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精准扶贫与农民政治参与中的性别差异

作者:高 明 李小云  责任编辑:王铭鑫  信息来源:《农村经济》2020年第10期  发布时间:2021-02-04  浏览次数: 47

 基于贫困地区3070份农民样本数据,实证分析了精准扶贫对农民政治参与的影响及其性别差异。研究发现:精准扶贫中农民的政治参与依然存在显著的性别差异,男性的参与水平要高于女性。但性别比较结果显示,精准扶贫对农村不同性别群体的政治参与具有差异化的影响作用。家庭是贫困户显著提升了女性参与村庄选举投票的概率,对男性群体则无显著影响。此外,贫困户对女性参与贫困识别过程的影响系数比男性高0.336,低保户因素对女性参与贫困识别过程的影响系数也比男性高0.325。相比非贫困户而言,贫困家庭的女性群体具有更高的政治参与积极性。这表明,女性缺位是农村政治生态的传统延续,但国家精准扶贫战略的实施显著促进了农村女性群体的政治觉醒。

关键词精准扶贫;农民;政治参与;性别差异


一、引言

新中国成立以来,以“妇女能顶半边天”为宣言的妇女解放运动在农村地区轰轰烈烈地展开,极大地改善了农村地区传统男女性别不平等状况。恩格斯指出“妇女解放的第一个先决条件就是一切女性重新参与公共的事业中去”。[1]妇女参与政治的重要性不言而喻。然而,从农村妇女发展现状来看,虽然妇女的经济、社会地位在不断提高,但农村治理中依然是男性占据绝对的主导地位,妇女在村庄治理、政治生活中处于边缘位置。[2]与此同时,随着脱贫攻坚逐渐进入尾声,系统总结精准扶贫和脱贫攻坚经验、为下一步乡村振兴做好准备成为当前政府和学术界高度关注的内容。从现有的研究来看,学者们普遍关注的是从经济层面总结精准扶贫在产业扶贫、提升民众基本经济福利水平的机制和政策问题。但实际上国家的精准扶贫战略是一项系统性的工程,涉及到农村发展的经济、社会、政治等多元完整生态。精准扶贫不仅实现了贫困地区的“两不愁、三保障”,更是在一定程度上通过贫困识别、政治文明建设等制度性机制设计,吸纳了更多的穷人参与进乡村脱贫攻坚和发展的过程之中。那么,在乡村政治建设过程中,精准扶贫是否从政治参与层面改善了农村地区性别不平等现状?这是本文关注的问题。

就精准扶贫中的政治参与相关研究而言,大部分学者主要探讨的是农村参与贫困识别决策的影响因素、精准识别的制度逻辑和乡土困境等。[3]有研究发现贫困户识别中群众参与率低,村民对贫困户识别满意度不高的现象,但有关精准扶贫战略实施中贫困村庄政治参与中的性别差异问题还较少进入学界视野。[4]在影响农村居民、尤其是妇女参与公共事务的影响因素分析中,个体特征、传统家庭分工模式、宗族以及乡村选举的制度性阻碍都对农村妇女参与村庄公共性事务产生了影响,[5]但是在精准扶贫背景下分析国家减贫的制度性安排如何影响妇女政治参与的研究还属于未开发领域。[6]从研究方法来看,数据的缺乏导致类似主题的定量分析更为少见。这些研究局限造成学界对农村政治参与中性别差异的认知缺失,也模糊了性别因素在精准扶贫中的重要作用。基于现有文献的不足,本文尝试从两个方面推进贫困人口政治参与中的性别差异研究。首先,在分析维度上,突出性别差异的视角,比较男性和女性在精准扶贫场域中的政治参与是否存在性别差异。其次,结合国家实施精准扶贫建档立卡的准自然实验数据,分析精准扶贫的制度性措施能否提升妇女的政治参与。

二、理论分析与研究假设

1.农村政治参与中的性别差异

在贫困的相关研究中,性别作为一种概念和工具,被广泛用于分析经济、政治、文化和权力等结构的不平等分配问题。这其中,加强女性在正式和非正式政治结构中的参与水平一直都是中国妇女贫困理论和实践的重要命题之一,也取得了丰硕的成果。纵向来看,1954年中国政府首次从立法上承认了妇女的参政议政权利。自此以后,妇女在商业、政府以及非政府组织中的任职比例都出现不同程度的上升,中国女性的政治地位得到显著提高。[7]但是横向比较来看,由于受到差异化的地方情景制约,中国的性别平等与妇女赋权进展不均衡。[8]

国内外主要从以下视角呈现中国农村政治参与的性别差异:第一,分析村民自治中性别差异现状和根源性原因。村民自治是农村性别政治的一个最重要的实践场域,女权的崛起体现在农村妇女参与村级管理的情况。但是目前,政治认知水平低下,民主参与意识缺失,乡村政治生活中行动迟缓、消极被动,依然是农村妇女普遍的政治生态表现。[9]有学者基于“社会性别”的理论,运用女性经验和女性主体性来观察乡村自治中妇女的参与,揭示了男权社会中女性政治权力的结构性弱势地位及其制度性根源。[10]第二,注重对村民自治、村庄公共事务参与中女性缺位原因的实证判断。首先是制度性因素对农村妇女参与村民自治的影响。虽然基层民主、村民选举等制度性安排,为农村女性政治参与的环境改善提供了制度性平台,但是在传统性别价值观念以及乡村利益的交叉影响下,农村女性参与村庄治理的相关正式制度与非正式制度变迁充满路径依赖的特性。[11]其次是传统个体异质性导致妇女参与村庄自主治理的不足。由于经济上缺乏独立性、乡村传统男权文化的挤压以及受教育水平低下等原因,农村妇女的参政愿望和授权意识都处于较低的水平。[12]实际上,村民自治表现出妇女缺位的性别差异,正是组织、制度、观念、物质利益及文化教育等多重因素在妇女不同时间、空间和情景中交叉作用的结果。[13]因此,在村庄政治和管理中,女性的参与水平要低于男性。即便国家实施了精准扶贫战略,但乡村政治的发展存在惯性,短期内男性依旧在乡村政治生态中占据主导地位。

由此,本文提出假设1:精准扶贫中农民的政治参与存在显著的性别差异,男性参与水平高于女性。

2.精准扶贫与女性政治赋权

性别与贫困理论特别强调女性主动参与发展项目,而不是被动地接受发展项目的援助,这与解决女性附属地位和性别不平等问题的一个重要概念和方式相联系—妇女赋权。从实践视角来看,赋权的维度主要包含经济赋权、政治赋权、文化赋权和社会赋权。这其中,针对女性的经济赋权一直是发展和减贫领域的重要议题。妇女对经济发展具有重要的促进作用,因此在很多发展实践中,提高妇女的人力资本和经济能力,支持妇女参与生产过程,被认为是促进经济增长和改善妇女福利状态的重要途经。但是,在贫困社区,妇女本身的福利状况和经济、社会、政治地位的提升是一个综合的和多元化的问题。单纯地提升妇女经济水平并不意味着妇女福利的改善和社会地位的上升,发展项目的成功与否并不能仅以女性的经济参与为最终评判标准。[14]因此,国际社会格外强调对妇女在非经济维度的赋权,这其中最重要、最容易进行观测的就是政治赋权。

在中国实施精准扶贫、下沉扶贫瞄准单元背景下,对女性进行经济赋权的同时,加强女性在正式和非正式政治结构中的参与水平是实现性别平等、提升女性福利的重要路径之一。但目前中国贫困地区女性普遍表现出参与社会公共事务的意愿和机会都相对较低的状态,贫困女性在社会公共生活中也往往处于更加边缘的境地。[15]因此,我们应强调政府干预对贫困女性政治赋权的重要性,如果没有政府的干预,不利于女性获得政治权力的社会规范和风俗仍会盛行。农村女性参与社会发展的实现需要政府的精准制度安排。政府的制度性安排至少从两个方面推动了女性的政治参与。一方面,制度性的资源供给能够激发农村女性的利益意识,成为农村留守妇女参与村庄公共事务的直接动力。[16]另一方面,制度性的党政安排能够促进农村妇女的组织化,凝聚妇女力量参与村庄治理。因此,虽然没有直接研究表明精准扶贫对农村妇女政治参与具有促进作用,但精准扶贫对农民家庭的利益激励、对农民参与村庄治理和发展的动员以及对村民的再组织化的促进作用是有目共睹的。这意味着精准扶贫可能在一定程度上提升了我国贫困地区妇女的政治参与水平。

因此,本文提出假设2:精准扶贫的制度性安排能够提升农村妇女的政治参与水平。

三、数据来源、变量设计与模型选择

1.数据来源

本文使用的是由中国农业大学于2016年发起的“全国农科学子助力精准扶贫”社会调研活动所收集的部分数据。本次社会调查采用随机抽样的方法,调查了当年度的21个省份89个国家贫困县中的191个贫困村。其中每个村随机选择25户农户,采用调查员与被访谈者一问一答的方式进行问卷调查,回收初始问卷3700份。经过有效性剔除之后,最终形成与本文主题相关的3070份样本。有效样本构成中,西部地区总户数为1759户,其中建档立卡户984户,被访谈人中有女性509人;中部地区样本户数为888户,含建档立卡户503户,被访谈人中有女性220人;东部地区样本户数为423户,含建档立卡户225户,被访谈人中有女性126人。与已有的农村妇女政治参与相关研究所使用的数据相比,本文所调研的数据样本全部来自国家贫困地区,包含大量的建档立卡贫困户,能够更加精准地检验贫困社区、贫困家庭妇女参与村庄政治的程度及影响因素等问题。

2.变量设计

(1)被解释变量。被解释变量为农民政治参与,本文将从常规型和非常规型两个维度进行观察。在农村的政治实践中,是否参与村干部选举投票可视为农民常规型政治参与。精准扶贫具有典型的运动型治理特征,因此是否参与贫困户认定过程可认为是农民的一种非常规型政治参与。对两者的研究和分析能够较为全面地评估当前贫困地区农民的政治参与状况。在农村政治生活中,是否参与村民大会和村干部选举投票是正式制度体制下政治参与的集中体现。因此本文将“是否参与最近一次村干部选举投票”(Vote)作为显性观测变量。其次,是否参与贫困户识别过程可作为村民参与村庄减贫和发展治理的重要参考,也是贫困农村非常规型政治参与的重要内容之一。在我国的精准扶贫实践中,“贫困户”虽然是一个动态调整的过程,但是建档立卡的认定工作主要是在2014~2015年展开,本次研究对被访人询问的“是否参加过贫困户识别”(Recognition)是2014~2016年的一种累积减贫决策参与状态。通过向被访谈人询问“你参加过贫困户的认定过程吗?”回答“参加过”的被访谈者,认定为参与了乡村贫困识别过程,反之则否。

(2)核心解释变量。本文主要观察的是精准扶贫对农民政治参与的影响及其性别差异,因此本文的核心自变量为性别以及精准扶贫。性别(gender)作为核心解释变量之一,通过将男性编码为1、女性编码为0进行二值编码操作化。对贫困户进行建档立卡是中国在农村地区开展精准扶贫战略的一个重要举措,“贫困户”的身份认定意味着更多扶贫资源的认可和倾斜。某种程度上来说,政府设定的贫困户类似于一种准自然实验,为我们分析政策对农民经济、政治生态的影响研究提供了数据可能。因此,本文将“是否贫困户”(poor)作为精准扶贫的主要观测变量。

(3)控制变量。控制变量主要从人口特征、家庭特征两个方面来考察。年龄、受教育程度、健康水平是本文考察的主要人口特征变量。家庭特征作为一个复合型概念,在本文中由两个维度进行指代。首先是家庭性质变量,通过观测家中是否存在党员或村干部以评估家庭政治资本,并以二值虚拟变量进行操作化。这其中,本文将是否存在党员这一个体特征内化进家庭,是因为在以户为基本单元的农村社区,家中的党员成员可能在家也可能外出务工,但被访者的公共参与决策都将可能受到家中党员或村干部成员的影响;其次是家庭结构变量,使用家庭总人口作为家庭人口结构观测值,将“是否东部、中部和西部地区”作为家庭区位结构观测值(见表1)。


1 变量及描述性统计结果


3.模型选择

本文主要采用二元Logistic模型对数据进行统计回归分析,初始模型设置形式如下:



模型(1)的设置目的是为了观察全样本中精准扶贫与性别等解释变量对农民参与乡村政治的影响。其中P(Y=1)表示农民参与乡村政治的概率,X1表示为性别(1=男性/0=女性),X2表示精准扶贫变量(1=建档立卡贫困户/0=非贫困户),X3表示其他控制变量,μi为随机误差项。由于两个观测变量存在两个P值,我们需要对模型(1)进行扩展。



模型(2)和(3)是本文进行数据验证的实际模型。其中,P1(Ym=1)表示农民参与村干部选举投票的概率,P1(Yn=1)表示农民参与贫困户认定过程的概率。

此外,本文关注性别在农民政治参与中的差异问题,为了更直观地比较这种差异化的结果和影响因素,按性别进行分组回归是一种较好的方式。为了进一步分析不同性别参与村庄公共事务的影响因素和程度,设置如下分组模型:



方程(4)中的Ps(Ym=1)表示按性别分组之后不同组别被访谈人参与村干部选举投票的概率,方程(5)中的Ps(Yn=1)表示按性别分组后不同组别被访谈人参与贫困户认定过程的概率。其中s取值为2和3,表示按性别分组后不同的概率取值方程。当s=2时为男性组别;s=3时为女性组别。

四、实证分析结果

本文采用SPSS22.0软件对研究数据进行实证分析,根据研究目的和研究需要,文章实际上分三个阶段探讨了精准扶贫与农民政治参与的性别差异问题。首先,在实际的分析中,由于是否贫困户与个体多维特征具有明显相关性,为了降低模型的多重共线性,探讨了常规性解释变量与因变量之间的回归关系。其次,依托全样本数据,重点分析精准扶贫对农民政治参与的影响,并进一步阐释农民政治参与的不同形成机制。最后,按照性别进行分组,分别研究精准扶贫及其他解释变量对不同性别群体的政治参与的影响。

1.精准扶贫、性别与农民政治参与

现有的很多文献都已经证实,传统农村政治参与中的性别差异较为明显。那么在国家实施精准扶贫的背景下,这种惯常的差异是否存续,还需要相应的数据统计分析进行验证。本文首先通过描述性分析及T检验分析比较了农民参与村干部选举投票以及贫困户认定过程中的性别差异状况,研究发现:

(1)根据描述性统计结果可知,男性政治参与水平要高于女性。首先,就是否参与村干部选举投票这一问题,在全部的855份女性样本中,选择参与了村干部选举投票的比例为70.3%,而男性的参与比例则为76.6%。其次,从贫困识别参与的相对比例来看,男性选择参与贫困户认定过程的比例为50.5%,女性则为39.5%,男性的参与程度明显高于女性村民。T检验分析结果也发现,一方面,男性群体参与村干部选举投票的均值为0.77,女性则为0.70,男性群体比女性参与村干部选举投票的平均得分更高,农民在村干部选举投票参与水平上具有显著的性别差异。另一方面,男性群体参与贫困户认定过程的均值为0.51,女性则为0.40,T值为5.490且在统计上显著,男性更倾向于参与村庄贫困户的认定过程。

(2)模型回归结果表明,精准扶贫期间农民的政治参与存在显著的性别差异,男性参与水平高于女性,而精准扶贫政策的实施显著提升了贫困人口的政治参与水平。表2所显示的是基于全样本得出的农民政治参与影响因素的回归分析结果。在模型设置中,模型1分析的是人口特征、家庭特征变量对村干部选举投票参与的影响;模型2在控制了人口、家庭特征变量后,考察了精准扶贫对村干部选举投票参与的影响作用;模型3分析的是人口、家庭特征对贫困户认定过程参与的影响;模型4则控制了人口、家庭特征变量,分析了“贫困户”的身份界定对农民参与贫困户认定过程的影响作用。从模型的H-L统计量结果可以看出,各模型的拟合效果都较好。


2 农民政治参与的全样本分析



研究主要发现:首先,人口特征因素中,性别正向影响了农民参与村干部选举投票和贫困户的认定过程,男性参与政治的优势是女性的1.305倍,相比女性而言,男性参与农村政治的可能性更大。这意味着贫困地区农民的政治参与依然存在显著的性别差异,本文的假设1成立。受教育年限正向促进了农民参与村干部选举投票,但对农民参与贫困户认定过程的影响不显著。其次,家庭特征变量中,家中存在党员和村干部有利于农民的政治参与。家庭人口规模越大,农民参与村干部选举投票的概率越大。此外,从区位分布影响来看,西部地区的农民表现出比中部地区农民更高的政治参与水平。最后,家庭是贫困户的农民更倾向于参与村庄政治生态和治理过程。可以看出,贫困户参与贫困识别的优势是非贫困户的2.663倍,参与村干部选举投票的优势是非贫困户的1.266倍。相比而言,家庭是贫困户显著促进了农民的常规型政治参与以及非常规型政治参与。

2.性别差异视角下精准扶贫对农民政治参与的影响

上文已经指出,精准扶贫对农民的政治参与具有显著的促进作用,那么精准扶贫对不同性别群体的影响作用是否相同?对哪类群体的影响作用更大?这些问题需要根据性别对样本进行分组,并重新建构模型进行回答。在接下来的分析中,模型5和模型7分析的是个人特征和家庭特征变量对农民参与村干部选举投票的影响,模型6和模型8则在控制了个人、家庭特征变量之后,比较了贫困户的身份对不同性别群体参与村干部选举投票的作用机制。模型9~12的原理同上,比较了贫困户的身份对不同群体参与贫困识别的影响程度。在计算各解释变量的系数之前,我们对二元Logistic回归模型进行检验。经检验,模型9、模型10的H-L统计量的概率值小于给定的显著性水平,模型的拟合优度不太理想,但其他模型的拟合优度较好。此外,所有模型的卡方值都显著,模型系数的综合检验情况较好,本文的模型具有较强的应用性。研究发现:

(1)性别视角下精准扶贫对农民常规型政治参与的影响。表3中模型5~8得出的是被解释变量为“参与村干部选举投票”的回归分析结果。就男性组别而言:首先,在人口特征因素中,教育对男性参与村干部选举投票有显著影响,其他因素则不显著。其次,在家庭特征因素中,家庭人口规模、家中存在党员或村干部都显著提升了男性群体参与村干部选举投票的概率。东部地区的男性表现出比中部地区更强的常规型政治参与意愿。最后,家庭是贫困户对男性参与村干部选举投票的影响不显著。就女性组别而言:首先,人口特征因素对女性参与村干部选举投票均无显著影响。其次,家中存在党员或村干部正向影响了女性群体参与村干部选举投票,但影响程度要低于男性。相比其他地区而言,西部地区的女性群体表现出更高的政治参与意愿。最后,与男性群体不同,贫困户女性的优势比是非贫困户女性的1.521倍,家庭是贫困户能够显著提升女性的村干部选举投票参与率。这表明,精准扶贫政策的实施对贫困户家庭男性群体的常规型政治参与并无显著影响,但是显著促进了贫困家庭女性的常规型政治参与水平。

(2)性别视角下精准扶贫对农民非常规型政治参与的影响。表3中模型9~12得出的是被解释变量为“参与贫困户认定过程”的回归分析结果。就男性组别而言:首先,人口特征变量中,教育因素在模型10中对被解释变量有正向作用,其他因素无显著影响。其次,家庭特征变量中,家中存在党员或村干部显著促进了村民参与贫困户的认定过程。西部地区男性农民参与贫困户认定过程的概率要明显高于东部地区。最后,家庭是贫困户正向影响了男性群体参与贫困户认定过程。

就女性组别而言:首先,人口特征变量中,健康越差的妇女表现出更强的贫困识别参与意愿,但其他因素的影响不显著。其次,与男性群体类似,家中存在党员或村干部显著促进了妇女参与贫困户认定过程,且从系数比较结果来看,该因素对女性群体的影响作用更大。西部地区的妇女也表现出更高的贫困识别参与意愿,并在统计上显著。最后,相比男性而言,家庭是贫困户的属性对妇女参与贫困识别的促进作用更大。一方面,贫困户解释变量对女性群体的正向影响系数比男性群体高0.336;另一方面,贫困户女性的优势是非贫困户女性的3.404倍,贫困户男性的优势是非贫困户男性的2.433倍。因此,贫困户的女性群体具有更强的非常规型政治参与意愿。根据上述常规型政治参与和非常规型政治参与的对比结果可知,精准扶贫的制度性安排能够显著提升贫困农民的政治参与水平,且对女性群体的影响作用更大,假设2成立。


3 精准扶贫对农民政治参与影响的性别比较分析



3.稳健性检验

本文采用替换解释变量的方式进行稳健性检验。我们使用“家庭是否低保户”作为新的精准扶贫解释变量。在贫困农村,低保户与贫困户在认定标准和资助力度上均存在一定程度的差异,但在农村精准扶贫与低保政策有效衔接背景下,低保户在事实上也是精准扶贫的帮扶对象,可以作为精准扶贫制度性安排的显性观测变量之一。因此,在其他控制变量不变的条件下,本文重新对模型2、4、6、8、10和12进行回归分析。结果发现:首先,在模型2和模型4中,性别变量的系数分别为0.283、0.418,且在统计上显著。其次,在模型6和模型8中,低保户变量系数分别为-0.026、-0.096,但在统计上不显著。在模型10和模型12中,低保户变量系数分别为0.352、0.677,且在统计上显著。这意味着,一方面农民政治参与存在性别差异,男性的政治参与水平要高于女性。另一方面,家庭是低保户的女性参与贫困户认定过程的系数比男性大0.325,但家庭是低保户对不同性别群体参与村干部选举投票无显著性影响。总体来看,稳健性检验结果支持了本文的主要研究结论。

五、结论与政策启示

2020年是国家精准扶贫、脱贫攻坚的决胜之年,在贫困县市全面摘帽、贫困户全部脱贫的时代背景下,本文使用2016年度的贫困村调研数据,实证分析了精准扶贫对农民非经济维度—政治参与的影响及其性别差异。本文从常规型政治参与(村干部选举投票)和非常规型政治参与(贫困户认定过程)两个维度来综合评估精准扶贫对不同性别群体政治参与的影响程度,研究的结论主要有:

第一,精准扶贫中农民的政治参与依然存在显著的性别差异,男性的参与水平要高于女性。性别是影响农村政治参与的关键性变量之一,男性在常规型政治参与(村干部选举投票)以及非常规型政治参与(贫困户认定过程)上表现出更高的参与水平,这意味着农村女性在传统的正式政治制度中的缺位状态延续到了乡村精准扶贫阶段。从政治赋权的视角来看,本文的结论表明在实现了国家“两不愁、三保障”的生存性脱贫标准的同时,还需进一步提升贫困地区非经济维度的社会福利水平,实现贫困地区的两性政治参与平等化。

第二,精准扶贫对农村不同性别群体的政治参与具有差异化的影响作用。首先,家庭是贫困户显著提升了女性常规型政治参与(村干部选举投票)的概率,对男性群体则无显著影响。其次,贫困户的家庭身份属性对女性参与村庄贫困识别的影响系数比男性高0.336,贫困户女性的优势是非贫困户女性的3.404倍,且家庭是低保户的女性参与贫困户认定过程的影响系数也比男性高0.325。这表明,尽管总体上来看农村女性的政治参与率低,但国家精准扶贫战略的实施却显著促进了女性群体的政治参与。可能的原因是,以“贫困户”、“低保户”为瞄准单元的精准扶贫政策为农民家庭带来了切实的利益输入,基于行为理性的视角来看,一方面,事实上的农村妇女留守化使女性群体无可避免地成为乡村事务决策的重要主体;另一方面,女性表现出更强的家庭经济理性选择偏好。制度性的资源供给能够激发农村妇女的利益意识,进而改善妇女的政治参与状况。因此,国家精准扶贫战略的身份认定和瞄准家庭的减贫政策的实施,不仅达成了我们熟知的消除绝对贫困的目标,也在很大程度上促进了乡村女性群体性别意识的觉醒。

本文的研究结论给予我们如下政策启示:首先,从反贫困理念演变来看,应发育具有性别意识的“2020年后”反贫困战略,进一步提升女性在村庄治理决策及政治生态中的参与力度,构建有利于男女平等的乡村政治文化。其次,诸如教育、健康等人力资本变量并未在乡村政治生态的性别差异中发挥显著影响作用,以“家庭户”为最小实施单元的乡村精准扶贫战略,却显著促进了农村女性常规型和非常规型政治参与水平,扩展了妇女在乡村政治舞台上的发挥空间。农村妇女政治参与的实现需要政权的现代化,也需要政党的精准制度安排。因此,在未来农村相对贫困治理过程中,可考虑继续开展基于“家庭”层面的精准扶持策略,进一步激发农村妇女的利益意识和政治意识。最后,应加强乡村妇女组织建设,强化党建引领妇女政治觉醒的促进作用。在目前的很多贫困地区,妇女组织在促进农村妇女参政和推进性别平等方面的功能并未得到有效发挥,应坚持乡村“党建引领妇女组织建设”的原则,以党建促进妇女的进一步解放。


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