意愿范文10篇

政策的火速又火速收回，可謂朝令夕改，讓社會輿論一片嘩然。按理說，改善空氣質量是公眾的普遍訴求，河南出臺“最嚴禁放令”，全省統一禁止燃放煙花爆竹，其初衷無疑是善意的。然而，政策還未實施就被叫停，折射出政府決策的不科學、不慎重。

當下，我國正處于社會經濟體制深度轉軌過程中，廢舊章立新規幾成常態。從住房限購限貸、私家車限行到城市積分入戶、公積金存繳比例調整、延遲退休……可謂新政頻出。與此同時，新政遭到公眾質疑、拒斥現象也時有發生。有些決策盡管合法合規，但因遭遇公眾反對，落實受阻成為“短命決策”。事實上，近年來像河南最嚴禁放令這樣的“短命政策”并不少見：蘭州單雙號限行措施推出就變；武漢獎勵舉報車窗拋物措施的半路夭折；城市PX項目、城市垃圾發電項目、購房零首付免契稅新政等不成功案例更是不勝枚舉。可見，如果有關部門在尚未形成社會共識情況下匆忙決策，難免會陷入進退維谷的尷尬境地。長此以往，政府履職就會陷入困境，并可能增加政策成本、危害公共秩序。公眾意愿與公共政策出現錯位，凸顯了現今社會治理中廣泛存在的公眾參與決策機制和公共政策溝通機制缺失的問題。究其原因：首先，有些從決策者習慣于“我說你聽，我領導你服從”的管理模式，往往調查不深、閉門決策；對一項政策可能產生什么影響，事先并未做充分評估和應對預案。其次，公民參與公共事務管理的主體意識薄弱，參與公共政策制定的意愿不強。第三，公眾參與制度化渠道不暢，普通公民雖能通過聽證會表達意見，但現今聽證會大多有名無實，象征意義大于實際意義，且公眾多以個體方式參與其中，對決策影響力有限。現有法規制度對建立公共政策溝通機制并無明確規定。正因如此，不少公共政策往往是決策者叫好、“業內人士”叫好、專家學者叫好，卻難以讓公眾叫好。而一旦公眾對公共政策反響過大，決策者要么選擇沉默以對，要么被動添加“政策補丁”。

民心所望，施政所向。在從“管理”向“治理”轉變的時代，公共決策吸納公眾參與意義重大；而決策制定后的和回應，同樣大有可為。實踐證明，完善公眾參與決策機制和公共政策溝通機制，有助于決策者全面獲取信息、有效地發現問題、準確界定決策目標；有利于政府和公眾面對面商談，相互求得諒解，化解矛盾沖突，最終達成共識、形成共同意志；有利于政府通過科學程序、方法進行決策，增強公共決策的正當性，防止公權力濫用，實現公共利益的最大化。

如何實現公眾意愿與公共政策同頻共振？需要決策部門及時了解公眾對政策問題的利益訴求，保證公眾集中關注的問題、利益影響廣泛的問題、關涉社會持續發展的問題能夠快速進入決策部門的議事日程，促進政策問題的及時發現和解決。要逐漸擴大聽證會的適用范圍，保證聽證會成為政策制定過程中的常態流程；優化聽證程序及規則，實現聽證的公開透明化運作。重視對公眾民主意識、法治精神的教育，逐步提升公眾的參與意愿和參與能力，增加公眾參與的穩定性與安全感；引導公眾在政策制定過程中發揮更有效的作用。健全決策回應和公示制度，以利于在公權力部門與公民之間形成良性互動關系。完善政策責任追究制度，以嚴格監督和問責倒逼公民參與權、知情權的有效落實。

作者:楊明生

摘要：居民老舊小區改造意愿是成功推行老舊小區改造政策的關鍵環節。基于計劃行為理論，引入住區社會資本因素，搭建老舊小區居民改造意愿影響因素的理論模型，以濟南市6個老舊小區居民為調查對象，構建結構方程實證分析模型，揭示多群組居民參與老舊小區改造意愿的影響機理。結果表明：態度、主觀規范、知覺行為控制顯著正向影響居民參與老舊小區改造意愿；住區社會資本通過居民改造態度間接影響改造意愿；此外，學歷越高，居住時間越長，居民改造意愿越強烈，住戶比租戶改造意愿強烈，而性別、年齡、月收入對改造意愿影響很小。提出針對性對策和建議，并提升老舊小區居民改造意愿。

關鍵詞：老舊小區改造；居民意愿；結構方程模型；計劃行為理論

2021年3月《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》強調：“加快推進城市更新，改造提升老舊小區”。2022年10月，中國共產黨第二十次全國代表大會上的報告再次強調：“促進區域協調發展”“實施城市更新行動”。2022年的兩會政府工作報告再次提出開工改造一批城鎮老舊小區項目，各省市相繼出臺了深入推進的實施方案，加快老舊小區改造步伐。因此，推進老舊小區改造已成為各級政府高度重視的焦點問題。此外，作為一項重要的民生工程，老舊小區改造對于改善人居環境，提高居民幸福指數，促進城市更新和經濟發展具有重要的實踐意義。老舊小區通常使用年限較長，存在配套設施陳舊老化、基礎設施不健全、使用功能不完善等諸多問題，不能較好地滿足高品質居住需求[1]。目前，老舊小區改造中，居民以被動參與為主，改造意愿不高，老舊小區改造項目推進較為緩慢[2]。而居民作為老舊小區改造的直接利益主體，居民的改造意愿將直接影響改造進程，也是造成改造“推而不動”的主要影響因素[3]。現有老舊小區居民改造意愿影響因素研究一方面多集中于居民自身因素，而忽視住區社會資本因素的影響[4]，住區社會資本是在互動中，居民與組織之間形成的信任、互惠、合作等關系的總和[5]。住區社會資本包括社會規范、網絡、人際信任等基本特性。考慮住區社會資本對老舊小區改造意愿的影響，更貼近老舊小區改造的現實情境，提供了一個新穎的研究視角；另一方面居民改造意愿研究缺乏針對不同群組居民改造意愿，細分人群的研究，有助于為政府制定分類差異化激勵性政策提供建議[6]。因此，本文基于計劃行為理論，引入住區社會資本變量，構建理論模型，對典型省會城市山東省濟南市多個老舊小區進行問卷調查，展開結構方程模型分析，圍繞居民的改造意愿與相關影響要素進行多群組探索，為提高居民改造意愿提出針對性建議，為相關政府部門制定政策提供參考和理論支持。

1理論基礎及研究假設

計劃行為理論是將個人信念與行為關系相聯系，主要探討了主觀規范、態度、知覺行為控制對行為意向的影響[7]。近年來，許多研究根植于計劃行為理論，可以科學地預測行為意向，在消費[8]、教育[9]、農業[10]等領域被廣泛應用于研究人們的行為意向與意愿，本文在研究老舊小區改造意愿的影響因素時，也應用了計劃行為理論。主觀規范指個體在做出某一決定時所感受的社會壓力[7]，個人在決策時會受個人、團體等環境群體的影響。很多研究都證明了主觀規范對個體意愿的影響，如朱正威等[11]在研究中驗證主觀規范對公眾參與社會穩定風險評價有顯著正向影響，李徳智等[3]認為主觀規范會影響居民參與治理意愿，并驗證了主觀規范對態度存在正向影響。因此，本文提出以下假設：H1：主觀規范正向影響改造意愿；H2：主觀規范正向影響態度。態度即個人對項目正面或負面的感覺、評價，在本文中即老舊小區居民對于改造的喜好程度。AzjenI[12]探討了態度與意愿的關系，驗證了態度正向影響意愿。羅丞[13]驗證了消費者態度正向影響其對安全食品的支付意愿。因此，提出以下假設：H3：態度正向影響改造意愿。知覺行為控制即個體基于個人經驗與預期阻礙對做某事所感受到的難易程度。當阻礙越小，個人能力越強，經驗越豐富時，其知覺行為控制越強。正如Bandura[14]認為，個體認知行為受其對自我行為能力估計的影響，并提出了自我效能的概念。張紅等[15]在研究居民參與社區治理行為影響因素時發現，居民的知覺行為控制會正向影響參與意愿與態度。張錚等[16]在研究支付意愿時發現，提高知覺行為控制會促進支付意愿。因此，提出以下假設：H4：知覺行為控制正向影響改造意愿；H5：知覺行為控制正向影響態度。布迪厄首先提出了社會資本的概念，帕特南將其從個人維度上升至集體維度，將社會組織所呈現出的一些基本特性稱為社會資本，如社會規范、人際信任、網絡，他們使合作和行動更加高效[7]。居民互相鏈接、信任、理解，這種關系協調了居民行為，更易使零散的意向呼聲產生共鳴的傾向，促進了居民為相同的訴求利益進行合作和協調，促進居民的“利益表達”“利益集結”，提升了社區治理績效，易于社區的建設發展。因此帕特南[17]還將社會資本與社區發展相聯系，提出“社會資本是社區發展車輪的潤滑劑”，住區社會資本是個人與組織在住區內部通過互動形成，是信任、互惠、合作關系的總和[5]。根據現有學者較為成熟的住區社會資本測量方法，選取3個維度：社區歸屬感（個人和社區的情感鏈接）、志愿主義（個人愿意無償幫助他人）、地方性社會網絡（強調結構性強的個人社會網絡），來測量住區社會資本。同時社區治理公民參與態度被證明會受到住區社會資本的影響，楊曉冬等[4]研究發現，住區社會資本對其業主參與有正向影響。因此，提出以下假設：H6：住區社會資本正向影響態度。同時，居民改造意愿可能會受到性別、年齡、月收入、學歷、居住時長、是否租房的影響，綜上所述，基于計劃行為理論，提出假設并構建理論模型如圖1所示。

2研究設計

2007年開始，財政部在內蒙古等6個省份開展水稻等大宗農作物政策性保險試點，但基于低保障、廣覆蓋的政策設計理念，水稻等種植業保險總體保障水平有限，保障金額基本以覆蓋農作物的直接物化成本為主。僅僅覆蓋物化成本的作物產量保險無法滿足投保農戶的風險補償需求，這在很大程度上導致農戶對政策性農作物保險需求長期偏冷、偏低。伴隨著新型農業經營主體的不斷涌現和成長，第三次全國農業普查數據表明，規模化、集約化、標準化的現代農業經營方式對高保額農業保險產品的需求更加強烈，如何更好地滿足“三農”領域日益增長的風險保障需求是實現農業保險高質量發展必須解決的重要命題。切實發揮農業保險保護支持農業發展的重要功能、加快提升農業保險產品的風險保障水平必然成為完善農業保險政策體系的重要選項。2018年中央一號文件及隨后的《鄉村振興戰略規劃（2018—2022）》中明確提出探索開展稻谷、小麥、玉米完全成本和收入保險試點的政策思路。財政部、農業農村部和銀保監會隨后提出了相關試點工作方案。2019年中央一號文件進一步對該政策作出了明確表述。2019年，作為國家首批水稻完全成本保險試點省份的湖北省，選擇在公安、棗陽、沙洋、黃梅4個產糧大縣（市）開展水稻完全成本保險試點，4個試點縣市水稻種植面積27.38萬hm2（其中規模經營種植面積3.54hm2），農戶投保面積19.65萬hm2，占試點區域水稻種植面積的71.78%。按照湖北省水稻成本統計數據，試點地區水稻完全成本保險每公頃投保費率6%，保額16500元，保費990元（農戶承擔30%）。2019年，全省水稻完全成本保險試點縣市保費規模19457.02萬元，為15.07萬農戶提供32.39億元的風險保障，累計給予投保農戶風險補償2230.07萬元，簡單賠付率62.86%。在鄉村振興的大背景下，本研究結合湖北省開展水稻完全成本保險試點的情況，通過對試點縣市545個水稻種植農戶的問卷調查，研究風險保障水平對農戶參保意愿的影響，從提高農戶參保意愿這一保險產品與農戶之間的關鍵聯系點入手，為促進水稻保險的高質量發展提供政策參考。

1研究現狀

農作物保險被認為是支持農民應對生產風險的風險轉移機制之一［1］。影響農戶參保意愿的因素較多，國內外學者從不同角度對此開展了不少研究。Wright等［2］對美國農戶未參加聯邦農作物保險的原因分類歸納，并根據影響程度的重要性從主到次進行排序，發現影響最大的因素是聯邦農作物保險保額太低，其他依次是保險保費太高、主體已通過自有措施分散風險、主體有分散化經營方式、主體已參加其他種類農業保險。Monte［3］選取在越南北部地區從事荔枝生產的農業經營主體進行考察，發現其購買農業保險的意愿受保險費率、保險保障水平、農戶受教育年限、農戶平均總收入等因素影響。Sidra等［4］認為農戶對農業保險的需求取決于其對農業保險的認知程度。William等［5］從基于天氣指數的農作物保險投保情況來看，非洲參保率偏低的主要原因是保險計劃設計之初沒有讓農戶參與進來。于洋等［6］以水稻保險為例，通過對遼寧省盤山縣部分水稻種植戶的調查，發現不同的保障水平下相同的因素對農戶參保意愿的影響會出現差異，但隨著保障水平的提高，水稻生產專業化程度等主要因素對參保意愿的影響仍然顯著為正。杜鵬［7］以湖北省5縣市342個農戶為樣本進行問卷調查，發現個人保費承擔水平會削弱農戶的參保意愿，而保險保障程度高低、政府補貼多少等對提高農戶參保意愿有積極的影響。王克等［8］基于對中國5省份574個農戶數據回歸分析，指出政府補貼低的時候單獨提高保額會導致農戶繳納保費增加，保額上升帶來的效用不足以彌補保費增加的效用損失，從而降低農戶參保意愿。張虎等［9］對福建省龍巖市413個煙農進行了調研，表明煙葉種植面積、風險偏好對提高農戶保險支付意愿有正向影響，而聶榮等［10］通過對遼寧省2015年部分農戶隨機調查的研究發現，作物耕地面積對提高農戶參保意愿有積極影響，但農戶的風險偏好對其參保意愿有負向影響。周堅等［11］從保障糧食安全的角度提出，如果農業保險的保障水平不能有效補償投保農戶的災害損失，則農業保險將無法真正發揮保護農業生產的風險管理功能。袁敏［12］基于遼寧省盤錦市盤山、大洼2縣10鄉400個水稻種植戶實地調査數據，使用Logit回歸模型進行實證分析，發現除了與前述研究相近的水稻種植面積、對水稻保險的認知度外，政府是否給予相應的保費補貼以及補貼比例的高低對農戶參保意愿有明顯的正向影響。張啟文等［13］以黑龍江省5個區縣的800個農戶作為調查對象，與張虎等［9］的研究結果相反，認為受教育程度與農戶的參保意愿不相關，而歷史上該地區農業生產的受災頻率和損失大小對農戶的參保意愿有顯著的正向影響。劉露等［14］以遼寧省玉米種植戶為例估算農戶對完全成本保險的支付意愿，結果表明，維持當前補貼水平不變，農戶愿意為完全成本保險支付更多保費，同時受教育程度及過去的投保經歷對農民的支付意愿也有正向影響。程靜等［15］基于行為金融分析框架，構造風險認知、風險管理、保險認知、保險負擔、農業情感五類行為變量，使用湖北省6縣市351個農戶的調查數據，分析得出對農戶參保意愿影響最大的因素是風險管理，其他依次是風險認知、保險負擔、保險認識和農業情感。李猛等［16］從農業供給側結構性改革的角度，通過對湖北監利等縣市329個農戶的調查，聚焦政策性農業保險在實際運行中呈現的結構性矛盾，提出農作物的市場價格和規模化經營程度對農戶的參保意愿影響較大。李琴英等［17］基于情景模擬的視角，實證分析了政策凸顯性和保費補貼對農戶參保意愿的影響，結果表明，在政策凸顯性較高和有保費補貼的情況下，農戶在認識到政策性種植業保險保障功能的同時，會察覺和感知到在保險產品價格構成中自己僅承擔較少的部分，為實現自身效用的最大化，農戶會更愿意參保。綜上所述，學術界對影響農戶參保意愿的主客觀因素進行了廣泛而深入的研究，取得了較豐碩的成果。但現有研究較少關注政策設計層面，即如何回應農戶對高保障農業保險產品日益迫切的強烈需求。基于現有研究的這一欠缺，本研究以水稻保險為切入點，在保險標的、保險費率、理賠責任等主要產品條款大致不變的情況下，重點考察水稻基礎保險政策調整為水稻完全成本保險后，風險保障水平的大幅提高對水稻種植戶參保意愿的影響，進而豐富現有研究，為政府部門進一步持續推進農業保險擴面、增品、提標和不斷完善農業保險政策以及加快農業保險高質量發展提供些許有益的參考。

2數據來源和描述性統計

為了解試點縣市農戶參與水稻完全成本保險的具體情況，考察影響農戶參保意愿的主要因素（包括水稻完全成本保險的保額、保費等）。本研究對湖北省荊州市公安縣、沙洋縣和黃岡市黃梅縣以及襄陽市棗陽市的部分水稻種植戶進行了問卷調查。問卷調查的內容包括農戶基本情況（經營類型、所在區域、實際年齡、最高學歷）；農戶種植及參保情況（水稻保險產品選擇、種植面積、投保面積、每公頃水稻產量、受災受損面積、獲得賠付金額）；農戶對完全成本保險的看法（農戶對保費高低的評價、對完全成本保險政策的了解程度、對保險經辦公司提供服務的滿意程度）。本次調研共獲得問卷545份，其中，公安縣238份，棗陽市240份，沙洋縣44份，黃梅縣23份；其中，個體農戶507份，家庭農場10份，合作社26份，農業企業2份。經核查，部分農戶2019年停止了水稻生產經營，部分農戶填寫的耕種面積異常，剔除上述情況后，最終使用494份有效問卷結果來進行分析。農戶基本情況如表1所示。由表1可知，88.66%的農戶從事農業生產時間在10年以上，而湖北省政策性水稻保險試點是從2008年開始的，也就意味著絕大多數受訪農戶有參加或者了解水稻基礎保險的經歷。29.96%的農戶年齡在41~50歲，51歲以上的農戶占63.56%。受教育程度方面，學歷在初中及以下的農戶占68.83%，具有高中及中專學歷的農戶僅占27.53%，這與當前中國從事種植業的勞動力情況比較一致。2017年、2018年，在未開展水稻完全成本保險前，沒有參保的農戶占比分別為27.94%、24.90%。2019年開展水稻完全成本保險后，沒有參保的農戶同比下降至1.01%。77.33%的農戶表示，完全成本險種的保障程度高，受災后能夠彌補全部的生產成本，有利于恢復再生產，是他們選擇參保的最重要原因。由農戶參保選擇情況（表2）可知，在考慮不選擇原因時，2.63%的農戶表示不知道該險種，11.13%的農戶表示保費偏高，15.79%的農戶表示基礎險風險保障程度足夠，11.74%的農戶表示擔心保險公司賠付不到位。與水稻基礎險相比，完全成本保險條款規定農戶自繳保費的比例由22.5%提高至30%，繳費額由97.5元/hm2提高到297元/hm2。關于自繳保費增加后農戶對完全成本保險的看法，由農戶對完全成本保險評價（表3）可知，55.47%的農戶表示每公頃愿意承擔226~300元的保費額度，67.81%的農戶對農戶承擔費用比例看法表示合適。由于完全成本保險保障程度的提高，應繳保費也相應提高，完全覆蓋了農業保險機構收取農戶保費的工作成本，農業保險經辦機構對參保農戶的上門服務也得到改善。對保險公司服務滿意程度方面，35.63%的農戶表示滿意，49.19%的農戶表示很滿意。問卷中同樣收集了農戶水稻耕種面積、投保面積、每公頃產量、受災面積、獲得賠付金額等具體數據。匯總農戶基本情況、農戶參保選擇情況、農戶對完全成本保險的評價以及農戶種植情況，各變量定義以及描述性統計見表4。由表4可知，相較于2018年，2019年農戶每公頃保障額度平均增加約9680元，總保費繳納額平均增加約8370.75元，保費繳納增加額在農戶之間差異較大，原因是不同農戶的保險選擇可能發生變化，同時種植面積也可能發生變化，導致總保費繳納額發生變化。平均種植面積為2.264hm2，不同農戶之間種植面積差異可能較大，在回歸過程中取其對數。平均每公頃產量為8406.9kg，不同農戶間每公頃產量差異較小。平均受災面積為0.053hm2，受災比例為47.09%，實際每公頃賠付約6077.85元，大部分農戶都存在一定程度的受災情況。

3結果與分析

國務院辦公廳2009年的《國務院關于開展新型農村社會養老保險試點的指導意見》(以下簡稱指導意見)指出，新型農村社會養老保險制度(以下簡稱新農保)遵循政府主導和農民自愿相結合的原則［1］。作為一項農戶自愿參加的公共政策，農民的真實參保意愿以及對制度的認可度直接關系著新農保制度覆蓋面的擴大，也關系著新農保制度的可持續性發展。目前新農保試點工作正深入推進，截至2011年6月底，納入國家新農保試點的27個省、自治區的838個縣(市、區、旗)和4個直轄市部分區縣參保人數共計1．42億人，加上20個省的409個自行試點縣參保人數，全國參加新農保的人數共1．99億人［2］。但是依然還有部分試點地區的農戶不愿參保，影響他們參保行為的因素有哪些?目前已經參保的農戶是否是在對政策非常了解的前提下自愿繳費?這些問題的回答對于新農保制度“廣覆蓋”這一目標的實現，以及進一步提高制度設計的合意性具有重要的理論和實踐意義。目前部分學者利用實地調查的資料從不同角度對農戶參加新農保的影響因素進行了分析，但是已有的某些分析結論還存在較大分歧。主要表現在:第一，年齡因素對農戶參加新農保意愿的影響。有的研究表明年齡與農戶參保意愿呈負相關關系，年齡越大越不愿參保［3］［4］［5］;有的研究表明年齡與農戶參保意愿呈正相關關系，年齡越大越愿意參保［6］;而有的研究表明農戶年齡對其參保意愿沒有顯著影響［7］［8］。第二，家庭收入對農戶參保意愿的影響。有的研究表明農戶的收入越高越愿意參加新農保［4］［8］;有的研究表明農戶收入越高越不愿意參加新農保［9］，而有的研究則表明農戶收入對其參保意愿沒有顯著影響［7］［10］。第三，政策了解程度對農戶參保意愿的影響。有的研究表明對新農保政策了解的越清楚越愿意參保［6］，有的研究表明對新農保政策了解的越清楚越不愿意參保［4］［8］，而有的研究表明農戶對新農保政策了解程度對其參保意愿沒有顯著影響［7］。本文認為產生這些分歧的最主要原因是各位學者采用的調查對象不同。這就迫切需要進一步擴大調查范圍，對樣本的特征進行深入的細分，并根據不同社會群體的特征來反映不同社會群體對新農保制度的不同需求。而民族地區的農戶作為一個特定的群體，有其特殊的文化傳統和習俗，目前已有研究卻較少關注民族地區農戶的參保意愿及其政策需求。本文試圖通過對民族地區農戶的調查，了解民族地區農戶對新農保的參保意愿和政策需求，深入分析影響民族地區農戶參加新農保的因素及其程度，以期為我國新農保制度的進一步完善提供科學依據。

一、數據、模型與變量

1．數據描述。本文數據來源于課題組2011年7月組織的由經過培訓的中南民族大學社會保障專業的本科生在湖南、廣西、湖北、貴州、安徽和云南六省、區的少數民族地區進行的問卷調查。此次調查具體抽樣方法為:每個省選擇1－2個縣，每個縣選擇2個村，每個村隨機抽取30個農戶。共發放問卷400份，回收有效問卷369份，有效率為92．3%。此次調查樣本中侗族、苗族、壯族、土家族、瑤族、彝族等少數民族占82．1%，漢族占17．9%;男性占66．3%，女性占33．7%;沒有上過學的占4．6%，具有小學文化水平的占32．9%，具有初中文化水平的占41．1%，具有高中、中專文化水平的占17．4%，具有大專及以上文化水平的占4．0%;年齡在16－29歲以下的占14．9%，30－44歲之間的占40．4%，45－59歲之間的占30．4%，60歲及以上的占14．3%;家庭人口數在3人及以下的占19．0%，4人的占31．6%，5人的占27．7%，6人的占14．8%，7人及以上的占6．9%，家庭平均人口規模約為4．6人;所處地理環境為山區的人占79．6%，所處地理環境為丘陵的人占11．7%，所處地理環境為平原的人占8．7%。調查樣本中，對于“您自己年老時最希望采取哪種方式來養老?”這一問題的回答，有49．7%的人選擇子女養老，有35．6%的人選擇社會保險養老，有12．2%的人選擇個人儲蓄養老，有2．5%的人選擇商業保險養老、集體養老等其他養老方式。目前60歲以上老人最主要的生活來源是依靠子女給錢的占55．3%，依靠自己儲蓄的占26．4%，依靠國家提供養老金的占13．6%，依靠其他來源的占4．7%。

2．變量與模型選取。調查樣本中有79．3%的農戶所在縣(市、區)進行了新農保試點，有20．7%的農戶所在縣(市、區)還沒有開展新農保試點。其中，新農保試點縣的農戶中有86．1%的人參加了新農保，13．9%的人沒有參加新農保;非新農保試點縣的農戶中，有88．2%的人表示如果將來實施新農保制度愿意參保，有11．8%的人表示不愿意參保。本文研究的因變量為民族地區農戶是否愿意參加新農保，對于新農保試點縣中參加了新農保的農戶和非試點縣中愿意參加新農保的農戶賦值為1，對于試點縣中沒有參保的農戶和非試點縣中不愿意參保的農戶賦值為0。這里用yi來表示因變量，yi的取值范圍為:yi=1，參加保險yi=0，{沒有參加保險由于因變量是一個二分變量，故本文選擇Logistic回歸模型進行分析。具體計量模型［11］為:pi=P(yi=1|xi)=11+e－(α+βχi)其中，χi為影響農戶參加新農保的各個因素;βi為自變量的回歸系數，即在控制其它自變量的條件下，某單個自變量一個單位的變化所引起的對數發生比的變化;pi=P(yi=1/χi)是在給定一系列自變量χ1i，χ2i，…，χki的值時農戶參加新農保的概率。已有研究成果表明，影響農戶參加新農保意愿的因素有很多，本文著重從個人特征因素、家庭資源稟賦因素、社區環境因素和制度環境因素四個方面進行分析。個人特征因素包括民族、性別、年齡、教育程度四個變量;家庭資源稟賦因素包括家庭總人數、家庭人均純收入、家中有無成員外出打工、家中有無黨員四個變量;制度環境因素包括農戶對新農保政策的了解程度和預期養老方式兩個變量;同時選取被調查者所在區域這一變量來反映社區環境因素。其中，家庭總人數、家庭人均純收入兩個變量屬于連續變量，民族、性別、年齡、教育程度、家中有無成員外出打工、家中有無黨員、所在區域、對新農保政策的了解程度、預期養老方式9個變量屬于虛擬變量。本文將民族分為漢族和其他少數民族，漢族為參照組;年齡分為16－29歲、30－44歲、45－59歲和60歲及以上四類，16－29歲為參照組;教育程度分為小學及以下、初中、高中中專和大專及以上四類，小學及以下為參照組;所在區域分為中部地區和西部地區，此次調查的湖南、湖北、安徽三省屬于中部地區，廣西、貴州、云南三省屬于西部地區，西部地區為參照組;對政策了解程度分為非常了解、比較了解和不太了解三類，不太了解為參照組;預期養老方式分為商業保險等其他方式、社會保險、子女養老和個人儲蓄養老，個人儲蓄養老為參照組。自變量基本特征描述見表1。

二、實證結果分析

運用統計軟件SPSS16．0，通過Logistic回歸模型對因變量民族地區農戶是否愿意參保的影響因素進行估計，從模型回歸分析結果看，模型χ2=55．756，Logistic回歸模型結果統計性顯著，表明所選的自變量對因變量聯合解釋效果很好。但就單個自變量解釋效果來看，11個自變量中只有年齡、教育程度、所在區域和預期養老方式4個變量統計上顯著，其他7個自變量統計上不顯著(見表2)。

一、問題的提出

職業教育是提高勞動者技能最直接的途徑，也是把人口壓力轉化為人力資源的關鍵環節。在我國，職業教育是教育中的短板，農村職業教育更是短板中的短板。改革開放以來，我國雖然通過一系列支農、強農、惠農政策有力地促進了農村各項事業的快速發展，但是，在西部一些貧困地區，農村發展還是面臨著嚴峻挑戰。要建設新農村，除了資金和技術方面的支持外，還需要大量懂技術、會管理、善經營的新型農民群體。這就要求政府不僅要強調農村義務教育，還要大力發展面向農村的職業教育。發展農村職業教育是解決我國農村富余勞動力就業和“三農”問題的重要途徑，同時也能使廣大農民適應工業化、城鎮化和農業現代化的要求。而農村職業教育也只有發揮出自身蘊含的巨大經濟和社會效益，才能得到廣大農民的認可，農民的參與意愿才會增強。但是，由于受現實多重因素的影響，農民參與職業教育的意愿和積極性受到極大制約。近年來，我國部分學者對農民參與職業教育或素質培訓意愿的影響因素做了相關的研究，并取得了一些有益的成果。寧澤逵、朱宏斌、陳遇春(2004)認為，農戶家庭年收入水平、農戶家庭主導產業、農戶兼業化水平以及農戶家庭文化水平等影響農民職業教育需求決策［1］;黎東升、朱良俊、楊舟(2006)研究表明，城郊農民參與就業素質培訓的意愿受家庭勞動力人數、土地被征用情況、專業技能培訓經歷以及對未來的期望收入等多種因素的影響［2］;張智敏、唐昌海、姚延芹(2007)認為，職校學習是否對職業流動起到明顯的作用是影響在讀學生選擇職業技術教育的主要因素［3］;衛龍寶、阮建青(2007)采用logistic模型分析了影響城郊農民參與素質培訓意愿的主要因素，研究結果表明，城郊農民參與素質培訓的意愿受家庭勞動力人數、土地被征用情況、以前是否接受過素質培訓以及對未來的期望收入等多種因素的影響［4］;張錦華、吳方衛(2007)認為，在影響農村家庭教育選擇的因素中，家庭的收入狀況、家長的職業技能和受教育水平的提高等對每個階段的教育選擇都產生積極的影響，而其他一些因素，如教育支出增加、財政支持的不足則降低了農村家庭選擇更高教育水平的意愿［5］;梁英(2010)研究發現，獨生子女、有職業技能、文化水平相對低而父母文化水平較高的農村青年更可能接受繼續教育;地區差異也是影響農村青年繼續教育的重要因素。［6］本文在總結已有研究的基礎上，著手分析影響新疆南疆三地州農民參與農村職業教育意愿的主要因素。在分析過程中本文借助了新疆南疆三地州1078份農戶的問卷調查數據及相關資料，運用二元logistic回歸模型，對影響新疆南疆三地州農民參與農村職業教育意愿的因素進行實證分析。

二、數據來源和樣本描述

(一)數據來源

調查地點選在新疆南疆三地州的3個縣、5個鄉、38個村和1個牧民定居點。其中，喀什地區有1個縣(葉城縣)、3個鄉(巴仁鄉、加依提勒克鄉、依提木孔鄉)、23個村;和田地區有1個縣(墨玉縣)、1個鄉(闊依其鄉)、12個村;克州有1個縣(烏恰縣)、1個鄉(托云鄉)、3個村和1個牧民定居點(瑪依喀克)。調查對象是那些具有農村戶口、長期在農村居住、社會組織化程度較低、以從事種植業和養殖業等農業生產活動為主的農民。調查人員分為喀什、和田和克州三個小組分別在當地進行入戶問卷調查;調查內容分別涉及農民個人狀況、農民思想觀念、農民技能培訓、農村職業教育和農村文化建設等方面。課題組在正式調查之前進行了問卷的試調查。在實地調查過程中共發放問卷1095份，本文最終用于統計的有效問卷為1078份，占回收問卷的98．4%。

(二)樣本描述

一、前言

截至2007年6月，全國機動車保有量為1．528億輛，其中私人汽車保有量為3239．39萬輛。家庭機動車的快速增長對能源供應和城市環境造成了巨大的影響。中國目前已成為世界第二大原油消費國和第三大原油進口國。同時，汽車污染已經成為許多大城市空氣污染的主要來源…。據預測，2030年，中國汽車保有量將達到2．3億輛，對應的車用燃油消耗將達2．5億一3．0億噸，相應的排放數量驚人。因此，推廣環保節能汽車對實現我國節能減排的目標有重要的意義。

環保節能汽車推廣的關鍵在于確定潛在的目標消費群體，并根據其特征確定相應的策略。環保節能汽車能效高、污染小，但相對普通汽車來說，存在一定的額外成本，屬于綠色消費范疇。支付意愿是綠色消費研究的重要內容。國內外關于綠色消費有一定的研究，但研究結果隨具體的消費領域、地區、時間等不同，差異較大。國內在綠色消費定量研究上，特別是針對環保節能汽車消費的研究相當缺乏。綠色消費研究開始于上世紀70年代前后。

影響綠色消費支付意愿的主要因素可以劃分為五類：人口統計變量、綠色消費知識、相關價值取向、消費行為及消費態度。由于數據的可獲得性及可比性的限制，多數研究集中于討論人口統計變量對消費者綠色消費支付意愿的影響。根據現有的研究，與綠色支付意愿相關的人口統計變量包括：性別、年齡、受教育程度、收入以及居住地等。

一般認為，年輕、女性、有較高的受教育程度、有較高的社會經濟地位者傾向于有更高的綠色消費支付意愿。實際上，并非所有的研究都支持這一結論。如Reizenstein研究認為，男性更愿意為控制空氣污染支付額外的費用；Robe,s研究發現，富有環境意識的消費者的年齡高于平均水平；Sandahl等人的研究發現，此類消費者其受教育程度和收入低于平均水平。

因此，盡管人口統計變量對綠色消費有一定的指示意義，但隨具體的環境不同，可能會呈現較大的差異性。因此，本文將在分析人口統計變量與環保節能汽車支付意愿關聯性的基礎上，再引入相關認知與環保節能汽車綠色成本支付意愿之間的關聯性。

本文作者：李克敏商士杰工作單位：天津工業大學

（一）文化———家庭———自我的層級互動文化主要是指以西方為代表的個人主義文化和以亞洲、非洲為代表的集體主義文化；在文化的基礎上，家庭可以分為獨立型家庭模式、依賴型家庭模式，以及心理依賴型家庭模式；相應于不同的文化和家庭模式，自我分為獨立型、依賴型和自主———關系型三個類型。創業研究者所熟知的是，獨立型自我是一種創業型的人格，獨立型自我的很多心理特質，如獨立性、冒險性、成就動機、內控性等直接影響著潛在創業者的創業意向，是創業行為有效的預測指標，而依賴型自我及其相關的心理特質詮釋則不利于創業意向的生成。跨文化社會心理學家為了揭示文化、家庭和自我三者之間的關系，將個體的發展和養育放在社會文化背景之下，把個體鑲嵌進最接近的生活環境，再把最接近的生活環境鑲嵌進遠端的社會環境（社會制度、經濟體系、文化模式和習俗）之中，發現文化、家庭和自我三層因素，通過社會化這一過程呈現出層級互遞的影響關系。首先，文化通過價值觀念、社會規范、習俗、禮儀、制度等社會化媒介將自身的特征傳遞給家庭這一個體社會化的中介場所；然后，不同的家庭模式作為其所屬文化的載體，承載著該文化的先天模式和內在功能性結構，進而形成了不同文化背景下與不同的家庭模式相應的養育方式和互動模式；最后，不同子女養育方式和家庭互動模式塑造出了具有不同心理特質的自我類型。（二）家庭對自我塑造的實現方式家庭作為社會文化和個體之間的中介和交界面，是個體出生、成長和受教育的主要場所。費孝通先生說過：“人類創制這家庭的基本結構，目的是在解決孩子的撫育問題，使每個孩子能靠著這個社會結構長大，成為可以在社會中生活的分子。”[2]這里的“育”就蘊含著家庭對個體的教育和社會化的功能。1.早期嬰兒照看方式和母嬰互動。嬰兒照看方式在生物進化基礎上的“本能性養育”方面具有跨文化的一致性，如關愛系統（哺乳）、身體接觸系統（擁抱）、身體運動刺激系統，以及面對面的互動系統。然而，凱勒等人通過跨文化研究發現，后三個系統的普遍性在不同文化中存在差異，比如，在非洲集體主義的傳統農耕文化中身體接觸和身體刺激更為典型，而西方城市背景的中產階級家庭中面對面的互動系統更為常見。進一步研究發現，以親密的身體接觸為特色的養育風格有益于兒童與他人發展關聯性，而帶有兒童指導性語言的面對面互動則能促進兒童發展出獨立感。2.家庭互動方式。跨文化心理學者Miller對兒童和父母的家庭互動模式進行了深入細致的考察，他對不同文化中家庭交談場景進行了研究，涉及美國家庭和中國家庭，結果發現中國的家長在與兒童交談中常常反復援引道德規范和社會準則，使得兒童的違規行為更加突出；相反，美國的家長則會通過談話降低兒童違規行為的嚴重性。可見，中國家長會通過特有的教育方式，構建兒童自我批評式的解釋框架；而美國家長則會鼓勵兒童使用自我肯定的解釋框架。此外，美國家長在孩子表現出符合家長期望的行為后，會對他們進行表揚，以此培養孩子的自主性和自我能力；而在華人家庭贊揚則僅僅是一種手段，只是用來鼓勵孩子聽從家長的要求，贊揚只是為了鼓勵孩子更加服從父母期望的行為。[3]3.子女價值。家庭塑造自我的方式除了上述的子女照看和家庭互動之外，在社會-文化因素和個體結果之間還有一個重要中介變量是理解家庭和社會文化動力的關鍵，即子女價值。子女價值是指家長寄予子女身上的價值，它是生養子女的內在動機，也就是人們為什么要生兒育女。子女價值分為三類：經濟/實用價值、心理價值和社會/傳統價值。社會經濟發展水平對父母賦予子女的價值有顯著的影響。在發達程度越低的情況下，父母在子女身上所寄予的經濟和實用價值會比較明顯，隨著社會經濟發展和富裕程度的提高，子女的經濟和實用價值有所減少。與之相對照，子女能向父母提供以及父母寄予子女的心理價值，諸如愛、歡樂、陪伴以及自豪感等的重要性有所增加。[4]（三）三種家庭模式及相應的自我類型跨文化社會心理學家庫查巴莎根據不同國家和地區的社會經濟發展水平、家庭互動方式和子女價值的差異，劃分出三種不同的家庭模型，以及與三種家庭模型相應的三種自我類型。1.依賴型家庭模式。這種家庭模式多存在于經濟發展水平較低的國家和地區，在這種家庭模式中家長賦予子女經濟性和實用性的價值。原生家庭在生計上對子女有強烈的依賴，子女從小就在家里或家外勞動，長大以后還要對父母提供老年生活的保障。在這種家庭中，父母要求子女的順從和服從，傾向于對孩子進行服從性導向的養育，而不會促進其獨立性和自主性的發展，因為自主的兒童有可能會發展成為一個與父母相分離的獨立成年人，這樣的人可能會維護自己的利益而不是家庭的利益，因此獨立性不被當成有價值的東西，甚至被看成是對家庭完整和生計的威脅。依賴型家庭模式強調子女的順從和服從，不鼓勵自主性，于是產生了一種“他控型”的依賴型自我，這種類型的自我強調相關性和依賴性，缺乏自主性。2.獨立型家庭模式。這種家庭模式普遍存在于西方個體主義文化中，城市中產階級家庭由于物質上富足，以及完善的社會保障體系，父母可以很少或不依靠子女的物質貢獻，因此，子女的經濟價值可以忽略不計，而子女對父母的心理價值比較突出。這種家庭在子女的養育過程中強調子女的獨立性和自主性，父母養育目的在于促進子女獨立性和分離性。費孝通先生在《美國人性格》一書中曾用“生活堡壘”來形容這種家庭，在這種家庭中“子女是配角，他們長成了就離開團體”。[5]獨立型家庭模式中，兒童可以形成依靠自己和獨立的品質，并逐漸完成與原生家庭的分離，所以，這種類型的家庭模式塑造出來的自我具有較強的自主性，即“獨立型自我”。3.心理依賴型家庭模式。隨著社會經濟的發展，人們生活方式從傳統農業型向城市型轉變，在家庭關系緊密的集體主義文化背景下，情感方面的依賴得到維持，而由于財富和其他養老保險資源的增加，物質方面的依賴就削弱了。這種家庭模式賦予子女更多的心理價值和情感價值，養育方式上不再過度強調子女的服從和忠誠。為了適應現代化的城市生活方式，父母也注重培養孩子的自主性，子女的獨立和自由空間得以擴展。另一方面，由于父母對子女情感和心理依賴程度并沒有降低，仍然限制著子女的完全分離，所以子女的養育有一定程度的控制，而非放任自流，因為養育的目標并不是分離和個人主義的獨立。心理依賴型家庭模式中塑造出來的個體是一種自主和關系共存的復合型自我，即“自主—關系型自我”，這種類型可以看成是獨立型自我和依賴型自我的綜合體，既有一定的自主性，又有一定的關系性。

（一）依賴型家庭模式及依賴型自我不利于創業意向的產生首先，創業需要較強的個體自主性和能動性，而依賴型家庭模式是一種束縛性的家庭模式，家族生計的困難導致父母賦予子女沉重的經濟價值和實用價值，子女的一生幾乎都是在家庭生存責任的重擔下辛苦勞作。由于經濟和時間大部分消耗在勞動中，子女無法形成獨立的自我意識和能動性，他們更多是被傳統保守的家庭觀念所束縛，強調的是順從、服從和相互依賴，很難具備創業者應有的獨立性和能動性。其次，由于傳統家庭的束縛和限制，以及對獨立性的回避，個體在創業意向的形成中也難以知覺到家庭和社會規范的支持，相反，可能會處處受到觀念的阻礙和限制。再次，這種處處受制約的觀念和教育方式，會使個體形成一種外控型的、被動的人格特征，在態度和行為方面會顯出無意識的依賴性和被動性。最后，由于傳統觀念的束縛和勞動的捆綁，子女受教育機會較少，個體也很難具備創業者所必需的知識結構和能力基礎，更加難以從事復雜的創業活動。（二）獨立型的家庭模式及獨立型自我有利于創業意向的形成首先，創業意向與潛在創業者的心理特質密切相關，如獨立性、樂觀、內部控制、冒險傾向、成就動機等。西方的個人主義文化中的家庭在子女2012年11月養育和家庭互動中，注重個體獨立性的發展。父母一般并不過多干涉孩子的行為，并鼓勵孩子自己做決定，對自己的選擇和行為負責，這樣的教育方式促使了內控型人格的形成。其次，與這種家庭模式相應獨立型的自我，在掌控外部世界方面擁有更強的信心。貝思•莫林和北山志乃研究發現，亞洲人不像西方人那樣有充分的信心來把握自己，亞洲人不是努力來控制形勢而是極力地適應形勢。再次，獨立型自我還有很多特質有利于創業意向的形成，獨立型自我的個體更加樂觀和追求個人成功，也就是說有更強的個人成就動機。最后，在冒險性和競爭性方面獨立型自我也有很大的優勢，發軔于古希臘的西方海洋文明歷來追求競爭和冒險，而中國文化一向求“和”，“和”就意味著要有更多的自我控制。這一區別從東西方器物文明上一覽無余，“希臘的花瓶、酒杯上展現的是戰爭、體育競賽和豪飲狂歡的創面，而中國的畫卷、瓷器上描繪的是家庭生活和鄉間樂趣”。[6]（三）心理依賴型家庭模式及自主———關系型自我有利于集體主義文化背景下創業意向的形成首先，心理依賴型家庭模式是集體主義文化適應經濟發展的一種新的模式。這種家庭模式一方面保留了家庭原有對情感和關系的需求，另一方面不再強調對權威和等級的服從，而是一種人際的關聯性，是一種“關系型”集體主義，而非“規范型”集體主義，父母與子女之間的關系不再是一種規范的束縛，而是一種關系的支撐和協助。其次，這種自主—關系型的自我允許關系性和自主性共存于一體，一方面可以繼承傳統依賴型家庭模式中關系的優勢，比如，子女可以從上代人身上繼承成功的經驗，子女與家庭之間的情感連接和相互支持，這是西方家庭所不具備的優勢。馬林諾斯基曾經贊美過中國傳統“家”的功能，他說：“中國的舊式家庭，對于一切見解正確的人類學家，一定是可以羨慕的對象———幾乎是可以崇拜的對象。因為他在許多方面，曾是那么優美”。最后，這種家庭的養育方式并不完全束縛個體的發展，個體在保持和原生家庭情感和關系連接的同時，可以自由地發揮個體自主性，個體的發展已不再被看作是對家庭的威脅，而是一種新的促進，這便使得個體即能具備創業所需的自主性，又可以獲得家庭在情感的支撐，克服了依賴和獨立的矛盾。所以，心理依賴型的家庭模式及自主———關系型的自我作為獨立型自我和依賴型自我的綜合體，具備了雙方面的優勢，是一種更有利于培養潛在創業者創業意向的家庭模式。

潘光旦說過“教育的目的只有一個，就是每一個人的人格的培養”。[7]同樣，創業教育的核心也應該在于創業人格的培養，而家庭在人格養成方面則起著核心的作用。家庭教育主要應該從養育方式和子女價值兩方面入手。首先，培養與創業意向相關的獨立、樂觀、內控、冒險、高成就動機等人格特質，促進創業人格的形成。養育方式包括母嬰互動和家庭教養方式，采取民主型的教養方式，促進子女形成獨立自主、積極樂觀的完善人格。其次，在子女價值方面，家長尤其是欠發達和農村地區的家庭應該對傳統的經濟價值和實用價值予以反思和揚棄，已實現城市化的地區或城市家庭也不應賦予子女過多的經濟價值和實用價值。再次，國家在價值導向和制度上，應加速和促進家庭模式由傳統的依賴型家庭模式向新型的心理依賴型的家庭模式轉變，培養和塑造出既有獨立自主性又與家庭有情感的連接的關系———自主型自我。

中央關于黨的十七大對黨章作適當修改的決定，總之。順應了各級黨組織和廣大黨員的愿望，適應了時展對推進黨的事業、加強黨的建設的要求，具有重大而深遠的意義。

集中體現黨的理論和路線方針政策以及黨的重要主張，黨章是黨的總章程。規定黨內的重要制度和體制機制，對推進黨的事業、加強黨的建設具有重要的規范和指導作用。而只有保持黨章的與時俱進，才能使黨章的規范和指導作用得到充分發揮。黨的十七大對黨章作適當修改，目的正在于此。理解，其意義至少體現在以下五個方面：

修改黨章順應各級黨組織和廣大黨員的愿望。近年來，第一。不少黨員向中央有關部門提出修改黨章的意見和建議。黨的十七大籌備工作啟動后，征求各地區各部門對起草黨的十七大報告的意見時，許多地方和部門都建議黨的十七大對黨章作適當修改。中央認真研究這些意見，順應各級黨組織和廣大黨員的愿望，決定對黨章進行適當修改，并成立了黨章修改小組。

修改黨章是推進黨的理論創新和實踐創新的需要。黨的十六大以來，第二。以同志為總書記的黨中央，堅持以鄧小平理論和“三個代表”重要思想為指導，全面開創中國特色社會主義事業新局面的偉大實踐中積極推進馬克思主義中國化，提出了科學發展觀等一系列重大戰略思想，對全面推進社會主義經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設發揮了重要作用，全黨全國各族人民中形成了廣泛共識，顯示出強大的生命力。通過修改黨章，及時將這些重大理論創新成果吸收到黨章中，有利于進一步推進黨的實踐創新、理論創新和制度創新。

修改黨章是推進黨和國家的事業發展的需要。黨的十六大以來，第三。黨提出了構建社會主義和諧社會的戰略任務，確立了社會主義經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設四位一體的中國特色社會主義事業總體布局，確立了建設富強民主文明和諧的社會主義現代化國家的奮斗目標，并形成了一系列貫徹落實科學發展觀的方針政策，推動我國經濟社會開始步入又好又快發展的軌道。通過修改黨章，將這一系列方針政策寫入黨章，有利于按照黨的基本路線、中國特色社會主義事業總體布局和黨的各項方針政策進一步推進黨和國家的各項工作。

修改黨章是加強和改進黨的建設的需要。黨的十六大以來，第四。黨在新的實踐中扎實推進黨的建設新的偉大工程，黨的執政能力建設和先進性建設得到加強，保持共產黨員先進性教育活動取得重大成果，發展黨內民主、改進黨的作風、加強干部教育培訓、深化干部人事制度改革、推進組織制度創新、建立懲治和預防腐敗體系等方面取得了新的進展。通過修改黨章，將黨的建設的這些實踐經驗和理論創新成果寫入黨章，有利于進一步推進黨的執政能力建設和先進性建設。

摘要：為更好促進農類職業院校學生回鄉村就業創業，發揮農類職業院校學生就業創業的主觀能動性，為鄉村振興建設提供人力支持，以廣西農業職業技術大學專、本科學生為研究對象，對當前大學生面向農村基層就業意愿進行調查。調查主要從學生個人基本信息、家庭因素、社會環境因素、個人觀念及態度等四個方面進行，并對農類職業院校在校大學生的就業意愿影響因素進行分析，提出加強農村基層就業政策宣傳力度、深化就業指導教育教學改革、積極探索“耕讀教育”新內涵、針對城鄉差異優化吸引策略等建議與對策，以進一步提高農類職業院校學生服務鄉村振興的就業率與創業率。

關鍵詞：農類職業院校；就業意愿；調查

一、農類職業院校在校大學生的就業意愿調查設計

為深入了解農類職業院校在校大學生的就業意愿，本研究對廣西農業職業技術大學在校生進行就業意愿調查與分析，希望通過調查，全面了解影響學生不愿意到基層就業的因素。本次調查通過問卷星進行，調查內容包括學生個人基本信息、家庭因素、社會環境因素、個人觀念及態度等四個方面內容，本次調查的對象共計4500名，回收有效問卷4292份，有效回收率95.38％。

二、農類職業院校在校大學生就業意愿調查分析

（一）學生的基本情況

摘要：目的：了解訂單定向生個人行為意愿是發揮主觀能動性，從根本上解決目前基層留不住人才的這一根本問題的關鍵所在。方法：采用調查問卷形式對全科醫學院一~三年級學生進行調查。結果：被調查者專業選擇不明確，高年級學生就業意愿偏低，基層就業存在諸多顧慮。結論：加強專業宣傳、政府政策扶持、學校教育引導等工作。

關鍵詞：訂單定向全科醫學生；基層就業；意愿；影響因素

近年來，依然存在著基層醫療機構人才緊缺，農村醫療衛生事業得不到有效發展，“看病難、看病貴”現象。如何培養一批適應基層醫療衛生需要的醫學人才？了解訂單式定向生個人行為意愿是發揮主觀能動性，從根本上解決目前基層留不住人才的這一根本問題的關鍵所在。對象與方法選取訂單式免費定向生一~三年級醫學生為調查對象，共發放問卷420份，回收問卷420份，有效問卷411份，有效問卷回收率97.8%。411名被調查者中，男生177人，女生234人；農村生源學生363人，城鎮生源學生48人。

調查結果與分析

一、專業選擇的原因分析。調查顯示，其中245人（59.6%），對醫學感興趣157人（38.2%），無就業壓力155人（37.7%），無學習費用壓力138人（33.6%），為家鄉基層人民服務281人（19.7%），對全科醫學感興趣49人（11.9%），不清楚35人（8.5%）其他原因27人（6.6%）。二、基層就業意向分析。當問及是否了解國家政策，有302人（占73.4%）表示了解，說明學校對國家政策的宣傳比較到位。對于將來到基層醫療機構工作，有229人（占55.7%）表示愿意，112人（占44.3%）表示不愿意或者不確定。[2]其中表示愿意的學生247人(占60%)；2016級的學生就業意向均高于其他年級，而2014級的學生就業意向明顯低于其他年級，僅有35人（占33.3%）表示愿意到基層就業。194人（占47.2%）認為畢業后到基層醫療機構工作是受工作穩定的影響，屬于被動行為。愿意到基層醫療機構工作的原因還有目前就業困難（155，37.7%）、受入學前簽訂合同限制（138，33.6%）、國家政策優惠（137，33.3%）、喜歡該學科（122，29.7%）、工作壓力小（88，21.4%）、有發展空間（75，18.2%）、居民需要（66，16.1%）等。三、將來的打算及希望享受到的優惠政策。根據調查顯示，研究對象也對國家政策提出了一些建議，認為需要進一步提供進修培訓（325，79.1%）、提高工資待遇（324，78.8%）、解決編制（259，63%）、解決住房（216，52.6%）考研考公務員優先考慮（213，51.8%）、加快晉升晉職(184，44.8%）。全科醫學生畢業后到基層醫療機構工作的合同期為6年，合同期滿后，228人（占55.5%）想要到更高級別的醫院工作；203人（占49.3%）表示要考全科醫學專業研究生；103人（占25.1%）希望考其他醫學專業研究生；僅有85人（占20.4%）愿意繼續留在基層醫療機構工作；還有選擇從事其他行業等。四、影響學生基層就業意向的單因素分析。影響學生基層就業意向的因素有：年級、了解國家政策、家人建議、為家鄉人民服務、受入學前合同限制(P<0.05)；性別、民族、年齡、是否黨員、學生干3部、獨生子女及生源地、家庭人均年收入、父母職業、父母文化程度等因素對學生基層就業意向的影響均無統計學意義（P>0.05）[4]。五、影響學生基層就業意向的多因素分析。[5]將學生基層就業意向作為因變量，影響學生基層就業意向的各單因素作為自變量，包括年級、獨生子女、家人建議、對醫學感興趣、受入學前合同限制等幾個因素，選擇BinaryLogistic非線性回歸模型進行統計分析，說明對學校教育服務質量滿意度較高、低年級、愿意為家鄉基層人民服務及選擇到基層就業不是出于受入學前合同限制的原因的學生更愿意到基層就業。

思考與建議