張維霄，申琳，劉海燕，劉愛秋，王惠

（河北農(nóng)業(yè)大學，河北 保定 071000）

農(nóng)村人居環(huán)境包括人文環(huán)境、自然環(huán)境以及地域空間環(huán)境，是農(nóng)戶生活或生產(chǎn)活動所必須的物質(zhì)和非物質(zhì)的結(jié)合。2018年2月，我國印發(fā)了《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》，把改善農(nóng)村人居環(huán)境作為社會主義新農(nóng)村建設的重要內(nèi)容。改善農(nóng)村人居環(huán)

境，直接關(guān)系到農(nóng)戶的生產(chǎn)與生活，已成為我國新農(nóng)村建設的重要內(nèi)容之一。目前我國農(nóng)村地區(qū)土壤、水污染較為嚴重，基礎(chǔ)設施建設滯后，人居環(huán)境較差，嚴重影響了農(nóng)戶的日常生活和生產(chǎn)。研究表明，社會交往[2]、社會信任[9]、社會規(guī)范[1]和社會風氣[2]正向影響農(nóng)戶的人居環(huán)境投資意愿。河北省是農(nóng)業(yè)大省，農(nóng)村居民較多，以河北省24個縣農(nóng)戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用Logistic二元回歸模型，分析影響農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境改善投資意愿的主要因素，從而提高農(nóng)民投資人居環(huán)境意愿。

1 數(shù)據(jù)來源

采用分層抽樣調(diào)查法，對河北省24個縣、480戶農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，有效問卷414份，有效率為86.25%（表1）。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶基本情況（年齡、性別、受教育程度等）、社會交往、社會信任（對社會、親戚等信任程度）、社會互惠（鄰里間相互幫助等）、社會風氣（安全秩序等）、社會規(guī)范（鄰里矛盾等）等內(nèi)容。

表1 調(diào)研區(qū)域概況Table 1 Surveyed areas

2 研究方法

2.1 提出假設

社會資本是社會組織表現(xiàn)出的特征，根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性以及研究的實際需求，設定社會交往、社會信任、社會互惠、社會風氣和社會規(guī)范5個維度進行研究，并且提出以下5個假設。

假設1：社會交往水平越高，農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資積極性越高。

假設2：社會信任越高，農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資積極性越高。

假設3：社會互惠水平越高，農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資積極性越低。

假設4：社會規(guī)范水平越高，農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資積極性越高。

假設5：社會風氣水平越高，農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資的積極性越高。

2.2 建立Logistic二元回歸模型

2.2.1 構(gòu)建指標體系“農(nóng)民是否愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境改善投資”為因變量，設定是＝0，否＝1。自變量分為控制變量和解釋變量，其中控制變量包括年齡、是否黨員、是否為村干部、是否曾外出打工、受教育程度5個指標；解釋變量設定社會交往、社會信任、社會互惠、社會風氣和社會規(guī)范5個維度25個指標，按照里克特量表的格式設計分別設計4個選項，并且對各個選項賦值1～4分（表2）。構(gòu)建Logistic二元回歸模型公式（1）。

式中，p：農(nóng)民愿意對人居環(huán)境投資的概率，1-p：農(nóng)民不愿意對人居環(huán)境投資的概率。xi：模型自變量，n：自變量個數(shù)，β0：常數(shù)項，βi：回歸系數(shù)。

2.2.2 因子分析法簡化解釋變量 對解釋變量的25個指標進行KMO和Bartlett球形檢驗，結(jié)果顯示，KMO（0.898）＞0.8，Bar tlett球形檢驗df＝300，sig.＜0.01，調(diào)查數(shù)據(jù)可以進行因子分析且提取公因子。特征根＞1的因子，以最大變異法對公共因子進行正交轉(zhuǎn)軸處理，使轉(zhuǎn)軸后的每一因子內(nèi)各指標項負荷量大小相差盡量達到最大，利于公共因子的辨認與命名。對于載荷＞0.35且聯(lián)系緊密的2個或2個以上指標予以剔除后，繼續(xù)進行上述操作，直至得到滿意結(jié)果為止（表3和4）。最終提取了5個公共因子，并根據(jù)其包含的具體指標進行重新命名，即f1為互惠因子、f2為信任因子、f3為社會和諧因子、f4為交往因子、f5為安全感因子（表5）。

表2 構(gòu)建指標體系Table 2 Construction of index system

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

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性分析

414位被訪者的男女比例為1.05∶1，年齡集中在25～55歲，文化程度以初中、高中為主（表6），黨員占比達到16.49%。被訪者的基本概況符合當?shù)氐膶嶋H情況，分析結(jié)果真實可靠。

3.2 農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿分析

基于調(diào)研數(shù)據(jù)，運用SPSS24.0軟件對414份調(diào)研數(shù)據(jù)進行回歸分析，LRchi2統(tǒng)計值為114.282，模型擬合度好，且在1%的水平上顯著，具有進一步研究的價值（表7）。

3.2.1 控制變量分析 是否為村干部（X03）、是否外出打工（X04）、受教育程度（X05）分別在0.01、0.1和0.05水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即農(nóng)民外出務工時間越長、受教育程度越高，獲取與分析信息的能力越強，農(nóng)村改善環(huán)境投資的積極性越高。

表4 因子旋轉(zhuǎn)后載荷矩陣Table 4 Load matrix after factor rotation

表5 最終確定評價體系Table 5 Final evaluation system

表6 樣本的基本情況Table 6 Basic information of samples

表7 變量回歸結(jié)果Table 7 Variable regression results

3.2.2 5個假設的驗證分析

3.2.2.1 假設1。交往因子（f4）在0.05水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即社會交往程度越高，越能夠提升農(nóng)民參與人居環(huán)境投資意愿。交往因子提高1，農(nóng)民參加人居環(huán)境改善投資意愿會提升0.723。假設1成立。

3.2.2.2 假設2。信任因子（f2）在0.01水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即社會信任程度越高，越能提升農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境改善投資的積極性。信任因子提高1，農(nóng)民參加人居環(huán)境改善投資意愿提升1.234。假設2成立。

3.2.2.3 假設3。社會互惠因子（f1）在0.05水平上顯著負向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即社會互惠程度越高，越能降低農(nóng)民參與人居環(huán)境改善投資積極性?；セ菀蜃犹岣?，農(nóng)民參與人居環(huán)境改善投資意愿下降0.303。假設3成立。

3.2.2.4 假設4。安全感因子（f5）對正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，但不顯著，即安全感的提高，對提供農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境改善投資具有一定的積極作用。假設4成立。

3.2.2.5 假設5。和諧因子（f3）在0.01水平上正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即社會風氣越好，越能夠提升農(nóng)民參與改善人居環(huán)境投資的積極性。和諧因子提高1，農(nóng)民參與人居環(huán)境改善投資積極性提升0.257。假設5成立。

4 結(jié)論與討論

基于大量文獻分析，提出了5個假設，采用河北省414個樣本數(shù)據(jù)，運用因子分析法優(yōu)化并構(gòu)建指標體系，采用Logistic二元回歸模型分析影響農(nóng)民參加人居環(huán)境投資意愿的因素，得到以下結(jié)論：

（1）是否為村干部（X03）、是否外出打工（X04）、受教育程度（X05）分別在0.01、0.1和0.05水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，即農(nóng)民外出務工時間越長、受教育程度越高，獲取、分析信息的能力越強，農(nóng)村改善環(huán)境投資的積極性越高。

（2）交往因子（f4）、信任因子（f2）顯著正向影響農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，農(nóng)民之間交往越頻繁，越能增加相互之間的信任，有助于信息和制度在群體間的傳遞，增強對信息的了解與信任，從而減少改善人居環(huán)境工作時產(chǎn)生的監(jiān)督、交易和信息搜集成本，提高農(nóng)民參與改善人居環(huán)境的積極性。

（3）和諧因子（f3）顯著正向影響農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，農(nóng)民間和諧相處，會增加他們的交往頻次和信任程度，增強其對事物的認同度和建立共同的目標，從而提高改善環(huán)境投資意愿。

（4）社會互惠因子（f1）顯著負向影響農(nóng)民參與農(nóng)村人居環(huán)境投資意愿，綠化、衛(wèi)生、公共基礎(chǔ)設施建設越完善，降低農(nóng)民參與人居環(huán)境改善投資意愿。