农户参与农村基础设施管护影响因素分析——基于甘肃省平凉市169 户农村居民的调查

齐娟飞，罗 鹏，谈存峰

（甘肃农业大学 财经学院，甘肃 兰州 730070）

农村基础设施是实现乡村振兴战略的基础，在农业综合生产能力提高、农村环境改善和农民增收等方面具有不可忽视的作用[1]。习近平总书记指出“建好管好农村公共基础设施是打赢打好精准脱贫攻坚战，实施乡村振兴战略的重要支撑和基础保障”。近年来，甘肃省平凉市大力发展农村基础设施，包括村路、饮水、农田水利、水保生态、以工代赈、大中型水库移民、教育、文化、卫生等方面，有效促进了当地农村的经济发展。但是随着基础设施建后管护任务的增加，出现了基础设施“有人建、无人管”的现象，水管、沟渠、电杆电线、道路等管理不善，修复不及时，影响农民的生产生活[2]。农村基础设施的服务对象主要是农户，只有引导农户积极参与农村基础设施的管理和保护，才能保障其长期稳定发展。鉴于此，本文通过实证分析，探究农户参与基础设施管护的影响因素及作用机理，分析形成的原因，提出有针对性的建议，并为相关政策的制定提供实证依据。

一、数据来源与描述性统计分析

（一）数据来源

选取甘肃省平凉市作为研究对象，使用的数据来自课题组的调查问卷。调查问卷发放180 份，回收有效问卷169 份，问卷有效率为93.8%。

（二）样本基本特征

调查样本的基本情况如表1 所示。从表1 可以看出，样本农户的年龄在35～45 岁居多，家庭总收入主要集中在4 万元左右，受教育程度主要以初中为主，家庭人口数大多在4 人及以上。

表1 样本基本特征描述

（三）样本村基础设施管护现状

1.交通水利设施管护现状

道路的管护方面，55.62%的农户表示“一般”，7.69%和13.61% 的农户表示“很差”和“差”，16.57%的农户表示“好”，6.51%的农户表示“很好”；灌溉设施管护方面，37.28%的样本农户表示“一般”，14.20%和37.28%的农户表示“很差”和“差”，7.69%和5.92%的农户表示“好”或“很好”；饮水设施管护方面，52.66%的受访者认为其村内饮水设施管护“一般”。

2.文体设施管护现状

文化设施管护方面，48.52%的被调查者认为自己所在村文化设施管护现状“一般”，12.43%的被调查者认为文化设施管护“好”，只有0.59%的被调查者认为其村内文化设施管护“很好”；体育设施管护方面，有46.15%的农户认为“一般”，16.57%和24.85%的受访者分别认为体育设施管护现状“很差”和“差”，只有12.43%的农户认为村内体育设施管护“好”或“很好”。

3.环境设施管护现状

垃圾污水处理设施管护方面，16.57% 和24.85%的受访者分别认为垃圾污水处理设施方面的管护“很差”和“差”，21.89%的受访者认为“一般”，仅仅只有6.51%的农户认为“好”或“很好”；公共厕所管护方面，36.09%的农户和38.46%的农户表示公共厕所管护“很差”或“差”，20.72%的受访者表示“一般”，只有4.73%的农户表示“好”或“很好”。

总的来说，农村基础设施管护现状不是很理想，基础设施“有人建设，无人管理”的现象严重影响农民的生产生活和农村农业的发展。农村基础设施的直接受益者是农户，只有引导农户积极参与到基础设施管护中，才能保障其长期稳定发展。想要引导更多的农户积极地投入到对农村基础设施的管护工作中，充分发挥农户的主体作用，有必要对农户参与农村基础设施管护的影响因素进行实证分析[3]。

二、农户参与农村基础设施管护的影响因素

（一）变量说明

1.因变量

本文是针对农村基础设施管护中农户参与情况影响因素的研究，选取农户是否参与过作为因变量，根据农户是否参与过可分为“没有参与过”和“参与过”。

2.自变量

本文参考已有文献并根据样本村基础设施管护的情况，从农户个体特征、家庭特征、村庄治理状况和村庄自组织能力这四方面来调查农户参与农村基础设施管护的影响因素。10 个自变量及各变量的描述如表2 所示。

表2 各解释变量的定义、均值及预期方向

（二）研究假设

根据影响农户是否参与农村基础设施管护因素的分类特征，本文提出以下四方面假设。

1.个体特征对农户参与基础设施管护的影响

受传统观念影响，女性相对谨慎，而男性思维相对活跃，更有可能参与管护农村基础设施的过程。年龄较高的人思想较为保守，对农村基础设施了解较少，参与管护概率不高，相反，年龄较小的人，接受新鲜事物能力强，可能更愿意参加管护。也有可能年龄较大的农户对基础设施所产生的效果具有较强的感受[4]，所以参与管护的意愿就更强。受教育程度越高的农户，视野更为开阔，对基础设施的认知程度越高[5]，他们对基础设施能给自身带来的经济和社会效益的认识越清楚，参与管理和保护的概率就越高。据此提出以下假设：性别对农户是否参与基础设施管护有显著负影响；农户的年龄对其是否参与农村基础设施管护的影响不确定；受教育程度对农户是否参与农村基础设施管护的有显著正影响。

2.家庭特征对农户参与基础设施管护的影响

以农业为主要经济来源的家庭，家庭收入越高，对于农村基础设施的依赖性就越强，而且随着收入的增加，农户对于精神需求也会增加，因此也会更加想要能够满足精神需求的文娱基础设施。普遍认为，家庭劳动力越多，参与基础设施管护的概率越高，但有关研究发现劳动力外流对农户参与农村公共产品管护有负相关影响[6]，剩余的劳动力选择外出打工，不会过度参与基础设施管护[7]。据此提出以下假设：家庭总收入对农户是否参与农村基础设施管护均有显著正影响；劳动力人数对农户是否参与农村基础设施管护有显著负影响。

3.村庄治理状况对农户参与基础设施管护的影响

有关研究发现，一些地区的“一事一议”形同虚设，即使农户有强烈的参与管护意愿，但限于参与渠道的限制，实际参与率也就不高[8]。村委会召开村民大会和一事一议活动讨论村里公共事务的次数越多，农户参与其中，商讨相关事宜[9]，发表自己的看法和意见，农户参与基础设施管护的意愿就越强烈。公共支出透明度能够反映出一个地区民主制度的实施，良好的管护制度得益于有效的民主制度[10]。公共支出越透明，农户越清楚，参与基础设施管护意愿就越强烈。据此，本研究提出以下假设：一事一议和公共支出透明度对农户是否参与农村基础设施管护均有显著正影响。

4.村庄自组织能力对农户参与基础设施管护的影响

中国农村具有传统乡土社会的典型特征，即血缘关系、亲戚关系和熟人、邻居关系等，农户对基础设施管护必然会受到社会资本的约束[11]。一般来说，农户对邻里信任程度和村内团结程度越高，乡土情怀越浓厚，农户就像一家人一样，积极主动关心村民事务，越愿意参与基础设施管护。村集体的组织动员力度越强，农户参与农村基础设施管护的意愿就越强。据此，本研究提出以下假设：农户对邻里信任程度、村内团结程度和村集体组织动员力度对农户是否参与农村基础设施管护均有显著正影响。

（三）模型构建

根据因变量设置特点，本文采用二元logistic 回归分析模型，模型形式如下[12]：

式（1）中，α 为截距项，βi（i=1,2,···,n）为回归系数，Xi（i=1,2,···,n）为解释变量，ε 为随机干扰项。

（四）多重共线性分析

为验证变量之间是否存在多重共线性问题，对变量进行共线性分析。由表3 可以看出本文所选的10 个自变量的容差均在0.3 以上且方差膨胀因子VIF 均远小于10，说明这些变量之间不存在共线情况，可以进行多因素二元logistic 回归分析。

表3 各变量共线性分析结果

（五）回归结果分析与模型检验

1.模型检验

根据“霍斯默-莱梅肖检验”可知，显著性P=0.886＞0.05，说明本次数据建立的二元logistic 回归模型与真实数据拟合状况良好，本文所分析的二元logistic 回归模型给出的结果能够真实可靠的反映出原始变量之间的关系。“分类表”结果显示，正确率为89.9%，大于50%，说明回归预测的结果比较准确。因此，此次二元logistic 回归模型的拟合度很好。

2.回归结果分析

回归结果如表4 所示，X1、X6、X7、X8、X9、X10这6 个变量都通过了显著性检验，而X2、X3、X4和X5均未通过显著性检验。

表4 回归结果

（1）个体特征对农户参与基础设施管护的影响。性别对农户是否参与管护有显著负影响。从模型运行结果可以看出，性别通过了显著性检验，且系数为负，与原假设一致，说明女性参与管护的可能性显著低于男性。年龄因素没有通过显著水平检验，原因可能是收集的调查问卷中，年龄主要分布在35～55 岁之间，55 岁以上和35岁以下的样本农户偏少。年龄分布不均匀，导致未通过显著性检验。受教育程度系数为正，但未通过显著性检验。说明受教育程度越高，接受新鲜事物的能力越高，对农户参与基础设施管护的认知就越清晰。没通过显著性检验的可能原因是，受访者的受教育程度大多在初中及以下，受教育程度普遍偏低。

（2）家庭特征对农户参与基础设施管护的影响。家庭总收入因素未通过显著性检验。考虑其原因，家庭收入低的农户大多数时间和精力都放在提高家庭收入上，没有多余的金钱和时间参与基础设施管护。而家庭收入较高的农户，往往更倾向于将多余的金钱和时间投资在利润更高、风险更低的项目上，不愿意将其投放在公共产品性质的项目中。家庭人口数对其是否参与农村基础设施管护有显著正影响。劳动力人数这一变量系数为负，没有通过显著性检验。系数为负，说明随着城镇化水平的提高，有劳动能力的人进城务工、从事非农产业的可能性越大，参与管护的概率就越低。没通过显著性检验的原因是，调查的数据结果可能不全面，有待进一步研究。

（3）村庄治理状况对农户参与基础设施管护的影响。一事一议对农户是否参与农村基础设施管护有显著正影响，与原假设一致。说明村委会召开村民大会和一事一议活动讨论村里公共事务的次数越多，农户发表自己的看法和意见越多，农户参与基础设施管护的意愿就越强烈。公共支出透明程度对农户是否参与农村基础设施管护有显著正影响，与原假设一致。从模型运行结果可以看出，公共支出透明程度通过了1%的显著性检验，与原假设一致。说明村内公共支出越透明，农户参与农村基础设施管护的概率就越高。

（4）村庄自组织能力对农户参与基础设施管护的影响。回归结果表明农户对邻里的信任程度、村内团结程度及村集体组织动员力度对农户是否参与农村基础设施管护的偏回归系数均为正值，说明这三者对于农户是否参与农村基础设施管护具有正向影响。其中，农户对邻里的信任程度通过了5%的显著性检验，村内团结程度通过了1%的显著性检验，村集体组织动员力度通过了5%的显著性检验，且这三个变量的系数均为正，与原假设一致。由此可见，农户对于邻里的信任程度越高，内心越平衡，参与农村基础设施管护的概率就越高。村内农户越团结，越容易共同解决管护中产生的问题，消除的问题越多，农户的成就感就越大，对于管护的责任也就越愿意承担，因此参与基础设施管护的积极性就越大。村内团结与农户信任都需要一个坚定的领导者，而村集体组织就扮演了重要的角色，其对于农户的动员能力越强，农户参与管护的概率就越大。

三、结论及对策建议

（一）结论

本文使用甘肃省平凉市169 户农村居民的调查数据，构建二元logistic 回归模型，实证分析影响农户参与农村基础设施管护的主要因素，得出以下结论。

第一，交通水利设施和文体设施管护状况一般，环境基础设施管护很差。虽然大部分农户表示在一定条件下愿意参与农村基础设施的管护，但是由于基础设施管护覆盖面积广，涉及领域多，管护主体和管护责任不明确，地方部门之间相互协调不够，实际基础设施管护现状不是很理想，致使基础设施出现“有人建没人管”的现象。

第二，回归结果表明，受访者的性别对农户参与农村基础设施管护有较为显著的负影响。一事一议、公共支出透明度、农户对邻里信任程度、村内团结程度、村集体组织动员力度对农户参与农村基础设施管护有较为显著的正影响，换言之，开展一事一议活动次数越多、公共支出透明度越高、邻里信任程度越高、村内团结程度越高和村集体组织动员力度越大，农户参与农村基础设施管护的概率就越高。年龄、受教育程度、家庭总收入、劳动力人数对农户参与农村基础设施管护无显著影响。

（二）对策建议

1.加大宣传力度，提升农户参与管护意识

第一，各级主管部门相互协调，充分运用村务公开栏、村内广播、电视等农户经常接触的平台积极对基础设施管护的重要性和管护职责等内容切实做好宣传工作，让“谁受益、谁负责”的观点深入人心，只有提高农户对农村基础设施建后管护的深刻认识，才能提高他们参与管护的积极性；第二，农村基础设施的服务对象主要是当地的农户和集体，政府应定期组织对农户的思想教育进行培训，引导全体农户积极参与管护，发挥农户的主体作用，保证基础设施“有人建、有人管”，尽可能发挥其使用价值；第三，加强宣传教育，请相关的技术人员下乡进村，手把手教农户如何管护，理论与实践相结合，提高农户参与农村基础设施管护的技术水平，培养农户参与农村基础设施管护的积极性和主动性。

2.完善基层工作制度，提升村庄治理水平

第一，积极推进农村基层工作，广泛地了解民情，通过成立各种形式的组织引导管护工作，制定完善的管护组织制度，并设置监督检查、奖惩制度，调动农户管护的积极性，从而提高管护效率；第二，对于村内的公共事务，村委会应积极召开村民大会和一事一议活动来和村民一起讨论，既能够让农户了解到基础设施的重要性，又可以让农户发表自己的看法和意见，把农户的诉求能够切切实实的考虑到，让农户感觉自己受到重视，主人翁的行为也会随之显示；第三，加强管护资金的筹措和正确应用，可通过农户集资、村集体投入、政府补贴等渠道筹集村里公共基础设施管护资金，解决资金短缺问题。当然也要加强资金的使用监管，村务要做到公开透明，村委会和村干部应该及时主动公示村内的公共支出等农户关心的全部事项，接受农户的监督，给管护人员合理的管护报酬[13]，提高农户管护的积极性。

3.提高村庄自组织能力，推动管护持续发展

第一，要塑造良好的乡风民风。通过鼓励村民学文化、学技术，倡导村民自编、自导、自演文化节目等，组织各类集体活动，加强农民团结力度，促进邻里信任程度，从而促进农村乡风文明、民风淳朴。第二，要重视村干部的培养，提高农村干部、村民的素质。一方面，要提高村干部的知识储备，建立村干部的模型典范，村民以此为榜样，积极投入管护工作；另一方面，村干部要做到村务公开透明，接受村民的监督，提高村集体组织的动员力度和公信力。