鄧蒙芝

(河南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南 鄭州 450003)

一、問題的提出

農(nóng)村道路是農(nóng)村地區(qū)最重要的基礎(chǔ)設(shè)施之一，是支撐農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動得以實現(xiàn)和延續(xù)的必要條件。農(nóng)村道路建設(shè)更被認(rèn)為是新農(nóng)村建設(shè)的第一要務(wù)和抓手。[1]近年來我國農(nóng)村道路交通明顯改善，2011年全國農(nóng)村公路(含縣道、鄉(xiāng)道、村道)里程達(dá)356.40萬公里，比上年末增加5.74萬公里；全國通公路的鄉(xiāng)(鎮(zhèn))占全國鄉(xiāng)(鎮(zhèn))總數(shù)的99.97%，通公路的建制村占全國建制村總數(shù)的99.38%。[2]

農(nóng)村道路供給是為滿足農(nóng)村地區(qū)居民生產(chǎn)、生活和社會發(fā)展的基本需求而提供的一項公共服務(wù)。從理論上講，農(nóng)民對農(nóng)村道路供給的滿意程度能夠客觀地反映農(nóng)村道路需求的福利水平、滿足程度和潛在的需求方向，因此，研究農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度，分析農(nóng)民對農(nóng)村道路需求的變化，適時地提出并實施能夠更好地滿足農(nóng)民需求的農(nóng)村道路投資策略，可以讓農(nóng)民更多地分享改革和發(fā)展的成果，最大限度地增進(jìn)農(nóng)民的福利水平。

當(dāng)前關(guān)于農(nóng)村道路的研究主要集中在農(nóng)村道路對社會經(jīng)濟(jì)的影響、農(nóng)村道路供給機(jī)制與影響因素以及農(nóng)村道路滿意度評價等方面。李文對農(nóng)村道路投資的減緩貧困效果進(jìn)行了實證分析，結(jié)果顯示農(nóng)村道路減貧效果顯著。[3]鄧蒙芝等基于5省2000農(nóng)戶的調(diào)查實證分析了農(nóng)村道路和農(nóng)村勞動力非農(nóng)就業(yè)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村道路改善可以有效促進(jìn)農(nóng)村勞動力的非農(nóng)就業(yè)，增加農(nóng)民收入。[4]周月書等基于江浙皖三省的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村道路在供給量、供給模式和質(zhì)量方面存在省際差異，影響農(nóng)村道路供給的主要因素是第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比例、人均收入、地方企業(yè)數(shù)等。[5]王明昊、李強(qiáng)等研究認(rèn)為，我國農(nóng)村道路建設(shè)在總量和質(zhì)量上仍有待提高，特別是存在著很大的地區(qū)差異，農(nóng)民對農(nóng)村道路的滿意度不高但投資意愿較強(qiáng)。[6,7]

現(xiàn)有文獻(xiàn)在農(nóng)村道路研究方面取得了一定的成果，為今后進(jìn)一步的研究提供了寶貴經(jīng)驗。但是，這些文獻(xiàn)較少對農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度進(jìn)行專門的研究，尤其是缺乏基于微觀數(shù)據(jù)的實證研究。鑒于此，筆者擬運(yùn)用村莊和農(nóng)戶層面的微觀數(shù)據(jù)實證分析農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度及其影響因素。

二、理論分析及模型和變量的選取

1985年美國學(xué)者首先提出了顧客滿意度理論，1989年美國密歇根大學(xué)商學(xué)院質(zhì)量研究中心費(fèi)耐爾(Fornell)博士綜合顧客期望、購買后的感知、購買價格等多方面的因素構(gòu)建了一個顧客滿意度計量經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯模型，即費(fèi)耐爾模型。顧客滿意度模型最早應(yīng)用于測量顧客對企業(yè)提供的產(chǎn)品或服務(wù)質(zhì)量的滿意程度，以此衡量企業(yè)的競爭優(yōu)勢，反映市場對企業(yè)產(chǎn)品或服務(wù)的認(rèn)可程度。1993年美國頒布《政府績效與結(jié)果法案》，明確指出要以顧客為導(dǎo)向，將顧客需求作為政府公共部門存在、發(fā)展的前提。這標(biāo)志著顧客滿意度理論開始正式應(yīng)用于政府績效評估中。

近年來，顧客滿意度理論越來越廣泛地被應(yīng)用于農(nóng)村公共服務(wù)績效評價研究領(lǐng)域。李燕凌、曾福生采用湖南省126個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))農(nóng)戶對農(nóng)村公共品供給滿意度評價抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用CSI-Probit回歸模型實證分析了農(nóng)村公共品供給農(nóng)民滿意度及其影響因素，結(jié)果表明，農(nóng)民滿意度主要取決于農(nóng)民受教育年限、醫(yī)療可及性、農(nóng)戶的有效灌溉面積率、農(nóng)戶距鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府距離、農(nóng)林技術(shù)站服務(wù)次數(shù)以及被調(diào)查者年齡等因素。[8]馬林靖、張林秀使用全國性抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序的Logit模型分析了農(nóng)民對其所在村莊灌溉設(shè)施投資狀況的滿意度及其影響因素，結(jié)果顯示，教育程度、項目實施前是否公開預(yù)算和征求意見，以及農(nóng)戶家庭是否參加了項目維護(hù)等因素都對農(nóng)民滿意度有積極的正向影響。[9]王延中、江翠萍基于903戶農(nóng)村居民家庭調(diào)查資料，運(yùn)用路徑分析法對農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)滿意度的影響因素進(jìn)行了分析，結(jié)果表明，農(nóng)民的年齡、區(qū)域、職業(yè)、家庭收入水平直接影響其醫(yī)療服務(wù)滿意度，而農(nóng)民的文化程度、家庭成員的主要患病類型、家庭成員患病后主要診療方式等因素間接影響農(nóng)民醫(yī)療服務(wù)滿意度。[10]

已有研究對于進(jìn)一步深入研究農(nóng)民對農(nóng)村公共服務(wù)評價具有重要的借鑒意義，但這些研究多側(cè)重于農(nóng)民對農(nóng)村公共物品和公共服務(wù)供給的可及性的評價，較少涉及到公共物品和公共服務(wù)供給的質(zhì)量可能對農(nóng)民滿意度產(chǎn)生的影響，尤其還尚未有文獻(xiàn)研究農(nóng)民對農(nóng)村道路供給的滿意情況。事實上，公共物品和公共服務(wù)供給的質(zhì)量和可及性同樣重要，[11]而且，隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和新農(nóng)村建設(shè)的不斷推進(jìn)，農(nóng)民對農(nóng)村道路供給的需求水平也在不斷提高，道路供給的質(zhì)量得到越來越多的關(guān)注。為此，本文根據(jù)顧客滿意度理論，將農(nóng)村道路供給的可及性、道路密度和道路質(zhì)量納入一個統(tǒng)一的分析框架中，建立Probit模型：

農(nóng)民對于農(nóng)村道路供給現(xiàn)狀的滿意度有“很滿意”、“滿意”和“不滿意”，為便于對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，本文把評價結(jié)果“很滿意”和“滿意”歸并為“滿意”，當(dāng)被解釋變量sat值為1時表示“滿意”，sat值為0時表示“不滿意”。借鑒已有研究，本文將解釋變量分成四組：第一組是反映村莊道路狀況的變量X1。對于村莊道路狀況，本文從村莊外部道路條件即村莊與外界通達(dá)狀況(用村莊距最近柏油路或水泥路的距離衡量)和村莊內(nèi)部道路密度(用人均占有道路長度來測量)、道路質(zhì)量(用路面狀況即硬化道路、砂石路和土路分別所占比例來衡量)等三個方面考察。農(nóng)民的個人特質(zhì)、家庭特征以及村莊特征也是影響其道路供給滿意程度的重要因素。因此，本文設(shè)置第二組反映受訪者個人特征和社會特征的控制變量X2，包括受訪者的性別、年齡、受教育程度、是否有非農(nóng)收入、是否是村領(lǐng)導(dǎo)、是否是黨員；第三組反映受訪者家庭特征的控制變量X3，包括家庭總?cè)丝跀?shù)、勞動力人數(shù)、非農(nóng)勞動從業(yè)者比例、耕地面積、是否有學(xué)齡前兒童、是否有正在上學(xué)的學(xué)生、家中是否有村干部、是否有黨員；第四組反映村莊自然特征的控制變量X4，包括村莊的規(guī)模(總戶數(shù))、地理位置(距鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離)、地形條件(25度坡地所占比例)。具體的變量說明如表1所示。

表1 變量選擇及其含義

三、數(shù)據(jù)來源及描述性分析

本文所使用的數(shù)據(jù)來自于中國科學(xué)院農(nóng)業(yè)政策研究中心2008年對全國5省100個行政村和2 000家農(nóng)戶的隨機(jī)抽樣調(diào)查。調(diào)查組先在全國范圍內(nèi)隨機(jī)選取了吉林、陜西、江蘇、河北和四川5個省，然后按照每個省隨機(jī)抽取5個縣的原則共確定了25個樣本縣，再按每個樣本縣隨機(jī)抽取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取2個村、每個村隨機(jī)抽取20家農(nóng)戶的原則進(jìn)行農(nóng)戶抽樣，通過對村干部和村民的實地問卷調(diào)查，最終收集了100個村道路供給和2 000家農(nóng)戶的有關(guān)信息。

表2顯示，當(dāng)前我國農(nóng)村道路供給現(xiàn)狀存在一定的地區(qū)差異。截至2007年底，江蘇省的所有村莊都通了柏油路或水泥路，村莊距最近柏油路或水泥路的距離平均只有0.13公里，村莊與外界通達(dá)的道路條件最好；而陜西省和河北省與外界通達(dá)的道路條件相對較差，村莊距最近柏油路或水泥路的距離平均在2公里以上，特別是陜西省尚有20%的村莊沒有通柏油路或水泥路。村莊人均占有的道路長度則以陜西和四川兩省最多，分別有13.22米和12.31米之多，而江蘇和河北兩省相對較少，分別只有6.43米和4.74米。江蘇省的村莊道路的路面狀況最好，50.10%的道路都是硬化道路，土路的比例不到20%，而其他省份村莊道路狀況較差，土路所占比例相對較高，其中吉林和河北省村莊中接近一半(46.60%，46.70%)的道路都是土路。

表2 截至2007年底5省農(nóng)村道路供給現(xiàn)狀

表3列出的是農(nóng)民對現(xiàn)有農(nóng)村道路供給的主觀評價，包括農(nóng)民對農(nóng)村道路供給的滿意程度、與2005年相比和與鄰村相比本村道路供給狀況?？偟膩砜矗r(nóng)民對已有道路供給的滿意程度(包括很滿意和滿意)不高。譬如，1/3的農(nóng)民對現(xiàn)有道路供給不滿意，有些省份(如吉林)高達(dá)40%左右的農(nóng)民對已有道路供給不滿意；農(nóng)民對道路供給的很滿意率也相對較低，平均不到20%，滿意度最高的陜西省也不到30%，而江蘇省只有約13%的農(nóng)民對道路供給很滿意。

表3 農(nóng)民對農(nóng)村道路供給的滿意度 %

隨著大規(guī)模農(nóng)村道路建設(shè)的展開，農(nóng)民普遍認(rèn)為道路條件與以往相比有了很大程度的改善，但是農(nóng)村道路供給狀況和農(nóng)民的期望值仍然有很大差距。與2005年(表3第4-6列)相比大多數(shù)(近3/4)農(nóng)民認(rèn)為道路條件已經(jīng)得到了改善，其中，陜西省有高達(dá)83%的農(nóng)民認(rèn)為本村的道路條件比2005年更好。然而，當(dāng)進(jìn)行橫向比較時(表3第7-9列)，大部分農(nóng)民則認(rèn)為本村的道路條件不如鄰村或只是和鄰村一樣，只有不到40%的農(nóng)民認(rèn)為本村的道路條件比鄰村好，河北省只有約28%的農(nóng)民認(rèn)為本村的道路條件比鄰村更好。

筆者把100個村莊分別按照村莊距最近柏油/水泥路的距離、村莊內(nèi)道路的人均占有長度和硬化道路在村內(nèi)道路中所占比例等分成小、中、大三個組，來考察村莊道路供給狀況和村民滿意度之間的相關(guān)關(guān)系(表4)。結(jié)果表明，村莊的外部道路條件影響著村民道路供給滿意度。隨著村莊距最近柏油/水泥路的距離越來越遠(yuǎn)，村民對道路供給的滿意度也越來越低，滿意率(包括很滿意和滿意)由76.5%下降到45.5%，減少了31個百分點(diǎn)；其中很滿意率由26.2%下降到11.1%，減少了15.1個百分點(diǎn)。與此同時，不滿意率由23.5%上升到54.5%，增加了1.3倍。

一個值得注意的現(xiàn)象是，村民道路供給滿意程度并沒有隨著村莊內(nèi)部道路長度的增加而增加，相反卻在下降。從表4可以看到，當(dāng)村莊內(nèi)部道路密度較高，即人均占有村莊道路較長時，只有60.5%的農(nóng)民對當(dāng)前道路供給表示滿意(包括很滿意和滿意)，比村內(nèi)道路密度較低的村莊低11個百分點(diǎn)。與此同時筆者還發(fā)現(xiàn)，道路路面狀況越好，村民的滿意程度越高。表4顯示，道路路面狀況較好即硬化道路占比較高的村莊，農(nóng)民的滿意度較高，達(dá)到了81.3%，比路面狀況較差的村莊要高出近35個百分點(diǎn)，其中表示很滿意的農(nóng)民占到了27%，比路面狀況較差的村莊高15個百分點(diǎn)。

表4 村莊道路供給分組滿意度比較 %

四、計量結(jié)果分析

1.個人特征和家庭特征對農(nóng)村道路供給滿意度的影響

表5、表6列出了受訪者的個人特征和家庭特征對農(nóng)村道路供給滿意度的影響。兩張表還將受訪者按照評價結(jié)果分“滿意”或“不滿意”兩組進(jìn)行對比，以初步判斷兩組受訪者在個人和家庭特征上是否存在系統(tǒng)性差異。表5受訪者的個人特征對比結(jié)果表明，兩組受訪者在某些特征，如性別、是否為村領(lǐng)導(dǎo)、受教育程度等方面幾乎沒有差異；但是，兩組受訪者在年齡、是否有非農(nóng)收入和是否黨員上具有較為明顯差異，年齡較大的受訪者相對來說對已有道路供給的滿意度較高，而為黨員的受訪者滿意度也較高，此外，有非農(nóng)收入的受訪者對道路供給的滿意度相對較低。

表6受訪者家庭特征的對比分析結(jié)果顯示，“滿意”和“不滿意”的受訪者在家庭規(guī)模、耕地面積、非農(nóng)勞動從業(yè)者比例、家中是否有學(xué)齡前兒童、是否有黨員等方面存在顯著差異。比較而言，對已有道路供給滿意的受訪者，家庭人口數(shù)量和耕地面積較多，非農(nóng)勞動從業(yè)者比例較高，家中多有黨員和學(xué)齡前兒童。兩組受訪者在家庭的撫養(yǎng)系數(shù)、家庭中是否有上學(xué)學(xué)生以及家庭中是否有村干部等方面對道路供給滿意度并不存在顯著差異。

表5 受訪者個人特征

表6 受訪者家庭特征

2. 農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度的影響因素分析

表7列出了農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度的Probit模型估計結(jié)果。出于穩(wěn)健性的考慮，在模型估計過程中本文從兩個維度度量農(nóng)村道路密度，即人均占有道路長度和每畝耕地上的道路長度(由于調(diào)查問卷中沒有收集村莊面積的數(shù)據(jù)，因此本文用每畝耕地上的道路長度來近似度量村莊的道路密度)。表7的第1列和第2列是只引入道路供給可及性和道路密度等有關(guān)數(shù)量方面的估計結(jié)果，第3列和第4列則是加入表征道路質(zhì)量變量的估計結(jié)果。此外，由于樣本是采取分層抽樣的方法獲得，因此，在模型估計時本文還做了聚類(cluster)校正。

模型估計結(jié)果顯示，當(dāng)只考慮道路可及性和道路密度等有關(guān)道路數(shù)量對農(nóng)民滿意度的影響時，兩者對農(nóng)民滿意度的影響均為負(fù)且在統(tǒng)計上不顯著(表 7第 1、2列)。當(dāng)將表征道路質(zhì)量的變量(硬化道路在村內(nèi)道路所占比例)引入模型中以后，模型的擬合度顯著提高，Pseudo R-squared值由0.0276和0.0209增加到0.127和0.118(表7最后一行)。但是表征道路密度的變量系數(shù)(人均占有道路長路或每畝耕地上的道路長度)依然在統(tǒng)計上不顯著(顯著性概率分別為0.81和0.85)，而表征道路可及性變量(村莊距最近柏油路或水泥路的距離)系數(shù)的顯著性水平明顯提高，達(dá)到了 5%的顯著性水平且為正，特別是道路質(zhì)量(硬化道路占比)變量對農(nóng)民滿意度的影響尤為明顯，其系數(shù)為正，達(dá)到 1%的顯著水平(表7第4行，第3、4列)。

由此可以看到，農(nóng)村道路的可及性和道路質(zhì)量狀況是影響農(nóng)民道路供給滿意度的重要因素。如果村莊對外通達(dá)的道路狀況越好(即村莊距最近柏油路或水泥路的距離越近)農(nóng)民對道路供給越滿意。同樣，提高村內(nèi)的道路質(zhì)量(即村莊道路的硬化比例越高)農(nóng)民的滿意度也會增加。道路密度對農(nóng)民滿意度的影響則并不顯著，這可能是由于村內(nèi)的道路建設(shè)已經(jīng)具備了一定的數(shù)量水平，農(nóng)民對道路供給的要求相應(yīng)提高，單純地增加道路建設(shè)長度已不能滿足農(nóng)民對道路供給的需求。

個人、家庭以及村莊特征等變量的估計結(jié)果顯示，個人特征中是否具有非農(nóng)收入、是否是黨員是影響農(nóng)民道路供給滿意度的重要因素(表7第3、4列)。有非農(nóng)收入的受訪者對道路供給的滿意度相對不高，而受訪者為黨員的滿意度則相對較高。家庭特征中，耕地面積、非農(nóng)勞動從業(yè)者占比、是否有學(xué)齡前兒童以及是否有黨員都對滿意度有顯著的影響。其中，非農(nóng)勞動從業(yè)者占比和滿意度有著顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系，而家庭耕地面積、家中是否有學(xué)齡前兒童和黨員都和道路供給滿意度有著顯著的正向相關(guān)關(guān)系。村莊特征中，距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)越近的村莊農(nóng)民對道路供給的滿意度越高。

對于有非農(nóng)收入和家中非農(nóng)勞動從業(yè)者占比較高的受訪者來說，由于職業(yè)選擇的關(guān)系，他們對農(nóng)村道路供給的要求和期望會更高。身為黨員或家中有黨員的受訪者出于對政府和村組織的信任或身份的限制，對農(nóng)村道路供給會更多地表達(dá)滿意的態(tài)度。家中有學(xué)齡前兒童的受訪者因為照顧孩子家務(wù)勞動相對較重和家中耕地面積較多的受訪者農(nóng)業(yè)生產(chǎn)任務(wù)相對較重，他們?nèi)粘５纳a(chǎn)和生活多集中在一個相對較小的范圍（如村莊甚至村小組），因此，對道路供給的敏感性和要求相對不高，滿意程度較高。地理位置較好、距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)較近的村莊道路條件相對較好，因而農(nóng)民的滿意度較高。

表7 農(nóng)民道路供給滿意度的Probit模型估計結(jié)果

五、結(jié)論和啟示

本文根據(jù)顧客滿意度理論，將農(nóng)村道路的可及性、密度和質(zhì)量納入一個統(tǒng)一的分析框架中，并基于2008年全國5省100個行政村和2 000農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，建立Probit模型深入分析了農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度及其影響因素，結(jié)果顯示：首先，盡管近年來農(nóng)村道路狀況有了很大程度的改善，但是與農(nóng)民的需求相比還有較大差距，農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度普遍不高。其次，村莊外部的道路條件和村莊內(nèi)部的道路質(zhì)量與農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度顯著正相關(guān)，而村莊內(nèi)部道路長度的影響則不顯著。再次，農(nóng)民的組織身份(是否為黨員)和職業(yè)選擇(是否有非農(nóng)收入)與農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度顯著正相關(guān)，其他一些個人特征如性別、年齡、受教育程度等的影響并不顯著。另外，家庭成員的職業(yè)選擇、家庭中是否有學(xué)齡前兒童、家庭成員的組織身份、家庭的土地資源稟賦等和農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度密切相關(guān)。最后，村莊的地理位置和道路供給滿意度顯著正相關(guān)，村莊規(guī)模以及村莊地形條件的影響不顯著。

上述分析表明，隨著社會主義新農(nóng)村建設(shè)的深入推進(jìn)，廣大農(nóng)村居民對道路供給的需求不斷變化和提高，要提高農(nóng)村道路供給農(nóng)民滿意度，一方面要提高村內(nèi)新建、改建道路的規(guī)劃、建設(shè)水平，村莊內(nèi)新建主干道和村組道路應(yīng)全部規(guī)劃為硬化道路，原有主干道和村組道路為砂石或土路的應(yīng)升級為硬化道路；另一方面，要加大落后地區(qū)通村公路的建設(shè)力度，同時還要關(guān)注已有通村公路的維護(hù)保養(yǎng)，便利村民出行，以改善農(nóng)村居民的生活條件，滿足農(nóng)村居民日益提高的道路需求，提高農(nóng)村居民的福利水平，使其分享改革發(fā)展的成果。

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