县域城郊新农村改造：主体满意度及其制约因素——基于山东省寿光市城郊农村288份个案调查的实证研究

□张立新 孙立扬

[曲阜师范大学 日照 276826]

县域城郊新农村改造：主体满意度及其制约因素
——基于山东省寿光市城郊农村288份个案调查的实证研究

□张立新 孙立扬

[曲阜师范大学 日照 276826]

作为新农村建设的重要内容，新农村改造避不开农民主体的评判。基于山东省寿光市城郊288份农民个案数据，使用区间估计和列联分析法研究发现：当前，城郊农民对新农村改造的满意度较低，且在年龄段、婚姻状况和年收入三个基本特征变量上存在显著差异。使用logistic回归进一步分析发现，城郊农民对新农村改造的满意度受改造前后多方面因素变化的影响，这些因素按影响能力大小依次为：教育培训机会的变化、收入的变化、消费支出能力的变化、村民关系的变化、医疗保障条件的变化、村民维权能力的变化。这一结论蕴含的政策含义是：应在主体需要的调研基础上加强新农村改造工程的系统规划和设计，保护和拓展农民的就业和收入渠道，提高农村基础公共产品的供给质量，建设和谐的村民关系。

新农村改造；主体满意度；制约因素

引言

建设社会主义新农村是一项长期而又复杂的系统工程，需要在实践中不断探索可行思路和有效模式。而新农村改造作为城郊新农村建设的探索性实践，已经成为东部发达地区新农村建设政策的重要组成部分。由于新农村改造涉及到多方利益主体，触及到农民的根本利益，因此各方对新农村改造的评价褒贬不一，相关事件的报道也层出不穷。因此，科学地评价新农村改造，对于引导新农村改造的方向，提高新农村改造工作的质量，以及调动农民参与新农村建设的积极性、主动性和创造性，都具有积极的现实意义。

坚持以人为本，尊重农民意愿，充分发挥农民主体作用和创新精神，是国家新农村建设政策的基本要求。有研究也认为，农民是农村经济社会发展的主体，什么时候尊重农民的意愿，调动农民的积极性，农村和农业就获得发展；什么时候违背农民的意愿，挫伤农民的积极性，农村和农业的发展就会受到挫折[1]。因此，作为新农村建设的真正主体、真正的实践者与切身体验者，农民对于新农村改造的评判才真正有说服力，农民对于新农村改造的不足最具有发言权。本文主要从以人为本的角度，以山东省寿光市城郊新农村改造为例，探讨农民对新农村改造的满意度及其影响因素，为新农村改造政策的优化提供依据。

一、文献回顾

目前，新农村改造问题虽然得到了媒体的极大关注，但并没有引起学术界的应有关注。学术界对新农村建设整体满意度及其影响因素的研究还比较少，主要研究包括：田野、赵晓飞对湖北省711个农户的调查数据的研究分析表明，新农村建设中农民满意度总体水平偏低，影响农民满意度的因素主要有经济收入、惠农政策、教育投入、教育水平、医疗水平、交通状况和干部作风等，且不同文化程度、不同收入来源、不同家庭人口的农民在满意度上差异明显[2]。刘成奎基于湖北省武汉市173份有效问卷的分析表明，湖北新农村建设农民满意度总体上有所提升，但对义务教育、社会保障、农业科技与培训、农田水利设施、惠农政策等指标的满意度偏低，影响农民满意度的因素包括受调查对象的家庭年收入、年龄、职业、受教育年限等[3]。杨静、陈亮对河北省三地市960份有效问卷的统计分析表明，当前新农村建设政策着力点应以农民需求为导向，重点解决农民增收、医疗社保、就业机会、教育发展以及土地征用等问题[4]。

学术界更多地是关注农村基础设施建设[5～6]、农村公共品供给[7～9]、新型农村合作医疗[10～12]、农村居民生活满意度[13～14]等新农村建设的某一方面满意度的研究。通过对这些研究的梳理可得到如下结论：第一，农民对农村公共品供给的总体满意度较低，其中教育投入不足的影响最大，收入水平也是其中影响因素之一。第二，农民对农村基础设施的满意度有待于进一步提高，“硬件”较“软件”而言满意度相对较高，其中对农田水利灌溉设施、休闲娱乐设施和环保设施的满意度较低，总体上受教育医疗设施、水利设施、卫生及休闲设施、能源及交通设施四个因子的影响。第三，对于农村合作医疗满意度高低的实证结论并不一致，影响因素主要包括医疗机构的技术、收费、态度以及个人的文化程度、收入水平以及政策知晓程度。第四，农民对农村生活基本满意，但对经济状况满意度较低，影响因素包括人际关系、政府公共政策、工作环境和健康状况等。

作为新农村建设的重要构成部分，新农村改造面临着集中上楼居住、就业、土地征用等问题，而这些问题都直接影响农民的收入、消费支付能力以及人际关系的变化，尤其是在土地被征用和物价上涨的背景下，重新就业和寻找新的收入渠道成为农民面临的现实问题，教育培训机会的重要性可能也会进一步凸显。同时，新农村改造也涉及农民休闲娱乐、公共交通、医疗保障、法律维权、政策信息等多方面多维度的变化，这些变化可能也会影响农民对新农村改造的满意度。结合学术界对新农村建设满意度的相关研究的结论，本文提出如下研究假设：

H1：当前，收入和消费支付能力等经济因素仍然是影响农民对新农村改造满意度的重要因素；

H2：新农村改造引发的人际关系的变化影响农民的满意度；

H3：新农村改造引发的教育、医疗等基础公共产品及其重要性的变化影响农民的满意度；

H4：当前，农民对农村改造相关政策与信息的了解度还不足以影响农民的满意度；

H5：影响农民对农村改造满意度的因素涉及到生存、关系和成长三个维度；

H6：农民维权能力的变化影响农民对新农村改造的满意度。

二、研究设计与数据来源

（一）变量选择与问卷设计

就新农村改造的主体满意度而言，在很大程度上是主体基于某些因素就新农村改造前后变化的对比来做出的判断。因此，在参考已有相关文献研究结论的基础上，本文主要以表征农村改造前后变化的某些变量作为新农村改造主体满意度的影响因素，并借鉴美国著名心理学奥德费（Alderfer）的“ERG理论”即“生存（existence）-关系(relatedness) -成长（growth）”需要理论[15]，设计并选择如下三个维度的15个变量：

（1）与满足生存需要相关的变量，这类变量是指满足人们基本物质生存相关的变量，包括表征农村改造前后变化的5个变量：居住条件的变化（X1），收入的变化（X2），收入难易程度的变化（X3），消费支出能力的变化（X4），医疗保障条件的变化（X5）。

（2）与满足相互关系需要相关的变量，这类变量是指与满足人们社交、人际关系的和谐、相互尊重的需要相关的变量，包括如下5个变量：对农村改造相关政策与信息的了解度（X6），农村改造前后的村民选举状况的变化（X7）、农村财务信息的变化（X8）、村民关系的变化（X9）以及家庭关系的变化（X10）。

（3）与满足成长需要相关的变量，这类变量是指满足人们自我提高和发展以及取得自尊、自信和自我实现等需要的变量，包括表征农村改造前后变化的5个变量：交通状况的变化（X11），村容村貌的变化（X12），娱乐活动的变化（X13），教育培训机会的变化（X14），村民维权能力的变化（X15）。

在问卷设计上，本研究共设置了村民基本特征变量、新农村改造满意度变量（Y）以及主体满意度影响因素三类变量。其中，村民基本特征变量包括性别（C1）、年龄段（C2）、文化程度（C3）、婚姻状况（C4）、年收入水平（C5）5个变量；主体满意度影响因素包括满足“生存-关系-成长”三维需要相关的15个变量。

（二）数据来源与样本基本特征

本研究使用的数据来源于课题组2014年6月在山东省寿光市城郊开展的实地调查。寿光市是山东省潍坊市下辖的一个县级市，处于黄河三角洲高效生态经济区、胶东半岛高端产业聚集区、山东半岛蓝色经济开发区的叠加位置，是我国最主要的蔬菜基地、海洋化工和原盐产地之一。在新农村改造之前，寿光市周边农村以种植大棚蔬菜为主要经济来源。近年来，由于市区发展和新农村改造工作的推进，周边一些农村实施了集中居住政策，但由于没有得到预期的经济补偿，大多数农民不愿意上楼居住。同时，由于土地几乎被全部征用，大部分农民都失去了稳定的经济来源，开始寻求其它生计，部分农民到内蒙古等地为大棚种植户提供技术指导。农村改造中出现的这些问题在当前新农村改造中非常具有典型性和代表性。

本研究以寿光市城郊已被改造农村的居民为调查对象，共发放问卷300份，收回有效问卷288份，回收率达到96%。样本的基本特征如表1所示，在受访者性别构成上，男性比例略高，占比为51.4%；20～50岁年龄段、初中和高中文化程度及年收入水平低于6万元者为最大的受访者群体；在婚姻状况上，已婚和未婚者占95.5%。

表1 样本的基本特征

（三）主体满意度影响因素量表的测量结果及其信度和效度

本研究将新农村改造的15个主体满意度影响因素定义并编码分析，如表2所示。从统计结果来看，只有变量X6没有达到平均水平，这表明，当前农民整体上对新农村改造的相关政策和信息的了解还较少。而其他变量的均值都超过了平均水平，但大都没有超过平均水平与最高水平的平均值，因此这些变量对新农村改造满意度都可能产生影响，同时也表明调查样本支持研究假设H4和H5，但仍需通过统计推断来进一步证明。

主体满意度影响因素量表的设计是在多次预调查的基础上筛选形成的，所设置的指标能够代表测量目标，因此具有较好的内容信度。使用SPSS19.0中的信度分析工具，可得主体满意度影响因素量表的克朗巴赫信度α系数为0.867，生存、关系和成长三个子量表的克朗巴赫信度α系数都在0.7以上（见表2）。一般而言，总量表的信度系数最好在0.8以上，在0.7～0.8之间可以接受；分量表的内部一致性系数最好在0.7以上，0.6～0.7之间可以接受。因此，主体满意度影响因素量表及其各子量表中的题目具有较强的内在一致性。

量表的效度一般可以从内容效度和结构效度两方面来检验。主体满意度影响因素量表的设计参考了已有相关文献的研究结论，故应具有良好的内容效度。从结构效度来看，使用因子分析法可得主体满意度影响因素量表的KMO值为0.869，生存、关系和成长三个子量表的KMO值都在0.7以上，且总量表和各子量表的巴特利特球型检验的p值均为0.000（见表2），表明总量表和各子量表都适合做因子分析。进一步的因子分析表明，总量表中前3个公因子的方差贡献率等于54.325%，三个公因子在所代表的变量上的载荷大都在0.6以上；而三个子量表提取的第一个公因子的方差贡献率都在50%左右，公因子在各变量上的载荷大都在0.7左右。这表明总量表和各自量表具有良好的结构效度。

表2 新农村改造满意度影响因素量表的定义与分析

（续表）

三、实证分析及结果讨论

（一）农村改造的主体满意度分析

对新农村改造主体满意度变量进行定义和编码，将该变量在问卷选项中的“非常不满意”“比较不满意”和“一般”合并重新定义为“非满意”，赋值为0；而将“比较满意”和“非常满意”两个选项合并重新定位为“满意”，赋值为1。其样本数据统计结果如表3所示。总的来看，农民对农村改造的评价并不高，样本中仅有p=33.7%的农民对农村改造感到满意。由于np=97.06>5，且np(1-p)=64.35>5，可以认为样本比例p趋于正态分布。根据区间估计公式计算可知，在95%的置信水平下，总体中约有28.24%～39.16%的农民对农村改造感到满意。

结合课题组对农民的访谈情况来看，导致农民满意度偏低的原因是非常复杂的，但主要原因在于东部地区实施的城郊农村改造工程主要以集中居住为形式，同时伴随着征用甚至强占农民土地等行为，仅仅关注村容村貌，忽视了新农村建设的生产发展、生活宽裕、乡风文明、民主管理等要求，损害了农民的利益，由此导致农民的不满意。此外，随着环境污染和食品安全问题的日益突出，人们享受农村原生态环境和居住条件的意识越来越强，由此导致农村居民对集中上楼居住和土地被有偿征用的积极性并不高。

表3 新农村改造的主体满意度

表4 新农村改造主体满意度的分组描述及其卡方检验

以农民的基本特征变量为分组变量，对农村改造主体满意度变量进行列联表分析和卡方检验，如表4所示。统计检验结果显示，农民对农村改造的满意度在以年龄段（C2）、婚姻状况（C4）和年收入（C5）为分组变量的不同组别之间存在显著差异，而其他分组变量引起的主体满意度差异只是由随机因素导致的。具体来讲，主体对农村改造的满意度随着年龄段增大而提高，随着收入水平的提高而提高，有婚姻经历者的满意度显著高于未婚者。结合课题组的访谈进一步分析，其原因可能包括如下几点：第一，高年龄劳动者劳动能力相对较低，因此对农业生产预期收益越低，而农村改造带来的补偿较容易使其得到满足；而处于低年龄阶段者，由于在城市接受的教育和新鲜事物较多，维权意识较强，因此由地方农村改造带来的较低补偿难以达到其较高的预期补偿。第二，较低收入者一般靠农业生产或者进城打工维持生计，故希望拥有土地带来的稳定收入或者希望土地征用带来更多地补偿，显然以低偿土地征用为主要形式的农村改造难以满足他们的需求；而较高收入者一般从事非农产业，土地补偿对其而言相当于额外的效用，且农村改造带来的交通及生活环境的改善有助于其非农产业的发展。第三，未婚者一般为年轻劳动力，对于农村改造补偿的预期一般都比较高，可使用与年龄分组变量的相似原因来解释，即其满意度低可能是由于其维权意识相对较强所致。

（二）新农村改造主体满意度的影响因素分析

对于新农村改造主体满意度影响因素的分析，本文以新农村改造主体满意度变量（Y）为因变量，以主体满意度影响因素的15个变量（X1～X15）为自变量，构建因果分析模型。由于因变量为二值变量，可以选用二项Logistic回归模型，其形式如下：

由上式可推得其等价形式：

其中，β0为截距，β1, β2,…βk是待估参数。

表5 Logistic回归模型及其检验结果

（续表）

为了简化分析过程，本研究假定各自变量等级间的距离相等，无须再引入虚拟变量。运用SPSS19.0，采用“向后：LR”的逐步回归方法，以最大偏似然估计所得到的似然比统计量的概率值为变量剔除的依据，构建Logistic回归模型，参数估计及其检验结果如表5所示。从检验结果来看，最终模型的系数整体通过检验，模型拟合优度较高且模型较为稳定和有效。从估算结果来看，进入模型中的6个变量的系数均为正且其发生比率OR值均大于1，因此这些变量对主体满意度变量都有正向作用，其影响能力由大到小依次是X14、X2、X4、X9、X5、X15。其中，影响能力最大的是X14，该变量每增加一个等级，对主体做出“满意”评价的发生比将是原来的3.643倍；影响能力最小的是X15，该变量每增加一个等级，对主体做出“满意”评价的发生比将是原来的1.739倍，影响力仍然非常大。由于这6个变量分别从属于生存、关系和成长三个维度，由此验证了前文提出的研究假说H5。

在影响满足生存需要的变量中，变量X2、X4和X5进入模型，这表明新农村改造之后，农民的收入提高越多、手头越宽裕、医疗保障条件越好，则其对新农村改造的满意度就越高。此外，该类变量占进入模型的所有变量的一半，这表明农民最关注的仍然是生存方面的需要，其中收入的变化和消费支付能力两个因素的影响作用较大。其原因在于土地征用和集中居住减少了农民的生产收入并增加了农民的生活支出，使其产生了一定的生存压力。由此，前文提出的研究假说H1得以证实，H3也得到部分证实。X1没有进入模型，主要是因为新农村改造之前城郊农村居住条件已较好，居住条件的变化给农民带来的效用较小。X3没有进入模型，由该变量的均值为2.15可知，这可能是因为该变量在新农村前后几乎没有变化，故它对满意度的影响不显著。

在影响满足关系需要的变量中，只有X9进入模型，这表明由新农村改造带来的村民关系改善得越多，农民对新农村改造的满意度越高。这主要是因为，村民关系体现了村民的一种归属需要，村民关系越好，归属感就越强，因此满意度就会越高。由此验证了前文提出的研究假说H2。X6没有进入模型，这可能是因为改造实施主体对相关政策信息的公开度较低，致使村民整体上的了解度较低，因此还不足以影响农民的满意度，由此验证了研究假说H4。需要注意的是，X7和X8没有进入模型，结合访谈结果来看，这主要是因为农村民主化进程并不能在农村改造的短期内就能推进和改变的，农民对农村选举和财务信息的公开并不抱太高的期望，因此这两者的细微变化对农民满意度的影响不显著。

在影响满足成长需要的变量中，X14和X15进入模型，这表明新农村改造之后教育培训机会越多，村民维权能力提高越多，农民对新农村改造的满意度就越高。其中，X14的系数最大，其主要原因在于，大部分耕地被征用之后，寻找其它的就业渠道和经济来源成为农民极为迫切的现实需求，教育培训机会的重要性突显。由X5和X14进入模型可以验证研究假说H3是成立的。X15进入模型，其原因在于，新农村改造的一些做法触及了农民的根本利益，农民维护自身利益的愿望日趋强烈，由此前文提出的研究假说H6得到证实。X11、X12和X12没有进入模型，其原因可能是由于新农村改造的时间还较短，这些因素与拓展就业和收入渠道以及维护自身权益等因素相比相对不重要，或者由于农民外出打工而无暇享用这些公共产品，进而导致这些公共产品被闲置。

四、结论与政策建议

本文以蔬菜典型种植区山东省寿光市的城郊农村改造为例，实证分析了影响农民对新农村改造满意度的影响因素，得到如下结论：第一，当前，农民对新农村改造的满意度较低，总体中约有28.24%～39.16%的农民对农村改造感到满意，其中年龄段、婚姻状况和年收入对主体满意度具有显著影响。第二，农民对新农村改造的满意度受农民自身生存、关系和成长三方面需要因素的影响，这些因素按影响能力降序排列依次为：教育培训机会的变化、收入的变化、消费支出能力的变化、村民关系的变化、医疗保障条件的变化、村民维权能力的变化。总体来看，经济因素以及教育培训、医疗等基础公共保障因素属于物质性因素，而村民关系以及维权能力两个因素则属于文化性因素。

上述研究结论是根据东部地区发达县域城郊被改造农村的农民样本数据得出的，必然具有一定的局限性，但也可以为中西部地区新农村建设以及城镇化政策设计提供超前性的理论支持和经验借鉴。基于上述分析和研究结论，本文提出如下政策建议：

第一，深入调研农民的实际需求，因地制宜地开展新农村改造和建设工作。以农民为主体，尊重农民的意愿，以农民的需求为依据，是提高农民对新农村改造和建设满意度的总体要求。因此，各地政府应以深入调研农民面临的实际需求为基础，以解决农民面临的实际问题为切入点，激发农民参与新农村改造和建设的积极性。

第二，加强新农村改造工程的系统规划和设计，推动被改造农村地域的良性发展。新农村改造是一项复杂的系统工程，既涉及到与城镇化等其它政策之间的有机衔接，又涉及到硬件建设与软件建设的相互配套；既涉及到实施工作和监督工作的密切配合，又涉及到农民、政策和工程承包方等各方利益的平衡。对此，必须紧紧围绕“保护农民的根本利益和推动农村地域的可持续发展”这一核心，协调好各利益群体的关系，构建相关政策与信息的交流与沟通平台，建立新农村改造的监督与惩罚机制，提高新农村改造和建设的系统性、有效性和规范性。

第三，当前，新农村改造工作的重要关注点包括：保护和拓展农民的就业和收入渠道，提高农村基础公共产品的供给质量，维持并推进村民间的和谐关系。具体来讲，在保护农民就业和收入渠道方面，应尽力保护现有耕地，同时建立支持农民创业的专项基金，鼓励农民从事涉农产业和非农产业；在农村基础公共产品的供给方面，建立与城市对接的医疗保障体系，提供量身定做的教育培训服务，构建法律法规的宣传、咨询及援助服务的平台；在推进村民和谐关系方面，加强合作组织、夜校、图书阅览室、休闲娱乐广场等生产性与生活性交流载体的建设，为村民的交流创造条件，提升村民的归属感。

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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

编辑 张 莉

2015 − 02 − 05

教育部人文社会科学研究项目（12YJA790109）；山东省自然科学基金（ZR2012GL05）；山东省社会科学规划研究项目（14CGLJ60）；曲阜师范大学科研启动基金资助（20091225）.

张立新（1977− ）男，博士，曲阜师范大学经济学院副教授；孙立扬（1991− ）男，曲阜师范大学经济学院硕士研究生.