組織公平和群眾參與對貧困戶識別滿意度的影響
——基于西藏646戶農(nóng)牧民的實(shí)證分析

孫前路，喬娟，李秉龍，劉天平

（1中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100083；2西藏農(nóng)牧學(xué)院，西藏 林芝 860000）

一、問題的提出

在精準(zhǔn)扶貧工作中，貧困戶精準(zhǔn)識別是精準(zhǔn)幫扶、精準(zhǔn)管理、精準(zhǔn)考核的基礎(chǔ)。但在貧困戶識別實(shí)踐中，以收入作為貧困戶識別的唯一標(biāo)準(zhǔn)并不可行（汪三貴、郭子豪，2015）[1]，貧困戶的多維識別受到廣泛關(guān)注（王小林、Sabina Alkire，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(shù)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(biāo)準(zhǔn)下，如何減少貧困戶識別偏離對2020年脫貧目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)有重要意義。

近年來，學(xué)者對減少貧困戶識別偏離進(jìn)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(rèn)為由于信息不對稱，不同階層行為主體間的利益差異導(dǎo)致了貧困戶識別偏離，因而通過授權(quán)將貧困戶識別的權(quán)責(zé)利交給基層政府能夠發(fā)揮基層政府、村莊及村民的主體作用，進(jìn)而促進(jìn)精準(zhǔn)識別（陸漢文、李文君，2016）[6]。汪三貴等依據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局農(nóng)村貧困檢測數(shù)據(jù)，采用OLS和Logistic模型對貧困戶高度相關(guān)的指標(biāo)進(jìn)行了分析，認(rèn)為選取0.38作為概率切割點(diǎn)時(shí)，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(jù)CHNS 2000～2009年個(gè)人數(shù)據(jù)，利用“雙界線”法對貧困戶進(jìn)行識別，設(shè)計(jì)了貧困的識別函數(shù)，量化了貧困識別的技術(shù)和維度（王春超、葉琴，2014）[8]。鄧維杰根據(jù)在四川扶貧到戶機(jī)制調(diào)研結(jié)果認(rèn)為，讓群眾代表和貧困戶參與到識別過程，并可通過購買第三方非關(guān)鍵利益主體參與的方式可減少貧困戶識別誤差（鄧維杰，2014）[9]。李小云等研究發(fā)現(xiàn)，由于縣域經(jīng)濟(jì)差異和貧困指標(biāo)的逐級分配，貧困地區(qū)的貧困戶因?yàn)橹笜?biāo)原因被漏出，因而村民參與式的識別方法有很大的準(zhǔn)確性（李小云等，2015）[10]。廖小東、滕湘君以武陵山片區(qū)X縣為例，對該縣精準(zhǔn)扶貧現(xiàn)實(shí)難題及形成原因進(jìn)行了分析，認(rèn)為建章立制、細(xì)化標(biāo)準(zhǔn)、規(guī)范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(qū)貧困戶識別內(nèi)容、識別過程和識別方法的梳理，認(rèn)為由于道德標(biāo)準(zhǔn)的主觀性和隱蔽性，一些因?yàn)槠沸胁欢藢?dǎo)致的致貧、返貧人群占據(jù)了貧困名額，降低了貧困識別精度，因而精準(zhǔn)識別在注重經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)還須強(qiáng)調(diào)“扶貧先扶德”（汪磊、伍國勇，2015）[12]。

已有文獻(xiàn)對貧困戶識別已經(jīng)取得了一定程度進(jìn)展，但主要以貧困識別指標(biāo)構(gòu)建為主，盡管也有學(xué)者的研究涉及到了基層行政與群眾參與，但往往缺乏數(shù)據(jù)支撐，以少數(shù)民族地區(qū)的實(shí)證分析更為鮮見。另外，在識別程度衡量上，經(jīng)濟(jì)條件較差的家庭全部被確定為貧困戶，而經(jīng)濟(jì)條件較好的家庭未占據(jù)貧困戶名額是精準(zhǔn)識別的目標(biāo)，但由于各村情況差異較大，識別程度衡量指標(biāo)難以統(tǒng)一?；诖耍疚睦萌霊粽{(diào)查數(shù)據(jù)，在對組織公平與群眾參與分析的基礎(chǔ)上，利用階層分析方法檢驗(yàn)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(guān)文獻(xiàn)進(jìn)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(fā)揚(yáng)基層民主與村民參與的過程（許漢澤、李小云，2016）[13]。實(shí)踐中，農(nóng)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(xué)角度來看，組織公平與否勢必影響貧困戶識別的結(jié)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(jié)構(gòu)的研究較為系統(tǒng)，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(gè)維度展開分析。

分配公平是組織公平的首要測量指標(biāo)，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]，鑒于貧困戶識別是將村內(nèi)少部分經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)綜合條件為依據(jù)，被確定的貧困戶生活困難，經(jīng)濟(jì)條件較好的家庭不在其列，即經(jīng)濟(jì)困難的家庭公平享有了貧困戶識別機(jī)會和幫扶政策。但在實(shí)踐中，貧困戶識別偏離較大，精準(zhǔn)識別較難。如汪三貴等對貴州3省6縣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，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%家庭收入低于貧困線（汪三貴等，2007）[7]。李小云等指出盡管各村在貧困戶識別中存在民主評議，但上級給村里選貧困戶的標(biāo)準(zhǔn)（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（李小云等，2015）[10]。由此，本文提出如下假說：

H1：村內(nèi)貧困戶識別結(jié)果越符合村民貧困戶認(rèn)知，村民的滿意度越高。

Rhoades and Eisenberger認(rèn)為，程序公平反映了組織對員工的平等對待，并通過一定活動提高員工對組織的支持感（Rhoades and Eisenberger，2002）[16]。借鑒Rhoades and Eisenberger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(shí)際情況的識別人員進(jìn)行貧困戶識別活動，所選出的識別人員將識別各環(huán)節(jié)及時(shí)向村民公示，并對相關(guān)錯(cuò)誤信息進(jìn)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(guī)范。如許漢澤和李小云認(rèn)為由于相互熟悉、難以召集、怕得罪人等原因，貧困戶識別由“村內(nèi)識別”轉(zhuǎn)為“組內(nèi)識別”，由于程序原因真正的貧困戶并沒有識別出來（許漢澤、李小云，2016）[13]。唐麗霞等總結(jié)了現(xiàn)有貧困戶識別的3種程序，認(rèn)為由于識別小組對“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(jīng)濟(jì)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(qiáng)調(diào)識別程序公正的重要性（唐麗霞等，2015）[17]。李鵾調(diào)查發(fā)現(xiàn)，由于貧困戶識別程序不規(guī)范，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]?？梢园l(fā)現(xiàn)，程序公平對貧困戶識別已受到相關(guān)學(xué)者的關(guān)注，可以認(rèn)為，貧困戶識別程序越公正的村莊，能夠較準(zhǔn)確地識別出貧困戶，并得到村民的認(rèn)可。由此，本文提出如下假說：

H2：識別程序越規(guī)范，村民對貧困戶識別的滿意度越高。

村民與村干部的關(guān)系差異對政策執(zhí)行結(jié)果的負(fù)向影響已經(jīng)得到許多學(xué)者的認(rèn)同。如葉初升、羅連發(fā)利用貴州省貧困戶調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了社會資本對家庭福利的交互作用發(fā)現(xiàn)，與村干部關(guān)系形式的社會資本對村民家庭福利有正的影響，同時(shí)這種影響會隨著全村人均消費(fèi)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(fā)，2011）[19]。耿羽對劉村兩組低保戶名額統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，在48人低保戶中，有14戶是因?yàn)榇甯刹恳缘捅戆矒岽迕竦纳显L行為，8戶是村干部的“關(guān)系戶”，導(dǎo)致了“有關(guān)系就有低?！钡腻e(cuò)位分配問題（耿羽，2012）[20]。魏程琳發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)村低保戶識別過程中，由于村民與村干部人際關(guān)系不錯(cuò)，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(fā)現(xiàn)村民與村干部關(guān)系對非正規(guī)信貸供給在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即與村干部關(guān)系越好，得到貸款的機(jī)會越高（徐璋勇、楊賀，2014）[22]。可以發(fā)現(xiàn)，村民與村干部的關(guān)系密切程度能夠影響村干部對農(nóng)村相關(guān)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(guān)系差異難以避免，這種差異將對貧困戶識別人員行為產(chǎn)生影響，進(jìn)而形成貧困戶識別過程中人際關(guān)系不公，造成識別結(jié)果偏離，村民滿意度較低?；诖?，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(rèn)知度越高，其對貧困戶識別的滿意度也就越高。

村干部與村民的溝通能夠提高干部工作公正性、激發(fā)村民信任感，進(jìn)而提高對村務(wù)工作的滿意度。如吳興智對寧波、玉環(huán)等地村級民主聽證會調(diào)查發(fā)現(xiàn)，村民與村干部面對面質(zhì)詢與解答能夠約束村干部濫用職權(quán)，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(diào)查發(fā)現(xiàn)，村干部通過對有疑慮的村民進(jìn)行宣傳與講解，保障了村民的知情權(quán)，能夠激發(fā)村民對村干部的信任，進(jìn)而配合土地綜合整治項(xiàng)目的展開（韓冰、韓冬，2014）[24]。夏敏等依據(jù)漣水縣兩個(gè)村的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)村干部與村民溝通較少，溝通渠道不暢，導(dǎo)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(shí)將識別細(xì)節(jié)向村民公示，對村民提出的問題能夠清楚、合理地進(jìn)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(jìn)而提高貧困戶識別滿意度水平?；诖?，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(jié)果表明，群眾參與程度越高，村民自治成效越顯著（李松有，2016）[26]。在精準(zhǔn)扶貧進(jìn)程中，貧困戶識別與幫扶是精準(zhǔn)扶貧的重要內(nèi)容，更是村民自治的一部分。盡管在扶貧實(shí)踐中，由于群眾參與意識不足、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(nèi)精準(zhǔn)扶貧工作的有效、公平、公正開展的重要性已經(jīng)得到廣泛認(rèn)同。如吳宇雄認(rèn)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(guān)鍵是對貧困戶、貧困戶識別及建檔立卡的全面了解（吳宇雄，2014）[27]。許漢澤和李小云認(rèn)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，避免村干部暗箱操作（許漢澤、李小云，2016）[13]。劉娟也認(rèn)為群眾參與貧困戶識別機(jī)制能夠避免村干部“內(nèi)部人控制”現(xiàn)象，對貧困戶識別的各環(huán)節(jié)均有監(jiān)督作用，因而貧困戶識別更為精準(zhǔn)，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(nèi)扶貧對象的確認(rèn)與扶貧模式的展開更貼近農(nóng)村實(shí)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(nèi)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?；诖?，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(shè)定、數(shù)據(jù)來源及基本特征

（一）變量設(shè)定與測量

1.被解釋變量。由于滿意度指標(biāo)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(biāo)加權(quán)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(biāo)確定為3個(gè)觀測變量，即村民對貧困戶識別宣傳、識別過程和識別結(jié)果的滿意度。其次，隨機(jī)選擇林芝市羌納鄉(xiāng)西嘎村10戶村民進(jìn)行試調(diào)查，修正問題的提問方式和備選答案設(shè)置。最后，采取李克特五點(diǎn)量表法進(jìn)行測度，并通過平均加權(quán)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(jié)構(gòu)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(gè)維度進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)的研究，本文從3個(gè)題項(xiàng)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(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測量，其中人際公平題項(xiàng)具體包括差異對待、受賄行為和尊重，溝通公平題項(xiàng)具體包括清楚表達(dá)、解釋合理和細(xì)節(jié)溝通。

3.控制變量。本文對受訪者的個(gè)人特征、家庭特征及村莊特征進(jìn)行控制（見表1），其中受訪者的個(gè)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(shù)；村莊特征具體為該村莊到縣城的距離，村內(nèi)走后門、拉關(guān)系的風(fēng)氣情況。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)為課題組于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(qū)下轄10個(gè)縣農(nóng)牧民的入戶調(diào)查。首先，根據(jù)各地（市）下轄縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，在各（市）分別選出兩個(gè)縣作為本次調(diào)查的調(diào)查范圍；其次，以所選的調(diào)查縣為依據(jù)，每個(gè)縣招募5名調(diào)查員，并將調(diào)查員所在行政村作為該調(diào)查員的調(diào)查范圍；再次，每名調(diào)查員采取隨機(jī)抽樣的方式對本村村民進(jìn)行入戶調(diào)查。在本次調(diào)查中，每個(gè)縣各發(fā)放70份問卷，共計(jì)發(fā)放問卷700份。最后，課題組成員組成調(diào)查組，依據(jù)交通便利情況對個(gè)別調(diào)查員現(xiàn)場指導(dǎo)，并對該村村民進(jìn)行調(diào)查，發(fā)放問卷32份，兩次調(diào)查共計(jì)發(fā)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，在性別方面，男性樣本數(shù)明顯偏多，這從一個(gè)側(cè)面印證了西藏農(nóng)牧區(qū)男女分工同區(qū)外家庭的一致性，即家庭活動以男主外女主內(nèi)為主。在文化程度方面，文盲與小學(xué)文化程度占比較高，分別達(dá)37.31%和28.17%，高中及以上學(xué)歷樣本比例較低。在地域分布上，各地（市）樣本數(shù)差別不大，這與調(diào)查計(jì)劃有關(guān)。在家庭規(guī)模方面，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(nóng)牧區(qū)“分家”氛圍不濃厚有關(guān)?？傮w而言，樣本基本特征與課題組以往調(diào)查比較吻合，地域分布合理，具有較好的代表性。表3匯報(bào)了變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

表1 解釋變量測量指標(biāo)、備選答案及賦值

表2 樣本的基本特征

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(jià)現(xiàn)狀

調(diào)查數(shù)據(jù)顯示（表3），農(nóng)牧民對本村貧困戶識別的綜合滿意度不高（均值為2.98），稍低于“一般”水平。在滿意度構(gòu)成上（表4），樣本農(nóng)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(dá)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(nóng)牧區(qū)貧困戶識別程序有待進(jìn)一步改進(jìn)。在貧困戶標(biāo)準(zhǔn)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“什么樣的家庭屬于貧困資助對象”的宣傳有待加強(qiáng)，這與可操作性貧困標(biāo)準(zhǔn)的界定不明確有關(guān)。在識別結(jié)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(nóng)牧區(qū)精準(zhǔn)扶貧中貧困戶識別工作仍有進(jìn)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(nóng)牧民對貧困戶識別不僅滿意度不高，而且各地（市）農(nóng)牧民滿意度差異較大。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，各地（市）農(nóng)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(jié)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(qū)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(qū)占比最低，僅為14.06%，農(nóng)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(tǒng)計(jì)特征

表4 農(nóng)牧民對本村貧困戶識別滿意度基本情況描述

表5 農(nóng)牧民對本村貧困戶識別滿意度的地域差異

五、計(jì)量分析與結(jié)果討論

（一）研究方法與模型設(shè)定

本文中，農(nóng)牧民對本村貧困戶識別的滿意度是由貧困戶標(biāo)準(zhǔn)宣傳、識別過程及識別結(jié)果組成的復(fù)合指標(biāo)?？紤]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于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(guān)性，因而采用階層回歸分析方法進(jìn)行分析。從解釋變量來看，由于人口和地理變量發(fā)生于最先，本文將該類變量視為一個(gè)區(qū)組，構(gòu)建方程1，組織公平變量的認(rèn)知可能由于人口和地理變量的影響而產(chǎn)生差異，因而將與人際互動有關(guān)的組織公平變量視為第二個(gè)區(qū)組，構(gòu)建方程2，最后將是否有村民參與行為變量視為第三個(gè)區(qū)組，構(gòu)造方程3。

（二）回歸結(jié)果分析

結(jié)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(diǎn)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(jié)果如表6所示。

表6 總體樣本回歸結(jié)果

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(xiàn)（6，639）=14.767，p＜0.001?；貧w結(jié)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(nèi)拉關(guān)系走后門風(fēng)氣均對貧困戶識別滿意度有顯著的正向影響，即在控制其他變量的情況下，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(nèi)拉關(guān)系走后門的風(fēng)氣越弱，其村民對貧困戶識別的滿意度越高。

方程2中增加組織公平變量模型后，對被解釋變量的解釋力達(dá)到R2=0.238，F(xiàn)（10，635）=16.829，p＜0.001，解釋增量ΔR2=0.116，即該方程的增量具有統(tǒng)計(jì)意義，亦即在控制村民及村莊特征變量的影響下，組織公平能夠額外貢獻(xiàn)11.6%的解釋力。在組織公平變量中，除人際公平變量不顯著外，其他三個(gè)變量均在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著（H1、H2、H4得到驗(yàn)證，H3未得到驗(yàn)證），均對村民貧困戶識別滿意度有正的影響。需要指出的是，家庭人均收入和村莊到縣城距離的影響有下降的趨勢，其中家庭人均收入由0.071降至0.064[t（635）=5.708，p=0.000]；村莊距縣城距離由0.004降到0.003[t（635）=4.375，p=0.000]，但兩者均具有統(tǒng)計(jì)意義，仍足以解釋滿意度水平。同時(shí)村內(nèi)拉關(guān)系走后門變量的影響更大了，但年齡變量不再顯著。

進(jìn)一步增加群眾參與變量（方程3），村內(nèi)拉關(guān)系走后門變量不再顯著，這可能與群眾參與過程中的監(jiān)督因素有關(guān)。同時(shí)盡管家庭人均收入、程序公平、溝通公平對滿意度的影響有所減弱，但由于群眾參與變量的加入，進(jìn)一步提升了方程的解釋力，ΔR2=0.038。方程3回歸結(jié)果表明，在控制了受訪者個(gè)人特征、家庭特征及村莊特征的影響后，貧困戶識別中分配公平、程序公平溝通公平和群眾參與能夠顯著提高貧困戶識別的滿意度，系數(shù)分別為0.151、0.162、0.207和0.266（H5得到驗(yàn)證）。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為解決內(nèi)生性偏誤問題，我們將家庭規(guī)模變量作為工具變量，以檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。其原因在于，在西藏農(nóng)牧區(qū)，由于資源相對稀缺，家庭財(cái)富積累與家庭規(guī)模（尤其是勞動力人數(shù)）密切相關(guān)，調(diào)查中向貧困戶咨詢致貧原因時(shí)有一部分村民表示是分家引起的。在引入家庭規(guī)模變量后，估計(jì)結(jié)果并未顯著變化，家庭規(guī)模變量的Beta值僅為0.009[t（633）=1.261，p=0.208]，可以認(rèn)為家庭規(guī)模變量與貧困戶識別滿意度關(guān)系不大?？紤]西藏農(nóng)牧區(qū)家庭規(guī)模和樣本家庭人口數(shù)量狀況，我們將1～4人的家庭界定為“小戶”，5～8人的家庭為“中戶”，9人及以上家庭為“大戶”。仍采用表6中方程3一樣的分析方法，對不同家庭規(guī)模分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7所示。對照表6和表7，可以發(fā)現(xiàn)，組織公平與群眾參與對貧困戶識別的滿意度并未有顯著變化，研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性（H1、H2、H4、H5進(jìn)一步得到驗(yàn)證）。

表7 加入家庭規(guī)模變量和不同家庭規(guī)模樣本回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論

通過以上分析，本文得出以下結(jié)論：其一，村民對村內(nèi)貧困戶識別滿意度不高。其二，組織公平中分配公平、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。其三，貧困戶識別中群眾參與率低，且對村民貧困戶識別滿意度影響顯著。其四，家庭人均收入對貧困戶識別滿意度有顯著的正向影響，即家庭人均收入越高，其對貧困戶識別越滿意。

（二）政策啟示

首先，從農(nóng)牧區(qū)基層管理的維度加強(qiáng)群眾參與的制度化和規(guī)范化，能夠較好地解決貧困戶識別的村內(nèi)公平問題。群眾參與制度化不僅要強(qiáng)調(diào)群眾代表參與貧困戶識別各環(huán)節(jié)，還須強(qiáng)調(diào)群眾代表選拔的規(guī)范性和認(rèn)同性。

其次，貧困戶識別人員的選擇不僅需要關(guān)注干部的權(quán)威性，還須考慮其親民性，并能夠準(zhǔn)確、有效、及時(shí)地解釋村民的疑問。

再次，從制度上促進(jìn)貧困戶識別程序公正公開。督促農(nóng)牧區(qū)基層管理部門對選出了解全村情況、值得信任的村干部牽頭貧困戶識別工作，并能夠?qū)Υ鍍?nèi)貧困戶名額分配、貧困戶標(biāo)準(zhǔn)識別流程等信息及時(shí)、準(zhǔn)確地向村民傳達(dá)。同時(shí)還需要從體制上建立扶貧效果的滿意評價(jià)機(jī)制和監(jiān)督機(jī)制，確保扶貧程序與結(jié)果的公正性。

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