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{文章一)
{詳見：GBT7714
孫前路，喬娟，李秉龍等.組織公平和群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響——基於西藏646戶農牧民的實證分析[J].西北人口，2018，第39卷(3):10-17，26.
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孫前路等.“組織公平和群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響——基於西藏646戶農牧民的實證分析.“西北人口第39卷.3(2018):10-17，26.
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孫前路，喬娟，李秉龍，劉天平.(2018).組織公平和群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響——基於西藏646戶農牧民的實證分析.西北人口，第39卷，(3)，10-17，26.}
組織公平和群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響
——基於西藏646戶農牧民的實證分析
孫前路1，2，喬娟1，李秉龍1，劉天平2
（1中國農業大學經濟管理學院北京；2西藏農牧學院，西藏林芝）
摘要：貧困戶識別是精準扶貧的基礎。本文依據西藏646戶農牧民入戶調查數據，描述了村民對貧困戶識別滿意度的現狀，並從組織公平、群眾參與的視角，運用階層回歸方法，分析了村民對貧困識別滿意度的影響因素。研究結果表明：村民對貧困戶識別滿意度不高；分配公平、程序公平和溝通公平對村民貧困戶識別滿意度有顯著的正向影響；貧困戶識別中群眾參與率低，但影響顯著；另外，家庭人均收入對貧困戶識別滿意度有顯著的正向影響。因此，拓展農牧民收入渠道、加強群眾參與、優選識別人員解答村民疑問、識別程序公開等可以在提高村民滿意度的同時促進貧困戶的精準識別。
關鍵詞：組織公平；群眾參與；貧困識別；滿意度；西藏
一、問題的提出
在精準扶貧工作中，貧困戶精準識別是精準幫扶、精準管理、精準考核的基礎。但在貧困戶識別實踐中，以收入作為貧困戶識別的唯一標準並不可行（汪三貴、郭子豪，2015）[1]，貧困戶的多維識別受到廣泛關注（王小林、SabinaAlkire，2009[2]；李佳路，2010[3]；郭建宇、吳國寶，2012[4]；王素霞、王小林，2013[5]），但已有研究表明，不同多維貧困指數識別出的貧困戶存在很大的差異（郭建宇、吳國寶，2012）[4]，甚至存在將非貧困戶納入貧困戶的可能，因而在既有貧困識別標準下，如何減少貧困戶識別偏離對2020年脫貧目標的實現有重要意義。
近年來，學者對減少貧困戶識別偏離進行了廣泛研究。陸漢文、李文君以豫西Y縣W村為例，分析了貧困戶識別偏離的邏輯，認為由於信息不對稱，不同階層行為主體間的利益差異導致了貧困戶識別偏離，因而通過授權將貧困戶識別的權責利交給基層政府能夠發揮基層政府、村莊及村民的主體作用，進而促進精準識別（陸漢文、李文君，2016）[6]。汪三貴等依據國家統計局農村貧困檢測數據，采用OLS和Logistic模型對貧困戶高度相關的指標進行了分析，認為選取0.38作為概率切割點時，Logistic模型能較好地將貧困家庭識別出來（汪三貴等，2007）[7]。王春超、葉琴依據CHNS2000～2009年個人數據，利用“雙界線”法對貧困戶進行識別，設計了貧困的識別函數，量化了貧困識別的技術和維度（王春超、葉琴，2014）[8]。鄧維傑根據在四川扶貧到戶機製調研結果認為，讓群眾代表和貧困戶參與到識別過程，並可通過購買第三方非關鍵利益主體參與的方式可減少貧困戶識別誤差（鄧維傑，2014）[9]。李小雲等研究發現，由於縣域經濟差異和貧困指標的逐級分配，貧困地區的貧困戶因為指標原因被漏出，因而村民參與式的識別方法有很大的準確性（李小雲等，2015）[10]。廖小東、滕湘君以武陵山片區X縣為例，對該縣精準扶貧現實難題及形成原因進行了分析，認為建章立製、細化標準、規範程序能夠解決貧困戶識別中的偏誤問題（廖小東、滕湘君，2016）[11]。汪磊、伍國勇通過對貴州等6省區貧困戶識別內容、識別過程和識別方法的梳理，認為由於道德標準的主觀性和隱蔽性，一些因為品行不端導致的致貧、返貧人群占據了貧困名額，降低了貧困識別精度，因而精準識別在注重經濟效益的同時還須強調“扶貧先扶德”（汪磊、伍國勇，2015）[12]。
已有文獻對貧困戶識別已經取得了一定程度進展，但主要以貧困識別指標構建為主，盡管也有學者的研究涉及到了基層行政與群眾參與，但往往缺乏數據支撐，以少數民族地區的實證分析更為鮮見。另外，在識別程度衡量上，經濟條件較差的家庭全部被確定為貧困戶，而經濟條件較好的家庭未占據貧困戶名額是精準識別的目標，但由於各村情況差異較大，識別程度衡量指標難以統一。基於此，本文利用入戶調查數據，在對組織公平與群眾參與分析的基礎上，利用階層分析方法檢驗組織公平和群眾參與在貧困識別中的影響，試圖對貧困識別相關文獻進一步拓展。
二、概念界定與研究假說
（一）組織公平
貧困識別的過程也是發揚基層民主與村民參與的過程（許漢澤、李小雲，2016）[13]。實踐中，農村基層部門在貧困識別組織工作中的重要性顯而易見。從社會學角度來看，組織公平與否勢必影響貧困戶識別的結果（陸漢文、李文君，2016）[6]。在組織公平理論研究中，Colquitt（2001）[14]對組織公平結構的研究較為係統，因此，本文主要借鑒Colquitt研究成果，從分配公平、程序公平、人際公平和溝通公平四個維度展開分析。
分配公平是組織公平的首要測量指標，旨在分析影響公眾福祉的條件和物品分配的公正性（Jackson，1989）[15]，鑒於貧困戶識別是將村內少部分經濟情況較差的家庭識別出來，本文將分配公平的概念界定為貧困戶識別以家庭經濟綜合條件為依據，被確定的貧困戶生活困難，經濟條件較好的家庭不在其列，即經濟困難的家庭公平享有了貧困戶識別機會和幫扶政策。但在實踐中，貧困戶識別偏離較大，精準識別較難。如汪三貴等對貴州3省6縣調查發現，2013年建檔立卡的貧困戶中有40%的貧困戶在貧困線以上，而未建檔立卡村民中有58%家庭收入低於貧困線（汪三貴等，2007）[7]。李小雲等指出盡管各村在貧困戶識別中存在民主評議，但上級給村裏選貧困戶的標準（如有勞動力、聽話、沒有不良記錄等）致使真正貧困戶被程序合法地排除在外（李小雲等，2015）[10]。由此，本文提出如下假說：
H1：村內貧困戶識別結果越符合村民貧困戶認知，村民的滿意度越高。
RhoadesandEisenberger認為，程序公平反映了組織對員工的平等對待，並通過一定活動提高員工對組織的支持感（RhoadesandEisenberger，2002）[16]。借鑒RhoadesandEisenberger的解釋，我們將本文中程序公平界定為在貧困戶識別過程中，村委會通過選擇村民信任且了解村民家庭實際情況的識別人員進行貧困戶識別活動，所選出的識別人員將識別各環節及時向村民公示，並對相關錯誤信息進行修正，以獲得村民的支持。已有研究表明，貧困戶的識別程序很不規範。如許漢澤和李小雲認為由於相互熟悉、難以召集、怕得罪人等原因，貧困戶識別由“村內識別”轉為“組內識別”，由於程序原因真正的貧困戶並沒有識別出來（許漢澤、李小雲，2016）[13]。唐麗霞等總結了現有貧困戶識別的3種程序，認為由於識別小組對“條件好壞”理解不同，通過程序法識別出來的貧困戶無法在經濟困難程度上比較，程序本身可能存在問題。盡管識別程序存在各種弊端，但研究者都強調識別程序公正的重要性（唐麗霞等，2015）[17]。李鵾調查發現，由於貧困戶識別程序不規範，程序公開程度不夠，致使一些村民對貧困戶識別的滿意度不高（李鵾，2014）[18]。可以發現，程序公平對貧困戶識別已受到相關學者的關注，可以認為，貧困戶識別程序越公正的村莊，能夠較準確地識別出貧困戶，並得到村民的認可。由此，本文提出如下假說：
H2：識別程序越規範，村民對貧困戶識別的滿意度越高。
村民與村幹部的關係差異對政策執行結果的負向影響已經得到許多學者的認同。如葉初升、羅連發利用貴州省貧困戶調查數據，分析了社會資本對家庭福利的交互作用發現，與村幹部關係形式的社會資本對村民家庭福利有正的影響，同時這種影響會隨著全村人均消費水平的增加而減弱，因而將其稱為“窮人的資本”（葉初升、羅連發，2011）[19]。耿羽對劉村兩組低保戶名額統計發現，在48人低保戶中，有14戶是因為村幹部以低保來安撫村民的上訪行為，8戶是村幹部的“關係戶”，導致了“有關係就有低保”的錯位分配問題（耿羽，2012）[20]。魏程琳發現，在農村低保戶識別過程中，由於村民與村幹部人際關係不錯，家庭條件不好也不壞的家庭能夠獲得低保名額（魏程琳，2014）[21]。徐璋勇、楊賀發現村民與村幹部關係對非正規信貸供給在10%統計水平上顯著，即與村幹部關係越好，得到貸款的機會越高（徐璋勇、楊賀，2014）[22]。可以發現，村民與村幹部的關係密切程度能夠影響村幹部對農村相關政策的名額配給，在貧困戶識別中，村民與貧困戶識別人員的人際關係差異難以避免，這種差異將對貧困戶識別人員行為產生影響，進而形成貧困戶識別過程中人際關係不公，造成識別結果偏離，村民滿意度較低。基於此，本文提出如下假說：
H3：村民對貧困戶識別人員的人際公平度認知度越高，其對貧困戶識別的滿意度也就越高。
村幹部與村民的溝通能夠提高幹部工作公正性、激發村民信任感，進而提高對村務工作的滿意度。如吳興智對寧波、玉環等地村級民主聽證會調查發現，村民與村幹部麵對麵質詢與解答能夠約束村幹部濫用職權，村級管理程序也更公正、透明（吳興智，2008）[23]。韓冰、韓冬對成都村民土地綜合整治調查發現，村幹部通過對有疑慮的村民進行宣傳與講解，保障了村民的知情權，能夠激發村民對村幹部的信任，進而配合土地綜合整治項目的展開（韓冰、韓冬，2014）[24]。夏敏等依據漣水縣兩個村的調查數據，發現村幹部與村民溝通較少，溝通渠道不暢，導致了村民滿意度較低（夏敏等，2013）[25]。因而，在貧困戶識別中，識別人員及時將識別細節向村民公示，對村民提出的問題能夠清楚、合理地進行解釋，不但能夠保證識別的公正性，還能提高村民的溝通滿意度，進而提高貧困戶識別滿意度水平。基於此，本文提出如下假說：
H4：識別人員與村民的溝通越緊密，村民對貧困戶識別的滿意度越高。
（二）群眾參與
群眾是村民自治的主體，群眾參與對村民自治尤為重要。已有研究結果表明，群眾參與程度越高，村民自治成效越顯著（李鬆有，2016）[26]。在精準扶貧進程中，貧困戶識別與幫扶是精準扶貧的重要內容，更是村民自治的一部分。盡管在扶貧實踐中，由於群眾參與意識不足、參與通道不暢及參與能力有限等原因，群眾參與逐步被忽視，但群眾參與對村內精準扶貧工作的有效、公平、公正開展的重要性已經得到廣泛認同。如吳宇雄認為，貧困戶識別與建檔立卡的成功必須有群眾的參與，而參與的關鍵是對貧困戶、貧困戶識別及建檔立卡的全麵了解（吳宇雄，2014）[27]。許漢澤和李小雲認為要使廣大群眾參與到貧困戶識別的程序中，讓村民決定誰是貧困戶，避免村幹部暗箱操作（許漢澤、李小雲，2016）[13]。劉娟也認為群眾參與貧困戶識別機製能夠避免村幹部“內部人控製”現象，對貧困戶識別的各環節均有監督作用，因而貧困戶識別更為精準，村民對貧困戶識別的滿意度也較高（劉娟，2012）[28]。因而，扶貧過程中有了群眾的參與，村內扶貧對象的確認與扶貧模式的展開更貼近農村實際，村民對扶貧的滿意度也就越高，因而在群眾較好地參與村內貧困戶識別過程的情形下，貧困戶識別偏差將更小，村民對貧困戶識別也越滿意。基於此，本文提出如下假說：
H5：群眾參與貧困戶識別過程能夠提高村民對貧困戶識別的滿意水平。
三、變量設定、數據來源及基本特征
（一）變量設定與測量
1.被解釋變量。由於滿意度指標的測量有較大的主觀性，課題組擯棄了簡單的二維測量方法，通過多維度指標加權的方式確定本文的被解釋變量。首先，借鑒帥傳敏等（2008）[29]和王增文（2010）[30]的研究成果，將村民的貧困戶識別滿意度指標確定為3個觀測變量，即村民對貧困戶識別宣傳、識別過程和識別結果的滿意度。其次，隨機選擇林芝市羌納鄉西嘎村10戶村民進行試調查，修正問題的提問方式和備選答案設置。最後，采取李克特五點量表法進行測度，並通過平均加權方法得到樣本對貧困戶識別的滿意度分值。
2.核心解釋變量。在本文中，組織公平和群眾參與為本文的核心解釋變量。借鑒Colquitt（2001）[14]對組織公平結構的研究，本文將組織公平分為分配公平、程序公平、人際公平和溝通公平四個維度進行測量（見表1）。其中，分配公平變量在本文的含義為建檔貧困戶家庭生活都困難。借鑒Leventhal（1980）[31]對程序公平標準的研究，本文從3個題項測量程序公平變量，具體包括識別信息完全、識別程序合理和識別過程信息可修正。借鑒Colquitt（2001）[14]對互動公平中人際公平和溝通公平的研究成果，本文均擬用3個題項進行測量，其中人際公平題項具體包括差異對待、受賄行為和尊重，溝通公平題項具體包括清楚表達、解釋合理和細節溝通。
3.控製變量。本文對受訪者的個人特征、家庭特征及村莊特征進行控製（見表1），其中受訪者的個人特征具體為性別、年齡和文化程度；家庭特征具體為2015年人均收入及家庭中勞動力人數；村莊特征具體為該村莊到縣城的距離，村內走後門、拉關係的風氣情況。
（二）數據來源
本文使用數據為課題組於2016年7～8月對西藏拉薩市、山南市、日喀則市、昌都市及那曲地區下轄10個縣農牧民的入戶調查。首先，根據各地（市）下轄縣經濟發展水平，在各（市）分別選出兩個縣作為本次調查的調查範圍；其次，以所選的調查縣為依據，每個縣招募5名調查員，並將調查員所在行政村作為該調查員的調查範圍；再次，每名調查員采取隨機抽樣的方式對本村村民進行入戶調查。在本次調查中，每個縣各發放70份問卷，共計發放問卷700份。最後，課題組成員組成調查組，依據交通便利情況對個別調查員現場指導，並對該村村民進行調查，發放問卷32份，兩次調查共計發放問卷732份，收回有效問卷646份，問卷有效率為88.25%。
（三）樣本特征
由表2可知，在性別方麵，男性樣本數明顯偏多，這從一個側麵印證了西藏農牧區男女分工同區外家庭的一致性，即家庭活動以男主外女主內為主。在文化程度方麵，文盲與小學文化程度占比較高，分別達37.31%和28.17%，高中及以上學曆樣本比例較低。在地域分布上，各地（市）樣本數差別不大，這與調查計劃有關。在家庭規模方麵，人口較少的家庭比例偏低，人口較多的家庭比例較高，這與西藏農牧區“分家”氛圍不濃厚有關。總體而言，樣本基本特征與課題組以往調查比較吻合，地域分布合理，具有較好的代表性。表3彙報了變量的描述性統計特征。
表1解釋變量測量指標、備選答案及賦值
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表2樣本的基本特征
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四、村民對本村貧困戶識別的滿意度分析
（一）村民對本村貧困戶識別的評價現狀
調查數據顯示（表3），農牧民對本村貧困戶識別的綜合滿意度不高（均值為2.98），稍低於“一般”水平。在滿意度構成上（表4），樣本農牧民的滿意度均呈倒“U”形分布。其中識別程序滿意度中“非常不滿意”的比例達11.15%，選擇“滿意”和“非常滿意”的比例分別為13.62%和7.89%。這表明農牧區貧困戶識別程序有待進一步改進。在貧困戶標準宣傳滿意度上，“不滿意”和“非常不滿意”的比例占36.22%，選擇“滿意”和“非常滿意”僅占25.70%，這表明“什麼樣的家庭屬於貧困資助對象”的宣傳有待加強，這與可操作性貧困標準的界定不明確有關。在識別結果滿意度上，“非常不滿意”的樣本僅占2.94%，“滿意”和“非常滿意”的比例占36.07%，這表明西藏農牧區精準扶貧中貧困戶識別工作仍有進一步提升的空間。
（二）村民對貧困戶識別滿意度的地域差異
農牧民對貧困戶識別不僅滿意度不高，而且各地（市）農牧民滿意度差異較大。統計結果顯示，各地（市）農牧民貧困戶識別滿意度得分均值依次為那曲（3.11）、日喀則（3.00）、昌都（3.00）、拉薩（2.93）、山南（2.88）。交叉結果顯示（表5），山南市不滿意的比例最高，占34.56%，拉薩市次之，占25.19%，那曲地區最低，占11.40%；而在滿意維度上，山南市占比最高，占24.26%，昌都地區占比最低，僅為14.06%，農牧民對貧困戶識別滿意度在各地（市）間差異較大。
表3變量的描述性統計特征
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表4農牧民對本村貧困戶識別滿意度基本情況描述
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表5農牧民對本村貧困戶識別滿意度的地域差異
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五、計量分析與結果討論
（一）研究方法與模型設定
本文中，農牧民對本村貧困戶識別的滿意度是由貧困戶標準宣傳、識別過程及識別結果組成的複合指標。考慮到本文中解釋變量中受訪者及家庭特征、村莊特征在概念上屬於人口變量和地理變量，不受其他解釋變量的影響，而核心變量為情意變量和行為變量，彼此間可能存在相關性，因而采用階層回歸分析方法進行分析。從解釋變量來看，由於人口和地理變量發生於最先，本文將該類變量視為一個區組，構建方程1，組織公平變量的認知可能由於人口和地理變量的影響而產生差異，因而將與人際互動有關的組織公平變量視為第二個區組，構建方程2，最後將是否有村民參與行為變量視為第三個區組，構造方程3。
（二）回歸結果分析
結合前文提出的模型和研究假說，本文采用Spss11.5軟件，采用階層回歸模型重點分析了組織公平、群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響，具體回歸結果如表6所示。
表6總體樣本回歸結果
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在方程1中，村民及村莊特征對被解釋變量有一定的解釋力，R2=0.122，F（6，639）=14.767，p＜0.001。回歸結果表明，樣本的年齡、家庭人均收入、村莊到縣城的距離和村內拉關係走後門風氣均對貧困戶識別滿意度有顯著的正向影響，即在控製其他變量的情況下，樣本的年齡越大、人均家庭收入越高、村莊距離縣城的距離越近、村內拉關係走後門的風氣越弱，其村民對貧困戶識別的滿意度越高。