农户对农村环境的满意度及影响因素研究

赵霞 朱巧楠

摘要：以全国20个省市、112个行政村、1080个农户的调研数据为基础，运用多元有序Logistic模型，对农户对于农村环境的满意度评价状况及其显著性影响因素进行实证研究。结果表明，在全国范围内农户对农村环境的满意度评价偏低，主要受到农户年龄、教育程度、村中是否有定点垃圾站、房前屋后绿化配套状况、村落住房是否合理规划、村中的排水状况、村中的空气质量、村中是否要求进行厕所改造、污染性企业对本村的污染、村中的燃烧秸秆现象、村周边水源的污染等多项因素的影响。最后依据数据分析结果提出了有针对性的政策建议。

关键词：农村环境；农户满意度评价；多元有序Logistic模型

中图分类号： F320/323文献标志码：A文章编号：1005-6378（2014）01-0032-06

一、引言

十六届五中全会首次提出要按照“生产发展、生活宽裕、乡风文明、村容整洁、管理民主”的要求，扎实推进社会主义新农村建设。十八大报告指出“建设生态文明，是关系人民福祉、关乎民族未来的长远大计”，更是首次提出了建设“美丽中国”的方针。2013年中央1号文件也提出了加强农村生态建设、环境保护和综合整治，努力建设美丽乡村的任务。就农村环境而言，实现村容整洁，不仅是展现农村新貌的窗口，也是实现人与环境和谐发展的必然要求。但由于长期受到城乡二元体制的影响，我国农村地区仍然比较落后，村内普遍没有排污系统、垃圾池，在一些地区的农村污水横流、私搭乱建、缺乏规划的现象仍然比较严重。据统计，目前乡镇企业的污染占整个工业污染的比重已由20世纪80年代的11%增加到45%，一些主要污染物的排放量已接近或超过工业企业污染物排放量的一半以上［1］。随着经济的发展，我国农村环境问题的严重性已日益突显出来，这不仅影响着农民的基本生存权利，也成为阻碍农业发展、制约新农村建设的重要因素。为此，十分有必要针对改进农村环境卫生展开相关研究，找出影响农村环境卫生状况的各种因素，从而有针对性地提出改善村容村貌、搞好农村环境卫生的对策，为建设“美丽中国”扫清障碍。

回顾现有文献，针对农村环境卫生的系统研究，外国文献很少涉及且侧重居民生活质量评价指标、生活满意度影响因素等方面［2-4］，虽然涵盖但并没有涉及农村环境满意度评价的具体研究。国内一些学者［5-7］定性总结和概括了在村容村貌整顿过程中遇到的问题和经验教训。而更多的多数学者［8-19］则是通过对某一个试点村、乡、县、市村容村貌整治工作具体实施的探讨研究，总结出符合当地村容村貌整治工作的要求、做法，并指出問题与不足、经验与教训，基本上是从农村环境整治改善对于城乡统筹发展和社会主义新农村建设的促进作用方面的定性研究。还有少数学者［20-25］运用多种统计分析方法对各自样本村、乡的农村人居环境满意度进行分析评价，但只是把村容村貌和农村环境作为影响农村人居环境质量满意度的一个因素。

上述研究成果对本文具有启发意义，但由于从覆盖全国范围的农户需求角度出发，对农村环境满意度评价影响因素的计量分析微乎其微，为此，本文以全国1080份农户对于农村环境满意度评价的数据为基础，采用多元有序Logistic模型来探讨农户对农村环境满意度评价的影响因素，从而找到切实有效的途径与方式，不断改善农村环境卫生条件，提高广大农村居民的人居环境。

二、数据来源与变量设定

（一）数据来源与分布

本研究的数据来源于问卷调查法搜集的一手数据资料，调查数据的获取来源采用的是多级随机抽样方法，首先在全国东、中、西部地区按省份比重随机抽取若干省份，然后在各个省份随机平均抽取若干样本村，最后要求每位调研员在各样本村随机抽取10个农户。行政村调查问卷共发放114份，收回有效问卷112份，有效回收率达98.25%；农户调查问卷共发放1140份，收回有效问卷1080份，有效回收率达94.74%。问卷数据的收集于2012年完成。

本次调查范围涉及全国20个省市，其中包括东部地区的8个省市（分别为北京、福建、河北、江苏、辽宁、山东、天津、浙江），中部地区的8个省（分别为安徽、河南、黑龙江、湖南、吉林、江西、内蒙古、山西）和西部地区的4个省（分别为甘肃、陕西、四川、云南）。多方面因素随机地造成了西部地区的部分样本损失，进而回收后的有效问卷显示出西部地区的样本数偏少的情况，但是东、中、西部的调查省份仍具有一定的代表性，农户样本的地区分布还是比较合理的。

河北大学学报(哲学社会科学版)2014年第1期表1 样本农户地区分布情况

样本省份数样本村数样本农户数地区个数占本地区

省份总数

比重%个数平均每

省个数户数占全部

样本

总数

比重%东部867465.844541中部889496.146643西部440174.316916合计20651125.61080100本次调查随机抽取的样本农户基本情况(表1)，其中包括了受访者的性别、年龄、文化水平、是否村干部和家庭收入。在1080个有效样本中，男性占多数（67.1%），以年龄在31-60岁之间为主，且大部分受访农户具有小学或初中文化水平（66.8%），此外还调查到了7.4%的村干部，其中有55.9%的家庭年纯收入在1万-5万之间。这些农户的基本信息反映了受访农户的家庭概况，同时也显示出随机抽样分布还是比较均匀的。

表1样本农户人口特征

调查指标数量比例受访者性别男72567.1%女35532.9%受访者年龄≤3013212.2%31-4020418.9%41-5040037.1%51-6021319.7%>6013112.1%受访者

文化水平文盲514.7%小学27525.5%初中44641.3%高中21119.5%大专及以上958.8%是否村干部是807.4%否100092.6%家庭年

纯现金收入≤1000013812.8%10001-3000034431.8%30001-5000026024.1%>5000033831.3%（二）变量描述与设定

在本次调研中，把农户对农村环境的满意程度设置为“非常满意”“满意”“一般满意”“不太满意”和“十分不满意”5种，依次赋予5-1分，具体方法(表2)，可以看出虽然农户对农村环境的满意度评价大多居中，但是非常不满意的比例还是高于非常满意的比例，仍有相当一部分农户对于农村环境卫生现状十分不满。

表2农村环境满意度评价标准及结果

农村环境

满意度Y非常

满意满意一般

满意不太

满意十分

不满意评分标准5分4分3分2分1分各项比例4.07%28.89%35.93%23.61%7.50%结合一些学者［26-29］对于农村环境影响因素的研究，本文控制了一些影响农户对农村环境满意度评价的具体变量（表3），赋值并用SPSS18.0统计出各项均值和标准差。从表3中的均值可以看出村中排水状况偏差，村中治理死水、臭水状况稍微偏差，房前屋后绿化配套状况偏差，村中是否存在燃烧秸秆现象偏向“是”，村落住房是否合理规划偏向“否”，村中是否要求进行厕所改造偏向“否”，农户在维护农村环境中负担费用偏低等。正是这些因素的偏差，显著地影响到农户对农村环境的满意度评价，因此，可以确定这些因素是导致农户对农村环境不尽满意的原因。

表3农村环境满意度评价影响因素描述统计

影响因素赋值定义均值标准差村中的排水状况X13=好，2=中，1=差1.810.731村中是否有定点垃圾站X21=是，0=否0.500.500村中治理死水、臭水状况X34=好，3=中，2=差，1=没有2.141.027房前屋后绿化配套状况X43=好，2=中，1=差1.940.710村中空气质量状况X53=好，2=中，1=差2.380.692是否有污染性企业污染本村X63=没有污染，2=一些污染， 1=污染严重2.440.673村中是否存在燃烧秸秆现象X71=是，0=否0.640.479村中是否有负责农村环境的管理人员X81=是，0=否0.500.500村落住房是否有合理规划X91=是，0=否0.430.495村周边水源是否受到污染X103=没有污染，2=一些污染， 1=污染严重2.250.639村中是否要求进行厕所改造X111=是，0=否0.390.489农户在维护农村环境中负担费用X124=高，3=中，2=低，1=没有1.520.806鉴于农户对农村环境的满意度评价的主观性，很可能会左右农户对农村环境的满意度评价结果，为此，本文加入了农户特征变量（表4），与农户的主观评价变量相结合，进行农户对农村环境的满意度评价影响因素的计量模型分析。考虑到本研究的数据变量既有连续型变量，又有有序分类变量，而且后者居多，在这样的数据特点前提下，为了增强模型结果的解释力和说服性，本文采用了多元有序概率模型（Ordered Logistic Model），对影响农户对于农村环境满意度评价的重要因素进行分析，从而得出可信的结论。

表4农户特征变量描述统计

农户特征变量赋值定义均值标准差性别male0=女，1=男0.670.470年龄age1≤30，2=31-40，3=41-50，4=51-60，5>603.011.167文化程度educ0=初中及以下，1=高中及以上0.280.451是否村干部lead0=否，1=是0.070.262是否务农farm0=否，1=是0.630.484健康状况health0=不太好，1=好与一般0.940.2412010年人均收入income实际金额1219814061三、计量模型分析

（一）线性多元回归模型

鉴于农户对农村环境及其影响因素的满意度评价和大部分农户特征变量均为赋值变量，而且各村内农户意见表达趋同，这说明了数据的有效性。考虑到数据的匹配性与相对变动幅度，先对人均收入变量的实际金额取对数，然后带入模型进行回归分析。由于经济现象本身固有的规律，解释变量之间可能存在多重共线性，因此首先应用方差扩大因子法（Variance Inflation Factor, VIF）和相关系数对其多重共线性的存在进行了检验和测算。本文运用SPSS18.0对样本数据进行分析检验，得到的各解释变量VIF统计值均小于2，两两相关系数测算结果也显示出各自变量间较低的相关关系，所以可以认为并不存在多重共线性问题，进而建立如下线性多元回归模型：

Y=α0+α1age+α2educ+α3farm+α4health+α5lead+α6male+α7lnincome+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+β9X9+β10X19+β11X11+β12X12+ε

利用Eviews7.2对该模型进行最小二乘估计OLS，估计结果见表6的模型一，通过观察各变量的T统计量和相应的P值发现：在农户特征变量中，年龄age和文化程度educ这两个变量具有统计显著性，且系数符号均为正，说明年龄越大的农户对农村环境的满意度评价越高，文化程度越高的农户对农村环境的满意度评价也越高；在具体影响农户对农村环境满意度评价的各项因素中，村中的排水状况X1、是否有定点垃圾站X2、房前屋后绿化配套状况X4、空气质量状况X5、是否有污染性企业污染本村X6、是否存在燃烧秸秆现象X7、是否要求厕所改造X11这7个变量具有统计显著性，其中X1、X2、X4、X5、X11系数为正，表明村中的排水状况、定点垃圾站、房前屋后绿化配套状况、空气质量状况、厕所改造要求对农村环境的满意度评价均具有正影响；而X6系数为正、X7系数为负，表明污染性企业对本村的污染、燃烧秸秆现象的存在对农村环境的满意度评价具有负影响。村中治理死水和臭水状况X3、是否有负责农村环境的管理人员X8、农户在维护农村环境中负担费用X12这3个变量不具有统计显著性。村落住房是否有合理规划X9、周边水源是否受到污染X10这两个变量具有较低的统计显著性，且X9、X10系数为正，表明村落住房的合理规划对农村环境的满意度评价具有正向的影响，村周边水源的污染对农村环境的满意度评价具有负向的影响。

在具有统计显著性的变量中，已有的普遍认知是年龄越大的农户受教育程度一般会越低，这样年龄age和文化程度educ这两个变量对于农村环境满意度评价的影响应该是相反的，进而将原模型中不显著的变量去掉，重新进行回归，以便更加准确地观察这些显著性变量对农村环境满意度评价的影响效果。表6的模型二即为去掉不显著变量后重新回归的结果，从各变量的T统计量和相应P值可以看出其显著性均大有提高，但是DW值只有1.50没有落在接受域内，表明模型可能存在自相关问题。

表6OLS估计结果

解释变量模型一模型二估计值T统计量P值估计值T统计量P值AGE0.0649***2.70840.00690.0635***2.85550.0044EDUC0.1828***2.95560.00320.1490**2.56740.0104FARM0.1000*1.68640.0920———HEALTH-0.0522-0.48570.6273———LEAD-0.0783-0.78070.4352———MALE0.03180.58680.5575———LNINCOME0.04661.50350.1330———X10.2423***5.68090.00000.2804***7.29720.0000X20.3184***4.62070.00000.3713***6.84690.0000X30.02970.88900.3742———X40.2519***6.11950.00000.2664***6.58140.0000X50.2022***4.47740.00000.1922***4.27710.0000X60.1382***3.00690.00270.1687***3.93600.0001X7-0.1598***-2.93950.0034-0.1685***-3.17220.0016X80.01250.18350.8544———X90.1039*1.77200.0767———X100.0812*1.81580.0697———X110.2415***4.21270.00000.2595***4.66710.0000X120.02930.88330.3773———C0.04630.13060.89610.6762***4.73860.0000调整后的R2F统计量DW值0.335229.63081.49610.331360.40941.4972注：***、**、*分別表示估计值在1%、5%、10%的显著性水平下显著。

对模型各变量进行一阶差分后，应用广义最小二乘法GLS估计的一阶自回归模型（表 7）结果显示，除了调整的R2和F统计量有增大外，DW值也增加到2.12，表明自相关问题得到了解决。但是年龄age和教育程度educ这两个变量在AR（1）模型中的P值均大于0.1，即在90%的置信水平上可以拒绝变量显著的原假定，说明剔除自相关因素后这两个变量不再显著，表明原模型中年龄age和教育程度educ的显著性是由于各自的序列相关导致的，并不是真的对农户满意度评价具有重要影响，所以这两个变量的估计系数符号体现出对农户评价农村环境满意度的影响相同的情况。

对于农村环境的满意度评价Y关于age、educ、X1、X2、X4、X5、X6、X7、X11重新回归后的模型：

Y=α0+α1age+α2deuc+β1X1+β2X2+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β11X11+ε，做函数形式设定的RESET检验（表 8）和异方差的Harvey检验（表 9），其概率P值都大于0.1，表明在10%的显著性水平上都不能拒绝該函数设定形式和同方差的原假设，也就是说现有模型通过了这一系列的检验，拟合度较好，回归估计结果可信。

表7GLS一阶自回归估计结果

解释变量估计值T统计量P值AGE0.03401.56640.1176EDUC0.07531.33030.1837X10.2633***6.58890.0000X20.4212***6.64490.0000X40.2291***5.36310.0000X50.1783***3.83180.0001X60.1841***3.91800.0001X7-0.1307**-2.22950.0260X110.2495***3.98680.0001C0.8375***5.29510.0000AR(1)0.2676***8.98460.0000调整后的R2F统计量DW值0.374665.57362.1175表8RESET检验结果

F-statistic2.2854Probability0.1309Log likelihood ratio2.3065Probability0.1288表9Harvey检验结果

F-statistic1.3909Probability0.1873Obs*R-squared12.4889Probability0.1871Scaled explained SS14.1500Probability0.1171(一)模型估计

Logistic回归属于概率型非线性回归，该模型结果表示的是某一因素改变一个单位时，效应指标发生与不发生事件的概率之比的对数变化值。Logistic模型方法并不像线性多元回归模型那样要求自变量与因变量之间存在线性关系，也不要求回归后的随机误差项服从正态分布N（0，σ2）。通过多元有序Logistic模型对农户对于农村环境满意度评价变量及其影响因素变量重新回归，并与上文的多元线性回归模型结果进行比较，期望得出更有说服力的结论。

多元有序Logistic模型形式表示如下：

Inp(y苆)1-p(y苆)=αj+∑ki=1βijxij,j=1,2,3,4,5

p(y苆|xj)=exp(aj+∑ki=1βijxij)/［1+exp(αj+∑ki=1βijxij)］

其中y为农户对农村环境的满意度评价，分为5个等级，分别用1、2、3、4、5表示；x为k个影响农户对农村环境满意度评价的自变量；αj为截距参数，βi为回归系数；p(y苆|xj)为因变量y在各级别j下的累积概率。运用Eviews7.2对1080个农户数据进行逐步向后Logistic回归，即先将所有可能对因变量有影响的自变量都引入模型，根据显著性检验结果（表5的模型一），剔除显著水平大于10%的变量，如此反复进行，直到所有变量的显著性水平小于5%为止，得到模型二（表5）。

表5多元有序Logistic回归模型结果

解释变量模型一模型二估计值Z统计量P值估计值Z统计量P值AGE0.1481***2.64170.00820.1473***2.86640.0042EDUC0.3948***2.72890.00640.3199**2.36780.0179FARM0.21631.56750.1170———HEALTH-0.0892-0.36690.7137———LEAD-0.1491-0.64700.5176———MALE0.08040.63820.5234———LNINCOME0.10251.45980.1444———X10.5971***5.86140.00000.6818***7.41760.0000X20.7168***4.45140.00000.8340***6.49080.0000X30.06520.83670.4027———X40.6645***6.68420.00000.6900***7.09100.0000X50.4054***3.86000.00010.3711***3.56300.0004X60.3088***2.89060.00380.3817***3.88110.0001X7-0.4162***-3.25850.0011-0.4243***-3.42920.0006X80.02560.16230.8711———X90.2583*1.92390.0544———X100.17391.63740.1016———X110.5497***4.10730.00000.5960***4.60540.0000X120.06180.8057000.4204———LR统计量461.7274446.9353Log likelihood-1272.466-1279.862(二)模型结果分析

以上两种模型分析方法的估计结果对比(表11)，各变量对于农户对农村环境满意度评价影响的显著性和方向相同，只是系数大小略有差异。

下面对模型结果做出以下几个方面的分析。

1.模型结果表明，在农户特征变量中，年龄和教育程度这两个变量对于农村环境的满意度评价具有显著性影响，且年龄越大的农户对农村环境的满意度评价越好，文化程度越高的农户对农村环境的满意度评价也越好。这可能是因为青年人对生活环境的质量追求更高，对村容面貌的改善期望更加强烈，相对年龄较大的人来说，他们对农村环境的要求标准会高些，不像上了年纪的人在村中居住时间久，或者比较习惯村庄的本来风貌；而受教育水平越高的农户对农村环境满意度越高的原因可能有两个方面：一是文化程度越高的农户会更加清楚国家在“三农”建设中的巨大投入，对于农村环境的宽容度更高；二是农户的文化程度越高，其年平均外出就业或学习时间就越长，而他们在村中呆的时间相对较短，从而导致文化程度较高的农户并不十分在意农村环境的好坏，可能会给出较为满意的评价。

表11两种模型方法对比

解释变量OLS模型二系数估计Logistic模型二系数估计AGE0.0635***0.1473***EDUC0.1490**0.3199**X10.2804***0.6818***X20.3713***0.8340***X40.2664***0.6900***X50.1922***0.3711***X60.1687***0.3817***X7-0.1685***-0.4243***X110.2595***0.5960***C0.6762***—表12文化程度与外出时间均值对照

文化程度文盲小学初中高中大专及以上外出就业/学习

时间（月/年）1.552.152.973.756.342.村中的排水设施状况、绿化状况、空气质量状况对于农户对农村环境的满意度评价具有显著的正向影响。一般而言，排水设施良好和空气质量达标是保证农户日常生活质量的重要方面，房前屋后绿化状况的提升是村容村貌改善的突出标志，地方政府能够为广大农户提供良好的排水设施、较好的绿化状况以及洁净的空气质量，会大大提高农户对农村环境公共服务满意度的评价。

3.村中是否有定点垃圾站对于农户对农村环境满意度评价具有显著的正向影响，定点垃圾站的存在会改变我国一些农村地区村垃圾乱堆、村容村貌环境较差的情况，可见及时、集中处理村庄垃圾对于农户对农村环境满意度评价是十分重要的；村中是否要求进行厕所改造对于农户对农村环境的满意度评价也具有显著的正向影响，农户厕所改造得越多、越好，对村容村貌和环境卫生就越满意，厕所的干净整洁在某种程度上代表着农村居室环境卫生的进步；村落住房是否有合理规划对于农户对农村环境的满意度评价具有正向影响，农户住房的合理排列会使得整个村庄的布局面貌大幅提升，给人整齐有序的好感，农户的满意度也会提高。

4.污染性企业对本村的污染对于农户对农村环境的满意度评价具有显著的负向影响，污染性企业所排出的废气、废水、废渣等污染物对村里的空气、土壤、水等不同程度的污染，不同程度的影响到村民的生活环境，农民对农村环境的满意度评价必然偏低，事实也证明村周边水源的污染确实对于农户对农村环境的满意度评价具有负向影响；村中燃烧秸秆现象的存在对于农户对农村环境的满意度评价也具有显著的负向影响，燃烧秸秆不仅会污染大气，增加空气中烟尘、颗粒物和其他污染物的浓度，对人体健康有害，而且会降低大气能见度，妨碍交通，在较大程度上影响着农村居民的生产和生活环境。

四、结论与建议

本文运用来自20个省市、112个行政村、1080个农户的调研数据，采用多元有序Logistic模型，实证分析了覆盖全国范围的农户对农村环境的满意度评价及其显著性影响因素，从而得出以下三点结论及相应的对策建议。

第一，在全国范围内，农户对农村环境的满意度评价水平偏低，从需求的视角来看，大量的农民对村内的环境卫生条件不太满意。而从供给角度来看，从2007年以来，我国财政用于城乡社区事务①的支出不断增加，截止2011年底，我国用于城乡社区事务的财政支出额为7 620.55亿元，占到财政总支出的6.98%②。结合需求和供给两方面的数据说明，该项支出结构有待于进一步优化，未来应该有针对性地加大城乡社区环境卫生的投入，尤其是要向农村地区倾斜，从农村居民的生产生活实际出发，根据不同地区的村庄条件，尊重村民意愿，有条理、有步骤、有针对性地进行村容村貌、环境卫生改善建设工程，不断提高农村居民的生产生活环境卫生条件。

第二，村中是否有定点垃圾站、房前屋后绿化配套状况、村落住房规划是否合理这3项观感类因素，对于农户对农村环境的满意度评价具有正向影响。未来，政府改善村容村貌、环境卫生的整治工程建设要进一步突出重点，大力开展垃圾治理工作，建立垃圾收集、运送、处理系统，消除柴草乱垛、粪便乱堆、垃圾乱倒等不文明现象，使“脏、乱、差”等旧农村的历史弊病得以消除［30］，并进行配套的街道亮化、环境绿化和墙体美化工作，还要兼顾村落住房的合理布局，从而使农村落后的面貌从观感上得到显著改变。

第三，村中的排水状况、空气质量、是否要求进行厕所改造、污染性企业对本村的污染、燃烧秸秆现象以及村周边水源的污染等关系到村民生活环境舒适度和健康的因素，对于农户对农村环境的满意度评价具有显著性影响，其中前3项具有正向影响，后3项具有负向影响。政府整治农村环境除要改变村容村貌之外，更重要的是提升村民的身心健康和生活质量，加强排水设施建设和厕所改造工程这些农户最迫切、最关心的实际问题，坚决杜绝污水横流、臭气熏天的不堪景象，还要妥善处理影响到本村的污染型企业［31］，并尽力推广燃烧秸秆的低碳替代方式，如秸秆还田、集中利用、沼气池建设等，真正把我国农村地区建设成为空气清洁、乡风文明、村民群众安居乐业的社会主义新农村。

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收稿日期: 2013-07-20

基金项目: 国家自然科学基金青年项目《中国农村公共财政支出绩效评价研究》（71003098）;北京高等学校“青年英才”计划项目（Beijing Higher Education Young Elite Teacher Project）（YETP0327）

作者简介: 赵霞（1978—），女，河北人，中国农业大学经济管理学院教授，北京大学经济学博士，主要研究方向：农业经济理论与政策。

【责任编辑 郭玲】