三、统计结果

各回归模型的结果如表2-6所示。第一，在模型1中，主要解释变量是有关“选举激励”的一组变量，包括回答者主观认知的提名方式和选举竞争激烈程度以及代表的连任意愿。同时，控制了性别、年龄、民族、教育程度和代表是否是连任等变量的影响。如表2-6所示，回答者报告为“戴帽”下达、本级党组织直接提名和本级党组织通过选民提名这三种提名方式与议案建议数呈显著负相关（p＜0．01）。也就是说，相对于主观认知为选民自主联名提名的代表而言，主观认知为戴帽提名、本级党组织直接提名或本级党组织通过选民提名的代表往往更少提出议案和建议。代表报告为本级党组织经选民提名与投过反对票呈显著负相关（p＜0．01），也就是说，认为自己是本级党组织通过选民提名的代表比主观认知为选民自主联名提名的代表更少投反对票。从实际统计分析结果看，人大代表的连任意愿也与投过反对票或弃权票呈显著负相关（p＜0．01），代表越希望连任，越不可能投反对票或弃权票；形成对比的是，回答者报告的选举竞争激烈程度与投过反对票或弃权票都呈显著正相关（p＜0．01），也就是说，主观认知选举竞争越激烈的人大代表越可能投过反对票或弃权票。就控制变量而言，男代表更有可能投反对票或弃权票（p＜0．05），年龄越大的代表越不可能投弃权票（p＜0．01），汉族代表比少数民族代表更少提出议案建议，但更可能投弃权票（p＜0．05），受教育水平更高的代表更有可能投过反对票（p＜0．05）；连任的人大代表提出过更多的议案建议（p＜0．05），也更可能投过反对票和弃权票（p＜0．05）。

表2-6　多元回归结果

续表

注：*p＜0．1，**p＜0．05，***p＜0．01。

第二，在模型2中，我们加入了政治身份的一组变量。从表2-6可以看到，选举激励中各个变量与因变量的相关性仍然十分稳健，并未发生显著变化。此外，对于新加入的政治身份这组变量而言，领导干部与议案建议数呈显著负相关（p＜0．05），领导干部往往更少提出议案建议。党员身份与投过反对票呈一定的正相关（p＜0．1），也就是说，中共党员更有可能投过反对票。专职代表与议案建议数呈显著的正相关（p＜0．01），也即他们比兼职代表提出了更多的议案和建议。对于控制变量而言，加入政治身份之后，性别与投反对票之间的关系不再显著，但其他各控制变量的回归结果仍然比较稳健。

第三，在模型3中，我们加入了政治态度这组变量。可以看到，选举激励和政治身份两组变量与因变量的关系仍然非常稳健。而权威主义价值与投反对票呈现显著的负相关（p＜0．05），即代表的权威主义价值观念越强，越不可能投反对票。此外，政策满意度和投弃权票之间也有一定的相关性（p＜0．1）。代表的政策满意度越高，越可能投过弃权票。对于控制变量而言，相对于模型2，模型3中各控制变量的结果没有明显的变化。