基于因子分析的农村公共品需求满意度研究

李 伟，燕星池，华凡凡

（1．西安财经学院a．资源环境与区域经济研究中心；b．经济学院；c．研究生部，陕西 西安710100；2．中国人民银行西安分行 营业管理部，陕西 西安710002）

一、引 言

加强农村公共品供给，对于促进农村生产发展、社会进步，弥合城乡差距，同步推进工业化、城镇化和农业现代化，实现城乡一体化具有重要作用①本文所指农村公共品不在农村纯公共品和准公共品上作概念区分，所有农村纯公共品和准公共品统称农村公共品。。2004年以来，中央一号文件已连续10年聚焦“三农”问题，政府用于化解“三农”问题的投入也逐年增加，客观上提高了农村公共品的供给水平。但是，在农村公共品供给过程中，政府一直处于主体地位，农民处于被动接受地位，导致农村公共品供需失衡［1］。因此，提高农村公共品供给的有效性具有强烈的现实紧迫性。农民是农村公共品的受益对象，农民对农村公共品的满意度是评价农村公共品有效供给的重要依据。根据农民对农村公共品满意度评价的共性特征进行类型划分，揭示农村公共品需求的层次性和需求满意度的形成机理，为政府优化农村公共品供给次序提供路径，对于化解供需矛盾、提高农村公共品供给的有效性无疑具有重要意义。

二、文献回顾

1989年，费耐尔提出费耐尔逻辑模型，并运用偏微分最小二次方求解得出顾客满意度指数（Customer Satisfaction Index，简称CSI），此后CSI被逐渐运用于消费者对商品和服务的评价领域以及对政府的绩效测评考核中。近年来，顾客满意度出现在农村公共品领域，农民是农村公共品的消费者，故也称之为农民满意度。农村公共品满意度的现有研究文献，在研究范式上都是以问卷调查为基础，以描述性统计分析和回归分析为主要方法展开实证研究。就其研究内容而言，侧重于从农户个体特征、满意度评价等方面探寻影响农村公共品需求满意度的因素，鲜有学者以农村公共品满意度评价本身作为研究对象探求其共性特征，以揭示农村公共品需求的层次性。陈俊红等、孔祥智、涂圣伟、何精华等、夏锋等众多研究者运用描述性统计分析从多个侧面考察了影响农村公共品满意度的因素［1－5］；耿金花等利用logit回归模型分析出影响社区满意度的主要因素是社区管理等潜在的外生变量［6］；李燕凌、曾福生建立CSI－probit回归模型分析后指出，影响农民满意度的主要因素是农民教育、医疗可及性和农民收入等［7］；胡华运用多元线性回归模型对医疗卫生等13项农村公共品满意度的影响因素进行了分析［8］。在实证研究中，亦有少数学者采用主成分分析和因子分析方法，但即使采用了这两种方法，更多的是将其作为辅助手段。朱玉春等针对陕西地区的调查数据运用主成分分析法将农民满意度影响因素归为五类，再借助回归模型进行实证分析［9］；丁静静、韩宏华采用因子分析和多元回归的方法，实证研究影响农民对农村公共品满意度的因素［10］；许莉根据江西省的调研数据，在因子分析的基础上，采用ODM排序选择模型，实证研究了农村公共品满意度及其影响因素［11］。搜索现有文献，仅有方凯、王厚俊采用因子分析作为主要方法对农村公共品满意度状况进行评价，但其采用因子分析方法的主要目的在于对评价量表的指标权重进行赋权，并没有通过因子分析揭示出农民在公共品需求上的层次性［12］。

基于上述原因，本文拟按照如下思路展开探索性研究：首先，以农民对各种具体公共品的满意度评价为逻辑起点，运用因子分析萃取具有共性特征的农村公共品满意度评价作为公因子，并按因子萃取结果进行类型划分；进而，建立农村公共品满意度评价体系，根据具体公共品满意度总得分系数，探寻各种具体公共品对农村公共品整体满意度的贡献率；然后，借助辅助问项寻求对公因子和得分系数的合理经济解释，揭示农民对农村公共品需求的层次性和需求满意度的形成机理，为政府优化农村公共品供给次序提供路径；最后，根据因子分析结论，有针对性的提出相应的政策建议。

三、农村公共品需求满意度的因子分析

（一）工具选择

农村公共品是一个整体概念，它由农田水利设施、农村道路设施、农村医疗卫生、农村社会保障等具体公共品构成。概括的调查农民对农村公共品整体的满意度失之于简单，难以客观、真实地反映农民的意愿。通过细化农村公共品进行调查，农民感受比较具体，容易真实表达个人的意愿，但这种分类调查又会带来数据庞杂、信息维度过大的问题，因此需要借助降维工具进行数据处理，概括而又系统的反映农民对农村公共品的满意状况。本文采用因子分析探求农民在农村公共品需求评价上的共性特征，揭示农民对农村公共品需求的层次性和需求满意度的形成机理。

因子分析的目的是分解原始变量，从中归纳出潜在的类别，相关性较强的指标归为一类，不同类间变量的相关性则降低。因子分析的具体步骤如下：

第一，采用KMO检验及Bartlet’s球形检验判断数据是否适合因子分析；

第二，按一定标准确定提取的因子数目；

第三，考察因子的可解释性，并在必要时进行因子旋转，以寻求最佳解释方式；

第四，如有必要，计算出因子得分等中间指标供进一步分析使用。

因子分析过程是将多个变量表示为较少的因子。设有n个原始变量，表示为x1，x2，∧，xn，根据因子分析的要求，假设n个变量可以由k个因子F1，F2，∧，Fk表示为线性组合，即：

式（1）即为因子分析的数学模型，用矩阵形式表示为X＝AF＋ε。其中X为可观测的n维变量向量，F称为因子向量，也称为公共因子，矩阵A为因子负荷矩阵，aij为因子载荷，ε称为特殊因子，表示原始变量中不能由因子解释的部分。

（二）数据来源及变量设定

本文所用数据资料是根据2013年7－9月间对陕西省农村进行实地访问和问卷调查整理而得。根据研究需要，本次调查从陕南、陕北、关中地区各抽取10个县，共30个县，每个县随机抽取1～2个乡镇（不含城关镇），每个乡镇随机抽取1～2个村，一共获取了70个样本村，以村为单位组织调查员进行调研。每村10份问卷，共发放700份，剔除无效问卷，共收回有效问卷633份，有效收回率90．43%。问卷调查对象均为18岁以上的成年人，他们均具有较为成熟的心智。数据收集完后，对数据进行了多次独立样本t检验，均显示各区域间在问项得分上差异不显著，可以把全省数据进行汇总分析。

问卷调查了农田水利基础设施（X1）、农村道路基础设施（X2）、农村文化娱乐基础设施（X3）、农业市场与信息服务（X4）、农业技术推广与培训（X5）、农村电力建设（X6）、农村自来水供给（X7）、农村义务教育（X8）、农村医疗卫生（X9）、农村社会保障（X10）、农村民主决策（X11）、农村社会治安（X12）等12种公共品，调查方式为李克特五级量表，评价指标分为非常满意、满意、基本满意、不满意、很不满意。为了便于数据分析，对调研数据进行了简化处理，将农户对农村公共品满意度评价指标中的“非常满意”、“满意”合并为一类，定义为“满意”，将“不满意”和“很不满意”合并为“不满意”。各种农村公共品（Xi，i＝1，2，…，12）变量赋值分别为：1＝不满意，2＝基本满意，3＝满意。在制订调查问卷时，除了包括上述12种具体公共品满意度的问项外，还针对每一具体公共品设计了一系列辅助问项，以便寻求影响农村公共品满意度的具体原因。

（三）因子分析

由于调查采用自行设计的量表形式进行，首先需要对量表的品质进行检验，以保证数据分析的可靠性和有效性。借助SPSS17．0软件对数据进行信度检验，被测问卷的Cronbach＇sα系数为0．846，说明数据具有较高的可靠性。输出的系数矩阵说明，各种具体农村公共品满意度之间有一定的相关性。元变量（即各具体农村公共品满意度）的KMO检验结果为0．716，Bartett’s球形检验显示变量间的相伴概率为0．000，可知数据适合做因子分析。

表1 农村公共品满意度因子分析结果表

运用主成分方法进行因子萃取，共提取特征值大于1的公因子4个（分别表示为F1、F2、F3、F4）。从表1可以看出，变量共同度均大于0．75，4个公因子解释的总方差为90．7%，说明提取的公因子能够较好地反映元变量的大部分信息，因此因子分析的结果是有效的。为了使公因子的命名和解释更加清晰，对因子模型进行具有Kaiser标准化的正交旋转，使公因子的负荷系数更接近1或者0。旋转在5次迭代后收敛，公因子对元变量的载荷均在0．85以上，显示出良好的区别效度和聚合效度（旋转成分矩阵如表2所示）。

表1、表2显示，F1对变量X8、X9、X10、X12有较大负荷，反映了农民对农村义务教育、农村医疗卫生、农村社会保障和农村社会治安的评价情况，代表的是农村“软性”基本公共服务因子①本文把这些无形的生活性农村基本公共品界定为“软性”基本公共服务，下文“硬性”基本公共服务代指那些有形的生活性农村基本公共品。；F2对变量X2、X6、X7有较大负荷，反映了农民对农村道路设施、农村电力建设和农村自来水供给的评价情况，代表的是农村“硬性”基本公共服务因子；F3对变量X1、X4、X5有较大负荷，反映了农民对农田水利设施、农业市场与信息服务、农业技术推广与培训的评价情况，代表的是农业生产服务因子；F4对变量X3、X11有较大负荷，反映了农民对农村文化娱乐基础设施和农村民主决策的评价情况，代表的是农村高层次公共服务因子。

表2 旋转成分矩阵表

提取方法：主成分分析法。旋转法：具有Kaiser标准化的正交旋转法。旋转在5次迭代后收敛。旋转成分矩阵中各公因子载荷系数绝对值小于0．5的值略去。

按照降维后农村公共品满意度新的维度划分，我们可构造农村公共品满意度三级评价指标体系。一级体系即农村公共品整体满意度，记为F，二级体系指上述四个公因子F1、F2、F3、F4所代表的农村公共品满意度，三级体系指元变量（即农田水利基础设施、农村电力建设、农村义务教育、农村社会治安等各种具体农村公共品）所代表的满意度。一级指标满意度得分在二级指标的基础上得出，同理二级指标在三级指标的基础上得出，三级指标根据调查结果由元变量经标准化转换而成。与元变量Xi相对应，元变量经标准化转换后分别记为STDXi（i＝1，2，…，12）。要正确评价一、二级指标，关键在于确定各指标变量的权重。本文指标权重由主成分分析法自动赋权的功能取得，二级指标对一级指标的权重由各公因子方差贡献率的加权平均给出，记公共因子Fi对应的方差贡献率为Vj（j＝1，2，3，4），三级指标对二级指标的权重即为各元变量因子得分系数（见表3），记为βij（i＝1，2，…，12，j＝1，2，3，4）。则有：

表3 成分得分系数矩阵表

根据表1和表3给定的Vj和βij，按式（4）测算STDXi的系数，即为各元变量的因子总得分系数（见表3右边第二列）。按各元变量因子总得分系数的大小进行排序，显示各具体农村公共品对整体满意度贡献率的大小（见表3右边第一列）。将测算的因子总得分系数代入式（4），可得：

（四）因子分析结果的经济解释

1．公因子的经济解释。如表1所示，12种具体农村公共品满意度最终在4个公因子中得到反映，显示农民在农村公共品满意度评价上具有明显的聚合特征。其中农村“软性”基本公共服务因子的解释方差为34．2%，显示农民对“软性”基本公共服务具有明显偏好。“硬性”基本公共服务因子的解释方差为23．5%，与“软性”基本公共服务累积解释总方差为57．7%，代表农村公共品整体需求满意度57．7%的部分由农村生活性基本公共服务满意度进行解释，显示出相对于生产性和高层次公共服务，农民更偏好于生活性基本公共服务。生活性和生产性基本公共服务涵盖“软性”基本公共服务因子、“硬性”基本公共服务因子和农业生产服务因子，三者累积解释总方差为79．0%，显示出相对于高层次公共服务需求，农民对满足基本生存权和发展权的公共品具有明显的偏好。这也说明，中国农村地区经济社会发展水平仍然较低，农村公共品供给应优先满足农民的基本生存权和发展权。当然，高层次公共服务因子独立作为一个因子被抽取出来，虽然其解释方差仅为11．7%，但也说明，随着农村经济社会的发展，农民对文化娱乐、农村公共管理和决策等较高层次的公共品有了明确的需求，政府在农村公共品供给中必须加以考虑，防止因对“需求的无知”而在公共品供给中错配导致农民公共品需求满意度的下降。

2．因子总得分系数的经济解释。因子总得分系数反映各元变量对整体满意度贡献率的大小。如方程（5）所示，各个元变量因子总得分系数大小不同，表明各种具体农村公共品对整体满意度的贡献率存在高低之分（见表3右边第一列）。下文结合问卷中辅助问项的调查情况，就每一公因子所涵盖元变量的因子总得分系数及其对整体满意度贡献率的高低作进一步的经济解释，以揭示农村公共品需求满意度的形成机理。

第一，农村“软性”基本公共服务因子F1涵盖了农村社会保障、农村医疗卫生、农村义务教育和农村社会治安四种具体公共品。其中，农村社会治安的因子总得分系数为0．08，在12种具体公共品中排第4位，反映了农民对基本生活安全的偏好。问卷显示，18岁以上的成年男性调查对象中，65%以上长期或间歇性在外务工，成年女性调查对象45%以上长期或间歇性在外务工，因此长期在村中生活的主要是留守的妇孺老人。这一方面凸现了农村社会治安的重要性，另一方面也显示了危害农村社会治安的主要潜在主体因追逐经济利益离开了农村，农村社会治安也因此受益。在此背景下，农民对农村社会治安评价较高也就不足为奇了。

农村社会保障和农村医疗卫生的因子总得分系数在12种具体公共品中分列第6位和第7位。从位次看，农民对农村社会保障、农村医疗卫生持基本认可态度。这主要是由于近几年新型农村养老保险（以下简称“新农保”）、新型农村合作医疗（以下简称“新农合”）及乡村标准化卫生院（所）建设等惠民政策的推行，使农民真正受益，提高了农民对农村社会保障、农村医疗卫生的评价水平。但是辅助问项的数据显示，农民对于这两项公共品供给仍存在诸多不满。75%以上的农民认为新农保的保障水平较低，特别是外出务工的农民，认为新农保保障水平低的人达到90%以上；80%的人认为新农保政策与其他社会保障之间没有合理的承转衔接制度，从而影响其满意度评价；虽然对新农合选择满意和基本满意的农民达到65%，但仍有55%以上的农民认为新农合的保障水平低、保障范围窄，特别地，85%的外出务工农民认为在务工地无法享受新农合；有65%的农民认为乡村卫生院（所）虽然距离较近，但是医疗水平偏低。这些事实说明，农民虽然对新农保、新农合短期内取得的改革突破表示肯定，但与其真实需求仍有相当大的距离。

农村义务教育满意度总得分系数在12种具体公共品中较低，列第10位。从调查情况看，主要由于以下原因造成：一是65%以上的农民认为，农村中小学师资水平和教学设备与城市相比差距较大；二是将近30%的农民认为农村中小学撤并使孩子上学更加不方便了；三是携子女在务工城镇就读的农民工对农村义务教育选择不满意的高达68%，当然，除了农村义务教育水平较低的客观原因外，其子女在务工城市难以获得与当地孩子同等的受教育权也降低了他们对农村义务教育的评价。

第二，农村“硬性”基本公共服务因子F2涵盖了农村电力建设、农村道路基础设施和农村自来水供给三种具体公共品。这三种公共品因子总得分系数在排序中分列前三位，表明它们与其他具体农村公共品相比，对整体满意度具有更高的贡献率。这主要是由于政府自身对农村“硬性”基本公共服务供给具有较强的偏好，尤其是“十一五”以来，政府加大对农村基础设施投资。除特别偏远的落后地区外，陕西省农村道路和电力基本实现“村村通”目标，农村自来水入户率亦达到82%，都能基本满足农民的生活生产需求，因此也就赢得农民较高的评价。

第三，农业生产服务因子F3涵盖了农田水利基础设施、农业市场信息与服务、农业技术推广与培训三种具体公共品。其中，农田水利基础设施因子总得分系数在12种具体公共品中列第11位，反映了农民对农田水利基础设施评价较低。无疑，多年来国家对农田水利基础设施投入不足是导致农民满意度下降的重要原因。但调查显示，农村土地产权属性、农村土地经营制度才是影响农田水利基础设施满意度的关键因素，而农田水利基础设施投资决策机制和农民收入渠道多元化则为其次生原因。问卷中，仅有不到45%的农民认为自己家庭收入的主要来源靠农业经营，有80%的农户认为家庭经营的土地收入低。在常年外出务工的调查对象中，90%以上的人认为继续保有土地主要是为以后返乡时能维持生计。在外出务工和在家务农二者兼顾的调查对象中，85%以上的农户认为耕种土地主要是为满足家人的基本口粮需要。在愿意从事农业经营的农户中，90%的农户认为家庭经营的土地规模太小，而在对从其他农户手中转租土地的农户进行调查时，80%以上没有转租合同，有合同的农户担心合同关系不稳定的占75%。这些情形都与农村土地产权制度和经营制度直接相关，使得现有农村土地的经营者不愿意进行农业基础设施投资，涉及农业基础设施投资的“一事一议”决策机制难以有效运转，使政府已经建成的设施无法有效利用，现实中，政府投资的农田水利设施至农户土地的“最后一公里”问题广泛存在就是这一现象的真实写照。因此，农田水利设施整体投资不足和利用效率较低的综合作用，导致农民对农田水利基础设施满意度下降。

农业技术推广与培训、农业市场信息与服务因子总得分系数在12种具体公共品排序中分列第5位和第8位。从因子总得分系数的分值看，农民对农业技术推广与培训、农业市场信息与服务的评价仍不高，与政府积极推进现代农业发展的背景不相符。但是，相对于同处于农业生产服务因子的农田水利基础设施，位次有了较大提高。就位次提高的原因来说，主要是政府在推进农业现代化的进程中，加大了农业技术推广与培训、农业市场信息与服务的投入力度，使农民从中受益。问卷显示，在调查对象中有超过50%的人接受过农业技术培训，有69%以上的人认为自己曾通过政府发布的农业市场信息获益。

第四，农村高层次公共服务因子F4包括农村文化娱乐基础设施和农村民主决策两种具体公共品。高层次公共服务因子独立作为一个因子被抽取出来，说明农民在基本生存和发展需求之上有了更高层次的需求。但是，农村文化娱乐基础设施和农村民主决策满意度因子总得分系数分列12种具体公共品的最后1位和第9位，反映了农民对文化娱乐基础设施和民主决策评价较低。为满足农民在民主管理和民主决策上的需求，政府多年来推行了村民自治、基层民主选举、一事一议等多项民主管理和民主决策制度改革，取得了一定的成效，但不足之处也较多。问卷中，有近30%的调查对象认为在选举中存在直接利益输送，有过半数的调查对象认为不能确认所选举的干部能否真正为村民利益服务，有76%以上的调查对象认为“一事一议”决策机制效率较低。特别地，常年在外务工的农民中，放弃选举和缺席村民“一事一议”活动的比例高达70%以上，认为村中民主管理和决策与自己关系不大的人也高达42%。这些都使得农村民主管理和民主决策机制不畅，降低农民对民主管理与决策的满意度。政府在农村文化娱乐基础设施方面的投资存在较大的缺口，农村文化娱乐服务处于农村公共品供给的薄弱环节，这是农民满意度不高的主要原因。调查问卷显示，75%以上的农民认为农村文化娱乐基础设施建设薄弱，80%的被调查对象认为农村的传统文化资源正逐步消失；调查对象为常年在外务工的村民中，88%以上的人认为农村缺少文化娱乐资源；作为陕西农村文化娱乐主要来源渠道的广播电视虽然基本实现了“村村通”，但有线电视覆盖率偏低，被调查对象中安装有线电视的不足40%。

四、结论及政策建议

农村公共品整体满意度由农村“软性”基本公共服务因子、农村“硬性”基本公共服务因子、农业生产服务因子和农村高层次服务因子共同解释。农村“软性”基本公共服务因子解释方差最大，“硬性”基本公共服务因子解释方差次之，反映相对于生产性和高层次公共服务，农民更偏好于生活性基本公共服务。农村“软性”基本公共服务因子、“硬性”基本公共服务因子和农业生产服务因子对整体满意的累积解释方差达到79%，说明农民对满足基本生存权和发展权的公共品具有明显的偏好。最后，高层次公共服务因子独立作为一个因子被抽取出来，表明随着农村经济社会的发展，农民对文化娱乐、民主决策等较高层次的公共品有了明确的需求。

就具体农村公共品来说，其对整体满意度贡献率的高低有着深刻的社会经济原因。首先，由于政府自身对农村电力建设、农村道路基础设施和农村自来水供给等“硬性”基本公共服务供给具有较强的偏好，“硬性”基本公共服务能基本满足农民的生活生产需求，赢得农民较高的评价。其次，农民对“软性”基本公共服务所涵盖的农村具体公共品态度较为复杂：对农村社会保障、医疗卫生短期内取得的改革突破表示肯定，但与其真实需求仍有相当大的距离，故其因子总得分系数在次序上靠前，但与总得分系数较高的农村电力建设等“硬性”基本公共服务相比，仍有较大差距；农村义务教育满意度较低，主要原因在于城乡义务教育非均衡发展。当然，农村劳动力向城市转移对农村社会保障、农村医疗卫生、农村义务教育等“软性”公共品提出新的需求，而相应的供给若不能实现，也会降低农民的满意度。第三，政府农田水利基础设施投入不足是导致农民满意度较低的重要原因，但农村土地产权属性、农村土地经营制度才是影响农田水利基础设施满意度的关键原因，而农田水利基础设施投资决策机制和农民收入渠道多元化则为其次生原因。最后，政府对农村文化娱乐基础设施和农村民主决策等公共品供给不足，使农民对其评价偏低。

针对以上研究结论，政府要跟踪农民对农村公共品的实际需求，根据负担能力原则提供农民真正需要的公共品，以提高农村公共品需求满意度。首先，要加大对农村社会保障、医疗卫生和义务教育等“软性”基本公共服务的投入，同时要适应工业化、城镇化和农业现代化同步推进背景下农村劳动力转移的需要，打破基本公共服务“身份”依附的城乡藩篱，逐步实现城乡基本公共服务一体化。其次，要明确农村土地产权属性，建立农村土地流转机制，改革农村土地经营制度，在此基础上加大政府对农业的投入，引导和激励农业产权主体和经营主体在农业基础设施、农业科技进步和农业信息化等方面加大投入，发挥政府与市场的合力作用，推动农业用地集约化经营和现代农业发展。第三，要适应农民随着经济社会发展对高层次公共服务的需求，在小城镇建设和新农村建设中，加大文化建设投入力度，优化农村基层民主管理，建设宜居乡村、人文乡村、和谐乡村。

［1］ 曾莉．政府供给农村公共物品及其行为选择［J］．农村经济，2008（3）．

［2］ 陈俊红，吴敬学，周连弟．北京市新农村建设与公共品投资需求分析［J］．农业经济问题，2006（7）．

［3］ 孔祥智，涂圣伟．新农村建设中农户对公共物品的需求偏好及影响因素研究——以农田水利设施建设为例［J］．农村经济问题，2006（10）．

［4］ 何精华，等．农村公共服务满意度及其差距的实证分析——以长江三角洲为案例［J］．中国行政管理，2006（5）．

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［6］ 耿金花，高齐圣，张嗣瀛．基于层次分析法和因子分析的社区满意度评价体系［J］．系统管理学报，2006（5）．

［7］ 李燕凌，曾福生．农村公共品供给农民满意度及其影响因素分析［J］．数量经济技术经济研究，2008（8）．

［8］ 胡华．农村公共品满意度研究［J］．湖南工业大学学报：社会科学版，2011（5）．

［9］ 朱玉春，乔文，王芳．农民对农村公共品供给满意度实证分析——基于陕西省32个乡镇的调查数据［J］．农业经济问题，2010（1）．

［10］丁静静，韩宏华．影响农民对农村公共品供给满意度的因子分析——以山东省东营市为例［J］．新疆农垦经济，2012（6）．

［11］许莉．农民对农村公共品供给满意度实证分析——基于江西省农户层面的实地调研［J］．统计与信息论坛，2012（6）．

［12］方凯，王厚俊．基于因子分析的农村公共品农民满意度评价研究——以湖北省农户调查数据为例［J］．农业技术经济，2012（6）．