縣域城郊新農村改造：主體滿意度及其制約因素
——基于山東省壽光市城郊農村288份個案調查的實證研究

□張立新 孫立揚

[曲阜師范大學 日照 276826]

縣域城郊新農村改造：主體滿意度及其制約因素
——基于山東省壽光市城郊農村288份個案調查的實證研究

□張立新 孫立揚

[曲阜師范大學 日照 276826]

作為新農村建設的重要內容，新農村改造避不開農民主體的評判?；谏綎|省壽光市城郊288份農民個案數據，使用區間估計和列聯分析法研究發現：當前，城郊農民對新農村改造的滿意度較低，且在年齡段、婚姻狀況和年收入三個基本特征變量上存在顯著差異。使用logistic回歸進一步分析發現，城郊農民對新農村改造的滿意度受改造前后多方面因素變化的影響，這些因素按影響能力大小依次為：教育培訓機會的變化、收入的變化、消費支出能力的變化、村民關系的變化、醫療保障條件的變化、村民維權能力的變化。這一結論蘊含的政策含義是：應在主體需要的調研基礎上加強新農村改造工程的系統規劃和設計，保護和拓展農民的就業和收入渠道，提高農村基礎公共產品的供給質量，建設和諧的村民關系。

新農村改造；主體滿意度；制約因素

引言

建設社會主義新農村是一項長期而又復雜的系統工程，需要在實踐中不斷探索可行思路和有效模式。而新農村改造作為城郊新農村建設的探索性實踐，已經成為東部發達地區新農村建設政策的重要組成部分。由于新農村改造涉及到多方利益主體，觸及到農民的根本利益，因此各方對新農村改造的評價褒貶不一，相關事件的報道也層出不窮。因此，科學地評價新農村改造，對于引導新農村改造的方向，提高新農村改造工作的質量，以及調動農民參與新農村建設的積極性、主動性和創造性，都具有積極的現實意義。

堅持以人為本，尊重農民意愿，充分發揮農民主體作用和創新精神，是國家新農村建設政策的基本要求。有研究也認為，農民是農村經濟社會發展的主體，什么時候尊重農民的意愿，調動農民的積極性，農村和農業就獲得發展；什么時候違背農民的意愿，挫傷農民的積極性，農村和農業的發展就會受到挫折[1]。因此，作為新農村建設的真正主體、真正的實踐者與切身體驗者，農民對于新農村改造的評判才真正有說服力，農民對于新農村改造的不足最具有發言權。本文主要從以人為本的角度，以山東省壽光市城郊新農村改造為例，探討農民對新農村改造的滿意度及其影響因素，為新農村改造政策的優化提供依據。

一、文獻回顧

目前，新農村改造問題雖然得到了媒體的極大關注，但并沒有引起學術界的應有關注。學術界對新農村建設整體滿意度及其影響因素的研究還比較少，主要研究包括：田野、趙曉飛對湖北省711個農戶的調查數據的研究分析表明，新農村建設中農民滿意度總體水平偏低，影響農民滿意度的因素主要有經濟收入、惠農政策、教育投入、教育水平、醫療水平、交通狀況和干部作風等，且不同文化程度、不同收入來源、不同家庭人口的農民在滿意度上差異明顯[2]。劉成奎基于湖北省武漢市173份有效問卷的分析表明，湖北新農村建設農民滿意度總體上有所提升，但對義務教育、社會保障、農業科技與培訓、農田水利設施、惠農政策等指標的滿意度偏低，影響農民滿意度的因素包括受調查對象的家庭年收入、年齡、職業、受教育年限等[3]。楊靜、陳亮對河北省三地市960份有效問卷的統計分析表明，當前新農村建設政策著力點應以農民需求為導向，重點解決農民增收、醫療社保、就業機會、教育發展以及土地征用等問題[4]。

學術界更多地是關注農村基礎設施建設[5～6]、農村公共品供給[7～9]、新型農村合作醫療[10～12]、農村居民生活滿意度[13～14]等新農村建設的某一方面滿意度的研究。通過對這些研究的梳理可得到如下結論：第一，農民對農村公共品供給的總體滿意度較低，其中教育投入不足的影響最大，收入水平也是其中影響因素之一。第二，農民對農村基礎設施的滿意度有待于進一步提高，“硬件”較“軟件”而言滿意度相對較高，其中對農田水利灌溉設施、休閑娛樂設施和環保設施的滿意度較低，總體上受教育醫療設施、水利設施、衛生及休閑設施、能源及交通設施四個因子的影響。第三，對于農村合作醫療滿意度高低的實證結論并不一致，影響因素主要包括醫療機構的技術、收費、態度以及個人的文化程度、收入水平以及政策知曉程度。第四，農民對農村生活基本滿意，但對經濟狀況滿意度較低，影響因素包括人際關系、政府公共政策、工作環境和健康狀況等。

作為新農村建設的重要構成部分，新農村改造面臨著集中上樓居住、就業、土地征用等問題，而這些問題都直接影響農民的收入、消費支付能力以及人際關系的變化，尤其是在土地被征用和物價上漲的背景下，重新就業和尋找新的收入渠道成為農民面臨的現實問題，教育培訓機會的重要性可能也會進一步凸顯。同時，新農村改造也涉及農民休閑娛樂、公共交通、醫療保障、法律維權、政策信息等多方面多維度的變化，這些變化可能也會影響農民對新農村改造的滿意度。結合學術界對新農村建設滿意度的相關研究的結論，本文提出如下研究假設：

H1：當前，收入和消費支付能力等經濟因素仍然是影響農民對新農村改造滿意度的重要因素；

H2：新農村改造引發的人際關系的變化影響農民的滿意度；

H3：新農村改造引發的教育、醫療等基礎公共產品及其重要性的變化影響農民的滿意度；

H4：當前，農民對農村改造相關政策與信息的了解度還不足以影響農民的滿意度；

H5：影響農民對農村改造滿意度的因素涉及到生存、關系和成長三個維度；

H6：農民維權能力的變化影響農民對新農村改造的滿意度。

二、研究設計與數據來源

（一）變量選擇與問卷設計

就新農村改造的主體滿意度而言，在很大程度上是主體基于某些因素就新農村改造前后變化的對比來做出的判斷。因此，在參考已有相關文獻研究結論的基礎上，本文主要以表征農村改造前后變化的某些變量作為新農村改造主體滿意度的影響因素，并借鑒美國著名心理學奧德費（Alderfer）的“ERG理論”即“生存（existence）-關系(relatedness) -成長（growth）”需要理論[15]，設計并選擇如下三個維度的15個變量：

（1）與滿足生存需要相關的變量，這類變量是指滿足人們基本物質生存相關的變量，包括表征農村改造前后變化的5個變量：居住條件的變化（X1），收入的變化（X2），收入難易程度的變化（X3），消費支出能力的變化（X4），醫療保障條件的變化（X5）。

（2）與滿足相互關系需要相關的變量，這類變量是指與滿足人們社交、人際關系的和諧、相互尊重的需要相關的變量，包括如下5個變量：對農村改造相關政策與信息的了解度（X6），農村改造前后的村民選舉狀況的變化（X7）、農村財務信息的變化（X8）、村民關系的變化（X9）以及家庭關系的變化（X10）。

（3）與滿足成長需要相關的變量，這類變量是指滿足人們自我提高和發展以及取得自尊、自信和自我實現等需要的變量，包括表征農村改造前后變化的5個變量：交通狀況的變化（X11），村容村貌的變化（X12），娛樂活動的變化（X13），教育培訓機會的變化（X14），村民維權能力的變化（X15）。

在問卷設計上，本研究共設置了村民基本特征變量、新農村改造滿意度變量（Y）以及主體滿意度影響因素三類變量。其中，村民基本特征變量包括性別（C1）、年齡段（C2）、文化程度（C3）、婚姻狀況（C4）、年收入水平（C5）5個變量；主體滿意度影響因素包括滿足“生存-關系-成長”三維需要相關的15個變量。

（二）數據來源與樣本基本特征

本研究使用的數據來源于課題組2014年6月在山東省壽光市城郊開展的實地調查。壽光市是山東省濰坊市下轄的一個縣級市，處于黃河三角洲高效生態經濟區、膠東半島高端產業聚集區、山東半島藍色經濟開發區的疊加位置，是我國最主要的蔬菜基地、海洋化工和原鹽產地之一。在新農村改造之前，壽光市周邊農村以種植大棚蔬菜為主要經濟來源。近年來，由于市區發展和新農村改造工作的推進，周邊一些農村實施了集中居住政策，但由于沒有得到預期的經濟補償，大多數農民不愿意上樓居住。同時，由于土地幾乎被全部征用，大部分農民都失去了穩定的經濟來源，開始尋求其它生計，部分農民到內蒙古等地為大棚種植戶提供技術指導。農村改造中出現的這些問題在當前新農村改造中非常具有典型性和代表性。

本研究以壽光市城郊已被改造農村的居民為調查對象，共發放問卷300份，收回有效問卷288份，回收率達到96%。樣本的基本特征如表1所示，在受訪者性別構成上，男性比例略高，占比為51.4%；20～50歲年齡段、初中和高中文化程度及年收入水平低于6萬元者為最大的受訪者群體；在婚姻狀況上，已婚和未婚者占95.5%。

表1 樣本的基本特征

（三）主體滿意度影響因素量表的測量結果及其信度和效度

本研究將新農村改造的15個主體滿意度影響因素定義并編碼分析，如表2所示。從統計結果來看，只有變量X6沒有達到平均水平，這表明，當前農民整體上對新農村改造的相關政策和信息的了解還較少。而其他變量的均值都超過了平均水平，但大都沒有超過平均水平與最高水平的平均值，因此這些變量對新農村改造滿意度都可能產生影響，同時也表明調查樣本支持研究假設H4和H5，但仍需通過統計推斷來進一步證明。

主體滿意度影響因素量表的設計是在多次預調查的基礎上篩選形成的，所設置的指標能夠代表測量目標，因此具有較好的內容信度。使用SPSS19.0中的信度分析工具，可得主體滿意度影響因素量表的克朗巴赫信度α系數為0.867，生存、關系和成長三個子量表的克朗巴赫信度α系數都在0.7以上（見表2）。一般而言，總量表的信度系數最好在0.8以上，在0.7～0.8之間可以接受；分量表的內部一致性系數最好在0.7以上，0.6～0.7之間可以接受。因此，主體滿意度影響因素量表及其各子量表中的題目具有較強的內在一致性。

量表的效度一般可以從內容效度和結構效度兩方面來檢驗。主體滿意度影響因素量表的設計參考了已有相關文獻的研究結論，故應具有良好的內容效度。從結構效度來看，使用因子分析法可得主體滿意度影響因素量表的KMO值為0.869，生存、關系和成長三個子量表的KMO值都在0.7以上，且總量表和各子量表的巴特利特球型檢驗的p值均為0.000（見表2），表明總量表和各子量表都適合做因子分析。進一步的因子分析表明，總量表中前3個公因子的方差貢獻率等于54.325%，三個公因子在所代表的變量上的載荷大都在0.6以上；而三個子量表提取的第一個公因子的方差貢獻率都在50%左右，公因子在各變量上的載荷大都在0.7左右。這表明總量表和各自量表具有良好的結構效度。

表2 新農村改造滿意度影響因素量表的定義與分析

（續表）

三、實證分析及結果討論

（一）農村改造的主體滿意度分析

對新農村改造主體滿意度變量進行定義和編碼，將該變量在問卷選項中的“非常不滿意”“比較不滿意”和“一般”合并重新定義為“非滿意”，賦值為0；而將“比較滿意”和“非常滿意”兩個選項合并重新定位為“滿意”，賦值為1。其樣本數據統計結果如表3所示?？偟膩砜?，農民對農村改造的評價并不高，樣本中僅有p=33.7%的農民對農村改造感到滿意。由于np=97.06>5，且np(1-p)=64.35>5，可以認為樣本比例p趨于正態分布。根據區間估計公式計算可知，在95%的置信水平下，總體中約有28.24%～39.16%的農民對農村改造感到滿意。

結合課題組對農民的訪談情況來看，導致農民滿意度偏低的原因是非常復雜的，但主要原因在于東部地區實施的城郊農村改造工程主要以集中居住為形式，同時伴隨著征用甚至強占農民土地等行為，僅僅關注村容村貌，忽視了新農村建設的生產發展、生活寬裕、鄉風文明、民主管理等要求，損害了農民的利益，由此導致農民的不滿意。此外，隨著環境污染和食品安全問題的日益突出，人們享受農村原生態環境和居住條件的意識越來越強，由此導致農村居民對集中上樓居住和土地被有償征用的積極性并不高。

表3 新農村改造的主體滿意度

表4 新農村改造主體滿意度的分組描述及其卡方檢驗

以農民的基本特征變量為分組變量，對農村改造主體滿意度變量進行列聯表分析和卡方檢驗，如表4所示。統計檢驗結果顯示，農民對農村改造的滿意度在以年齡段（C2）、婚姻狀況（C4）和年收入（C5）為分組變量的不同組別之間存在顯著差異，而其他分組變量引起的主體滿意度差異只是由隨機因素導致的。具體來講，主體對農村改造的滿意度隨著年齡段增大而提高，隨著收入水平的提高而提高，有婚姻經歷者的滿意度顯著高于未婚者。結合課題組的訪談進一步分析，其原因可能包括如下幾點：第一，高年齡勞動者勞動能力相對較低，因此對農業生產預期收益越低，而農村改造帶來的補償較容易使其得到滿足；而處于低年齡階段者，由于在城市接受的教育和新鮮事物較多，維權意識較強，因此由地方農村改造帶來的較低補償難以達到其較高的預期補償。第二，較低收入者一般靠農業生產或者進城打工維持生計，故希望擁有土地帶來的穩定收入或者希望土地征用帶來更多地補償，顯然以低償土地征用為主要形式的農村改造難以滿足他們的需求；而較高收入者一般從事非農產業，土地補償對其而言相當于額外的效用，且農村改造帶來的交通及生活環境的改善有助于其非農產業的發展。第三，未婚者一般為年輕勞動力，對于農村改造補償的預期一般都比較高，可使用與年齡分組變量的相似原因來解釋，即其滿意度低可能是由于其維權意識相對較強所致。

（二）新農村改造主體滿意度的影響因素分析

對于新農村改造主體滿意度影響因素的分析，本文以新農村改造主體滿意度變量（Y）為因變量，以主體滿意度影響因素的15個變量（X1～X15）為自變量，構建因果分析模型。由于因變量為二值變量，可以選用二項Logistic回歸模型，其形式如下：

由上式可推得其等價形式：

其中，β0為截距，β1, β2,…βk是待估參數。

表5 Logistic回歸模型及其檢驗結果

（續表）

為了簡化分析過程，本研究假定各自變量等級間的距離相等，無須再引入虛擬變量。運用SPSS19.0，采用“向后：LR”的逐步回歸方法，以最大偏似然估計所得到的似然比統計量的概率值為變量剔除的依據，構建Logistic回歸模型，參數估計及其檢驗結果如表5所示。從檢驗結果來看，最終模型的系數整體通過檢驗，模型擬合優度較高且模型較為穩定和有效。從估算結果來看，進入模型中的6個變量的系數均為正且其發生比率OR值均大于1，因此這些變量對主體滿意度變量都有正向作用，其影響能力由大到小依次是X14、X2、X4、X9、X5、X15。其中，影響能力最大的是X14，該變量每增加一個等級，對主體做出“滿意”評價的發生比將是原來的3.643倍；影響能力最小的是X15，該變量每增加一個等級，對主體做出“滿意”評價的發生比將是原來的1.739倍，影響力仍然非常大。由于這6個變量分別從屬于生存、關系和成長三個維度，由此驗證了前文提出的研究假說H5。

在影響滿足生存需要的變量中，變量X2、X4和X5進入模型，這表明新農村改造之后，農民的收入提高越多、手頭越寬裕、醫療保障條件越好，則其對新農村改造的滿意度就越高。此外，該類變量占進入模型的所有變量的一半，這表明農民最關注的仍然是生存方面的需要，其中收入的變化和消費支付能力兩個因素的影響作用較大。其原因在于土地征用和集中居住減少了農民的生產收入并增加了農民的生活支出，使其產生了一定的生存壓力。由此，前文提出的研究假說H1得以證實，H3也得到部分證實。X1沒有進入模型，主要是因為新農村改造之前城郊農村居住條件已較好，居住條件的變化給農民帶來的效用較小。X3沒有進入模型，由該變量的均值為2.15可知，這可能是因為該變量在新農村前后幾乎沒有變化，故它對滿意度的影響不顯著。

在影響滿足關系需要的變量中，只有X9進入模型，這表明由新農村改造帶來的村民關系改善得越多，農民對新農村改造的滿意度越高。這主要是因為，村民關系體現了村民的一種歸屬需要，村民關系越好，歸屬感就越強，因此滿意度就會越高。由此驗證了前文提出的研究假說H2。X6沒有進入模型，這可能是因為改造實施主體對相關政策信息的公開度較低，致使村民整體上的了解度較低，因此還不足以影響農民的滿意度，由此驗證了研究假說H4。需要注意的是，X7和X8沒有進入模型，結合訪談結果來看，這主要是因為農村民主化進程并不能在農村改造的短期內就能推進和改變的，農民對農村選舉和財務信息的公開并不抱太高的期望，因此這兩者的細微變化對農民滿意度的影響不顯著。

在影響滿足成長需要的變量中，X14和X15進入模型，這表明新農村改造之后教育培訓機會越多，村民維權能力提高越多，農民對新農村改造的滿意度就越高。其中，X14的系數最大，其主要原因在于，大部分耕地被征用之后，尋找其它的就業渠道和經濟來源成為農民極為迫切的現實需求，教育培訓機會的重要性突顯。由X5和X14進入模型可以驗證研究假說H3是成立的。X15進入模型，其原因在于，新農村改造的一些做法觸及了農民的根本利益，農民維護自身利益的愿望日趨強烈，由此前文提出的研究假說H6得到證實。X11、X12和X12沒有進入模型，其原因可能是由于新農村改造的時間還較短，這些因素與拓展就業和收入渠道以及維護自身權益等因素相比相對不重要，或者由于農民外出打工而無暇享用這些公共產品，進而導致這些公共產品被閑置。

四、結論與政策建議

本文以蔬菜典型種植區山東省壽光市的城郊農村改造為例，實證分析了影響農民對新農村改造滿意度的影響因素，得到如下結論：第一，當前，農民對新農村改造的滿意度較低，總體中約有28.24%～39.16%的農民對農村改造感到滿意，其中年齡段、婚姻狀況和年收入對主體滿意度具有顯著影響。第二，農民對新農村改造的滿意度受農民自身生存、關系和成長三方面需要因素的影響，這些因素按影響能力降序排列依次為：教育培訓機會的變化、收入的變化、消費支出能力的變化、村民關系的變化、醫療保障條件的變化、村民維權能力的變化?？傮w來看，經濟因素以及教育培訓、醫療等基礎公共保障因素屬于物質性因素，而村民關系以及維權能力兩個因素則屬于文化性因素。

上述研究結論是根據東部地區發達縣域城郊被改造農村的農民樣本數據得出的，必然具有一定的局限性，但也可以為中西部地區新農村建設以及城鎮化政策設計提供超前性的理論支持和經驗借鑒?；谏鲜龇治龊脱芯拷Y論，本文提出如下政策建議：

第一，深入調研農民的實際需求，因地制宜地開展新農村改造和建設工作。以農民為主體，尊重農民的意愿，以農民的需求為依據，是提高農民對新農村改造和建設滿意度的總體要求。因此，各地政府應以深入調研農民面臨的實際需求為基礎，以解決農民面臨的實際問題為切入點，激發農民參與新農村改造和建設的積極性。

第二，加強新農村改造工程的系統規劃和設計，推動被改造農村地域的良性發展。新農村改造是一項復雜的系統工程，既涉及到與城鎮化等其它政策之間的有機銜接，又涉及到硬件建設與軟件建設的相互配套；既涉及到實施工作和監督工作的密切配合，又涉及到農民、政策和工程承包方等各方利益的平衡。對此，必須緊緊圍繞“保護農民的根本利益和推動農村地域的可持續發展”這一核心，協調好各利益群體的關系，構建相關政策與信息的交流與溝通平臺，建立新農村改造的監督與懲罰機制，提高新農村改造和建設的系統性、有效性和規范性。

第三，當前，新農村改造工作的重要關注點包括：保護和拓展農民的就業和收入渠道，提高農村基礎公共產品的供給質量，維持并推進村民間的和諧關系。具體來講，在保護農民就業和收入渠道方面，應盡力保護現有耕地，同時建立支持農民創業的專項基金，鼓勵農民從事涉農產業和非農產業；在農村基礎公共產品的供給方面，建立與城市對接的醫療保障體系，提供量身定做的教育培訓服務，構建法律法規的宣傳、咨詢及援助服務的平臺；在推進村民和諧關系方面，加強合作組織、夜校、圖書閱覽室、休閑娛樂廣場等生產性與生活性交流載體的建設，為村民的交流創造條件，提升村民的歸屬感。

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Peasant’s Satisfaction and Its Influencing Factors of Rural Reconstruction: Based on Survey Data of Shouguang City

ZHANG Li-xin SUN Li-yang
(Qufu Normal University Rizhao 276826 China)

As the important content of new rural construction, the rural reconstruction can not avoid farmer peasant’s evaluation. Based on the data of 288 farmers from outskirt of Shouguang City in Shandong Province, interval estimation and crosstable analysis show that the farmer’s satisfaction on the rural reconstruction is lower and there are remarkable differences difference in the three grouping variables namely age, marital status and income. Logistic regression analysis finds that the farmer’s satisfaction for the rural reconstruction is affected by many contradistinctive factors. These factors can be arranged by influence capacity from large to small as follows: opportunities changes of education and training, income changes, change of consumer spending ability, change of relationship among villagers, change of medical security conditions and the villager’s ability changes to safeguard legal rights. Accordingly, the rural reconstruction project should be promoted by the following key aspects based on investigation and research of the farmer’s demands: to strengthen the system planning and design, to protect and expand the farmer’s employment and income channels, to improve the supply quality of the rural basic public goods, to construct a harmonious relationship among villagers.

rural reconstruction; peasant’s satisfaction; restricting factors

F32

A

10.14071/j.1008-8105(2015)06-0080-07

編輯 張 莉

2015 ? 02 ? 05

教育部人文社會科學研究項目（12YJA790109）；山東省自然科學基金（ZR2012GL05）；山東省社會科學規劃研究項目（14CGLJ60）；曲阜師范大學科研啟動基金資助（20091225）.

張立新（1977? ）男，博士，曲阜師范大學經濟學院副教授；孫立揚（1991? ）男，曲阜師范大學經濟學院碩士研究生.