郭君平，寧愛照，曲 頌，夏 英

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081)

絕對(duì)貧困和主觀貧困抑制還是激發(fā)農(nóng)民政治參與？

郭君平，寧愛照，曲 頌*，夏 英

(中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081)

以我國5省(區(qū))10縣1 000戶農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過建構(gòu)多維分析框架探究絕對(duì)貧困與主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與的抑制效應(yīng)或激發(fā)作用。研究發(fā)現(xiàn)：在當(dāng)前農(nóng)村政治環(huán)境中的不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下，絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與態(tài)度的抑制效應(yīng)都不顯著，但對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與行為的影響各不相同。其中，在國際3.1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)和2010年國家貧困線下，絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與行為均有顯著抑制效應(yīng)。不僅如此，無論貧困標(biāo)準(zhǔn)高低，絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽的抑制效應(yīng)都不明顯，然而在中等以上貧困標(biāo)準(zhǔn)下，絕對(duì)貧困均可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽。此外，主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)雖對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度和高層次政治參與行為無顯著影響，但對(duì)他們低層次政治參與行為和高層次政治參與態(tài)度有明顯激發(fā)作用；而且農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)越高，越能促進(jìn)其高、低層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽。

絕對(duì)貧困；主觀貧困；農(nóng)民政治參與

引 言

政治參與是當(dāng)代民主理論發(fā)展的主要內(nèi)容,是公民當(dāng)家作主的基本權(quán)利、方式和手段,是衡量一個(gè)國家民主發(fā)展程度的重要標(biāo)志。農(nóng)民政治參與旨在影響村級(jí)組織和政府決策,使之反映個(gè)人意志,從而維護(hù)和保障自身權(quán)益。然而,經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定上層建筑,離開了制度化的物質(zhì)基礎(chǔ),難有高度發(fā)達(dá)的民主政治。塞繆爾·亨廷頓認(rèn)為：“社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)政治參與的擴(kuò)大,造就參與基礎(chǔ)的多樣化,并導(dǎo)致自動(dòng)參與代替動(dòng)員參與;高水平的政治參與總是與更高水平的發(fā)展相伴隨,而且社會(huì)和經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)的社會(huì),也趨向于賦予政治參與更高的價(jià)值”[1]。同理,對(duì)于農(nóng)民個(gè)體,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和農(nóng)戶家庭收入水平對(duì)他們政治參與具有重要的決定性作用。當(dāng)具備一定物質(zhì)條件時(shí),農(nóng)民才有空閑時(shí)間和精力興趣參與政治活動(dòng);當(dāng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展至一定程度,才可能普及電視、電腦等大眾傳媒設(shè)備,突破多種局限或障礙,拓寬農(nóng)民獲取政治信息的渠道,提高政治參與效率。這說明貧窮是制約農(nóng)民政治參與的重要因素。

貧困農(nóng)民身為國家公民,理應(yīng)平等享有并積極有效行使政治參與權(quán)利。但貧困農(nóng)民在政治參與方面處于“外涼內(nèi)冷”狀態(tài),即政治參與態(tài)度不熱切且實(shí)際參與率更低。據(jù)中國社會(huì)科學(xué)院創(chuàng)新工程“中國農(nóng)民福祉研究”課題組對(duì)蘇、遼、贛、寧、黔5省區(qū)的調(diào)查,在2008年、2010年、2011年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)和2016年國際3.1美元貧困線標(biāo)準(zhǔn)下,71%～81%的貧困農(nóng)民偏好村委會(huì)選舉,67%～76%的貧困農(nóng)民偏好村公共事務(wù)管理;但事實(shí)上,55%～60%的貧困農(nóng)民參與了村委會(huì)選舉,64%～81%的貧困農(nóng)民參與了村公共事務(wù)管理;而且45%～50%的貧困農(nóng)民對(duì)村委會(huì)選舉的參與態(tài)度與行為正向自洽,64%～77%的貧困農(nóng)民對(duì)村公共事務(wù)管理的參與態(tài)度與行為正向自洽。

加強(qiáng)貧困農(nóng)民政治參與是社會(huì)主義民主政治發(fā)展的客觀要求。我國經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)、文化的發(fā)展對(duì)貧困農(nóng)民政治參與既有一定推動(dòng)作用,也包含不少制約因素(如利益表達(dá)和利益訴求機(jī)制尚不完善),這使社會(huì)轉(zhuǎn)型期貧困農(nóng)民政治參與面臨機(jī)遇和挑戰(zhàn)并存的境地。有鑒于此,探析絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度、行為的影響,從而論證促進(jìn)貧困農(nóng)民政治參與的重要性和必要性,對(duì)推進(jìn)基層民主政治建設(shè)具有較強(qiáng)的理論意義和政策價(jià)值。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外研究主要集中在以下三個(gè)方面:

1.絕對(duì)貧困的界定和度量。“絕對(duì)貧困觀”基于“生計(jì)維持”和“基本需要”兩種思路將缺乏維持某種基本生存和保障狀態(tài)的能力描述為“貧困”。其中,“生計(jì)維持思路”最早出現(xiàn)在英國學(xué)者Rowntree所著的《貧困:城鎮(zhèn)生活的研究》一書中,該思路將維持生計(jì)的最低物質(zhì)性條件(被認(rèn)為具有不變性和普世性)視為貧困狀態(tài)[2],此后被多國政府和國際機(jī)構(gòu)沿用,如美國、中國以及世界銀行等。“基本需要思路”則不再限于維持生計(jì)的衣食住等物質(zhì)滿足,還關(guān)注公共環(huán)境衛(wèi)生、教育和文化設(shè)施等社會(huì)保障內(nèi)容[3],其實(shí)質(zhì)是“生計(jì)維持思路”的加強(qiáng)版。很多國際組織如聯(lián)合國、國際勞工組織以及國際發(fā)展問題獨(dú)立委員會(huì)等越來越多地采用此種理念。無論實(shí)證分析貧困問題抑或探討扶貧政策,都需先擇定貧困標(biāo)準(zhǔn)這一工具來測量和識(shí)別貧困人口[4]。絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)常以保證人們基本需要的收入或消費(fèi)水平來表示。世界銀行制定的絕對(duì)貧困線得到普遍認(rèn)可和接受,但各國會(huì)根據(jù)國情作相應(yīng)調(diào)整。1978年以來,中國政府先后采用過3個(gè)貧困標(biāo)準(zhǔn)用于指導(dǎo)扶貧實(shí)踐活動(dòng),分別是“1978年標(biāo)準(zhǔn)”“2008年標(biāo)準(zhǔn)”“2010 年標(biāo)準(zhǔn)”[5]。2011年,中國將2011-2020年的農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)確定為“按2010年價(jià)格水平每人每年2 300元”[6]。2015年,世界銀行又根據(jù)2011年ICP項(xiàng)目的PPP數(shù)據(jù)計(jì)算得到兩條國際貧困標(biāo)準(zhǔn):一是極端貧困標(biāo)準(zhǔn),每人每天1.9美元(基本溫飽水平);二是高貧困標(biāo)準(zhǔn),每人每天3.1美元(穩(wěn)定溫飽水平)。

2.主觀貧困及其測量標(biāo)準(zhǔn)。隨著人們對(duì)貧困內(nèi)涵的認(rèn)識(shí)不斷超越歷史條件的制約,主觀貧困(subjective poverty)問題及其相關(guān)理論逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要研究領(lǐng)域。主觀貧困即貧困的自我感知或“自決”,是人們對(duì)自身不理想生活方式的“自評(píng)”而非“他定”。此概念最初以主觀貧困線身份出現(xiàn),在學(xué)術(shù)史上源于學(xué)者對(duì)客觀貧困線的反思[7]。20世紀(jì)70年代以荷蘭學(xué)者為代表的國外研究人員率先提出了主觀貧困線測量法。該方法是通過專門的調(diào)查問卷來獲得個(gè)體對(duì)于最小收入或基本經(jīng)濟(jì)情況的評(píng)價(jià),并對(duì)所獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析從而推算出貧困線。按照調(diào)查問題類型的不同,主觀貧困線的測量方法可劃分為SPL型(subjective poverty line,基于受訪者維持家庭生活的最低收入問題)、LPL型(leyden poverty line,基于受訪者對(duì)于家庭不同收入水平的評(píng)價(jià)問題)和CSPPL型(centre for social policy poverty line,基于受訪者利用實(shí)際可支配收入維持生活的難度問題)3種[8-10]。

3.農(nóng)民政治參與意愿和行為的影響因素?，F(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)主要以農(nóng)民(總體)及農(nóng)民工、農(nóng)村婦女、農(nóng)村青年為研究對(duì)象,分析其政治參與(村委會(huì)選舉和村公共事務(wù)管理)的影響因素,大致可歸納如下幾方面:一是個(gè)體因素,如年齡、性別、受教育程度、健康狀況、就業(yè)類型、就業(yè)地點(diǎn)(本地或外地)、政治面貌、政治認(rèn)知、政治信任感等;二是經(jīng)濟(jì)因素,如工資性收入、利益關(guān)聯(lián)度、村集體經(jīng)濟(jì)收入、家庭經(jīng)濟(jì)條件、村民相對(duì)生活水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式等;三是社會(huì)文化環(huán)境因素,如農(nóng)村利益格局變化、社會(huì)階層分化、家庭意識(shí)、宗族意識(shí)、鄉(xiāng)土觀念、信息傳播媒介等;四是地理區(qū)位因素,如城鄉(xiāng)地理空間距離、東中西部、內(nèi)陸與沿海邊疆、漢族地區(qū)與少數(shù)民族聚居地等;五是政治心理因素,如權(quán)力崇拜與畏懼心理、政治依附心理等;六是制度因素,如程序公平性、城鄉(xiāng)分治的二元結(jié)構(gòu)、農(nóng)村義務(wù)教育制度、社會(huì)保障制度等;七是組織因素,如地區(qū)性組織、行業(yè)性組織或?qū)ｉT性自治組織等[11-15]。其中,部分因素的作用方向和顯著性尚未明晰、情況各異。

本文在以下方面可能有所創(chuàng)新:一是研究內(nèi)容新,首次量化分析絕對(duì)貧困和主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度、參與行為及二者正向自洽的影響方向和作用程度。二是分析框架新。其中核心自變量絕對(duì)貧困(4種不同評(píng)判標(biāo)準(zhǔn))與因變量農(nóng)民政治參與(3個(gè)子內(nèi)容)構(gòu)成既深入又系統(tǒng)的“多維分析范式”。

二、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自中國社會(huì)科學(xué)院創(chuàng)新工程項(xiàng)目“中國農(nóng)民福祉研究”課題組2014年開展的農(nóng)村實(shí)地調(diào)查。首先,根據(jù)農(nóng)民人均純收入指標(biāo),將全國所有縣級(jí)行政區(qū)(統(tǒng)稱為“縣”)分成高、較高、中、較低、低5類;其次,按相同方法從上述5類中各選取2個(gè)同省的縣(或縣級(jí)市),最終確定江蘇省洪澤縣和啟東市、遼寧省興城市和鳳城市、江西省安義縣和星子縣、寧夏回族自治區(qū)鹽池縣和彭陽縣、貴州省晴隆縣和納雍縣5省(區(qū))10縣(市)作為樣本地區(qū);最后,采用分層隨機(jī)抽樣方法,從以上各縣中確定農(nóng)村住戶調(diào)查樣本。

原則上,每個(gè)樣本住戶以調(diào)查時(shí)實(shí)際在家的1位成年人為調(diào)查對(duì)象。此次入戶調(diào)查共獲得有效樣本1 000戶。根據(jù)表1可知:(1)在國家貧困標(biāo)準(zhǔn)下,受訪者多處于非貧困狀態(tài);相反,在國際3.1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)下,受訪者多屬于貧困人口,貧困發(fā)生率為60%。(2)受訪者中年人(45～59歲)居多,占40.4%;整體男女比例約為1.58:1,其中非黨員、已婚者占比分別高達(dá)82.6%和94.4%。(3)受訪者文化程度以小學(xué)及以下為主,占49.2%,完成初中和高中教育者分別占35.3%和12.2%。(4)受訪者中漢族農(nóng)民是少數(shù)民族農(nóng)民的2倍多,村干部或村民代表約是普通農(nóng)民的1/6,在外地(鄉(xiāng)鎮(zhèn)外)就業(yè)的不足5%。(5)分區(qū)域看,東、中、西部地區(qū)的受訪者分別占40.3%、20.2%和39.5%。

表1 樣本戶的個(gè)體基本特征

注:貧困與否標(biāo)準(zhǔn)Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ分別根據(jù)2008年、2010年、2011年國家貧困線和2016年國際每人每天3.1美元貧困線設(shè)定;年齡按世界衛(wèi)生組織最新分段法劃分:44歲及以下為青年，45～59歲為中年、60歲及以上為老年;受教育年限按對(duì)應(yīng)學(xué)歷劃分:6年及以下為小學(xué)以下，7～9年為初中、10～12年為高中，13年及以上為大學(xué)本科以上

(二)變量設(shè)置與定義

各變量賦值情況及其描述性統(tǒng)計(jì)分析見表2。

1.因變量。本文將村委會(huì)選舉視為鄉(xiāng)村社會(huì)的高層次政治參與形式,而將村公共事務(wù)管理視作農(nóng)民低層次政治參與形式。村委會(huì)選舉是村民自治的前提和基礎(chǔ)，具有我國國情所決定的特殊性。農(nóng)村公共事務(wù)的性質(zhì)決定了農(nóng)民參與治理的必要性,通過參與不僅有益于增強(qiáng)農(nóng)民對(duì)公共事務(wù)的認(rèn)同感,亦有助于提高農(nóng)村公共事務(wù)建設(shè)的適用性和效率。

表2 各變量賦值情況及其描述性統(tǒng)計(jì)分析

遵循問題相關(guān)性或相似性原則,全文共設(shè)6個(gè)因變量。其中,農(nóng)民高、低政治參與態(tài)度均通過自我報(bào)告法中的語義區(qū)分量表直接測量、采集,在問卷中設(shè)置了規(guī)避型態(tài)度(aversion attitude)、中性型態(tài)度(neutral attitude)以及偏好型態(tài)度(preference attitude)3種選項(xiàng);政治參與行為分為參與和不參與;基于此,農(nóng)民政治參與態(tài)度與行為關(guān)系分為“正向自洽”(即“偏好型態(tài)度”指向“參與了”的情況)和“其他”2項(xiàng)。

2.自變量。除了態(tài)度測量方法(量表的科學(xué)性)和訪談氛圍外,農(nóng)民政治參與態(tài)度、行為選擇及兩者邏輯關(guān)系還取決于其他重要因素或外部條件。結(jié)合前人研究成果、效用函數(shù)理論、政治參與成本收益理論以及實(shí)際數(shù)據(jù)的可獲得性,將自變量引入計(jì)量模型。

經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)決定上層建筑,相比貧困農(nóng)民,理論上非貧困農(nóng)民對(duì)政治生活的興趣度和關(guān)注度更高。農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)越高,其通過政治手段關(guān)切、表達(dá)及追求自身利益的愿望越強(qiáng)烈。其中,主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)(SPL),在一定程度上是絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困兩概念的混合體。參照Goedhart和Praag等的定義,本文以受訪農(nóng)民自評(píng)家庭生活所需純收入的下限值除以戶人口數(shù)所得人均值作為測量指標(biāo)。誤工補(bǔ)貼可作為補(bǔ)償性收益降低農(nóng)民政治參與的部分實(shí)際成本和機(jī)會(huì)成本。個(gè)體特征方面,年齡在政治參與上的差異突出表現(xiàn)在認(rèn)知、態(tài)度和關(guān)心度。男女政治參與態(tài)度或行為因先天稟賦、家庭分工等不同而存在性別差異。受教育年限與政治參與行為的相關(guān)性是相對(duì)或有條件的,且突出表現(xiàn)在參與意識(shí)層面。不同民族農(nóng)民因宗教信仰、文化習(xí)俗各異而形成不同的政治參與偏好。健康狀況是衡量農(nóng)民政治參與能力的重要指標(biāo)之一。

社會(huì)資本方面,可分為契約型資本和關(guān)系型資本。采用婚姻狀況、政治面貌、社會(huì)身份等指標(biāo)來度量契約型資本,關(guān)系型資本則采用人際關(guān)系滿意度指標(biāo)。相對(duì)而言,已婚、黨員、村干部或村民代表等諸種身份因能幫助農(nóng)民獲得更多外界支持而有利于他們政治參與。環(huán)境因素方面包括就業(yè)環(huán)境、信息環(huán)境和地理環(huán)境。就業(yè)環(huán)境選擇就業(yè)地點(diǎn)和主要就業(yè)類型2個(gè)指標(biāo)。信息環(huán)境選擇是否知悉政治活動(dòng)時(shí)間指標(biāo),用于反映村干部傳播信息和村民獲取信息的條件。地理環(huán)境選擇設(shè)置區(qū)位虛擬變量,以西部省區(qū)為參照,旨在考察東、中、西部地區(qū)農(nóng)民政治參與態(tài)度與行為選擇偏差的區(qū)域差異性。

(三)模型設(shè)定

在界定前述各變量的基礎(chǔ)上,設(shè)置如下實(shí)證分析模型:

(1)

式(1)中,Yk為上文6個(gè)因變量;Apovertyn表示4種貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)民是否絕對(duì)貧困;Spoverty表示農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn);β0、β1、β2為待估參數(shù);Xi為其他控制變量;ε隨機(jī)誤差項(xiàng),m為控制變量的個(gè)數(shù)。

1.兩類貧困和農(nóng)民政治參與態(tài)度之間的關(guān)系。設(shè)p為農(nóng)民政治參與態(tài)度的發(fā)生概率,則有:

p(y≤j)=p1+…+pj

(2)

農(nóng)民偏好型、中性型政治參與態(tài)度與規(guī)避型政治參與態(tài)度的概率之比,被稱為事件發(fā)生比(Odds),記為pj/(1-pj)其數(shù)學(xué)表達(dá)式為:

(3)

式(3)中,p1+p2…+pk+1=1。對(duì)Odds進(jìn)行對(duì)數(shù)變換,則得到有序logit回歸模型的線性表達(dá)式:

(4)

2.兩類貧困和農(nóng)民政治參與行為及其與態(tài)度正向自洽之間的關(guān)系。假設(shè)農(nóng)民政治參與行為及其與態(tài)度正向自洽是按照效用最大化原則進(jìn)行,可建立如下Logit二元離散選擇模型:

(5)

式(5)中,偏回歸系數(shù)(β)為相應(yīng)自變量變動(dòng)一個(gè)單位所帶來的對(duì)數(shù)發(fā)生比ln(P/(1-P))的改變量,無直觀解釋含義。對(duì)等式兩邊取e的指數(shù)得:

(6)

式(6)中,eβi為發(fā)生比率(Odds Ratio),解釋為自變量每變化1個(gè)單位所引起的發(fā)生比變化的倍數(shù)。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

在進(jìn)行回歸分析之前,需檢驗(yàn)各自變量可能因高度相關(guān)而產(chǎn)生的多重共線性問題。一般而言,方差膨脹因子VIF值越大,說明變量間多重共線性越嚴(yán)重,若VIF≤5,即表示變量間不存在嚴(yán)重的共線性問題。經(jīng)檢驗(yàn),自變量的VIF滿足這一條件。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù),本文采用極大似然法(ML)估計(jì)農(nóng)民高低層次政治參與態(tài)度的有序Logit模型。為更科學(xué)地探究核心自變量及其他控制變量對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度、行為及兩者正向自洽的影響,本文先只納入核心自變量而不納入控制變量進(jìn)行實(shí)證,然后將所有控制變量一并納入進(jìn)行實(shí)證,結(jié)果顯示核心自變量的顯著性和作用方向未有變化。

(一)絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度的影響

表3顯示了所有自變量對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與態(tài)度的影響。在模型(1)～(4) 中,4種貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)民絕對(duì)貧困與否對(duì)其參與村委會(huì)選舉態(tài)度的影響均未通過顯著性檢驗(yàn),且回歸所得Odds Ratio或大于1或小于1,這意味著不同標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度的激發(fā)作用或抑制效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著;相對(duì)而言,農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其參與村委會(huì)選舉態(tài)度有顯著正向影響,回歸所得Odds Ratio都大于1,即農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)每增加1萬元將使農(nóng)民偏好參與村委會(huì)選舉的發(fā)生比率變成原來的1.081～1.113倍,出現(xiàn)邊際遞增效應(yīng),說明主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)越高,農(nóng)民對(duì)高層次政治參與的態(tài)度越積極。在模型(5) ～(8) 中,4種貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)民是否絕對(duì)貧困及其主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其參與村公共事務(wù)管理態(tài)度均無顯著影響,且回歸所得Odds Ratio同樣存在大于或小于1兩種情況,說明不同標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度的抑制效應(yīng)或激發(fā)作用不明顯;而且,農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)的提升對(duì)其低層次政治參與態(tài)度亦無激發(fā)作用。

表3 絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度的影響

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著;下同

從其他控制變量來看,性別、政治面貌、社會(huì)身份、人際關(guān)系滿意度、知悉政治活動(dòng)時(shí)間和中部省區(qū)對(duì)農(nóng)民參與村委會(huì)選舉態(tài)度影響顯著,而性別、健康狀況、政治面貌、社會(huì)身份、人際關(guān)系滿意度、知悉政治活動(dòng)時(shí)間、東部省區(qū)以及中部省區(qū)對(duì)農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理態(tài)度影響顯著。以上結(jié)果與我國現(xiàn)實(shí)情況相吻合。

科技英語詞匯是科技英語中使用的詞匯，有些是通用英語中沒見過的，而且詞形較長；有些是通用英語中的詞匯，但詞義與通用英語有所不同。這些給初學(xué)科技英語的學(xué)生造成很大的困難?？萍加⒄Z詞匯可分為：技術(shù)詞、半技術(shù)詞和非技術(shù)詞三類。[1]

(二)絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與行為的影響

表4報(bào)告了全部自變量對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與行為的影響。在模型(9)～(12) 中,僅國際3.1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)下是否絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民是否參與村委會(huì)選舉影響顯著且回歸所得Odds Ratio(0.523)小于1,而其他貧困標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)民是否絕對(duì)貧困均無顯著影響(對(duì)應(yīng)的Odds Ratio都大于1),這說明在國際高貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困會(huì)明顯抑制農(nóng)民高層次政治參與行為,但在國內(nèi)貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高層次政治參與行為無顯著激發(fā)作用。此外,以上模型中農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其是否參與村委會(huì)選舉均無顯著激發(fā)作用或抑制效應(yīng)。在模型(13) ～(16) 中,僅2010年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)下是否絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民是否參與村公共事務(wù)管理有弱顯著影響且所得Odds Ratio(0.166)小于1,表明在2010年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困可使農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理的發(fā)生比率變成原來的0.166倍,簡言之,可顯著抑制農(nóng)民低層次政治參與行為。綜合前述兩種情況推斷,經(jīng)濟(jì)貧困可能引致權(quán)利貧困。在相同模型中,農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其參與村公共事務(wù)管理均影響顯著,且回歸所得Odds Ratio分別為1.611、1.526、1.645和1.879,即主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)每增加1萬元可使農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理的發(fā)生比率變成原來的1.526～1.879倍,同樣出現(xiàn)邊際遞增效應(yīng),說明主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)越高,農(nóng)民真實(shí)介入低層次政治參與的概率越大(激發(fā)作用突出)。

除前述核心自變量外,農(nóng)民是否參與村委會(huì)選舉主要由其政治參與態(tài)度、年齡、性別、社會(huì)身份及知悉政治活動(dòng)時(shí)間等因素決定,而農(nóng)民是否參與村公共事務(wù)還取決于其政治參與態(tài)度、性別、健康狀況、政治面貌、社會(huì)身份、人際關(guān)系滿意度及東部省區(qū)。這一結(jié)果與郭君平等[16]的研究結(jié)論基本一致。

表4 絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與行為選擇的影響

(三)絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度與行為關(guān)系的影響

表5匯報(bào)了所有自變量對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與態(tài)度與行為關(guān)系的影響。在模型(17)～(20) 中,除了2008年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)外,在2010年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)、2011年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)和國際3.1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)下,是否絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民參與村委會(huì)選舉態(tài)度與行為的正向自洽均有顯著影響,并且在回歸所得的3個(gè)Odds Ratio中,前兩者大于1,后者小于1,這說明深度絕對(duì)貧困可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽,而程度相對(duì)較淺的絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽卻有顯著的激發(fā)作用。在前述4個(gè)模型中,農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其參與村委會(huì)選舉態(tài)度與行為的正向自洽均影響顯著,回歸所得Odds Ratio分別為1.041、1.043、1.045和1.021,意指主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)每增加1萬元可使農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽的發(fā)生比率變成原來的1.021～1.045倍,存在邊際遞增效應(yīng),表明主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)的提高可激發(fā)農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽。

表5 絕對(duì)貧困、主觀貧困對(duì)農(nóng)民政治參與態(tài)度與行為關(guān)系的影響

在模型(21)～(24),不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下是否絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理態(tài)度與行為的正向自洽均無顯著影響,換言之,絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽無明顯抑制效應(yīng)或激發(fā)作用。反觀主觀貧困標(biāo)準(zhǔn),該變量在以上模型中對(duì)農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理態(tài)度與行為正向自洽均有顯著影響,回歸所得Odds Ratio分別為1.479、1.455、1.515和1.482,可解釋為農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)每增加1萬元,其低層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽的發(fā)生比率變成原來的1.455～1.515倍,同樣存在邊際遞增效應(yīng),這說明主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽也具有激發(fā)作用。

此外,就其他控制變量而言,年齡、性別、健康狀況、政治面貌、社會(huì)身份、人際關(guān)系滿意度、就業(yè)地點(diǎn)、知悉政治活動(dòng)時(shí)間以及中部省區(qū)對(duì)農(nóng)民參與村委會(huì)選舉態(tài)度與行為正向自洽有顯著影響;而性別、政治面貌、社會(huì)身份和東部省區(qū)等因素對(duì)農(nóng)民參與村公共事務(wù)管理態(tài)度與行為正向自洽影響顯著。

四、研究結(jié)論及對(duì)策

(一)結(jié)論

本文以我國5省區(qū)10縣的1 000份有效問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為例,探究農(nóng)民絕對(duì)貧困和主觀貧困的政治參與效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn):

1.在不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下,絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與態(tài)度均無顯著抑制效應(yīng)或激發(fā)作用。相比之下,主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)雖對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度的影響不顯著,但對(duì)高層次政治參與態(tài)度有明顯激發(fā)作用。

3.深度絕對(duì)貧困可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽,而程度相對(duì)較淺的絕對(duì)貧困則有反向激發(fā)作用,但是不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對(duì)貧困對(duì)農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽無明顯抑制效應(yīng)或激發(fā)作用。不僅如此,主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對(duì)農(nóng)民高、低層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽均有顯著激發(fā)作用。

(一)對(duì)策

基于前述研究內(nèi)容和所得結(jié)論,提出如下政策建議:

1.完善社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì),夯實(shí)貧困農(nóng)民政治參與的物質(zhì)基礎(chǔ)。在發(fā)展經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)就業(yè)的同時(shí),調(diào)整收入分配、縮小貧富差距,以提高貧困農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)地位,增強(qiáng)其政治參與動(dòng)力。此外,還應(yīng)完善農(nóng)村社會(huì)保障體系,構(gòu)筑貧困地區(qū)社會(huì)“安全網(wǎng)”。

2.加快制度建設(shè),實(shí)現(xiàn)貧困農(nóng)民政治參與的制度化和法制化。變革城鄉(xiāng)二元社會(huì)結(jié)構(gòu),消除貧困農(nóng)民政治參與的體制性障礙,賦予他們決策權(quán)、參與權(quán)和發(fā)言權(quán);健全基層民主制度、信訪制度、政務(wù)公開制度、人民代表大會(huì)制度等具體政治參與制度,拓寬貧困農(nóng)民政治參與渠道;加強(qiáng)貧困農(nóng)民的組織制度建設(shè),為他們政治參與提供組織保障;完善社會(huì)主義法制,保障貧困農(nóng)民的公民權(quán)利;充分尊重貧困農(nóng)民的政治參與訴求,因時(shí)因地實(shí)行必要的政策傾斜,促進(jìn)社會(huì)公平。

3.促進(jìn)文化建設(shè),提高貧困農(nóng)民政治參與的素質(zhì)和能力。培育新型政治文化,增強(qiáng)貧困農(nóng)民的主體意識(shí)、權(quán)利意識(shí)、法制意識(shí)以及主動(dòng)參與意識(shí),引導(dǎo)他們樹立正確的社會(huì)預(yù)期心理;強(qiáng)化老、少、邊、窮地區(qū)農(nóng)村教育培訓(xùn)工作,提高貧困農(nóng)民政治參與的整體素質(zhì);消除制度歧視和社會(huì)排斥,創(chuàng)建貧困農(nóng)民政治參與的和諧氛圍。

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DoesAbsolutePovertyandSubjectivePovertyInhibitorStimulateFarmers’PoliticalParticipation?

GUO Junping,NING Aizhao,QU Song*,XIA Ying

(InstituteofAgriculturalEconomicsandDevelopmentofCAAS,Beijing100081,China)

This paper explored the adverse effect or positive effect of absolute poverty and subjective poverty on farmers’ political participation through building a multi-dimensional analysis framework,using the data of 1000 households from 10 counties in 5 provinces.The findings indicate that under the rural political environment with different poverty standards,absolute poverty has significant impact on farmers’ high and low level of political participation behavior,while its adverse impact on farmers’ attitude to participate in politics is not significant.To be specific,under the international highest poverty standard and China’s national poverty standard in 2010,absolute poverty has significant and adverse effect on farmers’ high and low level of political participation behavior.Moreover,no matter whether the poverty standard is high or low,absolute poverty has indistinctively adverse effect on the self-consistency of farmers’ low level of political participation attitude and behavior.While under the medium above poverty standard,absolute poverty shall significantly inhibit the self-consistency of farmers’ high level of political participation attitude and behavior.Besides,although subjective poverty standard has no significant impact on farmers’ low level of political participation attitude or high level of political participation behavior,it significantly stimulates low level of political participation behavior and high level of political participation attitude,meanwhile with higher subjective poverty standard,the self-consistency of farmers’ high and low level of political participation attitude and behavior will be further promoted.

absolute poverty; subjective poverty; farmers’ political participation

馬欣榮)

C912.82;F320

A

1009-9107(2018)01-0089-10

2017-06-27

10.13968/j.cnki.1009-9107.2018.01.12

國家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(15CTY048)；博士后面上項(xiàng)目(2015M580180)；中國社會(huì)科學(xué)院創(chuàng)新工程(2012-2015)；中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院科技創(chuàng)新工程(ASTIP-IAED-2017-03)

郭君平(1982-)，男，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所助理研究員，主要研究方向?yàn)樨毨А⒉黄降纫约吧鐣?huì)福利與保障。

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