摘要基于江蘇省蘇中地區(qū)揚州和泰州兩市542份有效調(diào)查問卷，定性分析農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的相關(guān)投入意愿，同時，采用Logistic模型分析個體和家庭特征因素對農(nóng)民投入意愿的影響。結(jié)果顯示：①男性、31～40歲和40～50歲兩個年齡段、高中文化程度、家庭收入在2～4萬元和4～6萬元區(qū)限、從業(yè)于服務(wù)業(yè)和試點村的農(nóng)民，其對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿相對較高。②家庭收入增長、參加培訓(xùn)、有人在外工作、參加合作組織、對生活的滿意度，以及對村干部的滿意度等，這些因素對新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民是否愿意出錢、出力和為新技術(shù)支付一定費用有顯著影響。因此，發(fā)展生產(chǎn)、增加農(nóng)民收入、培訓(xùn)新型農(nóng)民、促進勞動力轉(zhuǎn)移和搞好基層民主建設(shè)等，有利于提高農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿，推進新農(nóng)村建設(shè)。

關(guān)鍵詞投入意愿；農(nóng)民特征；影響因素；新農(nóng)村建設(shè)

中圖分類號S-9；F320.3文獻標識碼A文章編號0517-6611（2014）24-08407-05

Study of Farmers' Investment Willingness and Impact Factors in New Rural Construction—Based on the Perspective of Individual Farmers and Family Characteristics

ZHANG Jinghua et al（Nanjing Forestry University， Nanjing， Jiangsu 210000）

AbstractThe farmers’ investment willnessness in the New Rural Construction was qualitatively analyzed based on 542 valid questionnaires from Yangzhou and Taizhou cities in the Suzhong area of Jiangsu Province. The Logistic model was applied to analyze the impact of individual and family characteristics on farmers’ investment willingness. The results showed that： ①The farmers who had the age of 31-40， 40-50 years old， high school education， 20-40 and 40-60 thousands of household income， work in the service industry and pilot villages， had high investment willingness in the New Rural Construction； ② The factors， which were growth of household income， training， someone work outside， participation in the cooperative organizations， life satisfaction and satisfaction with the village cadres， significantly effected on the investment willingness on money， labor， as well as new technology in the New Rural Construction. Therefore， the ways to develop production， increase farmers' income， train new farmers， promote the movement of labor force and improve democracy at the grass-roots level， etc.， will help to increase the farmers' investment willingness， further to promote the New Rural Construction.

Key words Investment willingness； Farmer characteristics； Impact factors； New Rural Construction

新農(nóng)村建設(shè)開展數(shù)年來取得了一些成效，但在其推進過程中常常遭遇到一些問題的制約。其問題之一就是作為新農(nóng)村建設(shè)主體之一的農(nóng)民，對新農(nóng)村建設(shè)的主動參與性不強，其具體表現(xiàn)為新農(nóng)村建設(shè)中一些需要農(nóng)民投資投勞的事，農(nóng)民主動參與的積極性不高。一方面，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與就業(yè)非農(nóng)化，消弱了農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的關(guān)注程度，其中不少人錯過了地方政府關(guān)于新農(nóng)村建設(shè)的“大力宣傳期”。另一方面，農(nóng)民對自身的主體地位認識不足，認為建設(shè)新農(nóng)村是政府和集體的事，因而當(dāng)新農(nóng)村建設(shè)牽涉到籌資籌勞等問題時，他們參與程度不高。加之長期以來形成的“等、靠、要”思想與觀念，農(nóng)民更是被動地接受一切。農(nóng)民是內(nèi)涵豐富的群體，其對新農(nóng)村建設(shè)的影響有多方面，難以一一分析。而究其自身和家庭特征而言，其中哪些因素對新農(nóng)村建設(shè)產(chǎn)生的影響較大，哪些因素產(chǎn)生的影響較小，則可以借助統(tǒng)計描述分析或相關(guān)模型量化。為此，筆者針對江蘇揚州和泰州二市（以下簡稱揚泰地區(qū)）新農(nóng)村建設(shè)現(xiàn)狀和特點，結(jié)合現(xiàn)有調(diào)查數(shù)據(jù)，在描述分析農(nóng)民投入意愿基礎(chǔ)上，建立Logistic模型來考量農(nóng)民自身和家庭特征中各主要因素對新農(nóng)村建設(shè)的影響，以期為該地區(qū)乃至同類地區(qū)新農(nóng)村建設(shè)設(shè)計和優(yōu)化政策提供依據(jù)。

1數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自筆者2010年對揚泰地區(qū)進行的問卷調(diào)查，調(diào)查以農(nóng)戶為基本單位，發(fā)放問卷1 000份。其中，工業(yè)主導(dǎo)型試點村張萬村和花木主導(dǎo)型試點村橫溝村各發(fā)放問卷200份，使用有效問卷各181份，有效率為90.5%（引入這兩村作為對比之用）；普查村發(fā)放問卷600份，其中有效問卷542份，有效率為90.3%。問卷從農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿，以及影響農(nóng)民投入意愿的相關(guān)個體和家庭因素進行了調(diào)查。

2農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿描述分析

新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民的投入主要包括投資、投勞和新技術(shù)支付一定費用三方面，對此，筆者從這三方面剖析農(nóng)民的相關(guān)投入意愿。

2.1不同類型村農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿 通過對普查村和兩個典型試點村張萬村和橫溝村的比較分析顯示：①農(nóng)民為新農(nóng)村建設(shè)出力的意愿較高。普查村、張萬村和橫溝村分別有65.8%、75.3%和54.0%的調(diào)查戶表示“愿意”為新農(nóng)村建設(shè)出力。②農(nóng)民愿意為新農(nóng)村建設(shè)出錢，但意愿沒有出力強烈。其中表示“愿意”出錢的，普查村、張萬村和橫溝村占比分別為62.2%、65.2%和28.5%。表明農(nóng)民愿意為新農(nóng)村建設(shè)出力出錢，但工業(yè)主導(dǎo)型張萬村農(nóng)民出力、出錢的意愿相對高于普查村和花木主導(dǎo)型的橫溝村。③部分人愿意為新技術(shù)支付一定的費用。該項意愿中愿意為新技術(shù)支付一定費用的，工業(yè)主導(dǎo)型試點村張萬占比最高，為55.2%；但同是試點村的花木主導(dǎo)型橫溝卻最低，為30.4%；而普查村占比為49.4%。究其原因：一是工業(yè)主導(dǎo)型張萬村農(nóng)民家庭收入和福利水平高，為新農(nóng)村建設(shè)出少許錢對其家庭生活質(zhì)量幾乎沒有影響，其次該村農(nóng)民改造本村農(nóng)村狀況的意識也相對較強。二是普查村農(nóng)民沒有試點村農(nóng)民享受政府扶持的諸多優(yōu)惠政策，建設(shè)新農(nóng)村必須依靠自身力量，加之當(dāng)前農(nóng)民收入水平相對提高，因而也愿意為新農(nóng)村建設(shè)作貢獻。三是花木主導(dǎo)型橫溝村作為擁有眾多榮譽的新農(nóng)村建設(shè)試點村，從國家到江蘇省，再到地方，政府給予了大力支持，因而農(nóng)民覺得新農(nóng)村建設(shè)是政府和集體的事，與自己關(guān)系不大，加之橫溝村樣本數(shù)中女性居大多數(shù)的特殊性，因而其投入意愿相對較弱。

2.2不同性別農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿（表2）表2顯示，不論是出力還是出錢，男性農(nóng)民持“愿意”的比例均高于女性。 就出力而言，其男女比例分別為61.9%和48.7%；就出錢而言，男女比例分別為52.2%和42.57%，男性高出女性一成。就為新技術(shù)支付一定費用而言，也是男性高于女性。

表2不同年齡、不同性別農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿%

項目評價指標性別男女年齡 ≤3031-4041-5051-60≥60為新農(nóng)村建設(shè)出力愿意61.948.753.853.971.660.041.5不愿意38.151.346.246.128.440.058.5為新農(nóng)村建設(shè)出資愿意52.242.550.543.759.245.033.5不愿意47.857.549.556.340.155.066.5為新技術(shù)支付一定的費用愿意50.2 37.4 65.4 36.5 57.3 47.5 32.0 不愿意49.862.635.663.542.752.568.0

2.3不同年齡農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿 表2顯示：①不同年齡段農(nóng)民其愿意出力之比均高于出錢之比。數(shù)據(jù)顯示，5個年齡段“愿意”出力的占比比“愿意”出錢的占比分別高出3.3、10.2、22.3、15.0和8.0個百分比，其中最為顯著的是41～50年齡段高出22.3個百分比。除去經(jīng)濟因素，這個年齡段的農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的較多，其以出力的形式投入新農(nóng)村建設(shè)占有優(yōu)勢。②60歲以上農(nóng)民投入意愿與其他年齡段的差異較大。一是該年齡段其出力比例在所有年齡段中最低，為41.5%，低于其他年齡段十幾個百分點。這與老人的身體狀況有關(guān)，農(nóng)村勞動力的老年化，不少60歲以上的老人依然承擔(dān)農(nóng)業(yè)勞動，加之子女大多在外，這部分人群勞動負擔(dān)較重，因而在其他方面的體力投入意愿相對較低。二是該年齡段選擇出錢的比例也最低，為33.5%，低于其他各年齡段十幾個百分點。這與大部分老人沒有穩(wěn)定的收入來源、自身結(jié)余少甚至沒有有關(guān)。③41～50年齡段農(nóng)民愿意為新農(nóng)村建設(shè)出錢出力的比例最高。該年齡段人群往往為家庭戶主，具有家庭的決策權(quán)。④30歲以下的年輕人技術(shù)支付意愿較高。這是因為年輕人對技術(shù)價值和作用的認識高于年長者，同時，年輕人文化程度相對較高，持“誰受益，誰投入”的理念相對較強。

2.4不同受教育程度農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿（表3）表3顯示，農(nóng)民受教育程度對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿表現(xiàn)為：①基本遵循受教育程度越高其出力與出錢意愿越高的規(guī)律。就出力意愿而言，小學(xué)及以下、初中和高中“愿意”出力的占比分別為48.2%、55.9%和70.2%，高中文化程度的認知度明顯高于其他兩個層次。②出力意愿高于出錢意愿。③不同層次間的差距隨著受教育程度越高，差距越大。其中，高中與小學(xué)及以下相比，出力、出錢意愿比例差距分別為22.0和19.1個百分點。表明建設(shè)新農(nóng)村提高農(nóng)民的受教育程度是重要舉措。④受教育程度越高，技術(shù)支付意愿越高。正如傳統(tǒng)人力資本理論所指出的，人們對未來的預(yù)期會影響他們當(dāng)前對人力資本投資的決策[1]，文化程度越高的人，對未來就業(yè)和收入預(yù)期往往越高，因而其投入意愿也越高。

2.5不同從業(yè)產(chǎn)業(yè)農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿（表4）表4顯示，從業(yè)于服務(wù)業(yè)的農(nóng)民其投入意愿高于從業(yè)于農(nóng)業(yè)和工業(yè)。①就出力而言，在農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)就業(yè)的農(nóng)民持“愿意”的占比分別為59.3%、50.4%和72.2%，占比排序是服務(wù)業(yè)>農(nóng)業(yè)>工業(yè)。②出錢意愿普遍低于出力意愿。其中從業(yè)于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的較為顯著，兩者相差20.8個百分點。③從業(yè)于工業(yè)產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民其不愿出力出錢的比例在三者中最高，盡管總體占比不高。其原因可能是，在第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)的群體，已經(jīng)對自己的農(nóng)民身份不太認同，甚至把自己排除在農(nóng)民行列之外；同時，他們相對機械的工作和生活方式也使他們漸漸地遠離農(nóng)村、農(nóng)業(yè)和農(nóng)民，因而對新農(nóng)村建設(shè)的認知和行為表現(xiàn)低于其他對照組。④技術(shù)支付意愿最高的是服務(wù)業(yè)，其次是農(nóng)業(yè)，工業(yè)最低。

42卷24期張敬華等新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民的投入意愿與影響因素分析2.6不同收入層次農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿（表5）家庭收入影響農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿。表5顯示：①收入層次越高，其愿意出力和出錢的比例越高。就“愿意”出力而言，收入層次由低到高所占比分別為26.7%、46.6%、54.5%和73.4%；就“愿意”出錢而言，其比例分別為13.3%、35.2%、44.1%和67.1%。②愿意出力的比例高于出錢比例。兩者分別相差13.4、11.4、10.4和6.4個百分點，且收入越低，相差越大。③收入低于1萬元的農(nóng)戶明確表示不愿意出錢的占20.0%，但沒有人不愿意出力。表明低收入群體家庭經(jīng)濟困難，即使較小的經(jīng)濟負擔(dān)他們也深感壓力，因此，需要大力增加這部分群體的收入。④技術(shù)支付意愿與家庭收入相關(guān)。表明收入越高的戶主，一般已經(jīng)認識到技術(shù)對生產(chǎn)發(fā)展的作用越強，因而其投入意愿也越高。

3農(nóng)民投入意愿的影響因素分析——基于農(nóng)民個體和家庭特征視角

3.1影響新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民投入意愿的因素選擇與變量說明文獻顯示，受教育程度和是否接受過培訓(xùn)是影響農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)認知的重要因素[2]，收入水平、打工和受教育程度等影響農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的認知與投入意愿[3]。而教育與收入角度會對新農(nóng)村建設(shè)產(chǎn)生影響[4]。此外，農(nóng)民的性別、年齡、文化程度、收入層次、不同職業(yè)、不同角色和不同地區(qū)等方面會影響農(nóng)民的認知與意愿，及可能對新農(nóng)村建設(shè)的影響[5]。因此，筆者選擇農(nóng)民的性別、年齡、家庭人數(shù)、受教育程度、家庭收入水平、收入增長情況、是否有人在外工作、生活滿意度、對村干部滿意情況、參加村里集體活動、參加合作組織和參加教育培訓(xùn)等12個因素作為自變量進入模型。同時，考慮到農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)影響的具體表現(xiàn)行為主要是農(nóng)民是否愿意為新農(nóng)村建設(shè)出力、出資和為相關(guān)新技術(shù)支付一定的費用。因此，筆者將農(nóng)民的出錢意愿、出力意愿和技術(shù)支付意愿設(shè)為因變量。

模型中數(shù)據(jù)來源于對普查村調(diào)查的542份有效問卷，模型各選擇變量、賦值內(nèi)容與具體描述具體見表6。

3.2基于Logistic模型的新農(nóng)村建設(shè)影響因素分析

3.2.1模型選擇。 對新農(nóng)村建設(shè)的出錢出力意愿、技術(shù)支付意愿是典型的二分類變量，研究其影響因素可選擇Logistic回歸模型，采用極大似然法進行估計。以新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)戶的出錢出力意愿與技術(shù)支付意愿為因變量Y，使用愿意=1，不愿意=0。影響Y取值的m個自變量分別為X1，X2，…，Xm。（見表4～5）在m個自變量作用下的條件概率為P=P（Y=1︱X1，X2，…，Xm），Logistic回歸模型表示為：

具體結(jié)果分析：①是否有人在外地工作、收入增長、參加合作組織情況與參加教育培訓(xùn)情況顯著影響農(nóng)戶新農(nóng)村建設(shè)中的出力意愿，并且均在1%的水平上顯著。②收入增長與參加教育培訓(xùn)情況系數(shù)皆為正，說明收入增長速度越快、參加教育培訓(xùn)的農(nóng)戶越愿意出力進行新農(nóng)村建設(shè)。與未參加教育培訓(xùn)的農(nóng)戶相比，參加教育培訓(xùn)的使logit（P）平均增加1.318個單位，結(jié)合發(fā)生比可知參加教育培訓(xùn)愿意出力的人是未參加教育培訓(xùn)的人的373.5%，上升了273.5%。其主要原因與上文一致。③是否有人在外地工作對出力意愿影響為負。有人在外工作的農(nóng)戶與沒有人在外工作的農(nóng)戶相比使logit（P）平均減少0.590個單位，結(jié)合發(fā)生比可知有人在外工作的農(nóng)戶愿意出力的是沒有人在外工作的農(nóng)戶愿意出力的55.4%，降低了44.6%。這主要是因為：有人在外地工作的農(nóng)戶，其主要勞動力在外，留守家中的主要是婦女、老人和孩子，其家庭中現(xiàn)有勞動力缺乏，因而出工意愿較弱。④參加合作組織對出力意愿影響為負。參加合作組織的人與未參加的人相比使logit（P）平均減少0.842個單位，結(jié)合發(fā)生比可知參加合作組織愿意出力的人是未參加合作組織的43.1%，降低了65.4%。這與上文不愿意出錢的原因一致，同時，這部分人可能還存在較為嚴重的攀比心理，有“別人都在外賺錢，我為什么要去出力”的想法，生怕自己吃虧。⑤性別X1、年齡X2、家庭人數(shù)X3、受教育程度X4、生活滿意度X5、家庭收入X6、是否參加村集體活動X9、對干部的滿意度X10這8個變量均不顯著。

3.2.2.3模型三：對技術(shù)支付意愿的影響與分析?；貧w計算，最后一步模型的似然比卡方值為92.459，其對應(yīng)的顯著性水平均為0.000，模型方程顯著。模型的擬合優(yōu)度檢驗效果不是很理想，但不影響研究各顯著因素對因變量的影響。模型的錯判矩陣顯示，模型總的預(yù)測正確率達到68.1%，效果較好。模型三的相關(guān)檢驗結(jié)果如表9顯示。

4 簡要結(jié)論與建議

投入意愿的相關(guān)描述分析表明，性別、年齡、受教育程度、家庭收入、從業(yè)產(chǎn)業(yè)和不同類型村的農(nóng)民，其對新農(nóng)村建設(shè)的出力、出錢和對新技術(shù)支付一定費用的意愿有一定的差異。模型結(jié)果分析說明：新農(nóng)村建設(shè)中，農(nóng)民的家庭收入增長、參加培訓(xùn)、家中有人在外工作、農(nóng)民對自身生活的滿意度，以及對村干部的滿意度等，直接影響其對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿。此外，戶主的性別X1、年齡X2、家庭人數(shù)X3、受教育程度X4、家庭收入X6和是否參加村集體活動X9這幾個變量均不顯著，可以認為它們對是否愿意為新農(nóng)村建設(shè)出錢、出力和為新技術(shù)支付一定的費用沒有顯著影響，但沒有顯著影響不等于沒有影響，只是在該樣本范圍內(nèi)沒有達到顯著水平。因此，發(fā)展生產(chǎn)、增加農(nóng)民收入、培訓(xùn)新型農(nóng)民、促進勞動力轉(zhuǎn)移和搞好基層民主建設(shè)等，不僅有利于提高農(nóng)民生活滿意度以及對基層干部的滿意度，同時，能夠增強農(nóng)民對新農(nóng)村建設(shè)的投入意愿，從而更為有效地推進社會主義新農(nóng)村建設(shè)。同時，針對參加合作組織的農(nóng)民，需要有針對性地做些宣傳和發(fā)動工作，增強他們的主體意識，提高他們對新農(nóng)村建設(shè)的出錢出力意愿。

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