建档立卡是不是全国联网的：我国建档立卡面临精英俘获的挑战吗

建档立卡是不是全国联网的：我国建档立卡面临精英俘获的挑战吗笔者用模型1分别对样本中的2012年样本和2013样本进行实证分析，结果如表3所示。根据表3所示，分别对2013年和2012年的子样本和全样本回归，结果表明，无论是在2012年和2013年，的系数为正且均在1%水平上显著，这表明体制性精英农户和经济性精英农户仍然可以成为建档立卡户。的系数。经检验，模型不存在多重共线问题但存在异方差问题，所以笔者采用了异方差的probit模型进行实证分析。如表2所示，5个回归中实证结果较为稳定，Log likelihood的值也比较大，正确预测百分比都在56.77以上，模型的拟合程度较好。体制性精英农户和经济性精英农户

摘要：精准识别建档立卡是精准扶贫的前提，但建档立卡仍存在瞄准偏差的问题。本文基于乌蒙山片区贫困村抽样调查数据，从精英俘获的视角深入分析了这一问题。研究结果表明：(1)精英农户仍可以成为建档立卡户。(2)云贵川60个贫困村建档立卡存在明显的精英俘获现象，精英俘获率为25%；建档立卡瞄准失误率为33%，其中精英俘获对瞄准失误的贡献率为74%，建档立卡面临精英俘获的严峻挑战。(3)村干部任期过长是影响建档立卡精英俘获的重要因素。村干部任期没有限制的问题应引起足够重视。限制村干部任期、让村民有效参与到贫困识别、引入微观层次的第三方监督和完善村级治理是本文提出的政策建议。本文研究结论对我国精准扶贫机制完善有较大借鉴意义。

表示农户是否是体制性精英农户，

表示农户是否是经济性精英农户，X为控制变量，包括户主文化程度(a12_1)，度量指标为贫困村农户户主上学的年数；户主年龄(a04_1)，度量指标为户主年龄(岁)；家庭人口总数(pop)，度量指标为家庭人口总数；村到本乡镇政府的距离(d01)，度量指标为贫困村本乡镇政府的的公里数等。估计结果如表2所示。我们关注的核心变量是体制性精英农户

和经济性精英农户

的系数。

经检验，模型不存在多重共线问题但存在异方差问题，所以笔者采用了异方差的probit模型进行实证分析。如表2所示，5个回归中实证结果较为稳定，Log likelihood的值也比较大，正确预测百分比都在56.77以上，模型的拟合程度较好。体制性精英农户

和经济性精英农户

的系数为正且均在1%水平上显著，这表明体制性精英农户和经济性精英农户仍然可以成为建档立卡户。

笔者用模型1分别对样本中的2012年样本和2013样本进行实证分析，结果如表3所示。根据表3所示，分别对2013年和2012年的子样本和全样本回归，结果表明，无论是在2012年和2013年，

和

的系数为正且显著，这表明体制性精英农户和经济性农户可以成为建档立卡户，这也表明表2的实证结果较为稳健。

(二)建档立卡精英俘获的衡量

根据上文对建档立卡精英俘获的定义，参考Pan等(2012)、汪三贵(2007)和胡联等(2015)的研究，笔者构造了建档立卡精英俘获程度和精英俘获对建档立卡瞄准失误贡献率的计算公式。

EC表示建档立卡精英俘获的数值，IE、EE表示是否为经济精英，N是样本村总数，以i代表各村。

是一类精英俘获的标示，如果一个农户本人或者家庭成员是乡村(或以上)干部(lead)，而且是建档立卡户，而且人均纯收入(Y)高于贫困线(Z)，该指标则等于1。

是二类精英俘获的标示，如果一个农户的人均纯收入是本县的最富裕农户(收入5等分分组中最高的，而且是本村大姓)、人均纯收入(Y)高于贫困线(Z)，而且是建档立卡户，该指标则等于1。是农户使用建档立卡的标示，如果农户是建档立卡户，该指标则等于1。EC能够被解释为由体制性精英和经济精英导致的精英俘获程度。本文计算贫困线标准采用国家扶贫办公布的标准，即2012年和2013年分别是2625元和2736元。

ECR表示的是建档立卡精英农户在建档立卡瞄准失误人数的比率，这表示了精英俘获对瞄准失误的贡献率。

计算结果如表4所示，2012年建档立卡总户数为615户，其中体制精英农户数为69户，经济精英农户数为99户，建档立卡中即是经济精英又是体制精英为15户，体制精英在建档立卡户中的比重为0.11，经济精英在建档立卡户中的比重为0.16，精英俘获程度共计为0.25。2013年建档立卡使用者总户数为588户，其中体制精英户数为51户，经济精英户数为95户，建档立卡中即是经济精英又是体制精英为3户，体制精英在建档立卡使用者中的比重为0.09，经济精英在建档立卡使用者中的比重为0.16，精英俘获程度共计为0.24。包括2012年和2013年的总样本建档立卡中精英俘获程度为0.25，这意味着每100个建档立卡使用者中有25个名额是被精英所占有。表4的结果也进一步验证了假说1，表明精英可以成为建档立卡户。由此可见，精准识别建档立卡中存在较为明显的精英俘获现象。

再看精英俘获对瞄准失误的贡献率，2012年建档立卡瞄准失误户数为216户，精英户数为153，精英俘获对瞄准失误的贡献率为0.71；2013年建档立卡瞄准失误户数为184户，精英户数为143，精英俘获对瞄准失误的贡献率为0.78；包括2012年和2013年的总样本建档立卡中精英俘获对瞄准失误的贡献率为0.74。由此可见，我国精准识别建档立卡中面临精英俘获的严峻挑战。

五、建档立卡精英俘获的影响因素

这一部分笔者将分析建档立卡精英俘获的影响因素，验证假说2。参考Pan等(2012)、汪三贵(2007)、胡联等(2015)和Panda(2015)的研究，结合我国建档立卡的实际情况，笔者考虑建档立卡精英俘获的影响因素有以下：(1)贫困村村级治理因素()，本文用村支书任职年数j08_1、村主任任职年数j08_2、贫困村一年开村民代表大会次数i05和贫困村一年开全体村民大会次数i06来衡量。(2)贫困村村庄特点()，本文用全村耕地面积b01、贫困村到本镇政府所在地最近的距离d01z1、全村通电话人口比例c02、全村高中文化程度劳动力比例f02和外出劳动力人数f04来衡量。(3)贫困村村庄人口、种族特点()本文用贫困村高中文化程度(包括中专，技校)的劳动力人数e02、贫困村里有少数民族个数a09、贫困村姓该大姓的农户数a08a来衡量、贫困村最多的少数民族户数a12和贫困村总户数a05来衡量。

由于贫困村精英俘获程度是一个数值介于0和1之间的受限变量，用传统的线性方法对模型直接进行回归可能会得到负的拟合值，因而本文采用处理受限因变量的面板tobit模型来研究建档立卡精英俘获的影响因素。模型设计如下：

为笔者根据精英俘获的计算公式1计算样本中贫困村建档立卡精英俘获程度，是上文提到的控制变量。δ为待估参数向量，表示个体的随机效应，服从均值为0、方差为1的正态分布。由于本文研究数据是对60个贫困村的2年调研，故笔者采用随机效应面板tobit模型进行分析。

经检验，tobit模型的扰动项服从正态分布和同方差性，同时不存在多重共线的问题。笔者在实证分析时，不仅进行了面板tobit模型的分析，还报告了ols和混合tobit的估计结果。本模型实证分析使用的村级数据是120个，为克服样本量不大的问题，笔者在估计时均采用自助法抽样300次。

笔者估计了2个混合tobit模型、1个ols模型和3个面板tobit随机效应面板模型，如表5所示。首先看面板tobit模型的估计结果，rho值代表了个体效应的方差(即组间方差)占总方差的比例，3个模型的值都在0.32～0.44以上，说明个体效应的变化在一定程度解释了贫困村精英俘获程度的变化。3个模型中个体效应和随机干扰项的标准差都很小，从3个模型的极大似然率比值可以看出，不存在个体效应的零假设被拒绝，也即拒绝了混合tobit模型。另外，从对数极大似然值可以看出5个模型的拟合优度也都较好。从ols模型的估计结果来看，包括村支书当村干部年数j08_1和村主任当村干部年数j08_2等的系数与面板tobit模型估计的结果基本一致，而且值为0.83，拟合程度较好。混合tobit模型估计结果与面板tobit模型估计的结果也基本一致。

所以，进行的6个回归实证结果比较稳定。村支书任职年数j08_1和村主任职年数j08_2的系数为正，且均在1%或5%水平上显著，这表明村支书和村主任当村干部年数越长，建档立卡精英俘获程度越高。图1和图2也直观地显示了这种关系。同时贫困村一年开村民代表大会次数i06的系数为负且显著，说明贫困村一年开村民代表大会次数越多，建档立卡精英俘获程度越低。

笔者进一步对样本中按年度区分的子样本分别用tobit模型回归，结果如表6所示，我们还可以看到：村支书当村干部年数j08_1和村主任当村干部年数j08_2的系数为正，而且显著。对2013年样本的实证分析，我们还可以看到贫困村到本乡镇政府的距离d01_1的系数为正，而且显著，这表明贫困村到本乡镇政府的距离也是影响建档立卡精英俘获的一个因素。

六、机制分析

我国目前村干部任职年数没有明确限制，村主任每届任期3年依据是《村民组织法》规定村民委员会每届任期3年，届满换届选举可以连任。村支书由村党支部党员选产生，届满可以连任。正是这种情况，很多村庄(包括贫困村)的村主任和支书任职年数很长，有的高达20、30年。笔者认为，贫困村村干部任职年数过长，村干部对贫困村的影响也越大。

(一)村干部通过影响信息传递，导致建档立卡精英俘获发生

按照当时国家规定的扶贫标准和识别程序，建档立卡识别认定程序应该：一是户主申请关；二是小组提名关；三是入户调查关；四是集体评定关；五是张榜公示关。但调研发现贫困村并非完全按照这些程序实施。农户要成为建档立卡户，首先得自己主动申请。但调研发现很多非建档立卡贫困农户当时没有知道建档立卡申请信息。在当时背景下，召开全体村民大会是传递建档立卡相关信息的主要途径。但笔者对村干部任职年限与全体村民大会召开次数实证分析发现，二者存在负相关关系。

笔者估计了4个ols结果(为克服样本量不大的问题，估计时均采用自助法抽样300次)。如表7所示，村主任任职年限j08_2的系数为负而且显著，这说明村主任任职年数越长，全体村民大会召开次数越少。全体村民大会召开次数越少，同样不利于建档立卡相关信息的传递。这会导致与村主任关系密切的精英农户知道信息申请，同时一些贫困农户不知道相关信息而未能申请，这样就会为建档立卡精英俘获的发生提供了可能。任职年限越长的村干部，对村建档立卡信息传递影响越大，最终导致的建档立卡精英俘获程度越高。这一点与JP Platteau等(2014)②的观点一致。同时，这与表5(全体村民大会召开次数i06的系数为负且显著)说明的观点也一致。

(二)村干部通过影响建档立卡的集体评定，导致建档立卡精英俘获发生

建档立卡识别认定程序有一个重要环节是集体评定。由于农户的人均纯收入难以确定，农户申请后要经过集体评定后才能初步确定建档立卡户。调研中发现，贫困村建档立卡集体评定的是通过村干部召集村民代表开会评定。在不少劳动力外出打工、村庄日益空心化的背景下，贫困村的村民代表选举和大会的召开越来越多受到村干部(主要是村主任和村支书)的影响。首先，很多村民代表并不是村小组选举产生而是由村主任和村支书指派；其次村民代表大会的召开取决于村主任和村支书的个人意愿。在这样的背景下，建档立卡由村民代表们集体评定极易受到村干部(村主任或村支书等)象征权力的影响——一些精英农户因此而被认定为建档立卡户。

笔者对村干部任职年限与村民代表大会召开次数实证分析发现，二者存在负相关关系。笔者估计了5个ols结果(为克服样本量不大的问题，估计时均采用自助法抽样300次)。如表8所示，村主任任职年数j08_2的系数为负而且显著。这说明村主任任职年数越长，村民代表大会召开次数越少，说明贫困村建档立卡集体评定极少通过集体评议来决定，大多数由村干部直接指定了。由此可见，任职年限越长的村干部，对建档立卡的集体评定影响越强，最终导致的建档立卡精英俘获程度越高。

(三)村干部通过与上级部门的博弈影响，导致建档立卡精英俘获发生

建档立卡户初步确定后，有的县扶贫办会复查。复查中会发现有的建档立卡户明显不符合标准。按正常的程序，不符合标准的建档立卡户会被取消资格。然而实际情况并非如此。扶贫办往往将没有评定为建档立卡的贫困农户重新认定为建档立卡户，而一般不会取消不符合标准的精英建档立卡户的资格。原因在于如果精英建档立卡户的资格被取消，后续建档立卡工作和扶贫项目的实施都会因得不到村主任或村支书的支持而难以开展。村干部正是通过与上级部门的博弈，使得与村干部关系密切的精英农户成为建档立卡户，从而导致建档立卡精英俘获发生。任职年数越长的村干部，对贫困村影响越大，与上级部门的博弈能力也越强，最终导致的建档立卡精英俘获程度越高。

这种博弈难以在数据上直接体现，却是在调研中的一个重要发现。如笔者2014年在贵州大方县和平村调研发现，和平村建档立卡存在明显的精英俘获现象。一些深度贫困农户无法成为建档立卡户，而一些与村主任村支书关系好的精英农户成为了建档立卡户。这些情况反映到县扶贫办，最终结果是将一部分深度贫困农户补充建档立卡户，但原来的精英农户并没有取消。

本文主要结论如下：(1)精准扶贫理念实施后，通过probit模型发现精英农户仍可以成为建档立卡户；(2)通过计算发现，60个贫困村建档立卡精英俘获率为0.25，即100名建档立卡名额有25户被精英农户占有。建档立卡瞄准失误率为33%，精英俘获对精准识别建档立卡瞄准失误的贡献率为74%，建档立卡面临精英俘获的严重挑战；(3)贫困村村干部任职年数越长，贫困村一年开村民代表大会次数越少，贫困村建档立卡精英俘获率越高。

本文的重要发现在于：一是我国建档立卡面临精英俘获的严峻挑战；二是村干部任期过长是建档立卡精英俘获产生的重要原因。为实现2020年农村减贫目标，我国每月需减贫100万人，扶贫开发已进入攻坚拔寨的冲刺期。但即便在全国大力实施精准扶贫的背景下，仍存在“帮富不帮穷”的现象。本文研究结果显示，2012年和2013年云贵川60个贫困村建档立卡都存在明显的精英俘获现象。这不仅是滥用有限而宝贵的扶贫资源，也很不利于我国第一个一百年奋斗目标的实现。同时，村干部任期没有限制的问题应该引起足够的重视。本文揭示了农村基层治理现状与精准扶贫目标之间的矛盾，研究结论对我国精准扶贫机制完善有较大借鉴意义。

我们应该采取让村民有效参与到贫困人口的识别程序、引入微观层次的第三方监督、限制村干部任期、完善村级治理等政策，来应对建档立卡面临精英俘获的严峻挑战，实现真正的精准扶贫。这对完成在2020年在全国消除“绝对贫困”，实现全面建成小康社会目标具有重要的现实意义。

八、政策含义

由前文分析可知，我国建档立卡存在明显的精英俘获现象，实证研究显示云贵川60个贫困村建档立卡精英俘获率为0.25，其中精英俘获对精准识别建档立卡瞄准失误的贡献率为74%，建档立卡面临精英俘获的严峻挑战。本文进一步分析发现，贫困村村干部任职年数越长，贫困村一年开村民代表大会次数越少，贫困村建档立卡精英俘获率越高。

2014年1月14日中共中央颁布了《党政领导干部选拔任用工作条例》，第十章第五十四条第二款规定，“地方党委和政府领导成员原则上应当任满一届，在同一职位上任职满十年的，必须交流；在同一职位连续任职达到两个任期的，不再推荐、提名或者任命担任同一职务”。这个条款实际上明确限制了干部的任期不得超过两届。

但是村级干部的任期限制问题却被忽视了，党的农村基层组织工作条例和国家的村民委员会组织法只规定了村级领导班子一届任期3年，并没有规定同一个村民在村级主要领导职位上不得超过多少个任期的限制。这导致了很多村主任和村支书任期达20、30多年之久。

长期任职的弊病是显而易见的，这些村支书村主任已经变成当地的“土皇帝”，他们对村里扶贫资源分配产生巨大影响。笔者认为，应该在1999年2月13日颁布的《中国共产党农村基层组织工作条例》第二章“组织设置”或第六章“干部队伍和领导班子建设”的适当地方增加限制村支部书记任职不得超过3个任期(9年)的限制，同时应当在2010年10月28日修订颁布的《中华人民共和国村民委员会组织法》第三章“村民委员会的选举”第十一条增加一款限制村民委员会主任连选连任不得超过3届(9年)的规定。通过对村干部的任期限制，减少精英俘获，有利于精准扶贫的有效实现。

此外，由于本文受到调研数据的限制，只重点分析了贫困村村干部任职年数对建档立卡精英俘获的影响机制。但无论是从本文的理论和实证分析，还是联系中国的具体实践，贫困村村干部任职年数过长其实是我国村级治理不完善的一个缩影。在我国扶贫实践领域一直存在“由于村级治理状况不同，相同的扶贫项目在不同的村有不同的效果”的现象。现在本文发现，由于村级治理因素，在不同村存在不同建档立卡精英俘获程度现象。

本文分析所使用的数据是2012年和2013年的数据，虽然建档立卡已实施一段时间，但精准扶贫是在2014年才在全国普遍实施。尽管如此，本文的研究结论对精准扶贫机制完善仍有重要意义。2014年，为保障精准扶贫，全国各省、市、县三级共派出了以扶贫工作为主要任务的工作队超过10万个，驻村帮扶干部40万人。但是审计署调查仍然发现2015年广西马山县扶贫对象买汽车事件。这些扶贫对象的认定是按照规定程序，经过贫困村由村干部召集的村代表民主评议初步认定的。显而易见，这是典型的贫困村建档立卡精英俘获案例。所以笔者认为，没有村级治理的完善，依靠工作队和驻村帮扶干部仍难以避免精英俘获，实现真正的精准扶贫。

因此笔者认为，除了限制村干部任期外，政府还可以采取以下措施：一是采用参与式识别的办法，让村民有效参与到贫困人口的识别程序。正如Ryan Sheely(2015)认为通过有意义的参与改变当地的权力关系能够减少精英俘获。二是引入微观层次的第三方监督。当前，我国在中西部22个省、自治区、直辖市党委和政府扶贫开发工作成效的考核引入了第三方考核。但目前精准扶贫第三方监督还没有有效建立起来。在第三方评估中，“第三方”的“独立性”被认为是保证评估结果公正的起点，而“第三方”的专业性和权威性则被认为是保证评估结果的公正的基础。当前我国各种智库正处在加速发展之中，笔者认为政府可以以委托课题等形式鼓励各种智库、高校科研机构和社会组织对我国精准扶贫机制做出独立的第三方评估。精准扶贫第三方评估可以采取专项调查、抽样调查和实地核查等方式，对精准扶贫考核指标进行评估，使各项脱贫数据更加可靠、更加公正。第三方评估报告可以以上报相关政府部门和公开发布的形式，以督促精准扶贫机制的完善。同时政府也应积极创建有利于精准扶贫第三方评估独立发展的行政和社会环境。

来源：《管理世界》2017年第1期

作者：胡联 汪三贵