農(nóng)民參與農(nóng)地整理后期管護(hù)的態(tài)度與意愿研究
——基于“ 驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”的分析框架

路榮榮，趙 微，陸昊天，羅 澤，彭 玨，王艷青

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

農(nóng)地整理的后期管護(hù)是指在農(nóng)地整理項(xiàng)目完工后，為保障農(nóng)地整理效益發(fā)揮而采取對(duì)新增耕地、農(nóng)田水利、田間道路、防護(hù)林等工程和設(shè)施進(jìn)行管理與養(yǎng)護(hù)等一系列后續(xù)管理內(nèi)容的活動(dòng)。農(nóng)地整理項(xiàng)目區(qū)是農(nóng)民進(jìn)行生產(chǎn)與生活活動(dòng)的主要區(qū)域，農(nóng)民既是農(nóng)地整理后期管護(hù)的受益者，也是農(nóng)地整理后期管護(hù)的參與主體，及時(shí)、有效的后期管護(hù)能夠有效改善農(nóng)業(yè)耕作條件，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入[2]。學(xué)者從各自的研究視角運(yùn)用不同理論開(kāi)展了農(nóng)地整理項(xiàng)目后期管護(hù)的研究。在農(nóng)民意愿方面，婁明[3]基于農(nóng)民行為理論對(duì)農(nóng)地整理項(xiàng)目后期管護(hù)農(nóng)民參與意愿的影響因素進(jìn)行了分析研究，文高輝等[4]運(yùn)用農(nóng)戶合作行為博弈模型邏輯分析了后期管護(hù)農(nóng)戶出資意愿的影響因素，田甜等[5]在農(nóng)地整理項(xiàng)目實(shí)施績(jī)效的基礎(chǔ)上，對(duì)后期管護(hù)的農(nóng)戶勞力投入意愿的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，趙微[6]基于制度構(gòu)成理論對(duì)農(nóng)地整理后期管護(hù)農(nóng)民參與意愿的影響機(jī)理開(kāi)展分析。在農(nóng)民的意愿轉(zhuǎn)化方面，趙微等[7]基于計(jì)劃行為理論、交易費(fèi)用理論分析了農(nóng)地整理后期管護(hù)中農(nóng)民參與意愿和參與行為的影響因素，揭示了農(nóng)民參與的意愿—行為轉(zhuǎn)化機(jī)理，王文玲等[2]運(yùn)用二項(xiàng)Logistic和有序Logistic回歸模型對(duì)農(nóng)地整理項(xiàng)目農(nóng)戶參與意愿和參與行為程度的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

上述研究中，大多數(shù)學(xué)者將正式制度（規(guī)則、法律等）作為農(nóng)民意愿的重要影響因素，忽略了農(nóng)村社區(qū)普遍存在的非正式制度（規(guī)范、習(xí)俗、慣例等）的驅(qū)動(dòng)作用。在農(nóng)地整理后期管護(hù)中，正式制度和非正式制度發(fā)揮作用的邊界并不完全一致：正式制度試圖運(yùn)用契約制約農(nóng)地整理后期管護(hù)，而非正式制度則通過(guò)農(nóng)村社區(qū)普遍認(rèn)同的社會(huì)規(guī)范來(lái)約束[9]。從管護(hù)實(shí)踐來(lái)看，僅有少數(shù)地區(qū)出臺(tái)管護(hù)制度條文，絕大多數(shù)地區(qū)都缺乏正式管護(hù)制度；廣泛存在于農(nóng)村社區(qū)的非正式制度對(duì)后期管護(hù)存在明顯的約束效果，非正式制度也逐漸成為農(nóng)民開(kāi)展后期管護(hù)的主要驅(qū)動(dòng)力。此外，現(xiàn)有研究更為關(guān)注農(nóng)民意愿及意愿—行為轉(zhuǎn)化機(jī)理，較少涉及農(nóng)民的態(tài)度研究。然而現(xiàn)實(shí)中態(tài)度和意愿可能一致，也可能不一致，其影響因素也會(huì)呈現(xiàn)多樣性的特點(diǎn)。我們認(rèn)為，態(tài)度是行為人的情感反應(yīng)，意愿是行為人的理性選擇，態(tài)度和意愿都是人們的心理傾向或響應(yīng)；研究態(tài)度和意愿的差異及其影響因素有利于揭示農(nóng)民個(gè)體視角參與后期管護(hù)的內(nèi)在機(jī)理。本文的研究思路是，在農(nóng)地整理后期管護(hù)的一系列研究成果基礎(chǔ)上，引入農(nóng)民態(tài)度并將其和農(nóng)民意愿共同構(gòu)成研究對(duì)象；綜合分析管護(hù)驅(qū)動(dòng)力因素和管護(hù)狀態(tài)因素，運(yùn)用驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)分析框架揭示驅(qū)動(dòng)力因素、狀態(tài)因素作用下農(nóng)民管護(hù)態(tài)度和管護(hù)意愿的響應(yīng)機(jī)理，為提高農(nóng)地整理后期管護(hù)農(nóng)民響應(yīng)程度提供理論支持，進(jìn)一步拓展農(nóng)地整理后期管護(hù)的研究范疇。

2 “驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”框架

“驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”是資源環(huán)境領(lǐng)域中的主流評(píng)價(jià)模型[11-13]。本文中“驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”分析框架的基本結(jié)構(gòu)為：農(nóng)村地區(qū)的非正式制度是促成農(nóng)民參與管護(hù)的主要驅(qū)動(dòng)力，農(nóng)地整理后期管護(hù)現(xiàn)狀作為農(nóng)民參與的相應(yīng)狀態(tài)；在非正式制度驅(qū)動(dòng)力和管護(hù)現(xiàn)狀的共同作用下，農(nóng)民將會(huì)作出一定的情感反應(yīng)和預(yù)期行為選擇以形成心理響應(yīng)，具體表現(xiàn)為農(nóng)民對(duì)于管護(hù)的態(tài)度和意愿，從而最終形成“驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”的傳導(dǎo)機(jī)制（圖1）。

圖1 驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)（DSR）框架模型Fig.1 The framework of the DSR model

2.1 驅(qū)動(dòng)力要素分析

“驅(qū)動(dòng)力”表示為什么發(fā)生，是問(wèn)題的起因。本文將農(nóng)村社區(qū)的非正式制度視為農(nóng)民管護(hù)的驅(qū)動(dòng)力因素。非正式制度是人們?cè)陂L(zhǎng)期社會(huì)交往過(guò)程中形成的，得到社會(huì)公眾廣泛認(rèn)可的、共同遵循的、并對(duì)一定范圍的人群產(chǎn)生影響的制度規(guī)范的總稱，主要包括價(jià)值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等方面[14-15]。非正式制度往往與非正式機(jī)構(gòu)緊密聯(lián)系，其供給與懲罰主體是民間而非官方[16]。近年來(lái)的研究成果顯示，即使是當(dāng)今最發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)形態(tài)中，正式制度只能控制個(gè)體決策總約束的一小部分，無(wú)法對(duì)人的全部決策進(jìn)行有效約束。諾斯認(rèn)為：“在日常生活中，我們?cè)谂c他人發(fā)生相互作用時(shí)，無(wú)論是在家庭、在外部社會(huì)關(guān)系中，還是在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，控制結(jié)構(gòu)差不多主要是由個(gè)人習(xí)慣、準(zhǔn)則和習(xí)俗來(lái)確定的”[17]。實(shí)際上農(nóng)村悠久深厚的傳統(tǒng)文化對(duì)農(nóng)民個(gè)人的浸透影響深遠(yuǎn)，農(nóng)村社區(qū)中的非正式制度更加明顯[18]。非正式制度在中國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活各領(lǐng)域都起著非常重要的作用，逐漸成為指導(dǎo)和規(guī)范農(nóng)民個(gè)體決策的準(zhǔn)則及驅(qū)動(dòng)力。本文將從價(jià)值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等方面來(lái)分析非正式制度對(duì)農(nóng)民管護(hù)態(tài)度及管護(hù)意愿的驅(qū)動(dòng)作用。

（1）價(jià)值觀念。價(jià)值觀念是非正式制度的重要構(gòu)成，管護(hù)過(guò)程中農(nóng)民的價(jià)值觀念是其對(duì)后期管護(hù)的基本邏輯及其價(jià)值取向的集中反映，具體表現(xiàn)為能力價(jià)值、尊重威望等因素，即農(nóng)民認(rèn)為參與管護(hù)能夠體現(xiàn)自身的能力與價(jià)值、增加個(gè)人的尊重和威望的程度，則會(huì)激發(fā)農(nóng)民積極的管護(hù)響應(yīng)。

（2）道德觀念。非正式制度中道德觀念指依靠社會(huì)輿論、傳統(tǒng)習(xí)俗和內(nèi)心信念，農(nóng)民對(duì)自身有一定的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，并依此來(lái)調(diào)整農(nóng)民個(gè)體之間相互關(guān)系。在道德觀念作用下，如果農(nóng)民認(rèn)為參與管護(hù)能夠提高社會(huì)公眾對(duì)其信任程度或者提升個(gè)人聲譽(yù)程度，則會(huì)在態(tài)度和意愿上作出積極的響應(yīng)。

（3）思想習(xí)慣。思想習(xí)慣是農(nóng)民在長(zhǎng)期的社會(huì)交往中形成的共同的思想觀念、主觀認(rèn)識(shí)、思維方式[19-20]，是農(nóng)民對(duì)后期管護(hù)的組織形式、運(yùn)行模式、實(shí)施效用、發(fā)展方向等基本特征和基本規(guī)律相對(duì)一致的觀點(diǎn)。如果農(nóng)民認(rèn)為參與管護(hù)能夠顯著增加農(nóng)業(yè)收入水平或有效維護(hù)社交網(wǎng)絡(luò)，也就是說(shuō)農(nóng)民參與管護(hù)在收入效應(yīng)和社交效應(yīng)上符合農(nóng)民的思想習(xí)慣，可以預(yù)期農(nóng)民的響應(yīng)是相對(duì)積極的。

（4）倫理規(guī)范。中國(guó)農(nóng)村傳統(tǒng)上以血緣和地緣關(guān)系為基礎(chǔ)構(gòu)建社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)民個(gè)體在處理人與人、人與社會(huì)相互關(guān)系時(shí)特別重視應(yīng)當(dāng)遵循的道理、準(zhǔn)則及其合理性。在集體行動(dòng)中農(nóng)民容易受到周邊親朋好友的影響，如果親朋好友傾向于參與管護(hù)，在倫理規(guī)范的影響下農(nóng)民個(gè)體也會(huì)愿意參與管護(hù)。

2.2 狀態(tài)要素分析

“狀態(tài)”表示發(fā)生了什么，是問(wèn)題的核心。“狀態(tài)”反映農(nóng)地整理后期管護(hù)的現(xiàn)狀，體現(xiàn)了后期管護(hù)的基本特征，主要包括管護(hù)的決策參與、意見(jiàn)征詢、宣傳程度、投入程度和監(jiān)督程度。

（1）決策參與。是否參與決策表明農(nóng)民個(gè)體參與管護(hù)的渠道是否通暢。決策參與程度越高，農(nóng)民會(huì)認(rèn)為自己對(duì)決策結(jié)果影響越強(qiáng)烈，則其參與管護(hù)的態(tài)度和意愿也就越強(qiáng)。

（2）意見(jiàn)征詢。農(nóng)民意見(jiàn)征詢程度是指在制定管護(hù)相關(guān)制度或規(guī)定時(shí)，詢問(wèn)及采納農(nóng)民意見(jiàn)的程度。征詢農(nóng)民意見(jiàn)是對(duì)農(nóng)民個(gè)體的尊重，能有效激發(fā)農(nóng)民的內(nèi)心成就感，增強(qiáng)其管護(hù)熱情從而提高農(nóng)民參與管護(hù)的積極性。

（3）宣傳程度。管護(hù)宣傳是管護(hù)政策落地的有效措施之一。通過(guò)提高管護(hù)宣傳程度可以增加農(nóng)民對(duì)管護(hù)政策、管護(hù)流程、管護(hù)措施的接納與認(rèn)同，促使其生成更加積極的管護(hù)態(tài)度與管護(hù)意愿。

（4）投入程度。管護(hù)人員是參與管護(hù)的實(shí)際工作人員，尤其是指集體統(tǒng)一安排的管護(hù)工作人員。對(duì)管護(hù)人員的投入程度越大，越能帶動(dòng)農(nóng)民積極參與管護(hù)。

（5）監(jiān)督程度。監(jiān)督活動(dòng)是外部（主要指上一級(jí)政府或相關(guān)職能部門）對(duì)管護(hù)過(guò)程的監(jiān)督過(guò)程。較高的監(jiān)督程度可以促使管護(hù)工作順利開(kāi)展并有效提高管護(hù)效率，增強(qiáng)農(nóng)民個(gè)體管護(hù)參與度。

2.3 響應(yīng)要素分析

“響應(yīng)”表示有什么反應(yīng)，是解決問(wèn)題的關(guān)鍵。“響應(yīng)”過(guò)程表明在農(nóng)村社區(qū)非正式制度的驅(qū)動(dòng)力和管護(hù)狀態(tài)下的農(nóng)民反應(yīng)。社會(huì)人的態(tài)度和意愿是社會(huì)心理學(xué)領(lǐng)域的重要研究對(duì)象，一般認(rèn)為，態(tài)度是人對(duì)某一社會(huì)客體（包括人、事件、觀點(diǎn)等）的一種支持或反對(duì)的評(píng)價(jià)或情感反應(yīng)，作為一種精神現(xiàn)象和活動(dòng)，是一種內(nèi)在的心理傾向[21-22]；意愿是人對(duì)預(yù)期行為的理性選擇，是在個(gè)人主觀認(rèn)知、價(jià)值規(guī)范和自身能力判斷基礎(chǔ)上的心理反應(yīng)[23-24]。由此可知，態(tài)度和意愿都是人對(duì)某一社會(huì)客體的心理響應(yīng)，從不同層次反映人的心理傾向。針對(duì)現(xiàn)有研究忽略農(nóng)民心理響應(yīng)的不足，本文采用“農(nóng)民管護(hù)態(tài)度”和“農(nóng)民管護(hù)意愿”，即“農(nóng)民是否支持開(kāi)展管護(hù)工作”和“農(nóng)民是否愿意參與管護(hù)工作”兩個(gè)變量體現(xiàn)農(nóng)民的心理響應(yīng)，其中農(nóng)民管護(hù)態(tài)度是指農(nóng)民在自身道德觀和價(jià)值觀基礎(chǔ)上對(duì)后期管護(hù)的主觀評(píng)價(jià)，農(nóng)民管護(hù)意愿是指農(nóng)民對(duì)實(shí)現(xiàn)管護(hù)特定目標(biāo)而參與管護(hù)的真實(shí)意思表示。在管護(hù)實(shí)踐中，農(nóng)民態(tài)度與農(nóng)民意愿可能一致，也可能不一致。

2.4 其他要素分析

（1）性別。相對(duì)于普遍性的男性外出務(wù)工，女性留守農(nóng)村照顧家人的同時(shí)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，女性尋求參與管護(hù)合作的可能性比男性要高。傳統(tǒng)家庭分工中的性別差異可能會(huì)對(duì)態(tài)度和意愿造成影響。

（2）年齡。不同年齡段的農(nóng)民管護(hù)響應(yīng)可能出現(xiàn)差異。農(nóng)民年齡越大，農(nóng)業(yè)耕作經(jīng)驗(yàn)越豐富，外出務(wù)工機(jī)會(huì)越少，越重視農(nóng)地整理后期管護(hù)，據(jù)此認(rèn)為年齡與管護(hù)響應(yīng)呈正相關(guān)。

（3）學(xué)歷。農(nóng)民的學(xué)歷狀況對(duì)農(nóng)民管護(hù)響應(yīng)可能具有較強(qiáng)的正向影響，學(xué)歷越高的農(nóng)民對(duì)農(nóng)地整理后期管護(hù)的認(rèn)知程度越高，更能科學(xué)預(yù)測(cè)后期管護(hù)的收益程度，參與管護(hù)的響應(yīng)也就越強(qiáng)烈。

（4）黨員身份。黨員了解有關(guān)政策的渠道和機(jī)會(huì)相對(duì)較多，黨員農(nóng)民也會(huì)主動(dòng)配合農(nóng)地整理的各項(xiàng)工作，因此對(duì)參與管護(hù)的響應(yīng)也會(huì)更加積極。

（5）種植面積。種植面積是農(nóng)戶家庭特征的表征，反應(yīng)農(nóng)戶的資源稟賦，同時(shí)也反映農(nóng)戶受到農(nóng)地整理的影響程度。一般來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶的種植面積越大，越會(huì)采取積極的措施開(kāi)展管護(hù)，確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

湖北省于1999—2010年共實(shí)施9769個(gè)農(nóng)地整理項(xiàng)目[25]，僅“十二五”期間湖北省完成項(xiàng)目總投資289.4億元，實(shí)施了南水北調(diào)漢江沿線土地整理、整體推進(jìn)農(nóng)村土地整治示范建設(shè)、丹江口庫(kù)區(qū)“移土培肥”及配套坡改梯等國(guó)家重點(diǎn)工程[26]。其中湖北省咸寧市整體推進(jìn)農(nóng)村土地整治示范建設(shè)項(xiàng)目，優(yōu)先實(shí)行土地整理全覆蓋；荊州市陸續(xù)開(kāi)展“興地滅螺”土地整理項(xiàng)目和高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田等土地整理項(xiàng)目，全市集中連片推進(jìn)土地整理；黃石市系統(tǒng)開(kāi)展了高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田建設(shè)、“四化”同步示范鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地整治項(xiàng)目，產(chǎn)生了良好效果。

本文課題組于2016年8月下旬和10月上旬，在湖北省咸寧市嘉魚(yú)縣、荊州市洪湖市、黃石市陽(yáng)新縣三個(gè)縣（市）開(kāi)展調(diào)查，在每個(gè)縣（市）中選取5～6個(gè)土地整理后期管護(hù)典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3～4個(gè)實(shí)施農(nóng)地整理后期管護(hù)的典型村莊，每個(gè)村莊中隨機(jī)抽取8～12名農(nóng)戶開(kāi)展調(diào)查，合計(jì)16個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)、52個(gè)行政村、620份農(nóng)戶樣本，最終獲得有效樣本599份。問(wèn)卷主要包括農(nóng)民個(gè)人基本情況、農(nóng)村社區(qū)非正式制度狀況、農(nóng)地整理后期管護(hù)的現(xiàn)實(shí)狀況、農(nóng)民參與農(nóng)地整理后期管護(hù)的態(tài)度和意愿等方面內(nèi)容。有效樣本總體特征如下：性別方面男性占56.7%；年齡方面40～49歲農(nóng)民占24.2%，50～59歲農(nóng)民占38.9%，60～69歲農(nóng)民占24.9%；教育方面小學(xué)及以下占47.8%，初中占42.4%；政治面貌方面，共產(chǎn)黨員占6.1%；耕地面積方面農(nóng)戶耕地面積5～10畝的占38.2%，10～15畝的占23.2%，大于15畝的占21.9%；調(diào)查樣本中有86.6%的受訪農(nóng)民支持開(kāi)展農(nóng)地整理后期管護(hù)，有78.2%的受訪農(nóng)民愿意開(kāi)展農(nóng)地整理后期管護(hù)。

4 計(jì)量模型與結(jié)果分析

4.1 變量選擇

根據(jù)“驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”理論框架，本文將響應(yīng)變量作為被解釋變量，農(nóng)民個(gè)體及家庭特征變量作為控制變量，驅(qū)動(dòng)力變量、狀態(tài)變量作為解釋變量。

具體而言：采用農(nóng)民管護(hù)態(tài)度（y1）和農(nóng)民管護(hù)意愿（y2）兩個(gè)變量表征農(nóng)民響應(yīng)；選取性別（x1）、年齡（x2）、學(xué)歷狀況（x3）、黨員（x4）、種植面積（x5）作為控制變量；選取價(jià)值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等要素作為驅(qū)動(dòng)力變量，其中，用能力價(jià)值（x6）、尊重威望（x7）指標(biāo)來(lái)表征價(jià)值觀念，用社會(huì)信任（x8）、個(gè)人聲譽(yù)（x9）指標(biāo)來(lái)表征道德觀念，用收入效應(yīng)（x10）、社交效應(yīng)（x11）指標(biāo)來(lái)表征思想習(xí)慣，用親朋關(guān)系（x12）指標(biāo)來(lái)表征倫理規(guī)范；狀態(tài)變量采用決策參與（x13）、意見(jiàn)征詢（x14）、宣傳程度（x15）、投入程度（x16）、監(jiān)督程度（x17）等5個(gè)變量。上述各變量的特征描述見(jiàn)表1。

相關(guān)變量的賦值原則為：（1）控制x1—x5變量均為實(shí)地詢問(wèn)被調(diào)查者得到；（2）驅(qū)動(dòng)力變量x6— x12的賦值條件為“不贊同=1，不太贊同=2，無(wú)所謂=3，比較贊同=4，非常贊同=5”；（3）狀態(tài)變量中，決策參與度（x13）的賦值條件為“是=1，否=2”，如x13= 1表明農(nóng)民參與過(guò)管護(hù)決策工作，反之未參與過(guò)決策。變量x14- x17的賦值條件為“非常低=1，比較低=2，一般=3，比較高=4，非常高=5”；（4）響應(yīng)變量中，農(nóng)民管護(hù)態(tài)度（y1）的賦值條件為“完全反對(duì)=1，略微反對(duì)=2，無(wú)所謂=3，比較支持=4，完全支持=5”。農(nóng)民管護(hù)意愿（y2）的賦值條件為“不愿意=1，不太愿意=2，一般=3，比較愿意=4，非常愿意=5”。

采用Cronbach α系數(shù)對(duì)各類變量的內(nèi)部一致性程度進(jìn)行檢驗(yàn)。運(yùn)用SPSS軟件分別對(duì)驅(qū)動(dòng)力變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量及全體變量等4個(gè)類別維度的變量進(jìn)行信度分析，結(jié)果表明驅(qū)動(dòng)力變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量及全體變量的的Cronbach α系數(shù)分別為0.907、0.850、0.707、0.823，均大于0.7，說(shuō)明問(wèn)卷數(shù)據(jù)可靠性良好，符合研究要求。

4.2 計(jì)量模型

采用多元線性回歸模型驗(yàn)證管護(hù)驅(qū)動(dòng)力變量、管護(hù)狀態(tài)變量與農(nóng)民響應(yīng)變量之間的關(guān)系，建立模型如下：

式（1）中：Yb為響應(yīng)變量（b的取值為1，2）；X為解釋變量（X1表示管護(hù)驅(qū)動(dòng)力變量，X2表示管護(hù)狀態(tài)變量）；Z為控制變量；a0為常數(shù)項(xiàng)；a1—a3為待估計(jì)的回歸系數(shù)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為分析農(nóng)民管護(hù)響應(yīng)變量與各解釋變量之間是否有顯著性關(guān)系，本文構(gòu)建4個(gè)多元線性回歸模型。模型一、二以管護(hù)態(tài)度作為被解釋變量，模型三、四以管護(hù)意愿作為被解釋變量。其中模型二和模型四包含控制變量。利用IBM SPSS Statistics 20.0軟件對(duì)4個(gè)模型開(kāi)展回歸分析。

4.3 結(jié)果分析

多元線性回歸模型中共有5個(gè)控制變量和12個(gè)解釋變量，變量之間可能存在多重共線性。根據(jù)多重共線性檢驗(yàn)規(guī)則，選取方差膨脹因子（VIF）作為判斷依據(jù)。各變量的方差膨脹因子均小于3，表明變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。根據(jù)回歸結(jié)果，模型一與模型二、模型三與模型四各解釋變量的回歸系數(shù)、顯著性水平基本一致，說(shuō)明態(tài)度模型和意愿模型穩(wěn)健性良好，有較好的解釋效果。

（1）在控制變量中，性別（x1）和年齡（x2）表現(xiàn)出顯著性。其中年齡（x2）在模型二、模型四中存在顯著性影響（p = 0.003，p = 0.076），其回歸系數(shù)在兩個(gè)模型中均為負(fù)，說(shuō)明年齡與農(nóng)民響應(yīng)呈負(fù)向影響，農(nóng)民的年齡越大，對(duì)管護(hù)的態(tài)度相對(duì)消極也不愿意對(duì)農(nóng)地整理項(xiàng)目進(jìn)行管護(hù)。性別（x1）在10%顯著性水平下對(duì)農(nóng)民管護(hù)態(tài)度有正向影響，說(shuō)明在大部分農(nóng)村留守女性以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要生計(jì)方式的情況下，其在支持管護(hù)的態(tài)度上更加積極。但性別對(duì)模型四中農(nóng)民參與意愿沒(méi)有顯著性影響，說(shuō)明男性和女性在意愿表達(dá)上沒(méi)有呈現(xiàn)差異。值得關(guān)注的是，女性在農(nóng)村非正式制度的驅(qū)動(dòng)下產(chǎn)生支持管護(hù)的情感反應(yīng)，但沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的管護(hù)意愿。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)有87.2%的女性支持后期管護(hù)，有74.4%的女性調(diào)查者不愿意參與管護(hù)，大部分女性管護(hù)意愿選擇取決于是否需要投入過(guò)多資金和勞動(dòng)力。

（2）在驅(qū)動(dòng)力變量（非正式制度變量）中，收入效應(yīng)（x10）在4個(gè)模型中都具有很強(qiáng)的顯著性影響，并且其回歸系數(shù)為正，說(shuō)明其與農(nóng)民的管護(hù)態(tài)度及意愿呈正向影響。農(nóng)民希望能夠通過(guò)管護(hù)工作保證農(nóng)地的耕作質(zhì)量，并增加農(nóng)業(yè)收入。除此之外，能力價(jià)值（x6）和親朋關(guān)系（x12）在態(tài)度模型（模型一、模型二）中有一定的顯著性，但在意愿模型（模型三、模型四）中沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性。在態(tài)度模型中兩個(gè)變量的回歸系數(shù)均為正，說(shuō)明農(nóng)民個(gè)體覺(jué)得能夠體現(xiàn)自身的價(jià)值以及會(huì)影響與親朋間的關(guān)系，因此對(duì)管護(hù)形成更加積極的態(tài)度，更加支持開(kāi)展管護(hù)工作。能力價(jià)值（x6）的估計(jì)結(jié)果表明，參與管護(hù)體現(xiàn)自己的能力與價(jià)值是一種激勵(lì)效果，農(nóng)民形成這種價(jià)值觀念后能不斷地激勵(lì)、引導(dǎo)著他們支持管護(hù)工作。親朋關(guān)系（x12）的估計(jì)結(jié)果表明，農(nóng)民參與管護(hù)能強(qiáng)化親朋好友之間的關(guān)系，不參與管護(hù)將會(huì)影響其與親朋好友間的關(guān)系，表現(xiàn)為一種約束效果；在熟人或半熟人社會(huì)中農(nóng)民更加重視倫理規(guī)范，在大多數(shù)人參與情況下，不參與后期管護(hù)會(huì)遭遇輿論譴責(zé)，因此能夠有效抑制機(jī)會(huì)主義想法。

（3）在狀態(tài)變量（管護(hù)狀態(tài)變量）中，決策參與（x13）在模型一、模型二、模型三、模型四中分別在5%、1%、5%、5%顯著度水平下具有顯著性，其回歸系數(shù)均為負(fù)，說(shuō)明管護(hù)決策參與程度與農(nóng)民管護(hù)的態(tài)度和意愿呈負(fù)向影響，即管護(hù)的決策參與程度越高，越能有效激發(fā)農(nóng)民的參與意識(shí)，越傾向于承擔(dān)管護(hù)的責(zé)任，對(duì)管護(hù)的態(tài)度越積極，也越愿意去參與管護(hù)。態(tài)度模型中投入程度（x16）在1%水平上具有顯著性，但在意愿模型中沒(méi)有表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)意義；其回歸系數(shù)為正，說(shuō)明農(nóng)村社區(qū)中的管護(hù)人員投入程度越大，農(nóng)民個(gè)體參與管護(hù)的成本越低，農(nóng)民個(gè)體的管護(hù)響應(yīng)越積極。

表1 農(nóng)地整理后期管護(hù)農(nóng)民響應(yīng)模型變量Tab.1 Statistic variables of farmers’ response to supervision and maintenance of land consolidation

（4）從模型運(yùn)行結(jié)果來(lái)看，4個(gè)回歸模型的顯著變量基本一致，但這些解釋變量在不同模型中的影響程度卻有一定的差異。年齡（x2）、收入水平（x10）、決策參與（x13）在態(tài)度模型和意愿模型中都表現(xiàn)出了顯著性，但性別（x1）、能力價(jià)值（x6）、親朋關(guān)系（x12）和投入程度（x16）只在態(tài)度模型中具有顯著的影響，在意愿模型中沒(méi)有顯著性影響。結(jié)果顯示，性別（x1）、能力價(jià)值（x6）、親朋關(guān)系（x12）和投入程度（x16）這4個(gè)解釋變量直接作用于農(nóng)民參與管護(hù)的態(tài)度但不影響管護(hù)的意愿，表明農(nóng)民雖然主觀上支持開(kāi)展管護(hù)工作，對(duì)管護(hù)工作持有積極的態(tài)度，但農(nóng)民參與管護(hù)的意愿并不強(qiáng)烈。在實(shí)際調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民在非正式制度的驅(qū)動(dòng)力下，對(duì)開(kāi)展管護(hù)的態(tài)度都比較積極，但農(nóng)民意愿調(diào)查則會(huì)表現(xiàn)為一定的分異，其管護(hù)意愿和管護(hù)態(tài)度存在偏差。具體而言，完全支持開(kāi)展后期管護(hù)的農(nóng)民占30.1%，比較支持的農(nóng)民占46.6%，其余農(nóng)民共占23.3%；在完全支持和比較支持的農(nóng)民中，僅有65.1%的農(nóng)民愿意開(kāi)展后期管護(hù)。究其原因，實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)管護(hù)意愿強(qiáng)烈的農(nóng)民群體中有81.3%參與了后期管護(hù)決策，對(duì)管護(hù)有積極態(tài)度卻沒(méi)有管護(hù)意愿的農(nóng)民群體中有90.2%沒(méi)有參與管護(hù)決策，這是態(tài)度和意愿不一致的重要因素。

5 小結(jié)

本文根據(jù)“驅(qū)動(dòng)力—狀態(tài)—響應(yīng)”分析框架闡釋了農(nóng)地整理后期管護(hù)的農(nóng)民響應(yīng)機(jī)制，將農(nóng)村社區(qū)普遍存在的非正式制度作為驅(qū)動(dòng)力要素、管護(hù)現(xiàn)狀作為狀態(tài)要素、農(nóng)民的管護(hù)態(tài)度和管護(hù)意愿作為響應(yīng)要素。通過(guò)建立多元線性回歸模型，探討驅(qū)動(dòng)力變量和狀態(tài)變量對(duì)響應(yīng)變量的影響程度。得到的主要結(jié)論如下：（1）農(nóng)民年齡對(duì)管護(hù)態(tài)度和管護(hù)意愿產(chǎn)生顯著影響。驅(qū)動(dòng)力變量中的農(nóng)業(yè)收入水平對(duì)農(nóng)民的管護(hù)態(tài)度和管護(hù)意愿產(chǎn)生顯著影響，表現(xiàn)為農(nóng)民希望能夠通過(guò)管護(hù)增加農(nóng)業(yè)收入。狀態(tài)變量中的決策參與具有顯著性影響，表現(xiàn)為農(nóng)民決策參與程度越高，越愿意參與管護(hù)。（2）解釋變量在態(tài)度模型和意愿模型中表現(xiàn)出一定的差異，性別、能力價(jià)值、親朋關(guān)系和人員投入這4個(gè)解釋變量對(duì)管護(hù)態(tài)度有顯著性影響，但對(duì)管護(hù)意愿沒(méi)有顯著性影響，說(shuō)明農(nóng)民的管護(hù)態(tài)度并沒(méi)有直接轉(zhuǎn)化為農(nóng)民的管護(hù)意愿，兩者之間還有一定的背離。

基于本文的研究成果提出相應(yīng)的建議如下：（1）非正式制度廣泛存在于中國(guó)農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)生活領(lǐng)域，農(nóng)民的價(jià)值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范對(duì)農(nóng)民管護(hù)有強(qiáng)烈的驅(qū)動(dòng)力作用。在實(shí)際管理工作中應(yīng)注重合理挖掘與發(fā)揮非正式制度的驅(qū)動(dòng)力作用，通過(guò)非正式制度的激勵(lì)和約束效應(yīng)來(lái)引導(dǎo)農(nóng)民對(duì)管護(hù)的積極態(tài)度、增強(qiáng)農(nóng)民參與管護(hù)的意愿；（2）建立健全農(nóng)村社區(qū)集體管護(hù)機(jī)制，積極引導(dǎo)農(nóng)民參與管護(hù)的決策工作，讓普通農(nóng)民對(duì)管護(hù)制度、管護(hù)條例有更加深刻的理解，從而切實(shí)提高農(nóng)村地區(qū)的管護(hù)參與程度；（3）管護(hù)態(tài)度只是反映農(nóng)民對(duì)管護(hù)的主觀評(píng)價(jià)，而管護(hù)意愿決定農(nóng)民是否實(shí)際參與。通過(guò)非正式制度中農(nóng)民的價(jià)值觀念等驅(qū)動(dòng)力以及提高管護(hù)人員的外部投入可以較為容易地培育農(nóng)民的積極態(tài)度，同時(shí)采取適當(dāng)措施促進(jìn)農(nóng)民管護(hù)意愿的轉(zhuǎn)化，如加強(qiáng)管護(hù)決策的公眾參與，在決策前期保障農(nóng)民的知情權(quán)，在決策中期尊重農(nóng)民的話語(yǔ)權(quán)，在決策后期落實(shí)農(nóng)民的監(jiān)督權(quán)等均是行之有效的針對(duì)性舉措。

本文還可以從以下方面做進(jìn)一步改進(jìn)：（1）農(nóng)地整理后期管護(hù)研究中對(duì)非正式制度的探討尚不多見(jiàn)，本文將非正式制度作為管護(hù)的驅(qū)動(dòng)力變量、將管護(hù)現(xiàn)狀作為狀態(tài)變量建立了農(nóng)地整理后期管護(hù)的響應(yīng)機(jī)制模型。但拘于實(shí)地調(diào)研問(wèn)卷設(shè)計(jì)的局限，模型中反映非正式制度變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量的指標(biāo)仍需進(jìn)一步的完善；（2）農(nóng)村社區(qū)對(duì)于管護(hù)的實(shí)際投入包括管護(hù)人員投入、管護(hù)資金投入、管護(hù)工具投入等，而本文管護(hù)投入變量只分析了管護(hù)人員投入（投勞）程度及其對(duì)管護(hù)響應(yīng)的影響。若要綜合分析管護(hù)的投勞、投資對(duì)農(nóng)民管護(hù)態(tài)度和管護(hù)意愿的影響尚需進(jìn)一步的探討與驗(yàn)證。

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