新媒體時代農戶參與人居環境治理影響因素研究

周熙蕾，何思娜，羅小敏，張 青

(湖南工商大學，湖南 長沙 410205)

一、 引言

近年來，中國各級政府高度重視并全面推進農村人居環境治理工作，2022 年5 月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發的《鄉村建設行動實施方案》提出，到2025 年，鄉村建設取得實質性進展，農村人居環境持續改善。 與此同時，村民作為參與農村人居環境治理的實際落實者，他們對提升農村人居環境的實際效果起到了至關重要的作用。

中國互聯網絡信息中心發布的《第50 次中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示:截至2022 年6 月，我國短視頻的用戶規模增長最為明顯，達9.62 億人，較2021 年12 月增長2 805 萬人，占網民整體的91.5%，并且逐漸代替傳統紙媒成為人們日常生活中獲取信息的主要渠道[1]。 同時新媒體的使用可以提高農戶對人居環境治理的認知程度，加快農戶接收相關信息的速度，加深農戶對人居環境政策的了解。

鑒于此，本文將探討各類新媒體平臺、農戶特征以及外部因素等對農戶參與農村人居環境治理的影響，從而為人居環境治理和美麗鄉村建設融合發展提供政策參考。

二、 數據來源與研究方法

(一)數據來源

本文數據收集于2022 年7 月至9 月，均來源于實地調查，調研對象為湖南省長沙市、常德市、湘潭市、株洲市、懷化市、益陽市、邵陽市、岳陽市、湘西州8 個地級市以及1 個自治州。 在本次調查中，團隊成員采取分層隨機抽樣法，在湖南省13 個地級市及1 個自治州中，隨機選取了8 個地級市以及1 個自治州，其分別分布在湖南省的東部、北部及西部。 隨后在抽選的8 個地級市及1 個自治州中隨機抽選1～6個縣區，在抽選的縣區下隨機抽選1～5 個鄉鎮，在選取的鄉鎮下抽選1～3 個村莊，在每個村莊隨機抽選5～10 戶農戶進行調研并填寫調查問卷。 最終在調研期間共發放480 份問卷，有效回收問卷402份，問卷有效率為83.75%。

本次調查收集了農戶以及所在村莊的發展狀況和人居環境治理情況。 調查問卷包含了人居環境治理各方面的問題，還涉及農戶的詳細信息，比如受教育程度、就業情況、家庭年收入、年齡等。 具體變量見表1。

表1 人居環境治理變量描述性統計

從被調查者的情況來看:①受教育程度方面，初中及以下學歷占比最高，為78.61%。 ②年齡方面，分布較為分散，年齡段分布在21 ～78 歲。 其中40 ～58 歲分布較為集中，約占比79.10%。 而38 歲及以下占比最少，約為6.97%。 ③就業方面，就業情況以非務農為主，人數為244，占比60.70%；務農人數為158，占比39.30%。 ④海拔方面，湖南省整體海拔東北低，西南高，調查農戶所在地區平均海拔以200 米以下為主，占比67.66%。 ⑤是否了解新媒體方面，了解人數居多，共有364 人，占比高達90.55%。⑥是否使用短視頻類新媒體方面，比例接近1∶1，使用人數為206，不使用人數為196。 ⑦是否使用社交通信類新媒體方面，使用人數為296，占比73.63%。⑧是否使用內容聚合類新媒體方面，不使用人數居多，為316，占比78.61%。 ⑨是否聽從鄰居建議方面，比例接近1∶1，但聽從人數占多數，為206 人。⑩是否有廁改費用方面，比例也接近1∶1，產生了廁改費用的人數居多，為206 人，未產生費用人數為196 人，這可能與當地廁改政策有關。

(二)Logistic 回歸模型

農戶是否參與農村人居環境治理反映農戶實際參與的決策情況，這有利于評價農村人居環境治理的實施效果。 本文研究采用非線性概率模型進行相關分析[2]。 在非線性模型的選擇上，用Logistic 回歸模型來研究“是否參與”二維定性變量與其影響因素之間的關系， 從而獲得較客觀、 有效的結果[3-4]。

三、 實證結果與討論

本文將是否參與農村人居環境治理(參與＝1，不參與＝0)作為因變量，將農戶特征、新媒體使用情況、政策、地區等指標作為自變量進行Logistic 回歸分析。 具體回歸結果見表2。

表2 農戶參與人居環境治理影響因素的模型估計結果

表1 和表2 中的結果表明，在新媒體了解情況上，均值為0.90，農戶是否參與人居環境治理的相關系數為正，且在1%的統計水平上顯著，該結果在一定程度上說明越了解新媒體，越會傾向于參與農村人居環境的整治，與桑賢策和羅小鋒的研究結論相似[5]。 農戶使用短視頻類新媒體的均值為0.51，與農戶是否參與農村人居環境治理的相關系數為負，且在統計結果上顯著，該結果在一定程度上說明農戶越是使用短視頻，越是傾向于不參與農村人居環境治理工作，這可能是因為短視頻類新媒體上的內容良莠不齊，缺乏成熟的監管機制。

在農戶特征方面:受教育程度、年齡和就業情況可能會對農戶參與人居環境治理工作產生影響。 比如，樣本農戶年齡的均值為51 歲，與農戶參與人居環境治理的相關系數為負，且在1%的統計水平上顯著，該結果在一定程度上說明年齡越大，越是傾向于不參與農村人居環境的整治，這種結果可能與農戶身體素質有關，年齡越大，對一些體力勞動、政策理解可能會顯得力不從心。 在是否務農方面，樣本均值為0.39，與農戶是否參與農村人居環境治理的相關系數為負，并在統計結果上顯著，該結果在一定程度上說明農戶務農，就會傾向于不參與農村人居環境的整治，這可能是因為長期務農會使農戶呈現信息閉塞或不對稱的現象，且收入水平有限，導致參與意愿不強。 反之，農戶外出務工可能會對農村人居環境的整治有正向影響。

在其他因素方面:鄰居建議、廁改費用以及當地平均海拔也會影響農戶參與農村人居環境的整治。 例如，在是否聽從鄰居建議上，樣本均值為0.51，與農戶參與人居環境治理的相關系數為正，并在統計結果上顯著，該結果在一定程度上說明農戶越是聽從鄰居建議，越會傾向于參與農村人居環境治理工作，這與唐林等的研究結論趨同[3]。在是否產生廁改費用上，樣本均值為0.51，與農戶是否參與農村人居環境治理的相關系數為負，并在統計結果上顯著，該結果在一定程度上說明廁改費用對農戶參與人居環境治理起到抑制作用，這與閔師等的觀點一致[4]。

四、 政策建議

(一)轉變農戶價值認知，加強新媒體對農戶廁改行為的正面引導

一是不斷增強短視頻對村民的吸引力，加大旱廁對人體危害性的短視頻宣傳力度，調動農民群眾廁改的積極性。 二是多元主體協同配合，加強社交類通信媒體的使用與聯系。 政府、村民、企業、社會組織，通過對資源、權力的協調運用，促使農村環境治理由傳統的“單中心治理”格局逐漸進化為“多中心治理”格局，最大限度地整合資源，更好地運行監督機制。 三是拓寬村民接收信息的渠道，加大內容聚合類新媒體的宣傳力度，從而促使村民更自覺、更主動地去全方位了解廁改政策、方法等內容[6]。

(二)完善農村教育和養老福利體系，鼓勵不同年齡段村民積極參與廁所改造

一是從社會教育的層面出發，加大對農戶宣傳教育的力度，通過會議、講座、發放相關讀物或者制作相關的視頻、節目等方式增強農戶對環境重要性及環保行為的認識。 二是完善養老福利體系，出臺相關政策吸引年輕人回鄉。 年齡與農戶參與度之間呈現倒“U”型關系，參與達到峰值后會隨著年齡的增大而降低[7]。 鼓勵年輕人更多地參與廁所改造，同時完善養老福利體系，增強村民幸福感。

(三)完善各項基礎設施建設，確保廁改補貼資金落實到位

一是完善各項農村基礎設施建設，提供較好的廁改環境。 就居住地海拔來說，政府需加強農村信息化基礎設施建設，加大信息技術的教育和培訓力度，推動農業農村信息化、數字化建設的可持續開展[8]。 二是在農村廁所改造工作實施過程中，應遵循政府補助引導、集體和社會資助、群眾自籌相結合的原則，多方籌集廁改資金。 三是增加農村廁改后續管護資金補助，對廁改驗收合格的農戶給予資金補助，專項用于配置后續管護硬件設施。

(四)堅持農民群眾的主體性地位，重視鄰里效應對農戶參與廁改的影響

一是結合農村人居環境治理村莊清潔行動、衛生縣城創建等活動，多層次、全方位地宣傳農村廁改的重要意義，加強文明如廁、衛生廁所日常管護、衛生防疫知識等宣傳教育。 二是在合作社、村民小組等集體形式上大力宣傳以增強農戶認知、促進他們相互交流，并對參與人居環境治理行動的農戶給予正面反饋以形成良好的社會氛圍[9]。