楊調(diào)調(diào) 邵月花 談存峰

（甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)財經(jīng)學(xué)院 甘肅蘭州 730070）

村莊基礎(chǔ)設(shè)施是促進農(nóng)村經(jīng)濟社會持續(xù)健康發(fā)展的重要支撐，是全面推進鄉(xiāng)村振興的重要基礎(chǔ)［1］。Paul R［2］于1943年將基礎(chǔ)設(shè)施定義為社會先行資本，認為基礎(chǔ)設(shè)施是能為其他產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造投資機會，提高其獲利能力的電力、運輸、通訊等基礎(chǔ)構(gòu)造與設(shè)施?！笆濉币詠?，我國不斷加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的投入，中央一號文件也提出加大農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，搞好農(nóng)村人居環(huán)境整治，補上農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)短板。然而，村莊基礎(chǔ)設(shè)施作為準公共物品，具有非排他性、不可分割性、生產(chǎn)或消費外部性等特征，存在管護主體缺位、農(nóng)民管護意識淡薄、管理經(jīng)費難以落實等問題，在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、公益設(shè)施建成投入使用后，還存在無人管理維護現(xiàn)象［3］，導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施損毀嚴重，使用周期大大縮短，出現(xiàn)“公地悲劇”［4］的后果。

村莊公共基礎(chǔ)設(shè)施的有效管護對實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興具有重要意義［5］。目前，村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護主要是由政府推動，農(nóng)戶在管護過程中參與積極性不高。為了有效解決村莊公共基礎(chǔ)設(shè)施“有人用，無人管”問題，2019年，國家發(fā)展改革委、財政部印發(fā)了《關(guān)于深化農(nóng)村公共基礎(chǔ)設(shè)施管護體制改革的指導(dǎo)意見》，對村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護的原則、主體等進行明確規(guī)定［1］。農(nóng)戶作為基礎(chǔ)設(shè)施的直接受益主體，積極參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護不僅可以增加農(nóng)戶間的信任，而且還可以減少信息不對稱造成的低效率現(xiàn)象，確保決策的科學(xué)性，提高管理效率。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村公共事務(wù)農(nóng)戶參與受收入水平、經(jīng)營規(guī)模等因素影響，也涉及村域組織和整合問題?；谏鐣Y本視角，實證分析農(nóng)戶參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護意愿的影響因素，以期為引導(dǎo)農(nóng)戶投身村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護，調(diào)動農(nóng)戶參與積極性，發(fā)揮農(nóng)戶的主體作用提供科學(xué)合理的理論依據(jù)。

1 模型設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究假設(shè)

“社會資本”最早由Lyda J.Hanifan［6］提出，用以解釋社會交往對教育和社群社會的重要性。社會資本不但是解決集體行動困境的一條捷徑，而且是民主得以運轉(zhuǎn)的關(guān)鍵因素［7］。甘肅省農(nóng)村地區(qū)有豐富的社會資本存量，而高社會資本能夠促進農(nóng)村集體行動一致性，從而對基礎(chǔ)設(shè)施管護產(chǎn)生正向影響［8］。程民選［9］認為社會資本能夠增強組織內(nèi)部成員間的信任，有利于集體行動。蔡榮［10］表明社會資本存量對村民參與鄉(xiāng)村公共產(chǎn)品供給具有較強的積極作用。社會資本也可以通過社會信任、共同規(guī)范、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等要素緩解鄉(xiāng)村治理中的沖突［11］。劉彬彬等［12］發(fā)現(xiàn)，社會資本因素中，社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與是影響農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的重要因素。楊柳等［13］認為社會信任和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)實現(xiàn)了微觀農(nóng)戶個體和宏觀集體行動的聯(lián)合。農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)和參與程度等社會資本特征對小農(nóng)水供給與管理有積極作用［14］。

綜合已有研究，將村莊社會資本分為組織信任、一般信任、互惠參與、公共意識、政治意識、村莊凝聚力6個維度?；鶎宇I(lǐng)導(dǎo)干部在村莊發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用，其領(lǐng)導(dǎo)才能在很大程度上決定所在村莊的經(jīng)濟、社會發(fā)展狀況［15］，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對村干部的信任程度在某種程度上決定了村干部在做出某項決定時村民的響應(yīng)程度；公共事務(wù)參與意愿是個體在外界環(huán)境影響下所做的心理活動反映；集體凝聚力和向心力可為個體提供情感支持與心理安慰。當農(nóng)戶感受到強烈的情感支持時，農(nóng)戶與村組織之間存在積極的情感承諾［16］。情感承諾越高，個體對村組織的歸屬感和組織認同感越強，個體關(guān)心組織或集體利益的責(zé)任心就越強，產(chǎn)生積極態(tài)度或行為的可能性就越大。同時，村民之間守望相助是傳統(tǒng)農(nóng)村社會特點之一，良性的互惠互助有助于增強村民間良好的情感與信息交流，增強村莊凝聚力和向心力，提升村民集體行動的動力水平。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶對同村村民信任程度、對村莊未來發(fā)展的期望值越高，鄉(xiāng)土情懷越濃厚，參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護的意愿越強。因此，提出以下研究假設(shè)。假設(shè)1：組織信任對基礎(chǔ)設(shè)施管護農(nóng)戶參與意愿有正向影響。農(nóng)戶對村委會、村干部的信任程度越高，農(nóng)戶參與意愿越強。假設(shè)2：一般信任對基礎(chǔ)設(shè)施管護中農(nóng)戶參與意愿有正向影響。農(nóng)戶對同村村民的信任程度越高，農(nóng)戶參與意愿越強。假設(shè)3：互惠參與、公共意識、政治意識對基礎(chǔ)設(shè)施管護中農(nóng)戶參與意愿有正向影響。假設(shè)4：村莊凝聚力對村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護中農(nóng)戶參與意愿有正向影響。

根據(jù)已有研究和分析，對影響農(nóng)戶參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護的影響因素定義如表1所示。

1.2 模型設(shè)計

由于傳統(tǒng)的線性回歸模型存在一定的局限，Logistic回歸分析專門用于被解釋變量為分類變量，自變量為連續(xù)變量或分類變量的回歸問題［17］，故選擇有序Logistic模型。設(shè)置因變量為五級有序分類變量，經(jīng)變換所得模型如式（1）。

表1 相關(guān)變量及含義

式（1）中，y表示村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護中農(nóng)戶的參與意愿，用（j=1，2，3，4，5）表示；xi表示組織信任、一般信任、互惠參與、公共意識、政治意識、村莊凝聚力；εj表示截距參數(shù)，βi為回歸系數(shù)；p（y≤j/xj）為因變量y在j值的累計概率。

1.3 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于調(diào)查問卷，該問卷是在公共參與理論、社會資本等理論指導(dǎo)下，參考相關(guān)文獻及專家意見基礎(chǔ)上進行設(shè)計，調(diào)查樣本來自甘肅省14個市州、45個縣區(qū)。發(fā)放問卷368份，回收有效問卷343份，問卷有效率為93.2%。

2 結(jié)果與分析

2.1 樣本特征

如表2顯示，樣本中男性占比60.6%，女性占比39.4%；年齡主要集中在25歲以下、36～55歲；樣本家庭年收入主要集中在2萬～6萬元；受教育程度以初中階段為主，占比為35.5%；受訪農(nóng)戶家中僅有8.5%為村干部或鄉(xiāng)鎮(zhèn)干部，絕大多數(shù)樣本農(nóng)戶為普通農(nóng)戶、非村鎮(zhèn)干部家庭，家庭人口主要為4人及以上。由此可見，受訪農(nóng)戶普遍受教育水平不高，家庭年收入主要集中于20000～60 000元，整體收入水平較低。

2.2 實證分析

2.2.1 檢驗分析

為避免變量間存在多重共線性，對變量進行多重共線性檢驗。采用方差膨脹因子（VIF）和條件指數(shù)（CI）衡量自變量間的共線性。一般來說，當VIF＞10時，認為變量之間存在較嚴重的多重共線性；當CI為10～30，為弱共線，為30～100，為中等共線，大于100則為嚴重共線［18］，經(jīng)逐一檢驗，VIF和CI均滿足條件，解釋變量間不存在多重共線性，不需要剔除或整合。本文僅呈現(xiàn)以村莊凝聚力為因變量的多重共線性檢驗輸出結(jié)果（表3）。

表2 樣本農(nóng)戶個人基本特征統(tǒng)計

表3 以村莊凝聚力為因變量的多重共線性檢驗

考慮到平行線檢驗是進行有序Logistic回歸的前提，有必要進行平行線檢驗。根據(jù)輸出結(jié)果（表4），模型p值大于0.05，不拒絕原假設(shè)，可以使用多元有序Logistic回歸模型。

似然比檢驗結(jié)果可以反映模型是否符合統(tǒng)計學(xué)意義。根據(jù)輸出結(jié)果（表5），模型全局性檢驗結(jié)果sig.＜0.05，說明至少有一個變量系數(shù)不為0，拒絕原假設(shè)，模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。

表4 平行線檢驗

表5 似然比檢驗結(jié)果

2.2.2 參數(shù)估計與結(jié)果分析

運用SPSS25.0軟件對農(nóng)戶參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護意愿影響因素進行多元有序Logistic回歸，模型運行結(jié)果如表6所示。

由表6得知，一般信任、互惠參與對農(nóng)戶參與意愿影響極顯著，組織信任、村莊凝聚力對農(nóng)戶參與意愿影響顯著。公共意識和政治意識對農(nóng)戶參與意愿的影響不顯著。

表6 多元有序Logistic模型估計結(jié)果

公共意識X4對農(nóng)戶參與意愿的影響因素不顯著，與預(yù)期結(jié)果不一致，這可能是由于本研究公共意識問題設(shè)計有偏差，數(shù)據(jù)會存在“失真”現(xiàn)象。

政治意識X5未通過顯著性檢驗，可能原因是政治意識體現(xiàn)的是農(nóng)戶參與村干部選舉、對村委會工作的監(jiān)督、村內(nèi)事務(wù)的表決等，從側(cè)面反映了農(nóng)戶對自身利益的關(guān)切程度，對村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護中農(nóng)戶的參與意愿并無直接影響。

組織信任X1通過了5%顯著性水平檢驗，系數(shù)為正，說明農(nóng)戶對村委會、村干部的信任程度越高，參與基礎(chǔ)設(shè)施管護的意愿就越強。這與預(yù)期一致，農(nóng)戶對村委會、村干部的信任會促使農(nóng)戶更加自覺地參與到基礎(chǔ)設(shè)施管護中。

一般信任X2通過了1%顯著性檢驗，說明農(nóng)戶對同村村民的信任程度越高，參與意愿越強。這與預(yù)期一致，說明村莊內(nèi)部穩(wěn)定性好，可為基礎(chǔ)設(shè)施管護提供良好的內(nèi)部環(huán)境。

互惠參與X3通過了1%顯著性檢驗，與預(yù)期一致。說明樣本村莊互惠參與整體程度高，農(nóng)戶間互惠互助情況較好。

村莊凝聚力X6通過了5%顯著性水平檢驗，系數(shù)為正，說明村莊凝聚力越高，農(nóng)戶參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護的意愿越強。這與預(yù)期結(jié)果一致，村莊凝聚力反映了農(nóng)戶對村莊的熱愛、留戀程度，體現(xiàn)了村莊內(nèi)在向心力，其強弱顯著影響村民參與公共事務(wù)積極性與村莊集體行動力。

3 結(jié)論與啟示

基于社會資本視角，利用甘肅省樣本農(nóng)戶數(shù)據(jù)，綜合考慮研究內(nèi)容特點及因變量類型，建立有序Logistic回歸模型，實證分析了農(nóng)戶參與村莊基礎(chǔ)設(shè)施管護意愿影響因素。結(jié)果顯示，組織信任、一般信任、互惠參與、村莊凝聚力顯著正向影響農(nóng)戶參與意愿，而公共意識、政治意識對農(nóng)戶參與意愿的影響不顯著。因此，提出幾點建議。一是加大宣傳培訓(xùn)力度，提高農(nóng)戶參與意識。二是加強村兩委隊伍建設(shè)，提高村莊集體組織號召力。村莊集體行動能力很大程度上受制于集體組織號召力，而村莊組織號召力很大程度上由村兩委領(lǐng)導(dǎo)力和威信決定。三是挖據(jù)培育良性村莊社會資本，增強村莊凝聚力、提升互惠合作水平。村莊凝聚力的提升有助于增強村民主體意識和責(zé)任感，拓展信任范圍和深度，促進互惠合作，提升村民村莊公共事務(wù)參與意愿。四是推進村民自治與公共事務(wù)治理規(guī)范化，提高公眾參與意愿。提升村民自治和公共事務(wù)治理規(guī)范化程度可有效保障農(nóng)戶在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)管理活動中的知情權(quán)、管理權(quán)和參與權(quán)，規(guī)范建設(shè)者、管理者、使用者行為，為農(nóng)戶參與基礎(chǔ)設(shè)施管護提供有效的組織保障。