【摘 要】以我國5省（區(qū)）10縣1000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貧困與主觀貧困對農(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，絕對貧困對農(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，絕對貧困對農(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，絕對貧困對農(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，越能促進其高、低層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽。
【關(guān)鍵詞】絕對貧困；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組織和政府決策，使之反映個人意志，從而維護和保障自身權(quán)益。然而，經(jīng)濟基礎(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)達的民主政治。塞繆爾·亨廷頓認為：“社會經(jīng)濟發(fā)展促進政治參與的擴大，造就參與基礎(chǔ)的多樣化，并導(dǎo)致自動參與代替動員參與；高水平的政治參與總是與更高水平的發(fā)展相伴隨，而且社會和經(jīng)濟更發(fā)達的社會，也趨向于賦予政治參與更高的價值”。同理，對于農(nóng)民個體，農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平和農(nóng)戶家庭收入水平對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，農(nóng)民才有空閑時間和精力興趣參與政治活動；當(dāng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟發(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)度不熱切且實際參與率更低。據(jù)中國社會科學(xué)院創(chuàng)新工程“中國農(nóng)民福祉研究”課題組對蘇、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)民偏好村委會選舉，67%-76%的貧困農(nóng)民偏好村公共事務(wù)管理；但事實上，55%-60%的貧困農(nóng)民參與了村委會選舉，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)民對村委會選舉的參與態(tài)度與行為正向自洽，64%-77%的貧困農(nóng)民對村公共事務(wù)管理的參與態(tài)度與行為正向自洽。
加強貧困農(nóng)民政治參與是社會主義民主政治發(fā)展的客觀要求。我國經(jīng)濟、政治、社會、文化的發(fā)展對貧困農(nóng)民政治參與既有一定推動作用，也包含不少制約因素（如利益表達和利益訴求機制尚不完善），這使社會轉(zhuǎn)型期貧困農(nóng)民政治參與面臨機遇和挑戰(zhàn)并存的境地。有鑒于此，探析絕對貧困、主觀貧困對農(nóng)民政治參與態(tài)度、行為的影響，從而論證促進貧困農(nóng)民政治參與的重要性和必要性，對推進基層民主政治建設(shè)具有較強的理論意義和政策價值。
一、文獻綜述
國內(nèi)外研究主要集中在以下三個方面：
1.絕對貧困的界定和度量。“絕對貧困觀”基于“生計維持”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，該思路將維持生計的最低物質(zhì)性條件（被認為具有不變性和普世性）視為貧困狀態(tài)，此后被多國政府和國際機構(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)施等社會保障內(nèi)容，其實質(zhì)是“生計維持思路”的加強版。很多國際組織如聯(lián)合國、國際勞工組織以及國際發(fā)展問題獨立委員會等越來越多地采用此種理念。無論實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別貧困人口。絕對貧困標(biāo)準(zhǔn)常以保證人們基本需要的收入或消費水平來表示。世界銀行制定的絕對貧困線得到普遍認可和接受，但各國會根據(jù)國情作相應(yīng)調(diào)整。1978年以來，中國政府先后采用過3個貧困標(biāo)準(zhǔn)用于指導(dǎo)扶貧實踐活動，分別是“1978年標(biāo)準(zhǔn)”“2008年標(biāo)準(zhǔn)”“2010年標(biāo)準(zhǔn)”。2011年，中國將2011-2020年的農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)確定為“按2010年價格水平每人每年2300元”。2015年，世界銀行又根據(jù)2011年ICP項目的PPP數(shù)據(jù)計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)。隨著人們對貧困內(nèi)涵的認識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”，是人們對自身不理想生活方式的“自評”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)者對客觀貧困線的反思。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)查問卷來獲得個體對于最小收入或基本經(jīng)濟情況的評價，并對所獲得的數(shù)據(jù)進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，基于受訪者對于家庭不同收入水平的評價問題）和CSPPL型（centre for social policy poverty line，基于受訪者利用實際可支配收入維持生活的難度問題）3種。
3.農(nóng)民政治參與意愿和行為的影響因素。現(xiàn)有相關(guān)文獻主要以農(nóng)民（總體）及農(nóng)民工、農(nóng)村婦女、農(nóng)村青年為研究對象，分析其政治參與（村委會選舉和村公共事務(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（本地或外地）、政治面貌、政治認知、政治信任感等；二是經(jīng)濟因素，如工資性收入、利益關(guān)聯(lián)度、村集體經(jīng)濟收入、家庭經(jīng)濟條件、村民相對生活水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式等；三是社會文化環(huán)境因素，如農(nóng)村利益格局變化、社會階層分化、家庭意識、宗族意識、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。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，首次量化分析絕對貧困和主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對農(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貧困（4種不同評判標(biāo)準(zhǔn)）與因變量農(nóng)民政治參與（3個子內(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)來自中國社會科學(xué)院創(chuàng)新工程項目“中國農(nóng)民福祉研究”課題組2014年開展的農(nóng)村實地調(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個同省的縣（或縣級市），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，每個樣本住戶以調(diào)查時實際在家的1位成年人為調(diào)查對象。此次入戶調(diào)查共獲得有效樣本1000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%。
（二）變量設(shè)置與定義
各變量賦值情況及其描述性統(tǒng)計分析見表2。
1.因變量。
本文將村委會選舉視為鄉(xiāng)村社會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農(nóng)民對公共事務(wù)的認同感，亦有助于提高農(nóng)村公共事務(wù)建設(shè)的適用性和效率。
遵循問題相關(guān)性或相似性原則，全文共設(shè)6個因變量。其中，農(nóng)民高、低政治參與態(tài)度均通過自我報告法中的語義區(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；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。
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際數(shù)據(jù)的可獲得性，將自變量引入計量模型。
經(jīng)濟基礎(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、表達及追求自身利益的愿望越強烈。其中，主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)（SPL），在一定程度上是絕對貧困與相對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)。誤工補貼可作為補償性收益降低農(nóng)民政治參與的部分實際成本和機會成本。個體特征方面，年齡在政治參與上的差異突出表現(xiàn)在認知、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)性是相對或有條件的，且突出表現(xiàn)在參與意識層面。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)地點和主要就業(yè)類型2個指標(biāo)。信息環(huán)境選擇是否知悉政治活動時間指標(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。
式（6）中，eβi為發(fā)生比率（Odds Ratio），解釋為自變量每變化1個單位所引起的發(fā)生比變化的倍數(shù)。
三、實證結(jié)果及分析
在進行回歸分析之前，需檢驗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，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行實證，然后將所有控制變量一并納入進行實證，結(jié)果顯示核心自變量的顯著性和作用方向未有變化。
（一）絕對貧困、主觀貧困對農(nóng)民政治參與態(tài)度的影響
表3顯示了所有自變量對農(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)民絕對貧困與否對其參與村委會選舉態(tài)度的影響均未通過顯著性檢驗，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)下絕對貧困對農(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)計上均不顯著；相對而言，農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對其參與村委會選舉態(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)民是否絕對貧困及其主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對其參與村公共事務(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)下絕對貧困對農(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)的提升對其低層次政治參與態(tài)度亦無激發(fā)作用。
從其他控制變量來看，性別、政治面貌、社會身份、人際關(guān)系滿意度、知悉政治活動時間和中部省區(qū)對農(nóng)民參與村委會選舉態(tài)度影響顯著，而性別、健康狀況、政治面貌、社會身份、人際關(guān)系滿意度、知悉政治活動時間、東部省區(qū)以及中部省區(qū)對農(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)實情況相吻合。
（二）絕對貧困、主觀貧困對農(nóng)民政治參與行為的影響
表4報告了全部自變量對農(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)下是否絕對貧困對農(nóng)民是否參與村委會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)民是否絕對貧困均無顯著影響（對應(yīng)的Odds Ratio都大于1），這說明在國際高貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對貧困會明顯抑制農(nóng)民高層次政治參與行為，但在國內(nèi)貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對貧困對農(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)對其是否參與村委會選舉均無顯著激發(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)下是否絕對貧困對農(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)民是否參與村委會選舉主要由其政治參與態(tài)度、年齡、性別、社會身份及知悉政治活動時間等因素決定，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)果與郭君平等的研究結(jié)論基本一致。
（三）絕對貧困、主觀貧困對農(nóng)民政治參與態(tài)度與行為關(guān)系的影響
表5匯報了所有自變量對農(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，是否絕對貧困對農(nóng)民參與村委會選舉態(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Odds Ratio中，前兩者大于1，后者小于1，這說明深度絕對貧困可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為正向自洽，而程度相對較淺的絕對貧困對農(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個模型中，農(nóng)民主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)對其參與村委會選舉態(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。
在模型（21）-（24），不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下是否絕對貧困對農(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，絕對貧困對農(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、社會身份、人際關(guān)系滿意度、就業(yè)地點、知悉政治活動時間以及中部省區(qū)對農(nóng)民參與村委會選舉態(tài)度與行為正向自洽有顯著影響；而性別、政治面貌、社會身份和東部省區(qū)等因素對農(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)論及對策
（一）結(jié)論
本文以我國5省區(qū)10縣的1000份有效問卷調(diào)查數(shù)據(jù)為例，探究農(nóng)民絕對貧困和主觀貧困的政治參與效應(yīng)。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：
1.在不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下，絕對貧困對農(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)雖對農(nóng)民低層次政治參與態(tài)度的影響不顯著，但對高層次政治參與態(tài)度有明顯激發(fā)作用。
2.不同標(biāo)準(zhǔn)下的絕對貧困對農(nóng)民高、低層次政治參與行為的顯著性影響各異。其中，國際3.1美元貧困標(biāo)準(zhǔn)下的絕對貧困可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與行為，而2010年國家貧困標(biāo)準(zhǔn)下的絕對貧困可顯著抑制農(nóng)民低層次政治參與行為。此外，主觀貧困標(biāo)準(zhǔn)的提升可顯著激發(fā)農(nóng)民低層次政治參與行為，但對其高層次政治參與行為無顯著影響。
3.深度絕對貧困可顯著抑制農(nóng)民高層次政治參與態(tài)度與行為的正向自洽，而程度相對較淺的絕對貧困則有反向激發(fā)作用，但是不同貧困標(biāo)準(zhǔn)下絕對貧困對農(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。
（二）對策
基于前述研究內(nèi)容和所得結(jié)論，提出如下政策建議：
1.完善社會主義市場經(jīng)濟，夯實貧困農(nóng)民政治參與的物質(zhì)基礎(chǔ)。在發(fā)展經(jīng)濟、促進就業(yè)的同時，調(diào)整收入分配、縮小貧富差距，以提高貧困農(nóng)民的經(jīng)濟地位，增強其政治參與動力。此外，還應(yīng)完善農(nóng)村社會保障體系，構(gòu)筑貧困地區(qū)社會“安全網(wǎng)”。
2.加快制度建設(shè)，實現(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，因時因地實行必要的政策傾斜，促進社會公平。
3.促進文化建設(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，增強貧困農(nóng)民的主體意識、權(quán)利意識、法制意識以及主動參與意識，引導(dǎo)他們樹立正確的社會預(yù)期心理；強化老、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排斥，創(chuàng)建貧困農(nóng)民政治參與的和諧氛圍。
原載于：《西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版）》2018年第1期
作者簡介：郭君平，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所助理研究員；寧愛照，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院研究人員；曲頌，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院研究人員；夏英，中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所研究員
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：中國農(nóng)村學(xué) 微信公眾號（原創(chuàng)）
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