絕對貧困和主觀貧困抑制還是激發農民政治參與？

郭君平，寧愛照，曲 頌，夏 英

(中國農業科學院 農業經濟與發展研究所，北京 100081)

絕對貧困和主觀貧困抑制還是激發農民政治參與？

郭君平，寧愛照，曲 頌*，夏 英

(中國農業科學院 農業經濟與發展研究所，北京 100081)

以我國5省(區)10縣1 000戶農戶調研數據為基礎，通過建構多維分析框架探究絕對貧困與主觀貧困對農民政治參與的抑制效應或激發作用。研究發現：在當前農村政治環境中的不同貧困標準下，絕對貧困對農民高、低層次政治參與態度的抑制效應都不顯著，但對農民高、低層次政治參與行為的影響各不相同。其中，在國際3.1美元貧困標準和2010年國家貧困線下，絕對貧困對農民高、低層次政治參與行為均有顯著抑制效應。不僅如此，無論貧困標準高低，絕對貧困對農民低層次政治參與態度與行為正向自洽的抑制效應都不明顯，然而在中等以上貧困標準下，絕對貧困均可顯著抑制農民高層次政治參與態度與行為的正向自洽。此外，主觀貧困標準雖對農民低層次政治參與態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度有明顯激發作用；而且農民主觀貧困標準越高，越能促進其高、低層次政治參與態度與行為的正向自洽。

絕對貧困；主觀貧困；農民政治參與

引 言

政治參與是當代民主理論發展的主要內容,是公民當家作主的基本權利、方式和手段,是衡量一個國家民主發展程度的重要標志。農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益。然而,經濟基礎決定上層建筑,離開了制度化的物質基礎,難有高度發達的民主政治。塞繆爾·亨廷頓認為：“社會經濟發展促進政治參與的擴大,造就參與基礎的多樣化,并導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展相伴隨,而且社會和經濟更發達的社會,也趨向于賦予政治參與更高的價值”[1]。同理,對于農民個體,農村經濟發展水平和農戶家庭收入水平對他們政治參與具有重要的決定性作用。當具備一定物質條件時,農民才有空閑時間和精力興趣參與政治活動;當鄉村經濟發展至一定程度,才可能普及電視、電腦等大眾傳媒設備,突破多種局限或障礙,拓寬農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民政治參與的重要因素。

貧困農民身為國家公民,理應平等享有并積極有效行使政治參與權利。但貧困農民在政治參與方面處于“外涼內冷”狀態,即政治參與態度不熱切且實際參與率更低。據中國社會科學院創新工程“中國農民福祉研究”課題組對蘇、遼、贛、寧、黔5省區的調查,在2008年、2010年、2011年國家貧困標準和2016年國際3.1美元貧困線標準下,71%～81%的貧困農民偏好村委會選舉,67%～76%的貧困農民偏好村公共事務管理;但事實上,55%～60%的貧困農民參與了村委會選舉,64%～81%的貧困農民參與了村公共事務管理;而且45%～50%的貧困農民對村委會選舉的參與態度與行為正向自洽,64%～77%的貧困農民對村公共事務管理的參與態度與行為正向自洽。

加強貧困農民政治參與是社會主義民主政治發展的客觀要求。我國經濟、政治、社會、文化的發展對貧困農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),這使社會轉型期貧困農民政治參與面臨機遇和挑戰并存的境地。有鑒于此,探析絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與態度、行為的影響,從而論證促進貧困農民政治參與的重要性和必要性,對推進基層民主政治建設具有較強的理論意義和政策價值。

一、文獻綜述

國內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的能力描述為“貧困”。其中,“生計維持思路”最早出現在英國學者Rowntree所著的《貧困:城鎮生活的研究》一書中,該思路將維持生計的最低物質性條件(被認為具有不變性和普世性)視為貧困狀態[2],此后被多國政府和國際機構沿用,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滿足,還關注公共環境衛生、教育和文化設施等社會保障內容[3],其實質是“生計維持思路”的加強版。很多國際組織如聯合國、國際勞工組織以及國際發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,都需先擇定貧困標準這一工具來測量和識別貧困人口[4]。絕對貧困標準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,但各國會根據國情作相應調整。1978年以來,中國政府先后采用過3個貧困標準用于指導扶貧實踐活動,分別是“1978年標準”“2008年標準”“2010 年標準”[5]。2011年,中國將2011-2020年的農村貧困標準確定為“按2010年價格水平每人每年2 300元”[6]。2015年,世界銀行又根據2011年ICP項目的PPP數據計算得到兩條國際貧困標準:一是極端貧困標準,每人每天1.9美元(基本溫飽水平);二是高貧困標準,每人每天3.1美元(穩定溫飽水平)。

2.主觀貧困及其測量標準。隨著人們對貧困內涵的認識不斷超越歷史條件的制約,主觀貧困(subjective poverty)問題及其相關理論逐漸成為學術界關注的重要研究領域。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,在學術史上源于學者對客觀貧困線的反思[7]。20世紀70年代以荷蘭學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查問卷來獲得個體對于最小收入或基本經濟情況的評價,并對所獲得的數據進行分析從而推算出貧困線。按照調查問題類型的不同,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[8-10]。

3.農民政治參與意愿和行為的影響因素。現有相關文獻主要以農民(總體)及農民工、農村婦女、農村青年為研究對象,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、就業類型、就業地點(本地或外地)、政治面貌、政治認知、政治信任感等;二是經濟因素,如工資性收入、利益關聯度、村集體經濟收入、家庭經濟條件、村民相對生活水平、農業生產方式等;三是社會文化環境因素,如農村利益格局變化、社會階層分化、家庭意識、宗族意識、鄉土觀念、信息傳播媒介等;四是地理區位因素,如城鄉地理空間距離、東中西部、內陸與沿海邊疆、漢族地區與少數民族聚居地等;五是政治心理因素,如權力崇拜與畏懼心理、政治依附心理等;六是制度因素,如程序公平性、城鄉分治的二元結構、農村義務教育制度、社會保障制度等;七是組織因素,如地區性組織、行業性組織或專門性自治組織等[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新:一是研究內容新,首次量化分析絕對貧困和主觀貧困標準對農民政治參與態度、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種不同評判標準)與因變量農民政治參與(3個子內容)構成既深入又系統的“多維分析范式”。

二、數據、變量與模型

(一)數據來源

本文數據來自中國社會科學院創新工程項目“中國農民福祉研究”課題組2014年開展的農村實地調查。首先,根據農民人均純收入指標,將全國所有縣級行政區(統稱為“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、寧夏回族自治區鹽池縣和彭陽縣、貴州省晴隆縣和納雍縣5省(區)10縣(市)作為樣本地區;最后,采用分層隨機抽樣方法,從以上各縣中確定農村住戶調查樣本。

原則上,每個樣本住戶以調查時實際在家的1位成年人為調查對象。此次入戶調查共獲得有效樣本1 000戶。根據表1可知:(1)在國家貧困標準下,受訪者多處于非貧困狀態;相反,在國際3.1美元貧困標準下,受訪者多屬于貧困人口,貧困發生率為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)受訪者中漢族農民是少數民族農民的2倍多,村干部或村民代表約是普通農民的1/6,在外地(鄉鎮外)就業的不足5%。(5)分區域看,東、中、西部地區的受訪者分別占40.3%、20.2%和39.5%。

表1 樣本戶的個體基本特征

注:貧困與否標準Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ分別根據2008年、2010年、2011年國家貧困線和2016年國際每人每天3.1美元貧困線設定;年齡按世界衛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;受教育年限按對應學歷劃分:6年及以下為小學以下，7～9年為初中、10～12年為高中，13年及以上為大學本科以上

(二)變量設置與定義

各變量賦值情況及其描述性統計分析見表2。

1.因變量。本文將村委會選舉視為鄉村社會的高層次政治參與形式,而將村公共事務管理視作農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，具有我國國情所決定的特殊性。農村公共事務的性質決定了農民參與治理的必要性,通過參與不僅有益于增強農民對公共事務的認同感,亦有助于提高農村公共事務建設的適用性和效率。

表2 各變量賦值情況及其描述性統計分析

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

2.自變量。除了態度測量方法(量表的科學性)和訪談氛圍外,農民政治參與態度、行為選擇及兩者邏輯關系還取決于其他重要因素或外部條件。結合前人研究成果、效用函數理論、政治參與成本收益理論以及實際數據的可獲得性,將自變量引入計量模型。

經濟基礎決定上層建筑,相比貧困農民,理論上非貧困農民對政治生活的興趣度和關注度更高。農民主觀貧困標準越高,其通過政治手段關切、表達及追求自身利益的愿望越強烈。其中,主觀貧困標準(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,本文以受訪農民自評家庭生活所需純收入的下限值除以戶人口數所得人均值作為測量指標。誤工補貼可作為補償性收益降低農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在認知、態度和關心度。男女政治參與態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性是相對或有條件的,且突出表現在參與意識層面。不同民族農民因宗教信仰、文化習俗各異而形成不同的政治參與偏好。健康狀況是衡量農民政治參與能力的重要指標之一。

社會資本方面,可分為契約型資本和關系型資本。采用婚姻狀況、政治面貌、社會身份等指標來度量契約型資本,關系型資本則采用人際關系滿意度指標。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民獲得更多外界支持而有利于他們政治參與。環境因素方面包括就業環境、信息環境和地理環境。就業環境選擇就業地點和主要就業類型2個指標。信息環境選擇是否知悉政治活動時間指標,用于反映村干部傳播信息和村民獲取信息的條件。地理環境選擇設置區位虛擬變量,以西部省區為參照,旨在考察東、中、西部地區農民政治參與態度與行為選擇偏差的區域差異性。

(三)模型設定

在界定前述各變量的基礎上,設置如下實證分析模型:

(1)

式(1)中,Yk為上文6個因變量;Apovertyn表示4種貧困標準下農民是否絕對貧困;Spoverty表示農民主觀貧困標準;β0、β1、β2為待估參數;Xi為其他控制變量;ε隨機誤差項,m為控制變量的個數。

1.兩類貧困和農民政治參與態度之間的關系。設p為農民政治參與態度的發生概率,則有:

p(y≤j)=p1+…+pj

(2)

農民偏好型、中性型政治參與態度與規避型政治參與態度的概率之比,被稱為事件發生比(Odds),記為pj/(1-pj)其數學表達式為:

(3)

式(3)中,p1+p2…+pk+1=1。對Odds進行對數變換,則得到有序logit回歸模型的線性表達式:

(4)

2.兩類貧困和農民政治參與行為及其與態度正向自洽之間的關系。假設農民政治參與行為及其與態度正向自洽是按照效用最大化原則進行,可建立如下Logit二元離散選擇模型:

(5)

式(5)中,偏回歸系數(β)為相應自變量變動一個單位所帶來的對數發生比ln(P/(1-P))的改變量,無直觀解釋含義。對等式兩邊取e的指數得:

(6)

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

三、實證結果及分析

在進行回歸分析之前,需檢驗各自變量可能因高度相關而產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重,若VIF≤5,即表示變量間不存在嚴重的共線性問題。經檢驗,自變量的VIF滿足這一條件。根據調查數據,本文采用極大似然法(ML)估計農民高低層次政治參與態度的有序Logit模型。為更科學地探究核心自變量及其他控制變量對農民政治參與態度、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、主觀貧困對農民政治參與態度的影響

表3顯示了所有自變量對農民高、低層次政治參與態度的影響。在模型(1)～(4) 中,4種貧困標準下農民絕對貧困與否對其參與村委會選舉態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,這意味著不同標準下絕對貧困對農民高層次政治參與態度的激發作用或抑制效應在統計上均不顯著;相對而言,農民主觀貧困標準對其參與村委會選舉態度有顯著正向影響,回歸所得Odds Ratio都大于1,即農民主觀貧困標準每增加1萬元將使農民偏好參與村委會選舉的發生比率變成原來的1.081～1.113倍,出現邊際遞增效應,說明主觀貧困標準越高,農民對高層次政治參與的態度越積極。在模型(5) ～(8) 中,4種貧困標準下農民是否絕對貧困及其主觀貧困標準對其參與村公共事務管理態度均無顯著影響,且回歸所得Odds Ratio同樣存在大于或小于1兩種情況,說明不同標準下絕對貧困對農民低層次政治參與態度的抑制效應或激發作用不明顯;而且,農民主觀貧困標準的提升對其低層次政治參與態度亦無激發作用。

表3 絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與態度的影響

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、社會身份、人際關系滿意度、知悉政治活動時間和中部省區對農民參與村委會選舉態度影響顯著,而性別、健康狀況、政治面貌、社會身份、人際關系滿意度、知悉政治活動時間、東部省區以及中部省區對農民參與村公共事務管理態度影響顯著。以上結果與我國現實情況相吻合。

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。這些給初學科技英語的學生造成很大的困難。科技英語詞匯可分為：技術詞、半技術詞和非技術詞三類。[1]

(二)絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與行為的影響

表4報告了全部自變量對農民高、低層次政治參與行為的影響。在模型(9)～(12) 中,僅國際3.1美元貧困標準下是否絕對貧困對農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,而其他貧困標準下農民是否絕對貧困均無顯著影響(對應的Odds Ratio都大于1),這說明在國際高貧困標準下絕對貧困會明顯抑制農民高層次政治參與行為,但在國內貧困標準下絕對貧困對農民高層次政治參與行為無顯著激發作用。此外,以上模型中農民主觀貧困標準對其是否參與村委會選舉均無顯著激發作用或抑制效應。在模型(13) ～(16) 中,僅2010年國家貧困標準下是否絕對貧困對農民是否參與村公共事務管理有弱顯著影響且所得Odds Ratio(0.166)小于1,表明在2010年國家貧困標準下絕對貧困可使農民參與村公共事務管理的發生比率變成原來的0.166倍,簡言之,可顯著抑制農民低層次政治參與行為。綜合前述兩種情況推斷,經濟貧困可能引致權利貧困。在相同模型中,農民主觀貧困標準對其參與村公共事務管理均影響顯著,且回歸所得Odds Ratio分別為1.611、1.526、1.645和1.879,即主觀貧困標準每增加1萬元可使農民參與村公共事務管理的發生比率變成原來的1.526～1.879倍,同樣出現邊際遞增效應,說明主觀貧困標準越高,農民真實介入低層次政治參與的概率越大(激發作用突出)。

除前述核心自變量外,農民是否參與村委會選舉主要由其政治參與態度、年齡、性別、社會身份及知悉政治活動時間等因素決定,而農民是否參與村公共事務還取決于其政治參與態度、性別、健康狀況、政治面貌、社會身份、人際關系滿意度及東部省區。這一結果與郭君平等[16]的研究結論基本一致。

表4 絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與行為選擇的影響

(三)絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與態度與行為關系的影響

表5匯報了所有自變量對農民高、低層次政治參與態度與行為關系的影響。在模型(17)～(20) 中,除了2008年國家貧困標準外,在2010年國家貧困標準、2011年國家貧困標準和國際3.1美元貧困標準下,是否絕對貧困對農民參與村委會選舉態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民高層次政治參與態度與行為正向自洽,而程度相對較淺的絕對貧困對農民高層次政治參與態度與行為正向自洽卻有顯著的激發作用。在前述4個模型中,農民主觀貧困標準對其參與村委會選舉態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,意指主觀貧困標準每增加1萬元可使農民高層次政治參與態度與行為正向自洽的發生比率變成原來的1.021～1.045倍,存在邊際遞增效應,表明主觀貧困標準的提高可激發農民高層次政治參與態度與行為正向自洽。

表5 絕對貧困、主觀貧困對農民政治參與態度與行為關系的影響

在模型(21)～(24),不同貧困標準下是否絕對貧困對農民參與村公共事務管理態度與行為的正向自洽均無顯著影響,換言之,絕對貧困對農民低層次政治參與態度與行為的正向自洽無明顯抑制效應或激發作用。反觀主觀貧困標準,該變量在以上模型中對農民參與村公共事務管理態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,可解釋為農民主觀貧困標準每增加1萬元,其低層次政治參與態度與行為正向自洽的發生比率變成原來的1.455～1.515倍,同樣存在邊際遞增效應,這說明主觀貧困標準對農民低層次政治參與態度與行為正向自洽也具有激發作用。

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、人際關系滿意度、就業地點、知悉政治活動時間以及中部省區對農民參與村委會選舉態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等因素對農民參與村公共事務管理態度與行為正向自洽影響顯著。

四、研究結論及對策

(一)結論

本文以我國5省區10縣的1 000份有效問卷調查數據為例,探究農民絕對貧困和主觀貧困的政治參與效應。實證結果發現:

1.在不同貧困標準下,絕對貧困對農民高、低層次政治參與態度均無顯著抑制效應或激發作用。相比之下,主觀貧困標準雖對農民低層次政治參與態度的影響不顯著,但對高層次政治參與態度有明顯激發作用。

3.深度絕對貧困可顯著抑制農民高層次政治參與態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作用,但是不同貧困標準下絕對貧困對農民低層次政治參與態度與行為的正向自洽無明顯抑制效應或激發作用。不僅如此,主觀貧困標準對農民高、低層次政治參與態度與行為的正向自洽均有顯著激發作用。

(一)對策

基于前述研究內容和所得結論,提出如下政策建議:

1.完善社會主義市場經濟,夯實貧困農民政治參與的物質基礎。在發展經濟、促進就業的同時,調整收入分配、縮小貧富差距,以提高貧困農民的經濟地位,增強其政治參與動力。此外,還應完善農村社會保障體系,構筑貧困地區社會“安全網”。

2.加快制度建設,實現貧困農民政治參與的制度化和法制化。變革城鄉二元社會結構,消除貧困農民政治參與的體制性障礙,賦予他們決策權、參與權和發言權;健全基層民主制度、信訪制度、政務公開制度、人民代表大會制度等具體政治參與制度,拓寬貧困農民政治參與渠道;加強貧困農民的組織制度建設,為他們政治參與提供組織保障;完善社會主義法制,保障貧困農民的公民權利;充分尊重貧困農民的政治參與訴求,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,提高貧困農民政治參與的素質和能力。培育新型政治文化,增強貧困農民的主體意識、權利意識、法制意識以及主動參與意識,引導他們樹立正確的社會預期心理;強化老、少、邊、窮地區農村教育培訓工作,提高貧困農民政治參與的整體素質;消除制度歧視和社會排斥,創建貧困農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

國家社會科學基金青年項目(15CTY048)；博士后面上項目(2015M580180)；中國社會科學院創新工程(2012-2015)；中國農業科學院科技創新工程(ASTIP-IAED-2017-03)

郭君平(1982-)，男，中國農業科學院農業經濟與發展研究所助理研究員，主要研究方向為貧困、不平等以及社會福利與保障。

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