□張立新 孫立揚

[曲阜師范大學(xué) 日照 276826]

縣域城郊新農(nóng)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(nóng)村288份個案調(diào)查的實證研究

□張立新 孫立揚

[曲阜師范大學(xué) 日照 276826]

作為新農(nóng)村建設(shè)的重要內(nèi)容，新農(nóng)村改造避不開農(nóng)民主體的評判。基于山東省壽光市城郊288份農(nóng)民個案數(shù)據(jù)，使用區(qū)間估計和列聯(lián)分析法研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)前，城郊農(nóng)民對新農(nóng)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(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，城郊農(nóng)民對新農(nóng)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(xùn)機(jī)會的變化、收入的變化、消費支出能力的變化、村民關(guān)系的變化、醫(yī)療保障條件的變化、村民維權(quán)能力的變化。這一結(jié)論蘊含的政策含義是：應(yīng)在主體需要的調(diào)研基礎(chǔ)上加強(qiáng)新農(nóng)村改造工程的系統(tǒng)規(guī)劃和設(shè)計，保護(hù)和拓展農(nóng)民的就業(yè)和收入渠道，提高農(nóng)村基礎(chǔ)公共產(chǎn)品的供給質(zhì)量，建設(shè)和諧的村民關(guān)系。

新農(nóng)村改造；主體滿意度；制約因素

引言

建設(shè)社會主義新農(nóng)村是一項長期而又復(fù)雜的系統(tǒng)工程，需要在實踐中不斷探索可行思路和有效模式。而新農(nóng)村改造作為城郊新農(nóng)村建設(shè)的探索性實踐，已經(jīng)成為東部發(fā)達(dá)地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)政策的重要組成部分。由于新農(nóng)村改造涉及到多方利益主體，觸及到農(nóng)民的根本利益，因此各方對新農(nóng)村改造的評價褒貶不一，相關(guān)事件的報道也層出不窮。因此，科學(xué)地評價新農(nóng)村改造，對于引導(dǎo)新農(nóng)村改造的方向，提高新農(nóng)村改造工作的質(zhì)量，以及調(diào)動農(nóng)民參與新農(nóng)村建設(shè)的積極性、主動性和創(chuàng)造性，都具有積極的現(xiàn)實意義。

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

一、文獻(xiàn)回顧

目前，新農(nóng)村改造問題雖然得到了媒體的極大關(guān)注，但并沒有引起學(xué)術(shù)界的應(yīng)有關(guān)注。學(xué)術(shù)界對新農(nóng)村建設(shè)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(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)的研究分析表明，新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民滿意度總體水平偏低，影響農(nóng)民滿意度的因素主要有經(jīng)濟(jì)收入、惠農(nóng)政策、教育投入、教育水平、醫(yī)療水平、交通狀況和干部作風(fēng)等，且不同文化程度、不同收入來源、不同家庭人口的農(nóng)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(nóng)村建設(shè)農(nóng)民滿意度總體上有所提升，但對義務(wù)教育、社會保障、農(nóng)業(yè)科技與培訓(xùn)、農(nóng)田水利設(shè)施、惠農(nóng)政策等指標(biāo)的滿意度偏低，影響農(nóng)民滿意度的因素包括受調(diào)查對象的家庭年收入、年齡、職業(yè)、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(tǒng)計分析表明，當(dāng)前新農(nóng)村建設(shè)政策著力點應(yīng)以農(nóng)民需求為導(dǎo)向，重點解決農(nóng)民增收、醫(yī)療社保、就業(yè)機(jī)會、教育發(fā)展以及土地征用等問題[4]。

學(xué)術(shù)界更多地是關(guān)注農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[5～6]、農(nóng)村公共品供給[7～9]、新型農(nóng)村合作醫(yī)療[10～12]、農(nóng)村居民生活滿意度[13～14]等新農(nóng)村建設(shè)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(jié)論：第一，農(nóng)民對農(nóng)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(nóng)民對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的滿意度有待于進(jìn)一步提高，“硬件”較“軟件”而言滿意度相對較高，其中對農(nóng)田水利灌溉設(shè)施、休閑娛樂設(shè)施和環(huán)保設(shè)施的滿意度較低，總體上受教育醫(yī)療設(shè)施、水利設(shè)施、衛(wèi)生及休閑設(shè)施、能源及交通設(shè)施四個因子的影響。第三，對于農(nóng)村合作醫(yī)療滿意度高低的實證結(jié)論并不一致，影響因素主要包括醫(yī)療機(jī)構(gòu)的技術(shù)、收費、態(tài)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(nóng)民對農(nóng)村生活基本滿意，但對經(jīng)濟(jì)狀況滿意度較低，影響因素包括人際關(guān)系、政府公共政策、工作環(huán)境和健康狀況等。

作為新農(nóng)村建設(shè)的重要構(gòu)成部分，新農(nóng)村改造面臨著集中上樓居住、就業(yè)、土地征用等問題，而這些問題都直接影響農(nóng)民的收入、消費支付能力以及人際關(guān)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(yè)和尋找新的收入渠道成為農(nóng)民面臨的現(xiàn)實問題，教育培訓(xùn)機(jī)會的重要性可能也會進(jìn)一步凸顯。同時，新農(nóng)村改造也涉及農(nóng)民休閑娛樂、公共交通、醫(yī)療保障、法律維權(quán)、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(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度。結(jié)合學(xué)術(shù)界對新農(nóng)村建設(shè)滿意度的相關(guān)研究的結(jié)論，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：當(dāng)前，收入和消費支付能力等經(jīng)濟(jì)因素仍然是影響農(nóng)民對新農(nóng)村改造滿意度的重要因素；

H2：新農(nóng)村改造引發(fā)的人際關(guān)系的變化影響農(nóng)民的滿意度；

H3：新農(nóng)村改造引發(fā)的教育、醫(yī)療等基礎(chǔ)公共產(chǎn)品及其重要性的變化影響農(nóng)民的滿意度；

H4：當(dāng)前，農(nóng)民對農(nóng)村改造相關(guān)政策與信息的了解度還不足以影響農(nóng)民的滿意度；

H5：影響農(nóng)民對農(nóng)村改造滿意度的因素涉及到生存、關(guān)系和成長三個維度；

H6：農(nóng)民維權(quán)能力的變化影響農(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

（一）變量選擇與問卷設(shè)計

就新農(nóng)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(nóng)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(guān)文獻(xiàn)研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，本文主要以表征農(nóng)村改造前后變化的某些變量作為新農(nóng)村改造主體滿意度的影響因素，并借鑒美國著名心理學(xué)奧德費（Alderfer）的“ERG理論”即“生存（existence）-關(guān)系(relatedness) -成長（growth）”需要理論[15]，設(shè)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(guān)的變量，這類變量是指滿足人們基本物質(zhì)生存相關(guān)的變量，包括表征農(nóng)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(yī)療保障條件的變化（X5）。

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

（3）與滿足成長需要相關(guān)的變量，這類變量是指滿足人們自我提高和發(fā)展以及取得自尊、自信和自我實現(xiàn)等需要的變量，包括表征農(nóng)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(xùn)機(jī)會的變化（X14），村民維權(quán)能力的變化（X15）。

在問卷設(shè)計上，本研究共設(shè)置了村民基本特征變量、新農(nóng)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(guān)系-成長”三維需要相關(guān)的15個變量。

（二）數(shù)據(jù)來源與樣本基本特征

本研究使用的數(shù)據(jù)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(diào)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(tài)經(jīng)濟(jì)區(qū)、膠東半島高端產(chǎn)業(yè)聚集區(qū)、山東半島藍(lán)色經(jīng)濟(jì)開發(fā)區(qū)的疊加位置，是我國最主要的蔬菜基地、海洋化工和原鹽產(chǎn)地之一。在新農(nóng)村改造之前，壽光市周邊農(nóng)村以種植大棚蔬菜為主要經(jīng)濟(jì)來源。近年來，由于市區(qū)發(fā)展和新農(nóng)村改造工作的推進(jìn)，周邊一些農(nóng)村實施了集中居住政策，但由于沒有得到預(yù)期的經(jīng)濟(jì)補償，大多數(shù)農(nóng)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(nóng)民都失去了穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)來源，開始尋求其它生計，部分農(nóng)民到內(nèi)蒙古等地為大棚種植戶提供技術(shù)指導(dǎo)。農(nóng)村改造中出現(xiàn)的這些問題在當(dāng)前新農(nóng)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(nóng)村的居民為調(diào)查對象，共發(fā)放問卷300份，收回有效問卷288份，回收率達(dá)到96%。樣本的基本特征如表1所示，在受訪者性別構(gòu)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(jié)果及其信度和效度

本研究將新農(nóng)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(tǒng)計結(jié)果來看，只有變量X6沒有達(dá)到平均水平，這表明，當(dāng)前農(nóng)民整體上對新農(nóng)村改造的相關(guān)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(nóng)村改造滿意度都可能產(chǎn)生影響，同時也表明調(diào)查樣本支持研究假設(shè)H4和H5，但仍需通過統(tǒng)計推斷來進(jìn)一步證明。

主體滿意度影響因素量表的設(shè)計是在多次預(yù)調(diào)查的基礎(chǔ)上篩選形成的，所設(shè)置的指標(biāo)能夠代表測量目標(biāo)，因此具有較好的內(nèi)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(shù)為0.867，生存、關(guān)系和成長三個子量表的克朗巴赫信度α系數(shù)都在0.7以上（見表2）。一般而言，總量表的信度系數(shù)最好在0.8以上，在0.7～0.8之間可以接受；分量表的內(nèi)部一致性系數(shù)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(qiáng)的內(nèi)在一致性。

量表的效度一般可以從內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度兩方面來檢驗。主體滿意度影響因素量表的設(shè)計參考了已有相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論，故應(yīng)具有良好的內(nèi)容效度。從結(jié)構(gòu)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(guān)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(jìn)一步的因子分析表明，總量表中前3個公因子的方差貢獻(xiàn)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(xiàn)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(jié)構(gòu)效度。

表2 新農(nóng)村改造滿意度影響因素量表的定義與分析

（續(xù)表）

三、實證分析及結(jié)果討論

（一）農(nóng)村改造的主體滿意度分析

對新農(nóng)村改造主體滿意度變量進(jìn)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(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果如表3所示?？偟膩砜?，農(nóng)民對農(nóng)村改造的評價并不高，樣本中僅有p=33.7%的農(nóng)民對農(nóng)村改造感到滿意。由于np=97.06>5，且np(1-p)=64.35>5，可以認(rèn)為樣本比例p趨于正態(tài)分布。根據(jù)區(qū)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(nóng)民對農(nóng)村改造感到滿意。

結(jié)合課題組對農(nóng)民的訪談情況來看，導(dǎo)致農(nóng)民滿意度偏低的原因是非常復(fù)雜的，但主要原因在于東部地區(qū)實施的城郊農(nóng)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(qiáng)占農(nóng)民土地等行為，僅僅關(guān)注村容村貌，忽視了新農(nóng)村建設(shè)的生產(chǎn)發(fā)展、生活寬裕、鄉(xiāng)風(fēng)文明、民主管理等要求，損害了農(nóng)民的利益，由此導(dǎo)致農(nóng)民的不滿意。此外，隨著環(huán)境污染和食品安全問題的日益突出，人們享受農(nóng)村原生態(tài)環(huán)境和居住條件的意識越來越強(qiáng)，由此導(dǎo)致農(nóng)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(nóng)村改造的主體滿意度

表4 新農(nóng)村改造主體滿意度的分組描述及其卡方檢驗

以農(nóng)民的基本特征變量為分組變量，對農(nóng)村改造主體滿意度變量進(jìn)行列聯(lián)表分析和卡方檢驗，如表4所示。統(tǒng)計檢驗結(jié)果顯示，農(nóng)民對農(nóng)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(jī)因素導(dǎo)致的。具體來講，主體對農(nóng)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(jīng)歷者的滿意度顯著高于未婚者。結(jié)合課題組的訪談進(jìn)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(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期收益越低，而農(nóng)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(quán)意識較強(qiáng)，因此由地方農(nóng)村改造帶來的較低補償難以達(dá)到其較高的預(yù)期補償。第二，較低收入者一般靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者進(jìn)城打工維持生計，故希望擁有土地帶來的穩(wěn)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(nóng)村改造難以滿足他們的需求；而較高收入者一般從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，土地補償對其而言相當(dāng)于額外的效用，且農(nóng)村改造帶來的交通及生活環(huán)境的改善有助于其非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三，未婚者一般為年輕勞動力，對于農(nóng)村改造補償?shù)念A(yù)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(quán)意識相對較強(qiáng)所致。

（二）新農(nóng)村改造主體滿意度的影響因素分析

對于新農(nóng)村改造主體滿意度影響因素的分析，本文以新農(nóng)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(gòu)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(shù)。

表5 Logistic回歸模型及其檢驗結(jié)果

（續(xù)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(tǒng)計量的概率值為變量剔除的依據(jù)，構(gòu)建Logistic回歸模型，參數(shù)估計及其檢驗結(jié)果如表5所示。從檢驗結(jié)果來看，最終模型的系數(shù)整體通過檢驗，模型擬合優(yōu)度較高且模型較為穩(wěn)定和有效。從估算結(jié)果來看，進(jìn)入模型中的6個變量的系數(shù)均為正且其發(fā)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(fā)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(fā)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(guān)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(jìn)入模型，這表明新農(nóng)村改造之后，農(nóng)民的收入提高越多、手頭越寬裕、醫(yī)療保障條件越好，則其對新農(nóng)村改造的滿意度就越高。此外，該類變量占進(jìn)入模型的所有變量的一半，這表明農(nóng)民最關(guān)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(nóng)民的生產(chǎn)收入并增加了農(nóng)民的生活支出，使其產(chǎn)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(jìn)入模型，主要是因為新農(nóng)村改造之前城郊農(nóng)村居住條件已較好，居住條件的變化給農(nóng)民帶來的效用較小。X3沒有進(jìn)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(nóng)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(guān)系需要的變量中，只有X9進(jìn)入模型，這表明由新農(nóng)村改造帶來的村民關(guān)系改善得越多，農(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度越高。這主要是因為，村民關(guān)系體現(xiàn)了村民的一種歸屬需要，村民關(guān)系越好，歸屬感就越強(qiáng)，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(jìn)入模型，這可能是因為改造實施主體對相關(guān)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(nóng)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(jìn)入模型，結(jié)合訪談結(jié)果來看，這主要是因為農(nóng)村民主化進(jìn)程并不能在農(nóng)村改造的短期內(nèi)就能推進(jìn)和改變的，農(nóng)民對農(nóng)村選舉和財務(wù)信息的公開并不抱太高的期望，因此這兩者的細(xì)微變化對農(nóng)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(jìn)入模型，這表明新農(nóng)村改造之后教育培訓(xùn)機(jī)會越多，村民維權(quán)能力提高越多，農(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度就越高。其中，X14的系數(shù)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(yè)渠道和經(jīng)濟(jì)來源成為農(nóng)民極為迫切的現(xiàn)實需求，教育培訓(xùn)機(jī)會的重要性突顯。由X5和X14進(jìn)入模型可以驗證研究假說H3是成立的。X15進(jìn)入模型，其原因在于，新農(nóng)村改造的一些做法觸及了農(nóng)民的根本利益，農(nóng)民維護(hù)自身利益的愿望日趨強(qiáng)烈，由此前文提出的研究假說H6得到證實。X11、X12和X12沒有進(jìn)入模型，其原因可能是由于新農(nóng)村改造的時間還較短，這些因素與拓展就業(yè)和收入渠道以及維護(hù)自身權(quán)益等因素相比相對不重要，或者由于農(nóng)民外出打工而無暇享用這些公共產(chǎn)品，進(jìn)而導(dǎo)致這些公共產(chǎn)品被閑置。

四、結(jié)論與政策建議

本文以蔬菜典型種植區(qū)山東省壽光市的城郊農(nóng)村改造為例，實證分析了影響農(nóng)民對新農(nóng)村改造滿意度的影響因素，得到如下結(jié)論：第一，當(dāng)前，農(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度較低，總體中約有28.24%～39.16%的農(nóng)民對農(nóng)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(nóng)民對新農(nóng)村改造的滿意度受農(nóng)民自身生存、關(guān)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(xùn)機(jī)會的變化、收入的變化、消費支出能力的變化、村民關(guān)系的變化、醫(yī)療保障條件的變化、村民維權(quán)能力的變化?？傮w來看，經(jīng)濟(jì)因素以及教育培訓(xùn)、醫(yī)療等基礎(chǔ)公共保障因素屬于物質(zhì)性因素，而村民關(guān)系以及維權(quán)能力兩個因素則屬于文化性因素。

上述研究結(jié)論是根據(jù)東部地區(qū)發(fā)達(dá)縣域城郊被改造農(nóng)村的農(nóng)民樣本數(shù)據(jù)得出的，必然具有一定的局限性，但也可以為中西部地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)以及城鎮(zhèn)化政策設(shè)計提供超前性的理論支持和經(jīng)驗借鑒。基于上述分析和研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

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

第二，加強(qiáng)新農(nóng)村改造工程的系統(tǒng)規(guī)劃和設(shè)計，推動被改造農(nóng)村地域的良性發(fā)展。新農(nóng)村改造是一項復(fù)雜的系統(tǒng)工程，既涉及到與城鎮(zhèn)化等其它政策之間的有機(jī)銜接，又涉及到硬件建設(shè)與軟件建設(shè)的相互配套；既涉及到實施工作和監(jiān)督工作的密切配合，又涉及到農(nóng)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(hù)農(nóng)民的根本利益和推動農(nóng)村地域的可持續(xù)發(fā)展”這一核心，協(xié)調(diào)好各利益群體的關(guān)系，構(gòu)建相關(guān)政策與信息的交流與溝通平臺，建立新農(nóng)村改造的監(jiān)督與懲罰機(jī)制，提高新農(nóng)村改造和建設(shè)的系統(tǒng)性、有效性和規(guī)范性。

第三，當(dāng)前，新農(nóng)村改造工作的重要關(guān)注點包括：保護(hù)和拓展農(nóng)民的就業(yè)和收入渠道，提高農(nóng)村基礎(chǔ)公共產(chǎn)品的供給質(zhì)量，維持并推進(jìn)村民間的和諧關(guān)系。具體來講，在保護(hù)農(nóng)民就業(yè)和收入渠道方面，應(yīng)盡力保護(hù)現(xiàn)有耕地，同時建立支持農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的專項基金，鼓勵農(nóng)民從事涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)；在農(nóng)村基礎(chǔ)公共產(chǎn)品的供給方面，建立與城市對接的醫(yī)療保障體系，提供量身定做的教育培訓(xùn)服務(wù)，構(gòu)建法律法規(guī)的宣傳、咨詢及援助服務(wù)的平臺；在推進(jìn)村民和諧關(guān)系方面，加強(qiáng)合作組織、夜校、圖書閱覽室、休閑娛樂廣場等生產(chǎn)性與生活性交流載體的建設(shè)，為村民的交流創(chuàng)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(xué)研究項目（12YJA790109）；山東省自然科學(xué)基金（ZR2012GL05）；山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究項目（14CGLJ60）；曲阜師范大學(xué)科研啟動基金資助（20091225）.

張立新（1977? ）男，博士，曲阜師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授；孫立揚（1991? ）男，曲阜師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生.