趙霞 朱巧楠

摘要：以全國20個(gè)省市、112個(gè)行政村、1080個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用多元有序Logistic模型，對(duì)農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)狀況及其顯著性影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明，在全國范圍內(nèi)農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)偏低，主要受到農(nóng)戶年齡、教育程度、村中是否有定點(diǎn)垃圾站、房前屋后綠化配套狀況、村落住房是否合理規(guī)劃、村中的排水狀況、村中的空氣質(zhì)量、村中是否要求進(jìn)行廁所改造、污染性企業(yè)對(duì)本村的污染、村中的燃燒秸稈現(xiàn)象、村周邊水源的污染等多項(xiàng)因素的影響。最后依據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果提出了有針對(duì)性的政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村環(huán)境；農(nóng)戶滿意度評(píng)價(jià)；多元有序Logistic模型

中圖分類號(hào)： F320/323文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1005-6378（2014）01-0032-06

一、引言

十六屆五中全會(huì)首次提出要按照“生產(chǎn)發(fā)展、生活寬裕、鄉(xiāng)風(fēng)文明、村容整潔、管理民主”的要求，扎實(shí)推進(jìn)社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)。十八大報(bào)告指出“建設(shè)生態(tài)文明，是關(guān)系人民福祉、關(guān)乎民族未來的長(zhǎng)遠(yuǎn)大計(jì)”，更是首次提出了建設(shè)“美麗中國”的方針。2013年中央1號(hào)文件也提出了加強(qiáng)農(nóng)村生態(tài)建設(shè)、環(huán)境保護(hù)和綜合整治，努力建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的任務(wù)。就農(nóng)村環(huán)境而言，實(shí)現(xiàn)村容整潔，不僅是展現(xiàn)農(nóng)村新貌的窗口，也是實(shí)現(xiàn)人與環(huán)境和諧發(fā)展的必然要求。但由于長(zhǎng)期受到城鄉(xiāng)二元體制的影響，我國農(nóng)村地區(qū)仍然比較落后，村內(nèi)普遍沒有排污系統(tǒng)、垃圾池，在一些地區(qū)的農(nóng)村污水橫流、私搭亂建、缺乏規(guī)劃的現(xiàn)象仍然比較嚴(yán)重。據(jù)統(tǒng)計(jì)，目前鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的污染占整個(gè)工業(yè)污染的比重已由20世紀(jì)80年代的11%增加到45%，一些主要污染物的排放量已接近或超過工業(yè)企業(yè)污染物排放量的一半以上［1］。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，我國農(nóng)村環(huán)境問題的嚴(yán)重性已日益突顯出來，這不僅影響著農(nóng)民的基本生存權(quán)利，也成為阻礙農(nóng)業(yè)發(fā)展、制約新農(nóng)村建設(shè)的重要因素。為此，十分有必要針對(duì)改進(jìn)農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生展開相關(guān)研究，找出影響農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生狀況的各種因素，從而有針對(duì)性地提出改善村容村貌、搞好農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生的對(duì)策，為建設(shè)“美麗中國”掃清障礙。

回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)，針對(duì)農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生的系統(tǒng)研究，外國文獻(xiàn)很少涉及且側(cè)重居民生活質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)、生活滿意度影響因素等方面［2-4］，雖然涵蓋但并沒有涉及農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的具體研究。國內(nèi)一些學(xué)者［5-7］定性總結(jié)和概括了在村容村貌整頓過程中遇到的問題和經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)。而更多的多數(shù)學(xué)者［8-19］則是通過對(duì)某一個(gè)試點(diǎn)村、鄉(xiāng)、縣、市村容村貌整治工作具體實(shí)施的探討研究，總結(jié)出符合當(dāng)?shù)卮迦荽迕舱喂ぷ鞯囊蟆⒆龇?，并指出問題與不足、經(jīng)驗(yàn)與教訓(xùn)，基本上是從農(nóng)村環(huán)境整治改善對(duì)于城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的促進(jìn)作用方面的定性研究。還有少數(shù)學(xué)者［20-25］運(yùn)用多種統(tǒng)計(jì)分析方法對(duì)各自樣本村、鄉(xiāng)的農(nóng)村人居環(huán)境滿意度進(jìn)行分析評(píng)價(jià)，但只是把村容村貌和農(nóng)村環(huán)境作為影響農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量滿意度的一個(gè)因素。

上述研究成果對(duì)本文具有啟發(fā)意義，但由于從覆蓋全國范圍的農(nóng)戶需求角度出發(fā)，對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)影響因素的計(jì)量分析微乎其微，為此，本文以全國1080份農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用多元有序Logistic模型來探討農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的影響因素，從而找到切實(shí)有效的途徑與方式，不斷改善農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生條件，提高廣大農(nóng)村居民的人居環(huán)境。

二、數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源與分布

本研究的數(shù)據(jù)來源于問卷調(diào)查法搜集的一手?jǐn)?shù)據(jù)資料，調(diào)查數(shù)據(jù)的獲取來源采用的是多級(jí)隨機(jī)抽樣方法，首先在全國東、中、西部地區(qū)按省份比重隨機(jī)抽取若干省份，然后在各個(gè)省份隨機(jī)平均抽取若干樣本村，最后要求每位調(diào)研員在各樣本村隨機(jī)抽取10個(gè)農(nóng)戶。行政村調(diào)查問卷共發(fā)放114份，收回有效問卷112份，有效回收率達(dá)98.25%；農(nóng)戶調(diào)查問卷共發(fā)放1140份，收回有效問卷1080份，有效回收率達(dá)94.74%。問卷數(shù)據(jù)的收集于2012年完成。

本次調(diào)查范圍涉及全國20個(gè)省市，其中包括東部地區(qū)的8個(gè)省市（分別為北京、福建、河北、江蘇、遼寧、山東、天津、浙江），中部地區(qū)的8個(gè)?。ǚ謩e為安徽、河南、黑龍江、湖南、吉林、江西、內(nèi)蒙古、山西）和西部地區(qū)的4個(gè)省（分別為甘肅、陜西、四川、云南）。多方面因素隨機(jī)地造成了西部地區(qū)的部分樣本損失，進(jìn)而回收后的有效問卷顯示出西部地區(qū)的樣本數(shù)偏少的情況，但是東、中、西部的調(diào)查省份仍具有一定的代表性，農(nóng)戶樣本的地區(qū)分布還是比較合理的。

河北大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)2014年第1期表1 樣本農(nóng)戶地區(qū)分布情況

樣本省份數(shù)樣本村數(shù)樣本農(nóng)戶數(shù)地區(qū)個(gè)數(shù)占本地區(qū)

省份總數(shù)

比重%個(gè)數(shù)平均每

省個(gè)數(shù)戶數(shù)占全部

樣本

總數(shù)

比重%東部867465.844541中部889496.146643西部440174.316916合計(jì)20651125.61080100本次調(diào)查隨機(jī)抽取的樣本農(nóng)戶基本情況(表1)，其中包括了受訪者的性別、年齡、文化水平、是否村干部和家庭收入。在1080個(gè)有效樣本中，男性占多數(shù)（67.1%），以年齡在31-60歲之間為主，且大部分受訪農(nóng)戶具有小學(xué)或初中文化水平（66.8%），此外還調(diào)查到了7.4%的村干部，其中有55.9%的家庭年純收入在1萬-5萬之間。這些農(nóng)戶的基本信息反映了受訪農(nóng)戶的家庭概況，同時(shí)也顯示出隨機(jī)抽樣分布還是比較均勻的。

表1樣本農(nóng)戶人口特征

調(diào)查指標(biāo)數(shù)量比例受訪者性別男72567.1%女35532.9%受訪者年齡≤3013212.2%31-4020418.9%41-5040037.1%51-6021319.7%>6013112.1%受訪者

文化水平文盲514.7%小學(xué)27525.5%初中44641.3%高中21119.5%大專及以上958.8%是否村干部是807.4%否100092.6%家庭年

純現(xiàn)金收入≤1000013812.8%10001-3000034431.8%30001-5000026024.1%>5000033831.3%（二）變量描述與設(shè)定

在本次調(diào)研中，把農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意程度設(shè)置為“非常滿意”“滿意”“一般滿意”“不太滿意”和“十分不滿意”5種，依次賦予5-1分，具體方法(表2)，可以看出雖然農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)大多居中，但是非常不滿意的比例還是高于非常滿意的比例，仍有相當(dāng)一部分農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生現(xiàn)狀十分不滿。

表2農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)及結(jié)果

農(nóng)村環(huán)境

滿意度Y非常

滿意滿意一般

滿意不太

滿意十分

不滿意評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)5分4分3分2分1分各項(xiàng)比例4.07%28.89%35.93%23.61%7.50%結(jié)合一些學(xué)者［26-29］對(duì)于農(nóng)村環(huán)境影響因素的研究，本文控制了一些影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的具體變量（表3），賦值并用SPSS18.0統(tǒng)計(jì)出各項(xiàng)均值和標(biāo)準(zhǔn)差。從表3中的均值可以看出村中排水狀況偏差，村中治理死水、臭水狀況稍微偏差，房前屋后綠化配套狀況偏差，村中是否存在燃燒秸稈現(xiàn)象偏向“是”，村落住房是否合理規(guī)劃偏向“否”，村中是否要求進(jìn)行廁所改造偏向“否”，農(nóng)戶在維護(hù)農(nóng)村環(huán)境中負(fù)擔(dān)費(fèi)用偏低等。正是這些因素的偏差，顯著地影響到農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)，因此，可以確定這些因素是導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境不盡滿意的原因。

表3農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)影響因素描述統(tǒng)計(jì)

影響因素賦值定義均值標(biāo)準(zhǔn)差村中的排水狀況X13=好，2=中，1=差1.810.731村中是否有定點(diǎn)垃圾站X21=是，0=否0.500.500村中治理死水、臭水狀況X34=好，3=中，2=差，1=沒有2.141.027房前屋后綠化配套狀況X43=好，2=中，1=差1.940.710村中空氣質(zhì)量狀況X53=好，2=中，1=差2.380.692是否有污染性企業(yè)污染本村X63=沒有污染，2=一些污染， 1=污染嚴(yán)重2.440.673村中是否存在燃燒秸稈現(xiàn)象X71=是，0=否0.640.479村中是否有負(fù)責(zé)農(nóng)村環(huán)境的管理人員X81=是，0=否0.500.500村落住房是否有合理規(guī)劃X91=是，0=否0.430.495村周邊水源是否受到污染X103=沒有污染，2=一些污染， 1=污染嚴(yán)重2.250.639村中是否要求進(jìn)行廁所改造X111=是，0=否0.390.489農(nóng)戶在維護(hù)農(nóng)村環(huán)境中負(fù)擔(dān)費(fèi)用X124=高，3=中，2=低，1=沒有1.520.806鑒于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)的主觀性，很可能會(huì)左右農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)結(jié)果，為此，本文加入了農(nóng)戶特征變量（表4），與農(nóng)戶的主觀評(píng)價(jià)變量相結(jié)合，進(jìn)行農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)影響因素的計(jì)量模型分析。考慮到本研究的數(shù)據(jù)變量既有連續(xù)型變量，又有有序分類變量，而且后者居多，在這樣的數(shù)據(jù)特點(diǎn)前提下，為了增強(qiáng)模型結(jié)果的解釋力和說服性，本文采用了多元有序概率模型（Ordered Logistic Model），對(duì)影響農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的重要因素進(jìn)行分析，從而得出可信的結(jié)論。

表4農(nóng)戶特征變量描述統(tǒng)計(jì)

農(nóng)戶特征變量賦值定義均值標(biāo)準(zhǔn)差性別male0=女，1=男0.670.470年齡age1≤30，2=31-40，3=41-50，4=51-60，5>603.011.167文化程度educ0=初中及以下，1=高中及以上0.280.451是否村干部lead0=否，1=是0.070.262是否務(wù)農(nóng)farm0=否，1=是0.630.484健康狀況health0=不太好，1=好與一般0.940.2412010年人均收入income實(shí)際金額1219814061三、計(jì)量模型分析

（一）線性多元回歸模型

鑒于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境及其影響因素的滿意度評(píng)價(jià)和大部分農(nóng)戶特征變量均為賦值變量，而且各村內(nèi)農(nóng)戶意見表達(dá)趨同，這說明了數(shù)據(jù)的有效性?？紤]到數(shù)據(jù)的匹配性與相對(duì)變動(dòng)幅度，先對(duì)人均收入變量的實(shí)際金額取對(duì)數(shù)，然后帶入模型進(jìn)行回歸分析。由于經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象本身固有的規(guī)律，解釋變量之間可能存在多重共線性，因此首先應(yīng)用方差擴(kuò)大因子法（Variance Inflation Factor, VIF）和相關(guān)系數(shù)對(duì)其多重共線性的存在進(jìn)行了檢驗(yàn)和測(cè)算。本文運(yùn)用SPSS18.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析檢驗(yàn)，得到的各解釋變量VIF統(tǒng)計(jì)值均小于2，兩兩相關(guān)系數(shù)測(cè)算結(jié)果也顯示出各自變量間較低的相關(guān)關(guān)系，所以可以認(rèn)為并不存在多重共線性問題，進(jìn)而建立如下線性多元回歸模型：

Y=α0+α1age+α2educ+α3farm+α4health+α5lead+α6male+α7lnincome+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+β10X19+β11X11+β12X12+ε

利用Eviews7.2對(duì)該模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)OLS，估計(jì)結(jié)果見表6的模型一，通過觀察各變量的T統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)的P值發(fā)現(xiàn)：在農(nóng)戶特征變量中，年齡age和文化程度educ這兩個(gè)變量具有統(tǒng)計(jì)顯著性，且系數(shù)符號(hào)均為正，說明年齡越大的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)越高，文化程度越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)也越高；在具體影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的各項(xiàng)因素中，村中的排水狀況X1、是否有定點(diǎn)垃圾站X2、房前屋后綠化配套狀況X4、空氣質(zhì)量狀況X5、是否有污染性企業(yè)污染本村X6、是否存在燃燒秸稈現(xiàn)象X7、是否要求廁所改造X11這7個(gè)變量具有統(tǒng)計(jì)顯著性，其中X1、X2、X4、X5、X11系數(shù)為正，表明村中的排水狀況、定點(diǎn)垃圾站、房前屋后綠化配套狀況、空氣質(zhì)量狀況、廁所改造要求對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)均具有正影響；而X6系數(shù)為正、X7系數(shù)為負(fù)，表明污染性企業(yè)對(duì)本村的污染、燃燒秸稈現(xiàn)象的存在對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有負(fù)影響。村中治理死水和臭水狀況X3、是否有負(fù)責(zé)農(nóng)村環(huán)境的管理人員X8、農(nóng)戶在維護(hù)農(nóng)村環(huán)境中負(fù)擔(dān)費(fèi)用X12這3個(gè)變量不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。村落住房是否有合理規(guī)劃X9、周邊水源是否受到污染X10這兩個(gè)變量具有較低的統(tǒng)計(jì)顯著性，且X9、X10系數(shù)為正，表明村落住房的合理規(guī)劃對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有正向的影響，村周邊水源的污染對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有負(fù)向的影響。

在具有統(tǒng)計(jì)顯著性的變量中，已有的普遍認(rèn)知是年齡越大的農(nóng)戶受教育程度一般會(huì)越低，這樣年齡age和文化程度educ這兩個(gè)變量對(duì)于農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的影響應(yīng)該是相反的，進(jìn)而將原模型中不顯著的變量去掉，重新進(jìn)行回歸，以便更加準(zhǔn)確地觀察這些顯著性變量對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的影響效果。表6的模型二即為去掉不顯著變量后重新回歸的結(jié)果，從各變量的T統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)P值可以看出其顯著性均大有提高，但是DW值只有1.50沒有落在接受域內(nèi)，表明模型可能存在自相關(guān)問題。

表6OLS估計(jì)結(jié)果

解釋變量模型一模型二估計(jì)值T統(tǒng)計(jì)量P值估計(jì)值T統(tǒng)計(jì)量P值A(chǔ)GE0.0649***2.70840.00690.0635***2.85550.0044EDUC0.1828***2.95560.00320.1490**2.56740.0104FARM0.1000*1.68640.0920———HEALTH-0.0522-0.48570.6273———LEAD-0.0783-0.78070.4352———MALE0.03180.58680.5575———LNINCOME0.04661.50350.1330———X10.2423***5.68090.00000.2804***7.29720.0000X20.3184***4.62070.00000.3713***6.84690.0000X30.02970.88900.3742———X40.2519***6.11950.00000.2664***6.58140.0000X50.2022***4.47740.00000.1922***4.27710.0000X60.1382***3.00690.00270.1687***3.93600.0001X7-0.1598***-2.93950.0034-0.1685***-3.17220.0016X80.01250.18350.8544———X90.1039*1.77200.0767———X100.0812*1.81580.0697———X110.2415***4.21270.00000.2595***4.66710.0000X120.02930.88330.3773———C0.04630.13060.89610.6762***4.73860.0000調(diào)整后的R2F統(tǒng)計(jì)量DW值0.335229.63081.49610.331360.40941.4972注：***、**、*分別表示估計(jì)值在1%、5%、10%的顯著性水平下顯著。

對(duì)模型各變量進(jìn)行一階差分后，應(yīng)用廣義最小二乘法GLS估計(jì)的一階自回歸模型（表 7）結(jié)果顯示，除了調(diào)整的R2和F統(tǒng)計(jì)量有增大外，DW值也增加到2.12，表明自相關(guān)問題得到了解決。但是年齡age和教育程度educ這兩個(gè)變量在AR（1）模型中的P值均大于0.1，即在90%的置信水平上可以拒絕變量顯著的原假定，說明剔除自相關(guān)因素后這兩個(gè)變量不再顯著，表明原模型中年齡age和教育程度educ的顯著性是由于各自的序列相關(guān)導(dǎo)致的，并不是真的對(duì)農(nóng)戶滿意度評(píng)價(jià)具有重要影響，所以這兩個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)體現(xiàn)出對(duì)農(nóng)戶評(píng)價(jià)農(nóng)村環(huán)境滿意度的影響相同的情況。

對(duì)于農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)Y關(guān)于age、educ、X1、X2、X4、X5、X6、X7、X11重新回歸后的模型：

Y=α0+α1age+α2deuc+β1X1+β2X2+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β11X11+ε，做函數(shù)形式設(shè)定的RESET檢驗(yàn)（表 8）和異方差的Harvey檢驗(yàn)（表 9），其概率P值都大于0.1，表明在10%的顯著性水平上都不能拒絕該函數(shù)設(shè)定形式和同方差的原假設(shè)，也就是說現(xiàn)有模型通過了這一系列的檢驗(yàn)，擬合度較好，回歸估計(jì)結(jié)果可信。

表7GLS一階自回歸估計(jì)結(jié)果

解釋變量估計(jì)值T統(tǒng)計(jì)量P值A(chǔ)GE0.03401.56640.1176EDUC0.07531.33030.1837X10.2633***6.58890.0000X20.4212***6.64490.0000X40.2291***5.36310.0000X50.1783***3.83180.0001X60.1841***3.91800.0001X7-0.1307**-2.22950.0260X110.2495***3.98680.0001C0.8375***5.29510.0000AR(1)0.2676***8.98460.0000調(diào)整后的R2F統(tǒng)計(jì)量DW值0.374665.57362.1175表8RESET檢驗(yàn)結(jié)果

F-statistic2.2854Probability0.1309Log likelihood ratio2.3065Probability0.1288表9Harvey檢驗(yàn)結(jié)果

F-statistic1.3909Probability0.1873Obs*R-squared12.4889Probability0.1871Scaled explained SS14.1500Probability0.1171(一)模型估計(jì)

Logistic回歸屬于概率型非線性回歸，該模型結(jié)果表示的是某一因素改變一個(gè)單位時(shí)，效應(yīng)指標(biāo)發(fā)生與不發(fā)生事件的概率之比的對(duì)數(shù)變化值。Logistic模型方法并不像線性多元回歸模型那樣要求自變量與因變量之間存在線性關(guān)系，也不要求回歸后的隨機(jī)誤差項(xiàng)服從正態(tài)分布N（0，σ2）。通過多元有序Logistic模型對(duì)農(nóng)戶對(duì)于農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)變量及其影響因素變量重新回歸，并與上文的多元線性回歸模型結(jié)果進(jìn)行比較，期望得出更有說服力的結(jié)論。

多元有序Logistic模型形式表示如下：

Inp(y苆)1-p(y苆)=αj+∑ki=1βijxij,j=1,2,3,4,5

p(y苆|xj)=exp(aj+∑ki=1βijxij)/［1+exp(αj+∑ki=1βijxij)］

其中y為農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)，分為5個(gè)等級(jí)，分別用1、2、3、4、5表示；x為k個(gè)影響農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)的自變量；αj為截距參數(shù)，βi為回歸系數(shù)；p(y苆|xj)為因變量y在各級(jí)別j下的累積概率。運(yùn)用Eviews7.2對(duì)1080個(gè)農(nóng)戶數(shù)據(jù)進(jìn)行逐步向后Logistic回歸，即先將所有可能對(duì)因變量有影響的自變量都引入模型，根據(jù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果（表5的模型一），剔除顯著水平大于10%的變量，如此反復(fù)進(jìn)行，直到所有變量的顯著性水平小于5%為止，得到模型二（表5）。

表5多元有序Logistic回歸模型結(jié)果

解釋變量模型一模型二估計(jì)值Z統(tǒng)計(jì)量P值估計(jì)值Z統(tǒng)計(jì)量P值A(chǔ)GE0.1481***2.64170.00820.1473***2.86640.0042EDUC0.3948***2.72890.00640.3199**2.36780.0179FARM0.21631.56750.1170———HEALTH-0.0892-0.36690.7137———LEAD-0.1491-0.64700.5176———MALE0.08040.63820.5234———LNINCOME0.10251.45980.1444———X10.5971***5.86140.00000.6818***7.41760.0000X20.7168***4.45140.00000.8340***6.49080.0000X30.06520.83670.4027———X40.6645***6.68420.00000.6900***7.09100.0000X50.4054***3.86000.00010.3711***3.56300.0004X60.3088***2.89060.00380.3817***3.88110.0001X7-0.4162***-3.25850.0011-0.4243***-3.42920.0006X80.02560.16230.8711———X90.2583*1.92390.0544———X100.17391.63740.1016———X110.5497***4.10730.00000.5960***4.60540.0000X120.06180.8057000.4204———LR統(tǒng)計(jì)量461.7274446.9353Log likelihood-1272.466-1279.862(二)模型結(jié)果分析

以上兩種模型分析方法的估計(jì)結(jié)果對(duì)比(表11)，各變量對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)影響的顯著性和方向相同，只是系數(shù)大小略有差異。

下面對(duì)模型結(jié)果做出以下幾個(gè)方面的分析。

1.模型結(jié)果表明，在農(nóng)戶特征變量中，年齡和教育程度這兩個(gè)變量對(duì)于農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有顯著性影響，且年齡越大的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)越好，文化程度越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)也越好。這可能是因?yàn)榍嗄耆藢?duì)生活環(huán)境的質(zhì)量追求更高，對(duì)村容面貌的改善期望更加強(qiáng)烈，相對(duì)年齡較大的人來說，他們對(duì)農(nóng)村環(huán)境的要求標(biāo)準(zhǔn)會(huì)高些，不像上了年紀(jì)的人在村中居住時(shí)間久，或者比較習(xí)慣村莊的本來風(fēng)貌；而受教育水平越高的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度越高的原因可能有兩個(gè)方面：一是文化程度越高的農(nóng)戶會(huì)更加清楚國家在“三農(nóng)”建設(shè)中的巨大投入，對(duì)于農(nóng)村環(huán)境的寬容度更高；二是農(nóng)戶的文化程度越高，其年平均外出就業(yè)或?qū)W習(xí)時(shí)間就越長(zhǎng)，而他們?cè)诖逯写舻臅r(shí)間相對(duì)較短，從而導(dǎo)致文化程度較高的農(nóng)戶并不十分在意農(nóng)村環(huán)境的好壞，可能會(huì)給出較為滿意的評(píng)價(jià)。

表11兩種模型方法對(duì)比

解釋變量OLS模型二系數(shù)估計(jì)Logistic模型二系數(shù)估計(jì)AGE0.0635***0.1473***EDUC0.1490**0.3199**X10.2804***0.6818***X20.3713***0.8340***X40.2664***0.6900***X50.1922***0.3711***X60.1687***0.3817***X7-0.1685***-0.4243***X110.2595***0.5960***C0.6762***—表12文化程度與外出時(shí)間均值對(duì)照

文化程度文盲小學(xué)初中高中大專及以上外出就業(yè)/學(xué)習(xí)

時(shí)間（月/年）1.552.152.973.756.342.村中的排水設(shè)施狀況、綠化狀況、空氣質(zhì)量狀況對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有顯著的正向影響。一般而言，排水設(shè)施良好和空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)是保證農(nóng)戶日常生活質(zhì)量的重要方面，房前屋后綠化狀況的提升是村容村貌改善的突出標(biāo)志，地方政府能夠?yàn)閺V大農(nóng)戶提供良好的排水設(shè)施、較好的綠化狀況以及潔凈的空氣質(zhì)量，會(huì)大大提高農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境公共服務(wù)滿意度的評(píng)價(jià)。

3.村中是否有定點(diǎn)垃圾站對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)具有顯著的正向影響，定點(diǎn)垃圾站的存在會(huì)改變我國一些農(nóng)村地區(qū)村垃圾亂堆、村容村貌環(huán)境較差的情況，可見及時(shí)、集中處理村莊垃圾對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境滿意度評(píng)價(jià)是十分重要的；村中是否要求進(jìn)行廁所改造對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)也具有顯著的正向影響，農(nóng)戶廁所改造得越多、越好，對(duì)村容村貌和環(huán)境衛(wèi)生就越滿意，廁所的干凈整潔在某種程度上代表著農(nóng)村居室環(huán)境衛(wèi)生的進(jìn)步；村落住房是否有合理規(guī)劃對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有正向影響，農(nóng)戶住房的合理排列會(huì)使得整個(gè)村莊的布局面貌大幅提升，給人整齊有序的好感，農(nóng)戶的滿意度也會(huì)提高。

4.污染性企業(yè)對(duì)本村的污染對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有顯著的負(fù)向影響，污染性企業(yè)所排出的廢氣、廢水、廢渣等污染物對(duì)村里的空氣、土壤、水等不同程度的污染，不同程度的影響到村民的生活環(huán)境，農(nóng)民對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)必然偏低，事實(shí)也證明村周邊水源的污染確實(shí)對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有負(fù)向影響；村中燃燒秸稈現(xiàn)象的存在對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)也具有顯著的負(fù)向影響，燃燒秸稈不僅會(huì)污染大氣，增加空氣中煙塵、顆粒物和其他污染物的濃度，對(duì)人體健康有害，而且會(huì)降低大氣能見度，妨礙交通，在較大程度上影響著農(nóng)村居民的生產(chǎn)和生活環(huán)境。

四、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用來自20個(gè)省市、112個(gè)行政村、1080個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，采用多元有序Logistic模型，實(shí)證分析了覆蓋全國范圍的農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)及其顯著性影響因素，從而得出以下三點(diǎn)結(jié)論及相應(yīng)的對(duì)策建議。

第一，在全國范圍內(nèi)，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)水平偏低，從需求的視角來看，大量的農(nóng)民對(duì)村內(nèi)的環(huán)境衛(wèi)生條件不太滿意。而從供給角度來看，從2007年以來，我國財(cái)政用于城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)①的支出不斷增加，截止2011年底，我國用于城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)的財(cái)政支出額為7 620.55億元，占到財(cái)政總支出的6.98%②。結(jié)合需求和供給兩方面的數(shù)據(jù)說明，該項(xiàng)支出結(jié)構(gòu)有待于進(jìn)一步優(yōu)化，未來應(yīng)該有針對(duì)性地加大城鄉(xiāng)社區(qū)環(huán)境衛(wèi)生的投入，尤其是要向農(nóng)村地區(qū)傾斜，從農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活實(shí)際出發(fā)，根據(jù)不同地區(qū)的村莊條件，尊重村民意愿，有條理、有步驟、有針對(duì)性地進(jìn)行村容村貌、環(huán)境衛(wèi)生改善建設(shè)工程，不斷提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活環(huán)境衛(wèi)生條件。

第二，村中是否有定點(diǎn)垃圾站、房前屋后綠化配套狀況、村落住房規(guī)劃是否合理這3項(xiàng)觀感類因素，對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有正向影響。未來，政府改善村容村貌、環(huán)境衛(wèi)生的整治工程建設(shè)要進(jìn)一步突出重點(diǎn)，大力開展垃圾治理工作，建立垃圾收集、運(yùn)送、處理系統(tǒng)，消除柴草亂垛、糞便亂堆、垃圾亂倒等不文明現(xiàn)象，使“臟、亂、差”等舊農(nóng)村的歷史弊病得以消除［30］，并進(jìn)行配套的街道亮化、環(huán)境綠化和墻體美化工作，還要兼顧村落住房的合理布局，從而使農(nóng)村落后的面貌從觀感上得到顯著改變。

第三，村中的排水狀況、空氣質(zhì)量、是否要求進(jìn)行廁所改造、污染性企業(yè)對(duì)本村的污染、燃燒秸稈現(xiàn)象以及村周邊水源的污染等關(guān)系到村民生活環(huán)境舒適度和健康的因素，對(duì)于農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村環(huán)境的滿意度評(píng)價(jià)具有顯著性影響，其中前3項(xiàng)具有正向影響，后3項(xiàng)具有負(fù)向影響。政府整治農(nóng)村環(huán)境除要改變村容村貌之外，更重要的是提升村民的身心健康和生活質(zhì)量，加強(qiáng)排水設(shè)施建設(shè)和廁所改造工程這些農(nóng)戶最迫切、最關(guān)心的實(shí)際問題，堅(jiān)決杜絕污水橫流、臭氣熏天的不堪景象，還要妥善處理影響到本村的污染型企業(yè)［31］，并盡力推廣燃燒秸稈的低碳替代方式，如秸稈還田、集中利用、沼氣池建設(shè)等，真正把我國農(nóng)村地區(qū)建設(shè)成為空氣清潔、鄉(xiāng)風(fēng)文明、村民群眾安居樂業(yè)的社會(huì)主義新農(nóng)村。

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①在財(cái)政支出中，“城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)”科目主要用于加強(qiáng)城鄉(xiāng)社區(qū)規(guī)劃與管理、城鄉(xiāng)社區(qū)公共設(shè)施建設(shè)、維護(hù)與管理，包括城鄉(xiāng)社區(qū)道路、橋涵、燃?xì)?、供暖、公共交通、道路照明，城鄉(xiāng)社區(qū)環(huán)境衛(wèi)生等。

②數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2012》。

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收稿日期: 2013-07-20

基金項(xiàng)目: 國家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目《中國農(nóng)村公共財(cái)政支出績(jī)效評(píng)價(jià)研究》（71003098）;北京高等學(xué)?！扒嗄暧⒉拧庇?jì)劃項(xiàng)目（Beijing Higher Education Young Elite Teacher Project）（YETP0327）

作者簡(jiǎn)介: 趙霞（1978—），女，河北人，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

【責(zé)任編輯 郭玲】