入到每一村、每一戶，農村居民表達民生需求意愿容易受阻[31-32]。因此，與中西部地區的農村居民相比，民主參與對東部地區農村居民幸福感的影響較高。

五、結論與啟示

本文以2017年中國綜合社會調查數據(CGSS)為樣本，基于Oprobit模型和調節效應模型，探討了民主參與、社會公平感知與農村居民幸福感的影響，得到四點結論。

第一，民主參與能夠有效提升農村居民幸福感，且既往重點關注的家庭收入對農村居民幸福感的影響力下降，表明精神層面的需求變化對農村居民幸福感的提升作用應該引起重視。此結論豐富與拓展了提升農村居民幸福感的內涵與路徑。

第二，農村居民社會公平感知作為調節變量，有利于增強民主參與對農村居民幸福感的提升作用，而社會非常不公平的感知會削弱民主參與對幸福感的積極作用。社會公平感知印證了農村居民對其民主參與過程及結果的積極性評價，繼而提升其幸福感，即社會公平感知能夠有效提高民主參與對農村居民幸福感的積極影響。

第三，農村女性居民民主參與對其幸福感提升較農村男性居民更顯著。女性對于自身地位平等、自尊獨立的渴望日漸強烈，通過民主參與這一行為，農村女性居民可以在集體性事務，尤其是在重大公共事項決策上，與男性居民擁有同樣的話語權。因此，農村女性居民民主參與對其幸福感的提升作用會更為明顯。

第四，東部地區的民主參與對農村居民幸福感的提升作用略高于中西部地區。此結論也驗證了當地區間經濟水平存在差異時，民主參與對幸福感的提升作用也不同，東部地區經濟發達，其精神文明建設較中西部地區更完善，民主參與對農村居民幸福感的積極影響也較大。

根據以上結論，得到四點啟示。

第一，要認識到農村地區民主參與對居民幸福感提升的重要性，充分尊重農村居民的主體地位和參與訴求，發揮農村居民民主參與成功案例的引領和示范作用，進一步增強和深化農村居民的民主觀念及民主意識，調動其民主參與的積極性與創造性，推動“自治”與“德治”“法治”的有機結合，實現人人參與、平等參與，切實有效地提升農村居民幸福感。

第二，要完善農村地區基礎配套設施建設，優化公共資源配置，使農村居民平等共享改革發展成果。同時，要注意積極營造公平公正的社會氛圍，切實發揮農村居民社會公平感知的積極作用，通過建立健全農村基層民主參與的制度體系，進一步提升農村居民對民主參與機會、過程、結果以及對村集體等組織的信任和滿意度，有效推進全過程人民民主，進而提升農村居民的幸福感。

第三，要重視農村女性居民在民主參與中的作用，宣傳并推動性別平等、時代新女性等意識深入人心，在農村各項教育培訓、決策活動中要多鼓勵農村女性居民參與其中，提升其民主參與的能力及水平。積極探索“婦女議事會”制度，把民主的“話筒”遞到農村女性居民手中，使其為婦幼老等群體的權益發聲，讓民主參與的結果更與時俱進、溫暖全面。

第四，要加大宣傳和推廣東部地區農村民主參與的新方式新方法，推動東中西部地區間民主參與等精神文明建設活動的交流，在合理借鑒中取長補短，以交流學習促改革、促發展。加強中西部地區農村民主參與平臺的創新建設，如對村規民約、資金使用及重大決策等公共事務的公示，實現線下宣傳欄與線上輔助模塊的雙聯動，將民主參與中的利村民、利集體的措施落到實處、細處。