Page 121 - 《党政研究》2024年第1期

综上，当代中国贫困治理中存在较广泛而深入的公众参与。在参与广度上，各项助贫

行为大多有较高的参与率，尤以购物消费助贫的参与率最高；在参与深度上，公众以多种
行为方式为中国治贫事业做出了自身贡献。公众的助贫行为和政府主导的扶贫行动具有不
同特征：公众主要利用市场机制和社会救助等间接方式，达到财富转移和扶贫助贫效果，
具有间接性、分散性和志愿性；而政府扶贫更具直接性、系统性和动员性。当然，公众参
与具有 “扶智”和 “扶志”效果的科教文体助贫行为，尤其是参与单位和社区组织的支
教、援边、帮扶和捐赠行为，在一定程度上也是响应政府号召，是国家意志和政府动员的
体现。总的来说，公众参与助贫行为的多样性，较好地体现了当代中国贫困治理过程中政
府、市场和社会三种不同机制的综合作用。

四、公众助贫行为的影响因素及参与效应：解释性分析

（一）公众助贫行为的影响因素
本文以线性回归方法，分析公众参与助贫行为的影响因素。分别建立 ３ 个线性回归模
型。模型 １ 纳入性别、年龄等个体特征变量，考虑到年龄可能存在非线性影响，同时纳入
年龄平方作为自变量。模型 ２ 在个体特征变量之外，纳入教育程度、家庭收入、自评社会
地位以及社会动员，依据资源动员理论检验研究假设 Ｈ１、Ｈ２；模型 ３ 在前两个模型基础
上增加重视公共利益和公共参与意识两个自变量，依据公民志愿理论对前 ３ 个假设进行检
验。变量描述性统计见表 ５，模型统计结果见表 ６。
表 ５ 变量描述性统计

变量 最小值 最大值 均值 标准差 Ｎ
性别（男 ＝ １，女 ＝ ０） ０ １ ． ５２ ． ５００ ２１３３
年龄 １８ ８３ ４５． ５１ １５． ８３１ ２１３３
年龄平方 ３２４ ６８８９ ２３２１． ７２７４ １５２３． ３９５５８ ２１３３
民族（汉 ＝ １，其他 ＝ ０） ０ １ ． ９１２３ ． ２８２９５ ２１３３
政治面貌（党员 ＝ １，其他 ＝ ０） ０ １ ． １０７４ ． ３０９６６ ２１３３

教育程度 ０ ９ ４． ３６ ２． ４８１ ２１３０
家庭年收入（万元） ０ １５００ １５． ７１ ３８． ６６０ ２０３９
自评社会地位 １ １０ ５． １１ １． ８３６ ２１２７
腐败历闻 ０ １ ． ５９７３ ． ４９０５６ ２１３０
助贫行为 ０ ６３ ２２． ２１６４ １２． ８４４４０ ２０９４
社会动员因子 － ４． ３００８７ ４． ０１８２６ ０ １ ２１３０
重视公共利益因子 － ３． ５７４９０ ２． ７８８６０ ０ １ ２１３３
公共参与意识因子 － １． ２１３９８ １６． ９０６４６ ０ １ ２１３３
扶贫绩效评价因子 － ４． １３３３６ ２． ３４８４２ ０ １ ２１３３

制度认同因子 － ４． ２１５３６ ４． ５２４０５ ０ １ １４０５
表 ６ 公众助贫行为影响因素的线性回归结果

模型 １ 模型 ２ 模型 ３
常量 １０． ８２７（ ２． ２５８）  ６． ０２１（ ２． ２８５）  １２． ６０９（ １． ８４８） 
性别 － １． ０６６（ ． ５３１）  － ． ７７４（ ． ５１８） － １． ７０５（ ． ４１８）

年龄 ． ６１９（ ． ０９５）  ． ４３３（ ． ０９３）  ． ２６１（ ． ０７５） 
年龄平方 － ． ００８（ ． ００１） － ． ００５（ ． ００１）  － ． ００４（ ． ００１） 

民族 １． ９２７（ ． ９３９）  － ． ３２３（ ． ９５９） １． ２９０（ ． ７７４）
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