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社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为

易宏琤, 潘焕学

易宏琤, 潘焕学. 社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为[J]. 北京林业大学学报(社会科学版). DOI: 10.13931/j.cnki.bjfuss.2024071
引用本文: 易宏琤, 潘焕学. 社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为[J]. 北京林业大学学报(社会科学版). DOI: 10.13931/j.cnki.bjfuss.2024071
Yi Hongcheng, Pan Huanxue. Social Capital, Policy Satisfaction and Farmers' Contract Signing Behavior in "Shift of Village to Residence"[J]. Journal of Beijing Forestry University (Social Science). DOI: 10.13931/j.cnki.bjfuss.2024071
Citation: Yi Hongcheng, Pan Huanxue. Social Capital, Policy Satisfaction and Farmers' Contract Signing Behavior in "Shift of Village to Residence"[J]. Journal of Beijing Forestry University (Social Science). DOI: 10.13931/j.cnki.bjfuss.2024071

社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为

详细信息
    作者简介:

    易宏琤,博士生。主要研究方向:区域经济与农村发展。Email:yhc@bjfu.edu.cn 地址:100083 北京林业大学经济管理学院

    责任作者:

    潘焕学,教授,博导。主要研究方向:农林经济管理。地址:100083 北京林业大学经济管理学院。

  • 中图分类号: F327

Social Capital, Policy Satisfaction and Farmers' Contract Signing Behavior in "Shift of Village to Residence"

  • 摘要:

    “村改居”作为城市化进程中的重要改革措施,旨在推动行政村向居委会转变,率先在北京等经济发展较快的地区开展。现有研究多关注其宏观社会经济影响,缺乏从农户参与视角的微观分析。基于北京市史各庄地区的416个样本农户数据,采用结构方程模型实证分析了社会资本对农户“村改居”合同签署行为的影响及其作用机理。结果表明:社会资本对农户合同签署行为具有显著的正向影响,其中社会网络的影响最大,社会参与次之,社会信任影响最小;这种积极影响来自于社会资本对合同签署行为的直接效应,也通过政策满意度这一中介变量对合同签署行为产生间接的促进作用。通过构建涵盖农户社会资本、政策满意度和实际参与行为三个维度的理论分析框架,可以更全面地理解农户在“村改居”过程中的行为逻辑和决策机制。

    Abstract:

    As an important reform measure in the process of urbanization, "Shift of Village to Residence" aims to promote the transformation of administrative villages into neighborhood committees, which is initially implemented in economically developed areas such as Beijing. Existing research focuses more on its macroeconomic impact and lacks a micro analysis from the perspective of farm households’ participation. Based on the data of 416 sample farm households in Shigezhuang area of Beijing, we empirically examined the impacts and influential mechanism of social capital on the contract signing behavior of farm households using structural equation modeling. The results indicate that: Social capital has a significantly positive effect on farmers' contract signing behavior, in which social network has the largest effect, followed by social participation, and social trust in the last place. This positive impact comes from the direct effect of social capital on contract signing behavior, and also indirectly promotes contract signing behavior through the mediating variable of policy satisfaction. The innovation of the present paper lies in the construction of a theoretical analysis framework that covers three dimensions: social capital of farmers, policy satisfaction, and actual participation behavior, which enables a more comprehensive understanding of the behavioral logic and decision-making mechanism of farmers in the process of "Shift of Village to Residence".

  • “村改居”作为城市化进程中的重要改革措施,是具有中国特色的城市化发展道路。“村改居”实践率先出现在北京、上海、广东、浙江、江苏等经济社会发展较快的区域。北京市于1999年发布了《北京市撤制村队集体资产处置办法》,开启了本市“村改居”工作的序幕。党的十八大以来,我国“村改居”等城市化和城镇化进程加速。“村改居”政策致力于推动农村地区的现代化进程,通过推动公共服务一体化,实现各种资源要素合理配置,推进基层治理体系和治理能力现代化,进而提升居民的生活质量和幸福感。

    “村改居”的核心在于将农民转变为居民、农村转变为社区、农业用地转变为城市用地[1],关键在于农民的积极参与。“村改居”具有很强的系统性,包括房屋腾退、土地征收、现金和/或新房补偿、周转房临时安置、新型集体经济业态等政策的设计、实施、评估及完善[2]。农户作为参与主体,其支持与否对“村改居”政策的顺利实施至关重要,进而影响到地区城市化进程的推进[3-4]。农户在“村改居”政策实施中的行为有两种选择,即积极支持或持保留态度。若农户对政策持支持立场,通常会签署房屋腾退和土地征收等合同,这无疑会推动“村改居”工作的顺利进行。反之,农户的保留态度或反对意见则可能成为政策推进的障碍。因此,探究农户在“村改居”过程中的参与行为和决策机理,对提升农户满意度、更好地推进城市化进程具有重要的现实意义。

    农户行为机理具有复杂性,其决策行为往往受到个体因素和社会因素的交织影响。作为社会因素,社会资本在个人特征等个体因素难以改变的情形下,对农户行为影响的研究更具政策含义[5-6]。农户在“村改居”政策实施中的行为不仅受个人及家庭人口特征、资源禀赋、经济条件以及文化背景的影响[7],而且受社会资本等社会经济因素的影响。已有研究显示,社会资本在农户生计策略、借贷行为、生态环保措施、土地流转和耕地保护等方面显现出显著的促进效应[8]。在“村改居”政策背景下,农户社会资本对其宅基地退出意愿也具有显著的促进作用。其中,在苏北地区的研究表明,农户社会资本的社会网络、社会参与、社会信任三个维度变量对农户宅基地退出意愿的效用强度由大至小[9],而在安徽金寨的研究则表明,对宅基地退出意愿的影响强度从大到小依次为社会网络、社会信任、社会参与[10]。已有研究在探讨社会资本对农户行为的影响时,往往局限于某一特定领域,缺乏对农户在“村改居”政策实施中行为选择的系统性分析及其影响机理阐释,尤其是对政策效果的机理分析。

    当政策变量介入时,农户的原有行为模式可能发生转变,但同一项政策对农户的影响存在异质性,使得不同农户对同一政策的满意度存在差异[11]。政策满意度被认为在社会资本对农户退出宅基地的影响中具有连续中介和个别中介效应[12],因此,政策满意度成为研究农户行为及其影响因素的重要维度[13]。深入研究农户政策满意度与其行为之间的关系,不仅将研究农户行为的理论基础从单纯的行为经济学拓展到了行为心理学的范畴,也有助于更全面地理解农户的决策逻辑。具体到“村改居”而言,针对政策变量如何影响农户行为,以及农户对政策的满意度如何作用于其选择的研究还比较少。特别是在“村改居”政策与农户的社会资本密切关联的情形下,系统性地将农户的社会资本、政策满意度及其参与行为纳入一个统一的分析框架的研究鲜有,这种研究的缺乏使政策制定者难以深入了解农户行为发生的内在机理和复杂动因。

    基于此,本文旨在从农户参与视角出发,系统研究社会资本对农户“村改居”合同签署行为的影响及其作用机理。以北京市正在开展“村改居”的典型地区——史各庄街道作为研究对象,结合实地调查获取的416个农户样本数据,应用结构方程模型,对农户“村改居”参与行为(合同签署行为)的影响因素及其机理进行分析,重点关注社会资本的影响及其如何通过政策满意度影响农户的参与,最后提出优化“村改居”政策制定和实施的建议。本文主要贡献在于:通过构建涵盖农户社会资本、政策满意度和实际参与行为三个维度的理论分析框架,能够更全面地理解农户在“村改居”过程中的行为逻辑和决策机制。这一创新性的研究框架,不仅有助于丰富和深化对农户行为的认识,更为“村改居”政策的优化与实施提供科学依据。

    社会资本理论最早由Bourdieu提出,后经Coleman和Putnam等的深入拓展而日趋完善。社会资本是个人拥有的、表现为社会结构资源的资本财产,由构成社会结构的要素组成,存在于人际关系和社会结构中,为社会结构内部的个人行动提供便利[14-15]。个体社会资本汇集成全社会所拥有的财富,其丰富程度决定了社会的经济与民主发展[16]。尽管当前研究对社会资本的理解不尽相同,但均认可其能够影响个体认知,进而对个体行为产生影响[17]

    在“村改居”这一涉及集体行动的重要社会变迁中,农户的行为决策尤为复杂,不仅受到个人因素的直接影响,还受到集体行动中其他成员行为的影响。社会资本理论在此情境下显得尤为重要,可用于分析个体在社会网络中的互动和联系以及这种互动和联系所构成的农户决策的重要背景。就系统主义视角而言,社会资本分析可分为微观层面、中观层面和宏观层面[18]。鉴于本文研究对象为农户,所开展的社会资本分析属于微观层面。具体而言,本文立足于社会网络、社会信任和社会参与三大社会资本维度[19-20],探究了社会资本对农户“村改居”合同签署行为的影响。

    社会网络是基于信任与共同利益构建起的稳定互动互惠关系网[21],成员间居住相近或交往频繁,形成资源共享平台。社会网络的强化有助于推动农户的决策行为[22-23],尤其是农户在“村改居”这种集体行动中的决策行为。原因在于社会网络能为农户提供关于“村改居”政策的有效信息,诸如政策的严格性及合理性、签署合同的有益性等,进而对合同签署行为有积极的影响。在具体分析中,社会网络可分为强连接网络和弱连接网络。前者主要由亲朋、村干部和合作社等组成,对农户合同签署行为可能具有较强的影响[24];后者则基于村民间的联系,其对农户合同签署行为的影响力可能相对较小[25]

    社会信任体现了个体间及个体对组织的信任程度,其形成是基于对他人行为或社会秩序符合个人期望的信念[26],这种信任并非孤立存在,而是在社会互动中自发形成,并在外界环境的引导下得以强化,其核心目的在于降低交易成本,减少道德风险,进而推动集体行动的有效展开[14]。社会信任包括人际信任和制度信任两个层面。人际信任主要聚焦于个体间的相互信赖,这种信任建立在长期交往、共同经历及相互理解的基础之上,对促进个体间的合作与沟通具有至关重要的作用。制度信任则涉及个体对组织或制度的信赖,如农户对村干部的信任,这种信任通常源于对组织公正性、稳定性和权威性的认可。在“村改居”这种集体行动的决策中,社会信任发挥着不可忽视的作用。通过观察他人的合同签署行为,农户的社会信任越高越倾向于接受这些人的建议或行为示范,往往会产生趋同效应,从而推动整体的合同签署行为[27-28]

    社会参与是个体主动融入社会事务,与他人互动并获取情感与社会支持的过程[29],它不仅是利益相关方表达和分享决策与资源控制权的途径,也是多人直接参与决策和执行政策的平台。对农户而言,积极参与集体事务有助于激发其决策的积极性[30],还能通过互动提升个人影响力,获取更多信息与资源,从而进一步强化其社会参与能力。在“村改居”政策背景下,社会参与能增强农户在政策设计中的话语权,确保政策更加贴近农户利益,最终对合同签署行为产生积极的推动作用。

    基于上述分析,提出如下研究假说:H1a:社会网络对农户合同签署行为具有显著的正向影响;H1b:社会信任对农户合同签署行为具有显著的正向影响;H1c:社会参与对农户合同签署行为具有显著的正向影响。

    满意度这一概念由Fornell于1988年首次提出,它主要用来量化分析个体满意度指数与期望值之间的差异,为公共政策的制定提供了重要的参考依据[31]。在“村改居”政策背景下,农户满意度特指农户对政策预期收益与实际可能得到收益的差值感知,这反映了农户对政策的态度与情感倾向[32]。当农户实际获得的收益超出其预期时,他们会对“村改居”政策表示满意,且这种满意感随着超出值的增大而增强;反之,若实际收益低于预期,则农户的满意度会相应降低。

    农户政策满意度与社会网络、社会信任、社会参与等社会资本变量之间存在密切的关联[33-34]。农户若拥有发达的社会网络,便能更全面地掌握“村改居”政策的细节及其可能带来的积极作用,进而增强对政策的认同感与满意度。社会信任作为社会资本的重要组成部分,当农户的社会信任感增强时,能有效减少“村改居”政策相关信息的不对称性,充分发挥“乡规民约”等非正式制度的能效,从而提升农户对政策的接受度和满意度[35]。此外,农户的充分参与也能直接促进其对“村改居”政策相关信息的了解,消除对政策的担忧和顾虑,进而表达出对政策的满意态度。

    农户政策满意度相较于合同签署行为,更具主观性,是度量行为意向的重要指标。一般来说,农户对政策的满意度越高,意味着其采取相关行为的意向越强烈,从而更有可能发生相应的行为[36]。就此而言,社会资本可能通过作用于政策满意度,间接影响农户的合同签署行为。换言之,政策满意度在社会资本与农户合同签署行为之间可能发挥着中介作用。当农户拥有较强的社会资本时,他们对政策的理解和接受度通常更高,因此政策满意度也会相应提升。这种高满意度会进一步促使农户更愿意尽快签署合同,从而推动“村改居”政策的顺利实施。

    基于上述分析,提出如下假说:H2:社会资本对农户的政策满意度有显著的正向影响;H3:政策满意度对合同签署行为有显著的正向影响;H4:政策满意度在社会资本与农户合同签署行为中具有中介效应。

    综上所述,本文将社会资本、政策满意度以及农户“村改居”合同签署行为置于同一分析框架内(图1),旨在深入剖析社会资本对农户合同签署行为的影响及其机理。本文特别关注政策满意度在这一过程中的中介作用,以全面揭示社会资本如何通过提升农户政策满意度,进而促进合同签署行为的发生。通过这一分析框架,本文期望从农户视角更完整地展现“村改居”政策实施过程及其影响因素,为政策制定者提供有针对性的建议,以优化政策设计,提高农户参与度,推动“村改居”工作的顺利进行。

    图  1  社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为影响机理图

    数据来源于笔者于2021年7—8月在北京市史各庄街道开展的大规模农户问卷调查。史各庄街道隶属于北京市昌平区,建制于2019年6月22日,下辖从回龙观镇拆分出的定福皇庄、东半壁店、西半壁店、史各庄、朱辛庄五个村。其中,朱辛庄在史各庄街道建制前基本完成“村改居”工作,本文将定福皇庄、东半壁店、西半壁店、史各庄四个村作为重点研究区域,这四个村也是回龙观地区最晚开展“村改居”工作的村[2]。该区域支持“旧村”拆除的村民,可获得提前搬家奖、节约资源奖、一次性自主腾退奖或配合拆除奖,最高奖励可达30万元/户。一旦农户签署拆迁合同,立即启动农户旧房屋的拆迁工作,确保拆迁工作进度。2020年,当地政府异地启动农户安置房建设,避免因为“旧村”拆除影响“新居”建设,让农户尽早看到“新居”建设成效,增强农户支持“旧村”拆除政策的意愿。

    问卷调查表主要包括农户人口特征、三个维度社会资本状况、政策满意度及合同签署行为四方面内容。农户社会资本及政策满意度为调查的核心内容,采用了量表题项进行数据收集。量表设计分三阶段完成:一是基于已有研究,开展内部讨论,于2021年2—3月完成量表初稿;二是同年4月向相关专业三名专家进行咨询,并根据专家意见进行完善,完成量表预调查稿;三是同年5月开展预调研,对题项进行检验和修订,形成正式稿。所有题项的答案设计均采用李克特五级量表法[37],其中“1”表示对该题项提出的问题最不认可,而“5”则表示最为认可。

    截至2020年底,史各庄街道需开展“村改居”工作的农户共2448户,其中定福皇庄村为1169户、东半壁店村为401户、西半壁店村为460户、史各庄村为418户。为确保样本的代表性,本文采用了两阶段抽样法。首先,将四个村都纳入研究范畴(即抽样范围);其次,每个村均设定抽样比例为20%。农户样本根据户主名单簿,每隔五个姓名选择一个,共获得489个样本农户。问卷调查工作采用一对一入户面对面访谈。调查对象设定为户主,当户主不在家时,则选择熟悉家庭状况的成员作为调查对象。剔除数据存在明显矛盾的调查表,最终得到有效样本416户,问卷有效率为85.07%。

    样本特征如表1所示。就性别而言,接受调查的男性多于女性,男性占样本总数的57.21%。主要原因是优先调查户主,而户主多为男性,若户主不在家和无法接受调查,则选择熟悉家庭状况的成员开展调查。就年龄而言,41 ~ 60岁的中年农户为样本主体,占50.24%;就健康程度而言,身体状况一般以上的样本农户占大多数,为77.88%;就教育程度而言,主要集中在高中、技校、职高及中专以下,占比76.98%;就是否党员来看,23.26%的样本农户为党员。本文选取的样本农户年龄、教育特征与史各庄地区的整体情况基本相似,表明本文样本具有良好的代表性。

    表  1  样本农户特征
    类型 选项 样本量 占比/%
    性别 238 57.21
    178 42.69
    年龄 ≤ 30岁 24 5.77
    31 ~ 40岁 81 19.47
    41 ~ 50岁 107 19.71
    51 ~ 60岁 127 30.53
    ≥ 60岁 102 24.52
    健康状况 非常差 32 7.69
    60 14.42
    一般 95 22.84
    131 31.49
    非常好 98 23.56
    教育程度 小学及以下 34 8.15
    初中 160 38.37
    高中、技校、职高及中专 127 30.46
    大专及本科 91 21.82
    硕士及以上 4 0.96
    是否党员 97 23.26
    319 76.50
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    合同签署行为是农户与“村转居”政策实施直接相关的行为选择,表现为是否签署拆迁合同和/或是否尽快签署拆迁合同。调研表明,仅有不足1%的农户选择拒绝签署土地征收、房屋拆迁及补偿合同。本文的样本农户中,合同签署行为可分成三个阶段:第一阶段签约期为30天,第二阶段签约期为15天,第三阶段为至强制收回程序启动前。由此,农户行为是否有助于政策实施可通过合同签署的批次予以度量。

    就社会资本变量的选择,基于现有文献并结合实际情况,社会网络采用了“拆迁前亲戚往来”“拆迁前本村村民往来”“拆迁前政府干部往来”3个测量变量[6],社会信任采用了“拆迁前本村村民信任”“拆迁前周边村民信任”“拆迁前政府干部信任”3个测量变量[38],社会参与则采用了“拆迁前参加村娱乐活动”“拆迁前参加婚丧嫁娶活动”“拆迁前对村里事务的关注”“拆迁前为村里事务建言献策”4个测量变量[39],变量选取及描述详见表2

    表  2  变量选取及描述
    模型变量 测量题项 赋值说明 均值 标准差
    合同签署(H H:合同签署批次 1 = 第三批,2 = 第二批,3 = 第一批 2.626 0.627
    社会网络(W W1:拆迁前亲戚往来 1 = 很少,2 = 少,3 = 一般,4 = 多,5 = 很多 2.456 1.032
    W2:拆迁前本村村民往来 2.609 0.977
    W3:拆迁前政府干部往来 3.046 1.120
    社会信任(X X1:拆迁前本村村民信任 1 = 非常不信任,2 = 不信任,
    3 = 一般,4 = 信任,5 = 非常信任
    3.480 0.727
    X2:拆迁前周边村民信任 3.170 0.795
    X3:拆迁前政府干部信任 3.652 0.806
    社会参与(C C1:拆迁前参加村娱乐活动 1 = 很少,2 = 少,3 = 一般,4 = 多,5 = 很多 2.460 1.122
    C2:拆迁前参加村婚丧嫁娶活动 2.938 0.964
    C3:拆迁前对村里事务的关注 3.273 0.929
    C4:拆迁前为村里事务建言献策 2.719 1.024
    政策满意度(M M1:政策宣传满意度 1 = 非常不满意,2 = 不满意,3 = 无所谓,4 = 满意,5 = 非常满意 3.499 1.273
    M2:村委会组织满意度 3.815 1.202
    M3:政策制定过程满意度 3.331 1.303
    M4:临时住房满意度 2.755 1.491
    M5:房屋补偿满意度 3.297 1.362
    M6:现金补偿满意度 2.789 1.439
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    结构方程模型(Structural Equation Models,SEM)是基于变量协方差矩阵来分析变量之间关系的一种统计方法,即路径分析和因子分析的结合体[40]。社会资本在农户“村改居”合同签署行为决策中各抽象变量之间存在的因果路径及其作用关系,符合SEM的理论特性。本文选择结构方程模型并使用统计软件AMOS 23.0进行实证研究[41]。17个测量题项为SEM的观测变量,4个模型变量(W、XC、M)为SEM的潜变量。

    测量模型反映潜变量与观测指标之间的关系。方程为:

    $$ {X} =\Lambda {x\xi } + {d} $$ (1)
    $$ {Y} =\Lambda {y\eta } + {\varepsilon } $$ (2)

    结构方程模型的回归方程表达为:

    $$ {\eta } = {\beta \eta } + \Gamma {\xi } + {\zeta } $$ (3)

    观察式(1)、(2)、(3)可知,外生变量和内生变量分别对应X(即农户社会资本变量)和Y(即合同签署批次变量);因子载荷矩阵为Λx和Λy;误差项是dεξ为外生潜变量;η为内生潜变量;内生潜变量相互之间的影响系数用β表示;外生变量对内生潜变量的影响效益系数用Γ表示;η的残差向量为ζ

    为了避免多重共线性导致估计偏误,首先进行共线性诊断。各解释变量的方差膨胀因子(VIF)均小于3.69,满足VIF < 10的检验条件,不存在多重共线性问题。量表的可靠性和有效性可以通过信度和效度进行检验。本文应用SPSS 25.0统计软件进行分析,结果如表3所示。在信度检验中,社会网络(W)、社会信任(X)、社会参与(C)和政策满意度(M)4个潜在变量的克伦巴赫系数(Cronbach's α)均高于0.6的阈值条件,表明各测量指标的可信度较高。在效度检验中,各潜在变量的KMO值均大于0.5的阈值条件,且Bartlett球形检验的显著性P值均小于0.05,表明适合做因子分析。应用因子分析法得出,所有可观测变量在各自对应因子即潜在变量上的载荷系数均大于0.5的阈值条件,表明问卷数据具有较高的效度。

    表  3  量表信度与效度检验
    潜变量 观测
    变量
    α系数 标准因子
    载荷
    KMO值 Bartlett球
    形检验
    社会网络(W W1 0.772 0.690 0.657 367.242(P = 0.000)
    W2 0.850
    W3 0.684
    社会信任(X X1 0.769 0.934 0.588 442.644(P = 0.000)
    X2 0.760
    X3 0.571
    社会参与(C C1 0.798 0.726 0.689 553.664(P = 0.000)
    C2 0.721
    C3 0.676
    C4 0.834
    政策满意度(M M1 0.916 0.762 0.880 1795.499P = 0.000)
    M2 0.686
    M3 0.863
    M4 0.772
    M5 0.863
    M6 0.833
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    模型结果显示,标准化因子载荷均大于0.55,表明通过了项目检验,具有良好的构念效度[42]。各潜变量的组合信度(CR)均大于0.5,表明模型测量稳定、可信度高[43];平均变异萃取量(AVE)均大于0.5,表示潜变量被观测变量有效估计的聚敛程度十分理想,具有良好的操作性定义。所有潜在变量AVE的平方根均大于因素间的相关系数,代表潜变量具备理想的区分效度(见表45)。

    表  4  结构方程模型信度和聚敛效度检验结果
    组合信度平均变异萃取量
    W0.7880.556
    X0.8070.592
    C0.8290.550
    M0.9130.638
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    表  5  结构方程模型区别效度检验
    W X C M
    W 0.746
    X 0.032*** 0.769
    C 0.042*** 0.034*** 0.742
    M 0.05*** 0.046*** 0.06*** 0.799
    注:对角线为AVE的平方根,对角线下方为相关系数;***表示在1%水平上显著。
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    在结构方程模型中,模型拟合度没有绝对评价标准,一般通过观察多个指标进行综合评估。本文选取了简约适配度指标(χ2/DF、PNFI)、增值适配度指标(CFI、NFI、IFI)和绝对适配度指标(RMSEA、CFI)[44-45]三类七项评价指标对模型拟合优度进行检验。考虑到初始假设模型的变量方差之间存在合理共变关系,增列残差e8与e10和e11与e12共计2组共变关系,在不违背理论假设的前提下,有效降低了模型的卡方值。CFI、NFI和IFI值略低于其适配标准,可予以接受;χ2//DF > 5,略大于判断标准中的上限临界值,在大样本数据分析中可予以接受[46]。拟合检验结果见表6,所有检验结果均符合拟合标准,表明结构方程模型整体拟合效果良好。

    表  6  结构方程模型拟合度
    适配度指数 统计检验指标 模型估计值 判断标准 检验结果
    简约适配度指标 χ2/DF 5.373 (1, 5) 可接受
    PNFI 0.677 > 0.500 接受
    增值适配度指标 CFI 0.876 > 0.900 可接受
    NFI 0.853 > 0.900 可接受
    IFI 0.877 > 0.900 可接受
    绝对适配度指标 RMSEA 0.072 < 0.080 接受
    GFI 0.905 > 0.900 接受
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    采用AMOS 23.0软件对农户社会资本与合同签署行为进行结构方程模型分析,模型参数的标准化估计结果见图2。假设检验结果如表7所示,社会网络、社会信任和社会参与均对农户的合同签署行为有显著的正向影响。具体而言,社会网络对合同签署的标准化路径系数为0.169,且通过10%水平的显著性检验,说明社会网络能够通过拓宽信息渠道和减少信息获取成本来促成农户合同签署行为。社会信任对合同签署的标准化路径系数为0.114,且通过10%水平的显著性检验,说明社会信任能够通过对村民和政府干部的认同感,减少自身自觉行为控制,促成农户合同签署行为。社会参与对合同签署的标准化路径系数为0.155,且通过1%水平的显著性检验,说明社会参与能够通过参加各种活动,了解“村改居”相关政策,提高合同签署的积极性,促成农户合同签署行为。

    图  2  结构方程模型路径图
    表  7  模型路径系数检验与显著水平
    路径标准化
    路径系数
    标准误临界比假设假设检
    验结果
    社会网络→合同签署0.169*0.0602.840H1a接受
    社会信任→合同签署0.114*0.0562.047H1b接受
    社会参与→合同签署0.155***0.0483.241H1c接受
    社会网络→政策满意度0.299***0.1142.626H2a接受
    社会信任→政策满意度0.397***0.1083.689H2b接受
    社会参与→政策满意度0.521**0.0925.636H2c接受
    政策满意度→合同签署0.072*0.0292.485H3接受
    注:******分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。
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    社会网络、社会信任和社会参与对农户的政策满意度也有显著的正向影响。具体而言,社会网络对政策满意度的标准化路径系数为0.299,且通过1%水平的显著性检验,说明社会网络丰富的农户可以获取更多的“村改居”政策信息,减少认知偏差,从而提高政策满意度。社会信任对合同签署的标准化路径系数为0.397,且通过1%水平的显著性检验,说明社会信任越高,越相信政府的“村改居”政策,从而提高政策满意度。社会参与对政策满意度的标准化路径系数为0.521,且通过5%水平的显著性检验,说明社会参与越多越有机会了解“村改居”政策,越能够提高政策满意度。

    政策满意度对合同签署行为的标准化路径系数为0.072,且通过10%水平的显著性检验,说明政策满意度高,就可以减少农户在村改居过程中产生的问题,从而可以尽快地签署合同。综上所述,假设H1a、H1b、H1c、H2a、H2b、H2c、H3与理论预期一致,通过检验。这些结果对政策制定者和实施者具有重要的指导意义。在推进实施“村改居”政策的过程中,政策制定者应该充分认识到社会资本的重要性,并通过各种方式(如加强社会网络建设、提高政策透明度、鼓励农户参与等)来培育和提升农户的社会资本水平,从而增强农户对政策的满意度和认同感,进而促进合同签署和政策的顺利实施。

    采用Bootstrap方法,通过2 000次迭代计算对政策满意度的中介效应进行检验。表8结果显示,路径“社会网络—政策满意度—合同签署”的间接效应值为0.021,95%置信区间均为正值,不包含0,结果显著;路径“社会信任—政策满意度—合同签署”的间接效应值为0.029,95%置信区间均为正值,不包含0,结果显著;路径“社会参与—政策满意度—合同签署”的间接效应值为0.037,95%置信区间均为正值,不包含0,结果显著。综上所述,政策满意度在社会网络、社会信任和社会参与与合同签署行为之间起到了显著的中介作用,即这三个社会资本维度不仅直接影响合同签署行为,还通过提高政策满意度来间接促进合同签署。假设H4得以验证。

    表  8  中介效应检验结果
    中介效应路径效应值标准误95%置信区间
    下限上限
    社会网络—满意度—合同签署0.0210.0130.0030.061
    社会信任—满意度—合同签署0.0290.0170.0050.077
    社会参与—满意度—合同签署0.0370.0190.0080.083
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    本文基于北京市史各庄街道的实地调查数据,实证检验了社会资本对农户“村改居”合同签署行为的影响机理以及政策满意度在其中的中介效用,得到相关结论。

    第一,农户“村改居”合同签署行为逻辑遵循“社会资本—政策满意度—合同签署”路径范式。其中,农户社会资本状况和政策满意度均会对合同签署行为产生直接影响,农户社会资本还会通过政策满意度对合同签署行为产生影响,农户的政策满意度在社会资本对合同签署的影响中具有中介效用。

    第二,在农户社会资本中,社会网络(系数估计值为0.169)、社会参与(系数估计值为0.155)和社会信任(系数估计值为0.114)依次对合同签署行为具有正向影响,体现了三个不同维度社会资本变量的差异性影响。农户社会网络对合同签署行为具有的影响结果与在苏北地区和安徽金寨的研究[9-10]具有一致性,而农户社会参与对合同签署行为的影响大于社会信任的影响则支持了安徽金寨[10]的研究,可能的原因在于研究区域及农户行为类型的差异。

    第三,政策满意度的间接效应在社会参与对农户合同签署行为影响中最大(系数估计值为0.037),此后依次为社会信任(系数估计值为0.029)和社会网络(系数估计值为0.021)。比较农户社会资本对合同签署行为的直接影响,同时考虑政策满意度的间接效应,可知社会信任和社会网络的影响大小结果存在差异,从而体现研究政策满意度间接效应的意义。

    在“村改居”政策具有刚性的前提下[2],农户签署和尽快签署“村改居”合同有利于改革工作的推进,也有助于“村改居”后的利益实现。基于上述研究发现,本文建议:第一,加强农户社会网络建设,促进信息交流与传播。一方面,村委会可以通过举办“村改居”政策宣传等集体活动,鼓励农户扩展人际交往圈层,积极融入社会网络,增加信息交流与分享,并加强社会网络维护,提高社会网络关系强度。另一方面,基层政府可以定期组织村干部学习相关政策法规,强化村集体的组织能力,提高农户对村干部的信任。通过上述措施,可以有效加强农户对“村改居”过程中的政策认同及身份转变认知,充分发挥农户在政策信息传播和行为示范及引导中的积极作用。第二,充分考虑农户合理利益诉求,完善“村改居”政策体系。在“村改居”政策制定和实施过程中,要将“村改居”涉及的房屋腾退、土地征收、现金和/或新房补偿、周转房临时安置、新型集体经济业态等政策予以统筹制定,促进政策的宣传和解读,杜绝“漫天要价”的不合理利益诉求,也要加强“村改居”社区配套基础设施建设,提高公共服务的水平和质量,保障农户合理利益,提升农户对“村改居”政策的满意度,进而促进合同签署。

    受限于样本选择区域和样本量大小,本文的研究结果可能无法全面反映全国的“村改居”情况。为了提升研究的普适性和代表性,未来的研究应扩大样本选择范围,涵盖不同地区的农户。同时,引入更先进的数据收集方法和技术将有助于减少信息遗漏和误差,提高数据质量。在拥有大样本数据的基础上,未来的研究可以进一步深化对结构方程模型的应用,通过尝试更复杂的模型结构,更准确地捕捉变量之间的复杂关系。此外,收集和建立农户面板数据,使用动态模型也将有助于理解农户行为决策随时间变化的动态过程。

  • 图  1   社会资本、政策满意度与农户“村改居”合同签署行为影响机理图

    图  2   结构方程模型路径图

    表  1   样本农户特征

    类型 选项 样本量 占比/%
    性别 238 57.21
    178 42.69
    年龄 ≤ 30岁 24 5.77
    31 ~ 40岁 81 19.47
    41 ~ 50岁 107 19.71
    51 ~ 60岁 127 30.53
    ≥ 60岁 102 24.52
    健康状况 非常差 32 7.69
    60 14.42
    一般 95 22.84
    131 31.49
    非常好 98 23.56
    教育程度 小学及以下 34 8.15
    初中 160 38.37
    高中、技校、职高及中专 127 30.46
    大专及本科 91 21.82
    硕士及以上 4 0.96
    是否党员 97 23.26
    319 76.50
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    表  2   变量选取及描述

    模型变量 测量题项 赋值说明 均值 标准差
    合同签署(H H:合同签署批次 1 = 第三批,2 = 第二批,3 = 第一批 2.626 0.627
    社会网络(W W1:拆迁前亲戚往来 1 = 很少,2 = 少,3 = 一般,4 = 多,5 = 很多 2.456 1.032
    W2:拆迁前本村村民往来 2.609 0.977
    W3:拆迁前政府干部往来 3.046 1.120
    社会信任(X X1:拆迁前本村村民信任 1 = 非常不信任,2 = 不信任,
    3 = 一般,4 = 信任,5 = 非常信任
    3.480 0.727
    X2:拆迁前周边村民信任 3.170 0.795
    X3:拆迁前政府干部信任 3.652 0.806
    社会参与(C C1:拆迁前参加村娱乐活动 1 = 很少,2 = 少,3 = 一般,4 = 多,5 = 很多 2.460 1.122
    C2:拆迁前参加村婚丧嫁娶活动 2.938 0.964
    C3:拆迁前对村里事务的关注 3.273 0.929
    C4:拆迁前为村里事务建言献策 2.719 1.024
    政策满意度(M M1:政策宣传满意度 1 = 非常不满意,2 = 不满意,3 = 无所谓,4 = 满意,5 = 非常满意 3.499 1.273
    M2:村委会组织满意度 3.815 1.202
    M3:政策制定过程满意度 3.331 1.303
    M4:临时住房满意度 2.755 1.491
    M5:房屋补偿满意度 3.297 1.362
    M6:现金补偿满意度 2.789 1.439
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    表  3   量表信度与效度检验

    潜变量 观测
    变量
    α系数 标准因子
    载荷
    KMO值 Bartlett球
    形检验
    社会网络(W W1 0.772 0.690 0.657 367.242(P = 0.000)
    W2 0.850
    W3 0.684
    社会信任(X X1 0.769 0.934 0.588 442.644(P = 0.000)
    X2 0.760
    X3 0.571
    社会参与(C C1 0.798 0.726 0.689 553.664(P = 0.000)
    C2 0.721
    C3 0.676
    C4 0.834
    政策满意度(M M1 0.916 0.762 0.880 1795.499P = 0.000)
    M2 0.686
    M3 0.863
    M4 0.772
    M5 0.863
    M6 0.833
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    表  4   结构方程模型信度和聚敛效度检验结果

    组合信度平均变异萃取量
    W0.7880.556
    X0.8070.592
    C0.8290.550
    M0.9130.638
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    表  5   结构方程模型区别效度检验

    W X C M
    W 0.746
    X 0.032*** 0.769
    C 0.042*** 0.034*** 0.742
    M 0.05*** 0.046*** 0.06*** 0.799
    注:对角线为AVE的平方根,对角线下方为相关系数;***表示在1%水平上显著。
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    表  6   结构方程模型拟合度

    适配度指数 统计检验指标 模型估计值 判断标准 检验结果
    简约适配度指标 χ2/DF 5.373 (1, 5) 可接受
    PNFI 0.677 > 0.500 接受
    增值适配度指标 CFI 0.876 > 0.900 可接受
    NFI 0.853 > 0.900 可接受
    IFI 0.877 > 0.900 可接受
    绝对适配度指标 RMSEA 0.072 < 0.080 接受
    GFI 0.905 > 0.900 接受
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    表  7   模型路径系数检验与显著水平

    路径标准化
    路径系数
    标准误临界比假设假设检
    验结果
    社会网络→合同签署0.169*0.0602.840H1a接受
    社会信任→合同签署0.114*0.0562.047H1b接受
    社会参与→合同签署0.155***0.0483.241H1c接受
    社会网络→政策满意度0.299***0.1142.626H2a接受
    社会信任→政策满意度0.397***0.1083.689H2b接受
    社会参与→政策满意度0.521**0.0925.636H2c接受
    政策满意度→合同签署0.072*0.0292.485H3接受
    注:******分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著。
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    表  8   中介效应检验结果

    中介效应路径效应值标准误95%置信区间
    下限上限
    社会网络—满意度—合同签署0.0210.0130.0030.061
    社会信任—满意度—合同签署0.0290.0170.0050.077
    社会参与—满意度—合同签署0.0370.0190.0080.083
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图(2)  /  表(8)
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出版历程
  • 收稿日期:  2024-03-20
  • 录用日期:  2024-08-19
  • 网络出版日期:  2024-09-25

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