方 帥

（南京師范大學 公共管理學院，江蘇 南京 210023）

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革是當前深化我國農(nóng)村改革的重要組成部分，也是實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興的關(guān)鍵舉措。近年來，各地農(nóng)村也在如火如荼地開展著集體產(chǎn)權(quán)制度改革，探索出多條切實有效的改革路徑，并在客觀上釋放出經(jīng)濟和治理上的改革效應。對此，2021年中央一號文件提出要“基本完成農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革階段性任務，發(fā)展壯大新型農(nóng)村集體經(jīng)濟”，2022年中央一號文件進一步指出要“鞏固提升農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革成果”。那么，在推進這一改革過程中，農(nóng)民作為鄉(xiāng)村社會的參與主體之一，其對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的評價究竟如何？本文將以調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度及其影響因素進行深入研究。

目前關(guān)于我國農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的研究主要集中于三個方面：一是關(guān)于農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的影響因素研究，學界歸納有農(nóng)民參與［1］、能人帶動［2］、問責壓力和政府偏好［3］等影響要素，認為這些變量在各自維度對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的效果均有不同程度的影響；二是關(guān)于農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的效用研究，有關(guān)學者研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革可以起到促進農(nóng)村集體經(jīng)濟發(fā)展［4］、促進農(nóng)民增收［5］、提升農(nóng)民獲得感與幸福感［6］、提高鄉(xiāng)村治理有效性［7］等方面的作用，但在一些條件下也會產(chǎn)生抑制性作用［8］；三是關(guān)于農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革過程、路徑和問題研究［9］，有關(guān)學者對產(chǎn)權(quán)制度改革的創(chuàng)新路徑及其特征［10］、改革中的風險防控［11］和農(nóng)村婦女土地權(quán)益保護［12］等難點議題進行過研究討論。進一步聚焦本研究主題梳理文獻發(fā)現(xiàn)，僅有少數(shù)學者對農(nóng)民的集體林權(quán)制度改革滿意度進行過研究，如劉麗萍［13］、趙靜［14］等，但尚未有學者考察分析過農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度現(xiàn)狀及其影響因素，更鮮有基于大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析，本文將對此作努力嘗試。

農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度在一定程度上可以反映改革過程和改革績效的好壞，同時也是農(nóng)村基層治理能力和治理水平的重要體現(xiàn)。農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意程度受諸多要素影響，是多重因素共同作用的結(jié)果［15］。一般來說，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的主觀感知具體可根據(jù)改革前、改革中和改革后的不同階段細分為三個指標：一是改革前對改革整體的理解力。相關(guān)研究表明，公眾的情感理解力會影響其政治認知［16］。因此，從理論上講，在改革全面推行之前，關(guān)于改革內(nèi)容、流程、法律依據(jù)等諸多事宜的宣傳介紹力度越大，農(nóng)民對改革的理解力就會越深，其對改革的滿意度可能就會越高；反之，則會越低。二是改革中對改革過程的規(guī)范性感知。這種主觀感知主要體現(xiàn)為對改革程序和改革結(jié)果的認可程度［17］。從經(jīng)驗層面上看，在改革進行時，過程越規(guī)范，農(nóng)民的主觀評價就會越高，其對改革的滿意度可能就越高。三是改革完成后對改革的效用度評價。有學者研究發(fā)現(xiàn)，居民的獲得感會直接影響其生活滿意度［18］。同理可以推測，當產(chǎn)權(quán)制度改革完成后，改革所產(chǎn)生的正面效用越大，農(nóng)民的獲得感就越強，其對改革的滿意度可能也就越高?；诖?，本文認為農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度受到農(nóng)民的改革理解力、規(guī)范性感知和效用度感知的影響，由此提出如下研究假設(shè)：

農(nóng)民的改革理解力、規(guī)范性感知和效用度感知與農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間呈正相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)民在三個方面的主觀感知越強，其對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意程度就會越高；反之，則會越低。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來源于華中師范大學中國農(nóng)村研究院“百村（居）觀察”項目組2021年對全國186個村莊2 375位農(nóng)民的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)?；谘芯恐黝}的需要，本文將表示“村莊開展過集體產(chǎn)權(quán)制度改革”的農(nóng)民數(shù)據(jù)篩選出來，共得到695份有效樣本數(shù)據(jù)（1）。

樣本特征見表1 所列，其中，在地域分布上，自東向西的樣本占比依次為31.65%、43.31%和25.04%，南北地區(qū)的樣本占比分別為44.46%和55.54%；從性別分布看，男性農(nóng)民占比為73.81%，女性農(nóng)民占比為26.19%；在年齡結(jié)構(gòu)分布上，30 歲以下及30～49 歲的農(nóng)民累計占比為3.6%、40～49 歲的 占 比 為13.24%、50～59歲的占比為40.14%、60歲及以上的占比為43.02%；從民族分布看，漢族和少數(shù)民族的農(nóng)民占比分別為89.77%和10.23%；在婚姻狀況上，已婚的農(nóng)民占比91.51%，其他婚姻狀況的農(nóng)民占比為8.49%；從政治面貌看，黨員農(nóng)民和非黨員農(nóng)民占比分別為33.86%和66.14%；在學歷結(jié)構(gòu)分布上，小學和初中學歷的農(nóng)民占比較大，分別為29.78%和39.86%；在職業(yè)分布上，務農(nóng)比重最高，占比為62.88%?？傮w而言，此次調(diào)查數(shù)據(jù)較能反映出樣本的差異性，符合統(tǒng)計學分析要求。

表1 樣本農(nóng)民的個體特征

（二）變量設(shè)置與概念化操作

1.因變量

本研究的因變量是農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度，結(jié)合問卷中“您對本村的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意嗎？”進行操作化考察，答案依次設(shè)置為“很不滿意、不太滿意、一般、比較滿意和非常滿意”，并對其進行1—5分的賦值。

2.自變量

本文的自變量包括核心解釋變量和控制變量兩部分。

核心解釋變量為改革理解力、規(guī)范性感知和效用度感知。結(jié)合問卷設(shè)計，具體操作化考察指標分別為：“您認為自己目前對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革理解清楚了嗎？”，答案設(shè)置為“很不理解、不太理解、一般、比較理解、非常理解”；“您覺得本村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的過程規(guī)范嗎？”，答案設(shè)置為“很不規(guī)范、不太規(guī)范、一般、比較規(guī)范、非常規(guī)范”；“與之前對比，您覺得集體產(chǎn)權(quán)制度改革有什么實質(zhì)作用嗎？”，答案設(shè)置為“完全沒作用、作用較小、一般、作用較大、作用很大”?；谘芯啃枰瑢θ齻€題項的答案均進行1—5分的賦值。

控制變量主要為人口結(jié)構(gòu)變量，結(jié)合既有文獻和以往研究經(jīng)驗，本文選取的控制變量包括性別（女性=0，男性=1）、年齡（連續(xù)變量）、民族（少數(shù)民族=0，漢族=1）、政治面貌（非黨員=0，黨員=1）、婚姻狀況（其他=0，已婚=1）、教育水平（連續(xù)變量）、職業(yè)（其他職業(yè)=0，農(nóng)業(yè)勞動者=1）。

（三）模型建構(gòu)

由于本文研究的是多個自變量和一個因變量之間的關(guān)系且因變量為有序遞增變量，因此擬采用多元線性回歸模型，并建立如下的多元線性回歸模型方程：

公式（1）中：Y代表農(nóng)民對農(nóng)村的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度；a為回歸截距；Wi表示第i個解釋變量；βi表示W(wǎng)i的回歸系數(shù)；δ為隨機誤差。

（四）描述性統(tǒng)計

一是農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的統(tǒng)計分析。由表2 可知，在694 個有效樣本中，對產(chǎn)權(quán)制度改革表示“非常滿意”和“比較滿意”的占比分別為10.66%和39.63%，累計占比為50.29%，這說明超五成農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革持滿意態(tài)度；而表示“不太滿意”和“很不滿意”的累計占比為5.48%，表示“一般”的農(nóng)民占比為44.24%。從滿意度均值來看，以5 分為總分，農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度均值為3.5303 分。其中，從東中西地區(qū)差異看，西部地區(qū)滿意度相對更高，均值為3.6494 分；其次是東部地區(qū)，滿意度均值為3.5773分；中部地區(qū)最低，均值為3.4267分，且低于樣本總體均分。從南北地區(qū)差異看，南方地區(qū)農(nóng)民滿意度均值得分為3.5728分，相對要高于北方地區(qū)農(nóng)民滿意度均值得分（3.4961分）。整體而言，農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度處于中等水平，仍有提升空間。

表2 描述性統(tǒng)計 單位：%，有效樣本數(shù)

二是農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)改革的理解與感知。從產(chǎn)權(quán)制度改革理解力層面看，在695 個有效樣本中，表示對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革“非常理解”和“比較理解”的累計占比為31.65%，而對此表示“不理解”的累計占比為32.95%；從對產(chǎn)權(quán)制度改革過程的規(guī)范性感知層面看，在657 個有效樣本中，認為當?shù)禺a(chǎn)權(quán)制度改革過程“非常規(guī)范”和“比較規(guī)范”的累計占比為61.64%，認為“不太規(guī)范”和“很不規(guī)范”的累計占比為3.65%，低出前者57.99 個百分點；從對產(chǎn)權(quán)制度改革效用的感知層面看，認為產(chǎn)權(quán)制度改革“作用很大”和“作用較大”的累計占比為28.24%，認為“作用較小”和“完全沒作用”的累計占比為26.20%。從均值得分看，農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革理解力得分為2.9871，規(guī)范性感知得分為3.7032，效用度感知得分為3.0422。綜上不難發(fā)現(xiàn)，相對于農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解力和效用度感知，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革過程規(guī)范性的認可度更高，說明當前我國農(nóng)村地區(qū)在開展集體產(chǎn)權(quán)制度改革過程中具有較好的規(guī)則意識。

三、農(nóng)民的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度回歸估計

（一）農(nóng)民的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度回歸分析

借助SPSS24.0統(tǒng)計軟件，運用多元線性回歸模型對農(nóng)民的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的影響因素進行回歸估計。首先，通過VIF（方差膨脹因子）方法對自變量進行多重共線性檢驗，結(jié)果顯示VIF均小于2，說明此次回歸模型不存在共線性問題（依據(jù)統(tǒng)計學原理，當0＜VIF＜10時，模型的自變量之間不存在共線性）。其次，為了厘清控制變量和核心解釋變量對因變量的影響程度，本文采用自變量遞進回歸的方法建立了兩個模型：模型1為控制變量對農(nóng)民產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的影響；模型2 在模型1 的基礎(chǔ)上加入核心解釋變量，考察核心解釋變量對農(nóng)民產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的影響。兩個模型均通過了顯著性水平檢驗（Sig.=0.000）。從模型的解釋力（調(diào)整后R2）來看，模型1的擬合優(yōu)度為5.2%，模型2在加入核心解釋變量后，其擬合優(yōu)度上升為51.9%，表明核心解釋變量的解釋力較強?？傮w來看，回歸模型被證實有效。具體如表3所列。

表3 農(nóng)民的農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的多元線性回歸模型

續(xù)表3

模型1 考察了控制變量對農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的影響?？梢钥闯?，農(nóng)民的政治面貌與產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，即相對于非黨員農(nóng)民而言，具有黨員身份的農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度更高；而農(nóng)民的性別、年齡、民族狀況、婚姻狀況、受教育水平和職業(yè)等變量與農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度沒有顯示出顯著的相關(guān)關(guān)系。在模型2中，農(nóng)民的政治面貌與產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間的相關(guān)性卻發(fā)生了明顯變化，兩者不再具有統(tǒng)計學意義上的正相關(guān)關(guān)系；而民族狀況卻顯示出了統(tǒng)計學意義上的相關(guān)性。這可能在一定程度上表明，人口結(jié)構(gòu)特征的控制變量對農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度影響較為穩(wěn)定且影響意義并不大，同時反映出模型2 中核心解釋變量的解釋力更強。因此，本研究對此不再進一步進行異質(zhì)性分析。

模型2 主要考察核心解釋變量對農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度的影響。如表3 所列，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解力、對產(chǎn)權(quán)制度改革的規(guī)范性感知和對產(chǎn)權(quán)制度改革的效用度感知與農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間的相關(guān)性水平均非常顯著（P≤0.001），且回歸系數(shù)均為正值，說明兩者之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解越深、對產(chǎn)權(quán)制度改革的規(guī)范性越認可、對產(chǎn)權(quán)制度改革的效用度感知越強，其對當?shù)禺a(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度就越高。具體而言，從改革理解力看，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解程度每加深1個單位，其對產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度就會提高0.027 倍；從規(guī)范性感知看，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革規(guī)范性的認可度每增加1個單位，其對產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度就會提高0.036 倍；從效用度感知看，農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革效用度的感受每增強1個單位，其對產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度就會提高0.026 倍。進一步分析可以推斷，改革過程中農(nóng)民的民主化參與程度和改革產(chǎn)生的績效會顯著影響農(nóng)民對改革的滿意度，這一研究結(jié)果亦驗證了本文理論假設(shè)。

（二）回歸模型的穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗核心解釋變量對農(nóng)民產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度影響結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替代核心解釋變量的方法，對模型進行回歸估計。具體而言，在控制變量不變的情況下，以“產(chǎn)權(quán)制度改革前村莊是否召開過村民會議”替代“農(nóng)民的改革理解力”，以“產(chǎn)權(quán)制度改革中清產(chǎn)核資結(jié)果是否公示”替代“農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的規(guī)范性感知”，以“產(chǎn)權(quán)制度改革后財產(chǎn)性收入是否增加”替代“農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的效用度感知”。

如表4 所列，在控制變量不變的前提下，替代性的核心解釋變量與農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間依舊存在顯著的相關(guān)關(guān)系，且回歸系數(shù)仍為正。進一步分析表4的數(shù)據(jù)可以看出：一是相對于產(chǎn)權(quán)制度改革前沒有召開過村民會議的村莊農(nóng)民來說，召開過村民會議的村莊農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度要高出0.099 倍，這可能是由于通過召開村民會議并對農(nóng)民進行改革宣傳，客觀上可以加深農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解程度，從而提高其滿意度水平；二是在產(chǎn)權(quán)制度改革過程中，對清產(chǎn)核資結(jié)果進行公示的村莊農(nóng)民，其對產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度水平要比沒有進行結(jié)果公示的村莊農(nóng)民滿意度高0.073 倍；三是在產(chǎn)權(quán)制度改革后，認為自身財產(chǎn)性收入提高了的農(nóng)民，其對產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度水平要比認為財產(chǎn)性收入沒有提高的農(nóng)民滿意度高0.066 倍?？傮w而言，這一檢驗結(jié)果與表3 結(jié)論基本一致，從而進一步驗證了表3的研究發(fā)現(xiàn)，說明本文的研究結(jié)果較為穩(wěn)健。同時，回顧既有研究發(fā)現(xiàn)，本文的研究結(jié)論與其他學者的研究結(jié)果得以相互驗證，如劉曉敏等對集體林權(quán)制度改革研究后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對集體林權(quán)制度改革的結(jié)果認知會影響其對集體林權(quán)制度改革滿意度的結(jié)果［19］。

表4 穩(wěn)健性檢驗

續(xù)表4

四、結(jié)論與啟示

當前，在全面推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下，農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度作為一種主觀評價，一定程度上會影響其在鄉(xiāng)村振興中的參與行為。與此同時，堅持農(nóng)民主體地位，充分尊重農(nóng)民意愿是我國農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革需要遵循的一項基本原則［20］。因此，對農(nóng)民的集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度進行研究有著重要的現(xiàn)實意義。本文利用2021 年調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)民集體產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度現(xiàn)狀及其影響因素進行實證分析，得出以下基本結(jié)論：一是超五成農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革持滿意態(tài)度，這從另一個側(cè)面說明當前農(nóng)民對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度水平仍有上升空間；二是農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革的理解力、規(guī)范性感知和效用度感知與農(nóng)民的產(chǎn)權(quán)制度改革滿意度之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)民對產(chǎn)權(quán)制度改革越理解、對產(chǎn)權(quán)制度改革規(guī)范性越認可、對產(chǎn)權(quán)制度改革效用感知越深，其對產(chǎn)權(quán)制度改革的滿意度就越高。

基于研究結(jié)論，得到進一步推進和深化農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的啟示如下：一方面，針對還未進行農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的農(nóng)村地區(qū)而言，應吸收借鑒已完成產(chǎn)權(quán)制度改革的農(nóng)村地區(qū)經(jīng)驗，拓寬宣傳渠道、豐富宣傳形式，以農(nóng)民更為喜聞樂見的方式將集體產(chǎn)權(quán)制度改革的目的和重大意義告知于民，并加大產(chǎn)權(quán)制度改革相關(guān)政策的解釋力度，主動消除農(nóng)民對改革這一新生事物可能存在的認識上的誤區(qū)，讓農(nóng)民真正知曉改革、理解改革。與此同時，在推進改革的過程中，既要因地制宜、因村施策，也要注重提升改革各環(huán)節(jié)的規(guī)范性，建立健全改革的監(jiān)督與回應機制，并提高農(nóng)民參與改革的民主化程度，強化其主體參與意識。另一方面，針對已經(jīng)完成集體產(chǎn)權(quán)制度改革的農(nóng)村地區(qū)來說，應著重增進改革的后期效用，以釋放更多的改革紅利。尤其是要積極探索適宜本地發(fā)展的多樣化的農(nóng)村集體經(jīng)濟形式，多渠道促進農(nóng)民增收，以此推動農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略、共同富裕目標達成有機銜接，實現(xiàn)農(nóng)民獲得感和幸福感的雙提升。

注 釋：

（1）在2 375 個農(nóng)民樣本中，對“村莊是否開展過集體產(chǎn)權(quán)制度改革”表示“開展過”的農(nóng)民樣本數(shù)為695，表示“沒有開展過”的為640，表示“不清楚”的有1 040；在186個受訪村莊中，表示村莊“已開展”集體產(chǎn)權(quán)制度改革的有130個，占比為69.89%。