新媒体时代农户参与人居环境治理影响因素研究

周熙蕾，何思娜，罗小敏，张 青

(湖南工商大学，湖南 长沙 410205)

一、 引言

近年来，中国各级政府高度重视并全面推进农村人居环境治理工作，2022 年5 月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《乡村建设行动实施方案》提出，到2025 年，乡村建设取得实质性进展，农村人居环境持续改善。 与此同时，村民作为参与农村人居环境治理的实际落实者，他们对提升农村人居环境的实际效果起到了至关重要的作用。

中国互联网络信息中心发布的《第50 次中国互联网络发展状况统计报告》显示:截至2022 年6 月，我国短视频的用户规模增长最为明显，达9.62 亿人，较2021 年12 月增长2 805 万人，占网民整体的91.5%，并且逐渐代替传统纸媒成为人们日常生活中获取信息的主要渠道[1]。 同时新媒体的使用可以提高农户对人居环境治理的认知程度，加快农户接收相关信息的速度，加深农户对人居环境政策的了解。

鉴于此，本文将探讨各类新媒体平台、农户特征以及外部因素等对农户参与农村人居环境治理的影响，从而为人居环境治理和美丽乡村建设融合发展提供政策参考。

二、 数据来源与研究方法

(一)数据来源

本文数据收集于2022 年7 月至9 月，均来源于实地调查，调研对象为湖南省长沙市、常德市、湘潭市、株洲市、怀化市、益阳市、邵阳市、岳阳市、湘西州8 个地级市以及1 个自治州。 在本次调查中，团队成员采取分层随机抽样法，在湖南省13 个地级市及1 个自治州中，随机选取了8 个地级市以及1 个自治州，其分别分布在湖南省的东部、北部及西部。 随后在抽选的8 个地级市及1 个自治州中随机抽选1～6个县区，在抽选的县区下随机抽选1～5 个乡镇，在选取的乡镇下抽选1～3 个村庄，在每个村庄随机抽选5～10 户农户进行调研并填写调查问卷。 最终在调研期间共发放480 份问卷，有效回收问卷402份，问卷有效率为83.75%。

本次调查收集了农户以及所在村庄的发展状况和人居环境治理情况。 调查问卷包含了人居环境治理各方面的问题，还涉及农户的详细信息，比如受教育程度、就业情况、家庭年收入、年龄等。 具体变量见表1。

表1 人居环境治理变量描述性统计

从被调查者的情况来看:①受教育程度方面，初中及以下学历占比最高，为78.61%。 ②年龄方面，分布较为分散，年龄段分布在21 ～78 岁。 其中40 ～58 岁分布较为集中，约占比79.10%。 而38 岁及以下占比最少，约为6.97%。 ③就业方面，就业情况以非务农为主，人数为244，占比60.70%；务农人数为158，占比39.30%。 ④海拔方面，湖南省整体海拔东北低，西南高，调查农户所在地区平均海拔以200 米以下为主，占比67.66%。 ⑤是否了解新媒体方面，了解人数居多，共有364 人，占比高达90.55%。⑥是否使用短视频类新媒体方面，比例接近1∶1，使用人数为206，不使用人数为196。 ⑦是否使用社交通信类新媒体方面，使用人数为296，占比73.63%。⑧是否使用内容聚合类新媒体方面，不使用人数居多，为316，占比78.61%。 ⑨是否听从邻居建议方面，比例接近1∶1，但听从人数占多数，为206 人。⑩是否有厕改费用方面，比例也接近1∶1，产生了厕改费用的人数居多，为206 人，未产生费用人数为196 人，这可能与当地厕改政策有关。

(二)Logistic 回归模型

农户是否参与农村人居环境治理反映农户实际参与的决策情况，这有利于评价农村人居环境治理的实施效果。 本文研究采用非线性概率模型进行相关分析[2]。 在非线性模型的选择上，用Logistic 回归模型来研究“是否参与”二维定性变量与其影响因素之间的关系， 从而获得较客观、 有效的结果[3-4]。

三、 实证结果与讨论

本文将是否参与农村人居环境治理(参与＝1，不参与＝0)作为因变量，将农户特征、新媒体使用情况、政策、地区等指标作为自变量进行Logistic 回归分析。 具体回归结果见表2。

表2 农户参与人居环境治理影响因素的模型估计结果

表1 和表2 中的结果表明，在新媒体了解情况上，均值为0.90，农户是否参与人居环境治理的相关系数为正，且在1%的统计水平上显著，该结果在一定程度上说明越了解新媒体，越会倾向于参与农村人居环境的整治，与桑贤策和罗小锋的研究结论相似[5]。 农户使用短视频类新媒体的均值为0.51，与农户是否参与农村人居环境治理的相关系数为负，且在统计结果上显著，该结果在一定程度上说明农户越是使用短视频，越是倾向于不参与农村人居环境治理工作，这可能是因为短视频类新媒体上的内容良莠不齐，缺乏成熟的监管机制。

在农户特征方面:受教育程度、年龄和就业情况可能会对农户参与人居环境治理工作产生影响。 比如，样本农户年龄的均值为51 岁，与农户参与人居环境治理的相关系数为负，且在1%的统计水平上显著，该结果在一定程度上说明年龄越大，越是倾向于不参与农村人居环境的整治，这种结果可能与农户身体素质有关，年龄越大，对一些体力劳动、政策理解可能会显得力不从心。 在是否务农方面，样本均值为0.39，与农户是否参与农村人居环境治理的相关系数为负，并在统计结果上显著，该结果在一定程度上说明农户务农，就会倾向于不参与农村人居环境的整治，这可能是因为长期务农会使农户呈现信息闭塞或不对称的现象，且收入水平有限，导致参与意愿不强。 反之，农户外出务工可能会对农村人居环境的整治有正向影响。

在其他因素方面:邻居建议、厕改费用以及当地平均海拔也会影响农户参与农村人居环境的整治。 例如，在是否听从邻居建议上，样本均值为0.51，与农户参与人居环境治理的相关系数为正，并在统计结果上显著，该结果在一定程度上说明农户越是听从邻居建议，越会倾向于参与农村人居环境治理工作，这与唐林等的研究结论趋同[3]。在是否产生厕改费用上，样本均值为0.51，与农户是否参与农村人居环境治理的相关系数为负，并在统计结果上显著，该结果在一定程度上说明厕改费用对农户参与人居环境治理起到抑制作用，这与闵师等的观点一致[4]。

四、 政策建议

(一)转变农户价值认知，加强新媒体对农户厕改行为的正面引导

一是不断增强短视频对村民的吸引力，加大旱厕对人体危害性的短视频宣传力度，调动农民群众厕改的积极性。 二是多元主体协同配合，加强社交类通信媒体的使用与联系。 政府、村民、企业、社会组织，通过对资源、权力的协调运用，促使农村环境治理由传统的“单中心治理”格局逐渐进化为“多中心治理”格局，最大限度地整合资源，更好地运行监督机制。 三是拓宽村民接收信息的渠道，加大内容聚合类新媒体的宣传力度，从而促使村民更自觉、更主动地去全方位了解厕改政策、方法等内容[6]。

(二)完善农村教育和养老福利体系，鼓励不同年龄段村民积极参与厕所改造

一是从社会教育的层面出发，加大对农户宣传教育的力度，通过会议、讲座、发放相关读物或者制作相关的视频、节目等方式增强农户对环境重要性及环保行为的认识。 二是完善养老福利体系，出台相关政策吸引年轻人回乡。 年龄与农户参与度之间呈现倒“U”型关系，参与达到峰值后会随着年龄的增大而降低[7]。 鼓励年轻人更多地参与厕所改造，同时完善养老福利体系，增强村民幸福感。

(三)完善各项基础设施建设，确保厕改补贴资金落实到位

一是完善各项农村基础设施建设，提供较好的厕改环境。 就居住地海拔来说，政府需加强农村信息化基础设施建设，加大信息技术的教育和培训力度，推动农业农村信息化、数字化建设的可持续开展[8]。 二是在农村厕所改造工作实施过程中，应遵循政府补助引导、集体和社会资助、群众自筹相结合的原则，多方筹集厕改资金。 三是增加农村厕改后续管护资金补助，对厕改验收合格的农户给予资金补助，专项用于配置后续管护硬件设施。

(四)坚持农民群众的主体性地位，重视邻里效应对农户参与厕改的影响

一是结合农村人居环境治理村庄清洁行动、卫生县城创建等活动，多层次、全方位地宣传农村厕改的重要意义，加强文明如厕、卫生厕所日常管护、卫生防疫知识等宣传教育。 二是在合作社、村民小组等集体形式上大力宣传以增强农户认知、促进他们相互交流，并对参与人居环境治理行动的农户给予正面反馈以形成良好的社会氛围[9]。