基于社会资本视角的农民参与农村人居环境改善投资意愿分析

张维霄，申琳，刘海燕，刘爱秋，王惠

（河北农业大学，河北 保定 071000）

农村人居环境包括人文环境、自然环境以及地域空间环境，是农户生活或生产活动所必须的物质和非物质的结合。2018年2月，我国印发了《农村人居环境整治三年行动方案》，把改善农村人居环境作为社会主义新农村建设的重要内容。改善农村人居环

境，直接关系到农户的生产与生活，已成为我国新农村建设的重要内容之一。目前我国农村地区土壤、水污染较为严重，基础设施建设滞后，人居环境较差，严重影响了农户的日常生活和生产。研究表明，社会交往[2]、社会信任[9]、社会规范[1]和社会风气[2]正向影响农户的人居环境投资意愿。河北省是农业大省，农村居民较多，以河北省24个县农户的实地调查数据为基础，采用Logistic二元回归模型，分析影响农民参与农村人居环境改善投资意愿的主要因素，从而提高农民投资人居环境意愿。

1 数据来源

采用分层抽样调查法，对河北省24个县、480户农户进行问卷调查，有效问卷414份，有效率为86.25%（表1）。调查内容包括农户基本情况（年龄、性别、受教育程度等）、社会交往、社会信任（对社会、亲戚等信任程度）、社会互惠（邻里间相互帮助等）、社会风气（安全秩序等）、社会规范（邻里矛盾等）等内容。

表1 调研区域概况Table 1 Surveyed areas

2 研究方法

2.1 提出假设

社会资本是社会组织表现出的特征，根据数据可获得性以及研究的实际需求，设定社会交往、社会信任、社会互惠、社会风气和社会规范5个维度进行研究，并且提出以下5个假设。

假设1：社会交往水平越高，农民参与改善人居环境投资积极性越高。

假设2：社会信任越高，农民参与改善人居环境投资积极性越高。

假设3：社会互惠水平越高，农民参与改善人居环境投资积极性越低。

假设4：社会规范水平越高，农民参与改善人居环境投资积极性越高。

假设5：社会风气水平越高，农民参与改善人居环境投资的积极性越高。

2.2 建立Logistic二元回归模型

2.2.1 构建指标体系“农民是否愿意参与农村人居环境改善投资”为因变量，设定是＝0，否＝1。自变量分为控制变量和解释变量，其中控制变量包括年龄、是否党员、是否为村干部、是否曾外出打工、受教育程度5个指标；解释变量设定社会交往、社会信任、社会互惠、社会风气和社会规范5个维度25个指标，按照里克特量表的格式设计分别设计4个选项，并且对各个选项赋值1～4分（表2）。构建Logistic二元回归模型公式（1）。

式中，p：农民愿意对人居环境投资的概率，1-p：农民不愿意对人居环境投资的概率。xi：模型自变量，n：自变量个数，β0：常数项，βi：回归系数。

2.2.2 因子分析法简化解释变量 对解释变量的25个指标进行KMO和Bartlett球形检验，结果显示，KMO（0.898）＞0.8，Bar tlett球形检验df＝300，sig.＜0.01，调查数据可以进行因子分析且提取公因子。特征根＞1的因子，以最大变异法对公共因子进行正交转轴处理，使转轴后的每一因子内各指标项负荷量大小相差尽量达到最大，利于公共因子的辨认与命名。对于载荷＞0.35且联系紧密的2个或2个以上指标予以剔除后，继续进行上述操作，直至得到满意结果为止（表3和4）。最终提取了5个公共因子，并根据其包含的具体指标进行重新命名，即f1为互惠因子、f2为信任因子、f3为社会和谐因子、f4为交往因子、f5为安全感因子（表5）。

表2 构建指标体系Table 2 Construction of index system

表3 5个公共因子特征值、方差Table 3 Eigenvalues and variances of 5 common factors

3 结果与分析

3.1 描述性分析

414位被访者的男女比例为1.05∶1，年龄集中在25～55岁，文化程度以初中、高中为主（表6），党员占比达到16.49%。被访者的基本概况符合当地的实际情况，分析结果真实可靠。

3.2 农户参与农村人居环境投资意愿分析

基于调研数据，运用SPSS24.0软件对414份调研数据进行回归分析，LRchi2统计值为114.282，模型拟合度好，且在1%的水平上显著，具有进一步研究的价值（表7）。

3.2.1 控制变量分析 是否为村干部（X03）、是否外出打工（X04）、受教育程度（X05）分别在0.01、0.1和0.05水平上显著正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即农民外出务工时间越长、受教育程度越高，获取与分析信息的能力越强，农村改善环境投资的积极性越高。

表4 因子旋转后载荷矩阵Table 4 Load matrix after factor rotation

表5 最终确定评价体系Table 5 Final evaluation system

表6 样本的基本情况Table 6 Basic information of samples

表7 变量回归结果Table 7 Variable regression results

3.2.2 5个假设的验证分析

3.2.2.1 假设1。交往因子（f4）在0.05水平上显著正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即社会交往程度越高，越能够提升农民参与人居环境投资意愿。交往因子提高1，农民参加人居环境改善投资意愿会提升0.723。假设1成立。

3.2.2.2 假设2。信任因子（f2）在0.01水平上显著正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即社会信任程度越高，越能提升农民参与农村人居环境改善投资的积极性。信任因子提高1，农民参加人居环境改善投资意愿提升1.234。假设2成立。

3.2.2.3 假设3。社会互惠因子（f1）在0.05水平上显著负向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即社会互惠程度越高，越能降低农民参与人居环境改善投资积极性。互惠因子提高1，农民参与人居环境改善投资意愿下降0.303。假设3成立。

3.2.2.4 假设4。安全感因子（f5）对正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，但不显著，即安全感的提高，对提供农民参与农村人居环境改善投资具有一定的积极作用。假设4成立。

3.2.2.5 假设5。和谐因子（f3）在0.01水平上正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即社会风气越好，越能够提升农民参与改善人居环境投资的积极性。和谐因子提高1，农民参与人居环境改善投资积极性提升0.257。假设5成立。

4 结论与讨论

基于大量文献分析，提出了5个假设，采用河北省414个样本数据，运用因子分析法优化并构建指标体系，采用Logistic二元回归模型分析影响农民参加人居环境投资意愿的因素，得到以下结论：

（1）是否为村干部（X03）、是否外出打工（X04）、受教育程度（X05）分别在0.01、0.1和0.05水平上显著正向影响农户参与农村人居环境投资意愿，即农民外出务工时间越长、受教育程度越高，获取、分析信息的能力越强，农村改善环境投资的积极性越高。

（2）交往因子（f4）、信任因子（f2）显著正向影响农民参与农村人居环境投资意愿，农民之间交往越频繁，越能增加相互之间的信任，有助于信息和制度在群体间的传递，增强对信息的了解与信任，从而减少改善人居环境工作时产生的监督、交易和信息搜集成本，提高农民参与改善人居环境的积极性。

（3）和谐因子（f3）显著正向影响农民参与农村人居环境投资意愿，农民间和谐相处，会增加他们的交往频次和信任程度，增强其对事物的认同度和建立共同的目标，从而提高改善环境投资意愿。

（4）社会互惠因子（f1）显著负向影响农民参与农村人居环境投资意愿，绿化、卫生、公共基础设施建设越完善，降低农民参与人居环境改善投资意愿。