村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿研究

陳道平 楊建 陳乃嘉

摘 ? 要：農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務(wù)，在農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革逐步推進(jìn)的背景下，對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的研究具有重要價(jià)值。本文使用四川省彭州市530戶農(nóng)村居民的調(diào)研數(shù)據(jù)，基于因子分析和回歸分析方法，實(shí)證分析了村民心理因素對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的影響。研究發(fā)現(xiàn)，村民的風(fēng)險(xiǎn)感知對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的負(fù)向影響，村民的改革認(rèn)知、面子形象對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響，中國文化背景下村民的價(jià)值觀（中庸之道、人際觀念和自我實(shí)現(xiàn)）對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響。在這些心理因素中，按影響重要程度從高到低依次為改革認(rèn)知、中庸之道、自我實(shí)現(xiàn)、面子形象、風(fēng)險(xiǎn)感知、人際觀念。本文的研究結(jié)果為提升村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿提供了新的思路。

關(guān)鍵詞：集體產(chǎn)權(quán)制度;風(fēng)險(xiǎn)感知;價(jià)值觀;改革意愿

中圖分類號：F320.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1008-2697（2022）03-0028-08

一、引言

農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革是農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)改革的重大制度創(chuàng)新，是鞏固社會(huì)主義公有制和完善農(nóng)村基本經(jīng)營制度的必然要求，各級政府部門高度重視，近年來也引起了學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革是一項(xiàng)系統(tǒng)而復(fù)雜的工程，其實(shí)質(zhì)是建立資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為資本的新產(chǎn)權(quán)機(jī)制。對于這樣一項(xiàng)關(guān)乎農(nóng)村居民切身利益的重大工程，村民的改革意愿將直接影響改革的穩(wěn)妥推進(jìn)。研究發(fā)現(xiàn)，村民的人口統(tǒng)計(jì)特征[1]、改革宣傳效果[2]、村落文化[3]等客觀因素對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿產(chǎn)生重要影響，但少有文獻(xiàn)研究村民主觀心理因素對改革意愿的影響。

主觀心理因素形成人們的價(jià)值觀、信念、態(tài)度等，人們對風(fēng)險(xiǎn)的感知、對事物的認(rèn)知以及價(jià)值觀對其行為或行為意愿必然產(chǎn)生影響。Dahl & Simon（1957）認(rèn)為價(jià)值觀對決策行為產(chǎn)生影響[4]。高玉平等（2014）認(rèn)為儒家價(jià)值觀對彩電購買行為產(chǎn)生顯著影響[5]。易娜等（2020）在對農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口土地承包經(jīng)營權(quán)退出意愿的研究中，認(rèn)為心理感知是其中重要因素之一[6]。李瑞等（2019）對生態(tài)補(bǔ)償政策對居民生態(tài)文明建設(shè)意愿的研究認(rèn)為，心理變量對居民生態(tài)文明建設(shè)意愿產(chǎn)生顯著影響[7]。這些研究證實(shí)了主觀心理因素（比如感知、認(rèn)知、價(jià)值觀等）是影響人們行為或行為意愿的重要因素，但在農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革領(lǐng)域，心理因素發(fā)生作用的方向和大小尚不清楚。因此，本文將對此進(jìn)行探索。第一，村民對改革的風(fēng)險(xiǎn)感知、村民的面子形象和村民對改革的認(rèn)知對其參與改革的意愿有怎樣的影響？第二，中國文化背景下村民的價(jià)值觀（中庸之道、人際觀念和自我實(shí)現(xiàn)）對其參與改革的意愿有怎樣的影響？

二、研究假設(shè)

（一）風(fēng)險(xiǎn)感知對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的影響

風(fēng)險(xiǎn)感知是指人們對事件的不確定性所可能帶來的風(fēng)險(xiǎn)的感知，這種不確定性或者是預(yù)期目標(biāo)的不確定性，或者是由可能的不利結(jié)果所帶來的不確定性。當(dāng)人們在不確定性環(huán)境下做決策感知到風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，其自然反應(yīng)是在收益一定的情況下使做出的決策的風(fēng)險(xiǎn)盡可能小，因此風(fēng)險(xiǎn)感知對人們的決策行為產(chǎn)生影響。人們感知到的風(fēng)險(xiǎn)有多種類型，財(cái)務(wù)或經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)是其中最重要的一種。村民在參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革中，可能會(huì)有集體資產(chǎn)沒全部納入量化范圍、集體股的權(quán)屬關(guān)系不清、集體經(jīng)濟(jì)組織變更或重組時(shí)重新確權(quán)時(shí)股權(quán)變少等擔(dān)心。這些擔(dān)心構(gòu)成了村民感受到的不確定性因素，這些不確定性因素可能給村民帶來經(jīng)濟(jì)損失，因此構(gòu)成了村民感知到的風(fēng)險(xiǎn)。徐慧清和蔡淑燕（2007）研究認(rèn)為，現(xiàn)代農(nóng)村已進(jìn)入風(fēng)險(xiǎn)社會(huì)，農(nóng)村居民風(fēng)險(xiǎn)意識顯著增強(qiáng)[8]。向麗和胡瓏瑛（2019）在研究西部民族地區(qū)農(nóng)民的生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)感知與其參與電商扶貧意愿的關(guān)系時(shí)，認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)感知與其參與電商扶貧意愿顯著正相關(guān)，農(nóng)民的生計(jì)風(fēng)險(xiǎn)感知越強(qiáng)，其越愿意參與電商扶貧[9]。方蕊和安毅（2020）在對農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理策略選擇的研究中，認(rèn)為農(nóng)戶對市場價(jià)格類風(fēng)險(xiǎn)感知越強(qiáng)，則越傾向于選擇合作社及訂單合約等事前風(fēng)險(xiǎn)管理策略[10]。這些研究表明，風(fēng)險(xiǎn)感知是影響農(nóng)村居民決策的重要因素。農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革關(guān)系到村民的切身經(jīng)濟(jì)利益，村民對改革的風(fēng)險(xiǎn)感知可能影響其對集體產(chǎn)權(quán)制度改革的參與意愿，風(fēng)險(xiǎn)感知越甚其參與改革的意愿可能越弱?；诖?，本文提出假設(shè)H1：

H1：村民的風(fēng)險(xiǎn)感知對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的負(fù)向影響。

（二）面子形象對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的影響

面子形象是個(gè)體為了維護(hù)自己或與其利益相關(guān)者所積累的、同時(shí)也是一個(gè)社會(huì)圈內(nèi)公認(rèn)的形象，它代表了個(gè)人從他人處獲得的社會(huì)尊嚴(yán)，或經(jīng)他人允許和認(rèn)可的公眾形象。潘煜等（2014）研究認(rèn)為，面子形象是中國人自我表達(dá)的縮影，屬于一種自我意識[11]。許多研究認(rèn)為，面子形象影響了人們的決策行為或行為意愿，比如面子形象影響了農(nóng)戶對綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)的采用[12]，面子中的道德性成分影響了消費(fèi)行為決策偏好[13]。一個(gè)在公眾面前好的形象有助于提升個(gè)人的社會(huì)地位，因此那些有社會(huì)地位追求動(dòng)機(jī)的個(gè)體更可能產(chǎn)生親環(huán)境行為，也就越注意面子形象[14]。村民在參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革中，為了獲得他人認(rèn)可、贊許，自然會(huì)產(chǎn)生親環(huán)境行為。面子形象可能是影響村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的又一重要因素，村民越在乎其面子形象，其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿可能越強(qiáng)?；诖?，本文提出假設(shè)H2：

H2：村民的面子形象對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的正向影響。

（三）改革認(rèn)知對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的影響

認(rèn)知是心理加工信息的過程，它包括感覺、知覺、記憶、思維、想像、語言等。認(rèn)知學(xué)習(xí)理論是認(rèn)知理論中最為重要的理論之一，該理論認(rèn)為個(gè)體的行為不僅受環(huán)境因素的影響而且受個(gè)體主觀因素的影響。當(dāng)村民面對集體產(chǎn)權(quán)制度改革的信息時(shí)，他們不論從客觀上還是主觀上都會(huì)積極主動(dòng)地接受該信息并對其進(jìn)行深度加工。農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革關(guān)系到村民的核心利益，他們會(huì)通過多種渠道了解改革內(nèi)容從而加深對改革的認(rèn)知。村民對產(chǎn)權(quán)制度改革的認(rèn)知是逐步擴(kuò)展的學(xué)習(xí)過程，從關(guān)心改與不改、改革與自己的關(guān)系到關(guān)心改革對農(nóng)村發(fā)展的意義。隨著對集體產(chǎn)權(quán)制度改革認(rèn)知的深入，村民會(huì)體現(xiàn)出對參與改革行為意愿的變化，改革認(rèn)知可能對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革產(chǎn)生重要影響。曹志立（2019）在對農(nóng)地三權(quán)分置改革的研究中則認(rèn)為，在不同農(nóng)地產(chǎn)權(quán)敘事下，人們基本形成了與政策敘事特征相關(guān)的政策認(rèn)知和行為選擇，但由于制度設(shè)計(jì)存在著不少模糊之處，導(dǎo)致了人們認(rèn)知上的分歧和實(shí)踐上的偏差[15]。王凱（2010）在對農(nóng)地產(chǎn)權(quán)制度改革的研究中認(rèn)為，村民對改革的認(rèn)知會(huì)影響到改革中制度效率的發(fā)揮[16]。劉法威（2012）在對統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革的研究中，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶土地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知水平對農(nóng)戶土地股份合作制的參與意愿具有顯著的正向影響[17]?？傊迕駥Ω母锏恼J(rèn)知是影響產(chǎn)權(quán)制度改革的重要因素。據(jù)此，本文提出假設(shè)H3：

H3：村民的改革認(rèn)知對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的正向影響。

（四）中國文化背景下的價(jià)值觀對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的影響

基于文化背景考察價(jià)值觀對人的行為的影響是行為研究的一個(gè)重要領(lǐng)域。一方面，價(jià)值觀基于人的態(tài)度和信念形成又通過態(tài)度和信念間接影響人的行為，另一方面，文化影響了人的動(dòng)機(jī)、偏好及行為。因此，在考察價(jià)值觀對人的行為的研究中必須考慮人的文化背景，不同文化背景下人的價(jià)值觀存在顯著差異，其行為自然有很大不同。中國文化背景下人的價(jià)值觀源于中國傳統(tǒng)文化及其核心精神要義，這形成了中國人文化價(jià)值意識的思維定勢。張?zhí)焓妫?017）把中國文化背景下人的價(jià)值觀概括為處世哲學(xué)、人際觀念、自我實(shí)現(xiàn)三個(gè)方面[18]。本文在對中國文化背景下村民的價(jià)值觀對其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿影響的研究中將基于這三個(gè)方面展開，其中處世哲學(xué)考慮到測度的可能性使用中庸之道代替。

1. 中庸之道

中庸之道作為中國傳統(tǒng)文化的核心，有不偏不倚、中正平和、理性適度的內(nèi)涵，其深刻影響了中國古代民眾的個(gè)人修養(yǎng)、精神生活、為人處世等[19]。中庸反映了中國人力爭上游的心態(tài)，同時(shí)也體現(xiàn)了中國人的辯證思維[11]。中庸之道不僅是古代中國人的理念和行為準(zhǔn)則，更是逐漸演化成扎根于中華民族內(nèi)心的文化傳統(tǒng)和社會(huì)行為準(zhǔn)則[20]。作為一種價(jià)值觀，中庸之道涵蓋了中國人對人、對物以及對自我的價(jià)值評判和行為取向。據(jù)此，中庸之道的價(jià)值觀很可能對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革意愿產(chǎn)生影響，并且，當(dāng)村民越同意中庸之道的價(jià)值觀可能越愿意參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革。

2. 人際觀念

人際觀念是對人與人及人與社會(huì)關(guān)系的主觀與客觀認(rèn)識的系統(tǒng)化的集合體，中國文化背景下的人際交往注重人情關(guān)系、禮尚往來等人際觀念。中國人情社會(huì)的氛圍濃厚，處于人情社會(huì)中的中國人人際觀念強(qiáng)烈，其行為容易受社會(huì)輿論、他人觀點(diǎn)的影響[18]。因此，中國文化背景下的人際觀念可能是影響村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度的重要因素，而且，村民越注重人際觀念可能越愿意參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革。

3. 自我實(shí)現(xiàn)

按照馬斯洛的需求層次論，自我實(shí)現(xiàn)是指高層次的需求或是崇高的、理想的人格取向。由于人們在自我得到某種實(shí)現(xiàn)時(shí)會(huì)產(chǎn)生價(jià)值感，因此人們存在自我實(shí)現(xiàn)的內(nèi)在需求，比如，人們會(huì)把終身學(xué)習(xí)作為不竭的動(dòng)力來達(dá)成自我實(shí)現(xiàn)。張?zhí)焓妫?017）認(rèn)為自我實(shí)現(xiàn)對綠色消費(fèi)意愿具有顯著影響[18]。自我實(shí)現(xiàn)體現(xiàn)了人們的一種積極心態(tài)，在產(chǎn)權(quán)制度的改革中，一個(gè)有強(qiáng)烈自我實(shí)現(xiàn)需求的村民可能傾向于參與產(chǎn)權(quán)制度改革，反之則參與產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿可能較弱。

基于以上分析，本文提出假設(shè)H4、H5和H6：

H4：中國文化背景下村民價(jià)值觀的中庸之道對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的正向影響。

H5：中國文化背景下村民價(jià)值觀的人際觀念對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的正向影響。

H6：中國文化背景下村民價(jià)值觀的自我實(shí)現(xiàn)對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿具有顯著的正向影響。

三、實(shí)證研究

（一）問卷設(shè)計(jì)與問卷調(diào)查

為獲得研究所需要的數(shù)據(jù)，基于需求層次理論和理性行為理論及相關(guān)文獻(xiàn)，我們設(shè)計(jì)了調(diào)查問卷并進(jìn)行了預(yù)調(diào)查。在預(yù)調(diào)查的基礎(chǔ)上，對問卷中存在的問題進(jìn)行修改完善并形成最終的調(diào)查問卷，使用最終問卷進(jìn)行正式調(diào)查。下面對問卷設(shè)計(jì)和問卷調(diào)查進(jìn)行描述與說明。

1. 問卷設(shè)計(jì)

調(diào)查問卷內(nèi)容：（1）人口特征變量，包括性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、職業(yè)、家庭人數(shù)和家庭經(jīng)濟(jì)狀況，具體見表1;（2）可能影響改革參與意愿的預(yù)設(shè)的四個(gè)心理因素維度，風(fēng)險(xiǎn)感知（V1）、面子形象（V2）、改革認(rèn)知（V3）、中國文化背景價(jià)值觀（中庸之道（V4）、人際觀念（V5）、自我實(shí)現(xiàn)（V6））;（3）參與意愿（Y）。V1-V6和Y的每個(gè)題項(xiàng)使用李克特5點(diǎn)刻度進(jìn)行測度，每個(gè)問題用“1-5”分別示“很不同意、不太同意、一般同意、比較同意、非常同意”。

風(fēng)險(xiǎn)感知（V1）使用7個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）擔(dān)心經(jīng)營性、非經(jīng)營性和資源性集體資產(chǎn)沒全部納入量化范圍，在集體資產(chǎn)量化時(shí)吃虧（V11）;（2）擔(dān)心集體股的設(shè)置會(huì)產(chǎn)生集體股的權(quán)屬關(guān)系不清（V12）;（3）擔(dān)心集體經(jīng)濟(jì)組織變更或重組時(shí)重新確權(quán)時(shí)股權(quán)變少（V13）;（4）擔(dān)心缺少財(cái)產(chǎn)意識和外部資本進(jìn)入后造成集體資產(chǎn)被侵蝕（V14）;（5）擔(dān)心集體經(jīng)濟(jì)組織與村委會(huì)或社區(qū)的公共管理職能及其相應(yīng)的管理費(fèi)用并未明確分開，兩者關(guān)系混淆不清，資產(chǎn)受損（V15）;（6）擔(dān)心改革的稅費(fèi)優(yōu)惠政策少，改革后收益少（V16）;（7）擔(dān)心沒有專業(yè)技術(shù)人才和經(jīng)營管理人才，改革后集體經(jīng)濟(jì)組織經(jīng)營管理不好，收益不好（V17）。

面子形象（V2）使用5個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革幫我給別人留下好印象（V21）;（2）參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革使我贏得更多的贊許（V22）;（3）參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革幫我樹立積極健康的個(gè)人形象（V23）;（4）參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革可以改善別人對我的看法（V24）;（5）參與集體產(chǎn)權(quán)制度的改革讓別人覺得我非常有社會(huì)責(zé)任感（V25）。

改革認(rèn)知（V3）使用4個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）認(rèn)為產(chǎn)權(quán)制度改與不改二者有很大區(qū)別（V31）;（2）認(rèn)為產(chǎn)權(quán)制度改革是一件對農(nóng)村發(fā)展很有意義的事情（V32）;（3）認(rèn)為產(chǎn)權(quán)制度改革與我的生活的關(guān)系十分密切（V33）;（4）會(huì)關(guān)注產(chǎn)權(quán)制度改革，有興趣詳細(xì)地了解它（V34）。

中庸之道（V4）使用3個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）凡事應(yīng)掌握分寸，不要走極端（V41）;（2）在意見爭執(zhí)不下的情況下，應(yīng)該尋找一個(gè)大家都能接受的折中方案（V42）;（3）個(gè)人的行為須合乎社會(huì)道德規(guī)范和準(zhǔn)則（V43）。人際觀念（V5）使用2個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）有人脈關(guān)系的話，辦起事情來更順利（V51）;（2）懂得人情世故有助于個(gè)人的成功（V52）。自我實(shí)現(xiàn)（V6）使用2個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）我渴望展現(xiàn)自己的能力（V61）;（2）我渴望向外界表達(dá)我的觀點(diǎn)（V62）。

參與意愿（Y）使用3個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行測度：（1）愿意收集和學(xué)習(xí)集體產(chǎn)權(quán)制度改革的更多信息（Y1）;（2）愿意將集體產(chǎn)權(quán)制度改革介紹給我的親戚朋友并希望他們參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革（Y2）;（3）愿意將集體產(chǎn)權(quán)制度改革介紹給我的家人并希望他們參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革（Y3）。

2. 問卷調(diào)查

本文數(shù)據(jù)是基于對四川省彭州市的調(diào)查。為了推動(dòng)彭州市經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，彭州市制定了“一三三六”發(fā)展戰(zhàn)略，其中一個(gè)“三”指三個(gè)組團(tuán)區(qū)域，其目的是要以產(chǎn)業(yè)為紐帶，推動(dòng)城鎮(zhèn)組合布局、集群發(fā)展，形成優(yōu)勢互補(bǔ)、互動(dòng)融合、競相發(fā)展的城鎮(zhèn)格局。三個(gè)組團(tuán)包括城市經(jīng)濟(jì)組團(tuán)、山地旅游組團(tuán)和都市農(nóng)業(yè)組團(tuán)。城市經(jīng)濟(jì)組團(tuán)包含天彭、麗春、致和、隆豐等鎮(zhèn)，其是城市工業(yè)、物流、商貿(mào)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的承載地;山地旅游組團(tuán)包含龍門山、通濟(jì)、小魚洞、新興、丹景山、桂花、白鹿、葛仙山、磁峰等鎮(zhèn)，按照一鎮(zhèn)一品思路，該組團(tuán)將形成文旅產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)，建設(shè)宜居、宜游、宜業(yè)、宜文的特色小城鎮(zhèn)群;都市農(nóng)業(yè)組團(tuán)包含濛陽、三界、九尺、軍樂、升平、敖平、紅巖等鎮(zhèn)，該組團(tuán)將打造集種子種苗、農(nóng)產(chǎn)品加工、種養(yǎng)殖、農(nóng)產(chǎn)品物流和休閑觀光為一體的都市農(nóng)業(yè)功能區(qū)，大力發(fā)展鄉(xiāng)村旅游。

為獲得具有代表性的數(shù)據(jù)，本研究采用分層隨機(jī)抽樣的方法，從三個(gè)組團(tuán)的每個(gè)組團(tuán)中選取集體產(chǎn)權(quán)制度改革較為典型的鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為調(diào)查的區(qū)域。具體包括隆豐、新興、白鹿、丹景山、葛仙山、小魚洞、濛陽、三界、敖平、紅巖10個(gè)鎮(zhèn)。每個(gè)鎮(zhèn)隨機(jī)選取53戶農(nóng)戶家庭，每戶家庭推舉1名熟悉農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度改革的村民進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查時(shí)間為2018年7月至2019年8月?？傆?jì)發(fā)放530份問卷，收回問卷530份，剔除數(shù)據(jù)不全的問卷88份，最終獲得有效問卷442份，問卷有效率為83.4%。各變量的描述統(tǒng)計(jì)見表1。

（二）信度與效度分析

1. 信度分析

信度指采用同樣的方法對同一對象重復(fù)測量時(shí)所得結(jié)果的一致性程度，本文采用常用的Cronbach的α信度系數(shù)法對所得調(diào)查問卷的信度進(jìn)行測度。α的值在0-1之間，數(shù)值越大表明問卷內(nèi)部一致性程度越高，α系數(shù)的適切性標(biāo)準(zhǔn)為0.9以上為優(yōu)，0.8-0.89之間為好，0.7-0.79之間尚可。風(fēng)險(xiǎn)感知（V1）-自我實(shí)現(xiàn)（V6）和參與意愿（Y）變量題項(xiàng)共26個(gè)，基于調(diào)查數(shù)據(jù)計(jì)算得到的總體α信度系數(shù)和各變量的α信度系數(shù)呈現(xiàn)在表2中。由表2可以看出，總體和各變量的α信度系數(shù)均在0.7以上，表明問卷總體和各變量內(nèi)部各題項(xiàng)間具有較好的一致性，數(shù)據(jù)是可信的。

2. 效度分析

效度是測量問卷的有效性程度，在效度分析中，通常采用 KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值和 Bartlett球形檢驗(yàn)來考察調(diào)查所獲得的樣本數(shù)據(jù)的效度。當(dāng)KMO值在0.9以上則認(rèn)為問卷的結(jié)構(gòu)效度極佳，當(dāng)KMO值在0.8-0.89之間為良好，而在0.7-0.79之間為中等。

通過計(jì)算，參與意愿（Y）變量3個(gè)題項(xiàng)的KMO值為0.771，這表明3個(gè)題項(xiàng)具有中等的結(jié)構(gòu)效度。Bartlett球形檢驗(yàn)的結(jié)果為x2（3）=1159.636， p<0.000，這表明3個(gè)題項(xiàng)內(nèi)部具有極好的相關(guān)性，測量是有效的。風(fēng)險(xiǎn)感知（V1）-自我實(shí)現(xiàn)（V6）共6個(gè)變量23個(gè)題項(xiàng)的KMO值為0.922，這表明23個(gè)題項(xiàng)具有極佳的結(jié)構(gòu)效度。Bartlett球形檢驗(yàn)的結(jié)果為x2（253）=10172.970， p<0.000，這表明23個(gè)題項(xiàng)內(nèi)部具有極好的相關(guān)性?？傮w而言，問卷的題項(xiàng)較好地測量了各變量的特質(zhì)，測量總體有效，可以進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

（三）探索性因子分析

從前面的效度分析可以知道，測度風(fēng)險(xiǎn)感知（V1）、面子形象（V2）、改革認(rèn)知（V3）、中庸之道（V4）、人際觀念（V5）和自我實(shí)現(xiàn)（V6）變量的23個(gè)題項(xiàng)適合進(jìn)行探索性因子分析。表3對部分初始因子和經(jīng)過方差最大旋轉(zhuǎn)后的因子的特征值及其貢獻(xiàn)情況進(jìn)行了列明。從表3可以看出，前6個(gè)因子解釋了總方差的84.342%，接近85%，總體解釋力度較好。

為探索V11-V62共23個(gè)題項(xiàng)的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，表4呈現(xiàn)了經(jīng)過方差最大化旋轉(zhuǎn)后的6個(gè)因子F1-F6的載荷矩陣。

從表4可以看出，因子F1在V11-V17上有較大的載荷，基于題項(xiàng)的具體內(nèi)容，F(xiàn)1可命名為“風(fēng)險(xiǎn)感知”;因子F2在V21-V25上有較大的載荷，基于題項(xiàng)內(nèi)容，F(xiàn)2可命名為“面子形象”;因子F3在V31-V34上有較大的載荷，基于題項(xiàng)內(nèi)容，F(xiàn)3可命名為“改革認(rèn)知”;因子F4在V41-V43上有較大的載荷，基于題項(xiàng)內(nèi)容，F(xiàn)4可命名為“中庸之道”;因子F5在V51-V52上有較大的載荷，基于題項(xiàng)內(nèi)容，F(xiàn)5可命名為“人際觀念”;因子F6在V61-V62上有較大的載荷，基于題項(xiàng)內(nèi)容，F(xiàn)6可命名為“自我實(shí)現(xiàn)”。進(jìn)一步地，使用SPSS25.0軟件可獲得F1-F6因子的得分。

（四）回歸分析

首先，對參與意愿（Y）變量的3個(gè)題項(xiàng)如前一節(jié)類似進(jìn)行因子分析，可獲得“參與意愿”因子的得分。然后，使用F1-F6共6個(gè)因子對參與意愿因子進(jìn)行回歸，表5呈現(xiàn)了回歸結(jié)果。模型（1）是未設(shè)置控制變量的回歸結(jié)果，模型（2）是把性別、年齡、文化程度、婚姻狀況、職業(yè)、家庭人數(shù)和家庭經(jīng)濟(jì)狀況設(shè)置為控制變量的回歸結(jié)果（主要目的是考察模型的穩(wěn)健性和減輕遺漏變量所造成的估計(jì)偏誤）。各回歸系數(shù)估計(jì)值下方括號內(nèi)的數(shù)值為對應(yīng)系數(shù)的t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值。

從表5可以看出，模型（1）和（2）的R平方的數(shù)值分別為0.613和0.622，表明模型擬合得較好。模型（1）和（2）的F檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值分別為114.835和54.188，其對應(yīng)的概率值均小于0.000，這表明模型具有統(tǒng)計(jì)意義。在未設(shè)置控制變量和設(shè)置控制變量的模型（1）和（2）中，回歸系數(shù)符號完全一致，可以判定模型的設(shè)置是合理的，模型的估計(jì)是穩(wěn)健的，可以基于回歸結(jié)果作進(jìn)一步分析。

在模型（1）和（2）中，風(fēng)險(xiǎn)感知的回歸系數(shù)分別為-0.145和-0.142，符號均為負(fù)，且均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這表明村民對改革的風(fēng)險(xiǎn)感知對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有負(fù)向影響，村民感知到集體產(chǎn)權(quán)制度改革的風(fēng)險(xiǎn)越大則其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿就越弱，這支持了假設(shè)H1。面子形象的回歸系數(shù)分別為0.162和0.175，符號均為正，且均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這表明村民的面子形象對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有正向影響，村民越注重自己在集體產(chǎn)權(quán)制度改革中所體現(xiàn)出的形象則其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿越強(qiáng)，這支持了假設(shè)H2。改革認(rèn)知的回歸系數(shù)分別為0.670和0.680，符號均為正，且均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這表明村民對改革的認(rèn)知對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有正向影響，村民對集體產(chǎn)權(quán)制度改革的認(rèn)知越深入則其參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿越強(qiáng)，這支持了假設(shè)H3。

在模型（1）和（2）中，中庸之道的回歸系數(shù)分別為0.254和0.261，且均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這表明中國文化背景下村民價(jià)值觀的中庸之道對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響，村民越同意中庸之道的價(jià)值觀則參與改革的意愿越強(qiáng)，這支持了假設(shè)H4。人際觀念的回歸系數(shù)分別為0.115和0.111，且均在1%的顯著性水平下統(tǒng)計(jì)顯著，這表明中國文化背景下村民價(jià)值觀的人際觀念對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響，村民越注重中國文化背景下的人際觀念則越愿意參與產(chǎn)權(quán)制度改革，這支持了假設(shè)H5。自我實(shí)現(xiàn)的回歸系數(shù)分別為0.196和0.194，且均在1%的顯著性水平下均統(tǒng)計(jì)顯著，這表明中國文化背景下村民價(jià)值觀的自我實(shí)現(xiàn)對村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著正向影響，村民的自我實(shí)現(xiàn)意識越強(qiáng)則越愿意參與產(chǎn)權(quán)制度改革，這支持了假設(shè)H6。

綜上，假設(shè)H1、H2、H3、H4、H5、H6均獲得了支持。此外，從表4的模型（1）和（2）還可以看出，顯著影響村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的因素中，改革認(rèn)知的回歸系數(shù)的絕對值是最大的，其次為中庸之道的回歸系數(shù)，然后依次為自我實(shí)現(xiàn)、面子形象、風(fēng)險(xiǎn)感知、人際觀念的回歸系數(shù)，這表明村民對改革的認(rèn)知是最重要的影響村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革的心理因素，其次為村民的中庸之道的價(jià)值觀，再次為自我實(shí)現(xiàn)，隨后為面子形象、風(fēng)險(xiǎn)感知，最后為人際觀念。

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

本文基于四川省彭州市530戶農(nóng)村村民的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了心理因素對村民參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，村民對風(fēng)險(xiǎn)的感知對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的負(fù)向影響，村民對改革的認(rèn)知和面子形象對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響，中國文化背景下村民的價(jià)值觀（中庸之道、人際觀念和自我實(shí)現(xiàn)）對其參與農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意愿有顯著的正向影響。在影響村民參與集體產(chǎn)權(quán)制度改革意愿的心理因素中，按重要程度從高到低依次排序?yàn)楦母镎J(rèn)知、中庸之道、自我實(shí)現(xiàn)、面子形象、風(fēng)險(xiǎn)感知、人際觀念。這一結(jié)論不論是添加了人口特征變量作為控制變量還是沒有添加控制變量都是成立的，這說明結(jié)論是可靠的。

（二）政策建議

依據(jù)所獲得的研究結(jié)論，為了確保農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的穩(wěn)妥推進(jìn)，本文提出如下政策建議。第一，加大對農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革相關(guān)政策的宣傳學(xué)習(xí)力度，進(jìn)一步提升村民對集體產(chǎn)權(quán)制度改革的認(rèn)知。通過制作簡易的宣傳畫冊、動(dòng)畫視頻等生動(dòng)的宣傳媒介，有組織的入村入戶進(jìn)行有效宣傳，把集體產(chǎn)權(quán)制度改革可能帶來的實(shí)惠宣傳到位。同時(shí)，通過政府組織的培訓(xùn)班、村民學(xué)習(xí)小組、網(wǎng)絡(luò)自主學(xué)習(xí)平臺(tái)等渠道開展多種形式的學(xué)習(xí)，幫助村民深入理解農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，掌握集體產(chǎn)權(quán)制度改革政策的核心要點(diǎn)。第二，加強(qiáng)對村民價(jià)值觀、面子觀等的積極引導(dǎo)，提升村民對事物和行為的價(jià)值評判力和效用評判力。在中國傳統(tǒng)文化中融入現(xiàn)代治理理念，形成較系統(tǒng)的與中國人思維習(xí)慣、行為方式相協(xié)調(diào)并與集體產(chǎn)權(quán)改革相關(guān)的主流價(jià)值，通過公益廣告等傳播主流價(jià)值;同時(shí)，開展對社會(huì)主義核心價(jià)值觀的集中誦讀、重要節(jié)慶日開展道德實(shí)踐等活動(dòng)，弱化村民功利主義行為，幫助村民樹立正確的價(jià)值觀，促進(jìn)村民參與集體產(chǎn)權(quán)改革的內(nèi)生動(dòng)力。第三，建立健全農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革村級監(jiān)督體系，減少村民對改革的感知風(fēng)險(xiǎn)。在村黨組織的領(lǐng)導(dǎo)下，加強(qiáng)對村委會(huì)、村集體經(jīng)濟(jì)組織等村級組織的建設(shè)，建立有村民代表參加的監(jiān)督委員會(huì)，做到村務(wù)財(cái)務(wù)公開，確保在集體產(chǎn)權(quán)制度改革中，流程規(guī)范，依法依規(guī)，公平公正，科學(xué)有序。

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（責(zé)任編輯：董 ?濤）

Study on Villagers' Willingness to Participate in the Reform

of Collective Property Right System

——Empirical Research Based on Psychological Perspective

CHEN Dao-ping1，YANG Jian1，2，CHEN Nai-jia3

（1.School of Economics and Management，Chongqing Normal University，Chongqing 401331;

2. People's Government of Aoping Town，Pengzhou City，Chengdu 611931;

3. Key Laboratory of Modern Teaching Technology，Ministry of Education，Shanxi Normal University，Xi'an 710062）

Abstract： The reform of the rural collective property right system is an important task to implement the Rural Revitalization Strategy. Under the background of the gradual promotion of the reform of the rural collective property right system， the research on the willingness of villagers to participate in the reform of the collective property right system is of great value. Using the survey data of 530 rural residents in Pengzhou City， Sichuan Province， this paper empirically analyzes the impact of villagers' psychological factors on their willingness to participate in the reform of collective property rights system based on factor analysis and regression analysis. The study found that the villagers' risk perception had a significant negative impact on their willingness to participate in the reform of the collective property system， the villagers' reform awareness and face image had a significant positive impact on their willingness to participate in the reform of the collective property system， and the villagers' values （the golden mean， interpersonal values and self realization） had a significant positive impact on their willingness to participate in the reform of the collective property system under the Chinese cultural background. Among these psychological factors， from high to low， they are reform cognition， golden mean， self realization， face image， risk perception and interpersonal concept. The results of this study provide a new way to enhance the willingness of villagers to participate in the reform of collective property rights system.

Key words： Collective Property Right System;Risk Perception;Values;Willingness to Reform