農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿及影響因素的差異
——基于糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)的比較

何平均，劉睿，胡曉宇

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410128；2.中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410007)

農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿及影響因素的差異
——基于糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)的比較

何平均1，劉睿1，胡曉宇2

(1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410128；2.中南大學(xué)商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410007)

基于湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)471份農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，選取4組14個(gè)自變量建立多元Logistic模型，對(duì)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿及其影響因素進(jìn)行區(qū)域比較分析，結(jié)果表明：大部分農(nóng)戶(hù)具有投資小型農(nóng)田水利建設(shè)的意愿，但糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的意愿高于非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)；無(wú)論是糧食主產(chǎn)區(qū)或非主產(chǎn)區(qū)，戶(hù)主文化程度、身體狀況、種糧收入、種糧補(bǔ)貼、自然災(zāi)害等7個(gè)因素對(duì)農(nóng)戶(hù)投資小型農(nóng)田水利投資意愿均有顯著正向影響，農(nóng)戶(hù)對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況評(píng)價(jià)因素有顯著負(fù)向影響；家庭勞動(dòng)力短缺狀況對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿分別呈現(xiàn)較為顯著的負(fù)向和正向影響，灌溉方式、大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響不顯著，對(duì)非主產(chǎn)區(qū)呈現(xiàn)顯著正向影響，而預(yù)計(jì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃的影響剛好相反。

農(nóng)田水利；投資意愿；Logistic模型；區(qū)域差異；湖南

一、問(wèn)題的提出

小型農(nóng)田水利對(duì)于促進(jìn)農(nóng)業(yè)效益和農(nóng)民收益穩(wěn)定增長(zhǎng)一直具有重要意義而受到學(xué)界重視。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施投資的研究近年來(lái)從重視供給制度、成本收益等宏觀(guān)視角向微觀(guān)集體行動(dòng)轉(zhuǎn)變。Rosegran認(rèn)為水利本身具有一定的排他性和競(jìng)爭(zhēng)性，這奠定了水利供給市場(chǎng)化的理論基礎(chǔ)，農(nóng)戶(hù)參與投資管理有利于提高供水效率[1]。Meinzen Diek R分析了微觀(guān)集體行動(dòng)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的影響[2]。Shivakoti Elinor認(rèn)為提高水資源的投資效率和管理水平需要農(nóng)戶(hù)的參與和合作，用水者協(xié)會(huì)是比較理想的合作方式[3]，但農(nóng)田水利建設(shè)過(guò)程中農(nóng)戶(hù)參與受到農(nóng)民行為選擇和水利事物復(fù)雜性的影響。唐忠認(rèn)為農(nóng)民作為農(nóng)田水利建設(shè)相關(guān)利益主體之一，可以根據(jù)水源特點(diǎn)分別采取股份制和參與管理兩種方式[4]。羅興佐認(rèn)為農(nóng)民合作灌溉面臨困境，需要政府的引導(dǎo)和參與[5]。伴隨農(nóng)村稅費(fèi)改革“兩工”的取消，農(nóng)民對(duì)小型農(nóng)田水利建設(shè)投入勞動(dòng)明顯減少，投資意愿偏低。譚向勇等對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿進(jìn)行了分析[6]。倪細(xì)云和文亞青基于陜西農(nóng)戶(hù)的滿(mǎn)意度調(diào)查，分析了影響農(nóng)戶(hù)參與農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的因素[7]?？紫橹?、史冰清基于廣西橫縣的農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)分析了農(nóng)戶(hù)參加用水者協(xié)會(huì)意愿的影響因素[8]。朱紅根、劉輝等分別通過(guò)對(duì)江西省、湖南省種糧農(nóng)戶(hù)的考察，分析其投資農(nóng)田水利建設(shè)的意愿及影響因素[9,10]。

綜上所述，農(nóng)戶(hù)具有參與農(nóng)田水利投資意愿，且受多種因素的影響。但已有研究主要是對(duì)某一地區(qū)農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿和影響因素進(jìn)行分析，缺乏對(duì)不同區(qū)域農(nóng)戶(hù)投資意愿及影響因素進(jìn)行比較?；诖?，筆者擬以湖南糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)為例，考察不同地區(qū)、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下，農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿及其影響因素的差異，從而為完善小型農(nóng)田水利投資政策提供參考。

二、變量選取與模型設(shè)定

1．變量選取

農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿受多重因素的影響[6,9,10]，如受訪(fǎng)戶(hù)戶(hù)主的文化程度、身體健康狀況、家庭勞動(dòng)力短缺程度、自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響程度、糧食收入占家庭總收入比重等。但是，糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)由于地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)民收入來(lái)源、人均播種面積和糧食產(chǎn)量，商品糧供給和保障國(guó)家糧食安全的戰(zhàn)略地位、以及支農(nóng)政策執(zhí)行效果等方面存在不同，農(nóng)戶(hù)投資意愿相應(yīng)會(huì)產(chǎn)生變化。綜合已有研究成果，考慮到農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平、水利技術(shù)應(yīng)用的差異以及農(nóng)戶(hù)心理認(rèn)知和信心的差別，為更好地考察農(nóng)戶(hù)投資小型農(nóng)田水利意愿及影響因素的區(qū)域差異，筆者引入農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注程度、灌溉方式、預(yù)計(jì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃、水利技術(shù)專(zhuān)員和大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量等5個(gè)新的變量，進(jìn)一步將影響因素歸為四大類(lèi)型： 1)個(gè)人特征。從心理學(xué)與行為學(xué)的角度，意愿和行為主要與戶(hù)主自身相關(guān)。因此，個(gè)人特征是影響農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的首要因素。包括戶(hù)主年齡、文化程度、身體狀況、對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注度等。2)家庭特征。農(nóng)戶(hù)作為家庭的基本個(gè)體或單位，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中所采用的灌溉方式、家庭勞動(dòng)力數(shù)量以及種糧收入和補(bǔ)貼的多寡都會(huì)影響其投資決策。3)心理認(rèn)知特征。心理決定行為，行為是心理的體現(xiàn)。農(nóng)戶(hù)對(duì)目前農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況和重要性的評(píng)價(jià)，以及對(duì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃的預(yù)期，均會(huì)對(duì)其投資意愿產(chǎn)生影響。4)地區(qū)特征。除當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人文特征外，農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿可能受到當(dāng)?shù)刈匀粸?zāi)害、水利技術(shù)專(zhuān)員數(shù)量、大中型農(nóng)田水利設(shè)施等與水利直接相關(guān)因素的影響。由此，筆者選取4組14個(gè)反映農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資影響因素的自變量(表1)。

2．模型設(shè)定

一般而言，概率模型多采用 Probit模型或Logistic模型。筆者研究目的在于考察不同地區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施投資意愿及其影響因素的區(qū)域差異性，因變量與自變量屬于離散型，且因變量取值多于二元，因此，多元有序Logistic模型是最為理想的方法。模型具體形式如下：

(1)式和(2)式中，Pi表示農(nóng)戶(hù)選擇小型農(nóng)田水利投資意愿i的概率（本文記被解釋變量“農(nóng)戶(hù)不愿意投資=0，愿意投資=1”），即“愿意投資=1”發(fā)生的概率；X為自變量，即農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿的影響因素；α為截距項(xiàng)；β為影響因素的系數(shù)估計(jì)值；ε為誤差項(xiàng)。

表1 變量的解釋、定義與統(tǒng)計(jì)特征

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本特征

1．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)源于筆者所在課題小組2013年2月至5月的實(shí)地調(diào)查資料。以湖南省各縣當(dāng)年糧食商品量、產(chǎn)量、播種面積為依據(jù)，結(jié)合地理位置和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，筆者選定的糧食主產(chǎn)區(qū)為汨羅市、漣源市、邵陽(yáng)縣等3個(gè)糧食主產(chǎn)縣(市)，糧食非主產(chǎn)區(qū)為臨湘市、冷水江、新寧縣等3個(gè)非糧食主產(chǎn)縣(市)①。調(diào)查以發(fā)放問(wèn)卷和實(shí)地走訪(fǎng)座談等方式展開(kāi)，采取隨機(jī)抽樣原則，每個(gè)縣(市)選取3個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，每個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn))選擇2個(gè)村，每個(gè)村抽取14戶(hù)，對(duì)戶(hù)主進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷504份，收回有效問(wèn)卷471份，其中主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)有效問(wèn)卷分別為239份和232份，有效回收率為93.5%。

2．樣本特征及變量的描述性統(tǒng)計(jì)

調(diào)查結(jié)果表明，63.48%的農(nóng)戶(hù)愿意投資小型農(nóng)田水利建設(shè)，主產(chǎn)區(qū)69.04%的農(nóng)戶(hù)愿意投資小型農(nóng)田水利建設(shè)，高出非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)近 10個(gè)百分點(diǎn)。樣本特征的具體區(qū)域差異詳見(jiàn)表 1，每組的賦值以糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)調(diào)查問(wèn)卷統(tǒng)計(jì)出的頻數(shù)占總體百分比為準(zhǔn)。從戶(hù)主個(gè)人特征來(lái)看，主產(chǎn)區(qū)戶(hù)主的平均年齡為53歲，文化程度普遍偏低(初中以下文化占78.8%)，但約90%的戶(hù)主認(rèn)為身體健康狀況較好，且戶(hù)主對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注度較高；非主產(chǎn)區(qū)戶(hù)主的平均年齡為 55歲，稍高于糧食主產(chǎn)區(qū)戶(hù)主，文化程度以小學(xué)和初中為主，但平均文化程度、平均身體健康狀況和對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注程度略低于糧食主產(chǎn)區(qū)戶(hù)主。從農(nóng)戶(hù)家庭特征來(lái)看，勞動(dòng)力短缺在糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)都普遍存在，分別占32.2%和 30.9%；種糧收入占家庭總收入的比重較低，分別只有24.3%和21.5%的農(nóng)戶(hù)認(rèn)為其收入50%以上來(lái)自種糧收入。就灌溉方式而言，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)主要依靠村組織集體灌溉用水(占 44.1%)和自己機(jī)械抽水(占 42.4%)，而非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)主要靠自己機(jī)械抽水和人力運(yùn)水的比重較大，分別占33.5% 和15.5%。從農(nóng)戶(hù)心理認(rèn)知特征來(lái)看，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況的評(píng)價(jià)明顯高于非主產(chǎn)區(qū)，而且對(duì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃的預(yù)計(jì)也更加樂(lè)觀(guān)。從地區(qū)特征來(lái)看，糧食主產(chǎn)區(qū)水利技術(shù)專(zhuān)員和大中型農(nóng)田水利設(shè)施總數(shù)明顯多于非主產(chǎn)區(qū)，這說(shuō)明糧食主產(chǎn)區(qū)水利基礎(chǔ)設(shè)施和技術(shù)條件明顯優(yōu)于非主產(chǎn)區(qū)。解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

四、計(jì)量結(jié)果分析

本文采用 SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)各地區(qū)樣本進(jìn)行Logistic回歸處理，用排序選擇模型進(jìn)行逐步向后回歸，將所有可能對(duì)因變量產(chǎn)生影響的自變量代入模型，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，依次剔除不顯著變量后再將剩余變量代入，繼續(xù)檢驗(yàn)，直至自變量均能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)為止。模型的最終結(jié)果如表2所示。

表2 主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿影響因素回歸結(jié)果

從表2可知，各影響因素對(duì)湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的影響既體現(xiàn)了相同之處，也體現(xiàn)了不同之處。其相同點(diǎn)主要有：

(1) 被調(diào)查農(nóng)戶(hù)戶(hù)主文化程度、身體健康狀況、對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注程度等對(duì)不同地區(qū)農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿的影響均為正，且通過(guò)了10%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，較為顯著，但對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)的影響更為明顯?？赡茉蛟谟冢恨r(nóng)民文化程度越高，綜合素質(zhì)越強(qiáng)，越能充分認(rèn)識(shí)到小型農(nóng)田水利建設(shè)的重要性，投資小型農(nóng)田水利建設(shè)的意愿可能越強(qiáng)；對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注程度越高，越能充分了解近年來(lái)國(guó)家對(duì)“三農(nóng)”問(wèn)題的高度重視以及中央財(cái)政的“小農(nóng)水”建設(shè)支持政策，感受到的實(shí)惠和激勵(lì)越多，投資小型農(nóng)田水利的意愿可能越強(qiáng)；農(nóng)民身體健康狀況越好，經(jīng)營(yíng)的農(nóng)田面積可能越大，相應(yīng)地對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施的需求越強(qiáng)，因而投資小型農(nóng)田水利的意愿越強(qiáng)。而在非糧食主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)戶(hù)的文化程度越高，身體狀況越好，其種糧的機(jī)會(huì)成本越大，因而參與其他生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的收益可能越多，投資小型農(nóng)田水利的意愿就越低。

(2) 糧食收入占總收入比重、種糧補(bǔ)貼占種糧投入比重對(duì)不同地區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的影響均為正，且通過(guò)了10%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，但種糧補(bǔ)貼占糧食投入比重對(duì)非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響較主產(chǎn)區(qū)更加突出?？赡苁怯捎?，糧食收益與農(nóng)田水利灌溉密切相關(guān)，良好的農(nóng)田水利設(shè)施有利于防災(zāi)減災(zāi)，從而減少生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)；種糧收入占家庭總收入的比重越高，農(nóng)戶(hù)的投資積極性越大，從而形成一種良性互動(dòng)；種糧補(bǔ)貼作為政府間接引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)投入的手段，不僅可以彌補(bǔ)農(nóng)戶(hù)種糧成本而且是農(nóng)村家庭收入的重要補(bǔ)充，其占種糧投入比重越高，農(nóng)戶(hù)種糧的積極性越大，對(duì)小型農(nóng)田水利的投資意愿則越強(qiáng)。非主產(chǎn)區(qū)的種糧補(bǔ)貼水平總體上普遍低于主產(chǎn)區(qū)，其上升空間較大，激勵(lì)作用也較強(qiáng)，因此對(duì)非主產(chǎn)區(qū)的影響較主產(chǎn)區(qū)明顯。

(3) 農(nóng)戶(hù)對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況的評(píng)價(jià)顯著負(fù)向影響其投資意愿，且對(duì)非主產(chǎn)區(qū)的影響更深；小型農(nóng)田水利建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度顯著正向影響農(nóng)戶(hù)投資意愿，且對(duì)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的影響更為突出。這兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿的影響最為顯著，且均通過(guò)了1%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)。由于農(nóng)戶(hù)認(rèn)知及評(píng)價(jià)好壞直接影響其行為選擇，若農(nóng)戶(hù)認(rèn)為目前農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況較好，運(yùn)行正常，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要求能得以滿(mǎn)足，則農(nóng)戶(hù)投資意愿就弱。非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利設(shè)施較弱，農(nóng)田水利狀況的整體提高能較大地滿(mǎn)足農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要求，因而農(nóng)戶(hù)對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況的評(píng)價(jià)更顯著影響非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的投資意愿。

(4) 自然災(zāi)害對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響程度對(duì)不同區(qū)域農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的影響均為正，且通過(guò)了10%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，但對(duì)非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的影響更大；水利技術(shù)專(zhuān)員數(shù)量對(duì)不同區(qū)域均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明這個(gè)變量不是影響農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的主要因素。若農(nóng)戶(hù)認(rèn)為當(dāng)?shù)刈匀粸?zāi)害特別是旱澇災(zāi)害頻發(fā)，嚴(yán)重影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和糧食豐產(chǎn)豐收，則越愿意投資投勞參與小型農(nóng)田水利建設(shè)，以提高抵抗災(zāi)害的能力。糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況相對(duì)較好，對(duì)自然災(zāi)害抵抗能力較強(qiáng)，因而自然災(zāi)害對(duì)主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響較非主產(chǎn)區(qū)弱。

除此之外，其他影響因素及其作用方向則在不同地區(qū)存在較大差異，具體體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

(1) 灌溉方式對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的影響不顯著，但對(duì)非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響較為顯著?？赡茉蛟谟?，目前湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施較為完備，農(nóng)田灌溉方式普遍以村組織水利灌溉為主，并輔助以農(nóng)戶(hù)自己機(jī)械抽水，而非主產(chǎn)區(qū)主要靠農(nóng)戶(hù)機(jī)械抽水和人力運(yùn)水，用水成本高。以村為主組織灌溉并輔以引灌、滴灌等現(xiàn)代化灌溉方式，能降低用水成本，提高水資源利用率，因此，農(nóng)戶(hù)的投資意愿較高。

(2) 家庭勞動(dòng)力短缺狀況對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿分別呈現(xiàn)較為顯著的負(fù)向和正向影響?？赡茉蚴牵Z食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利設(shè)施較完善，現(xiàn)代化程度相應(yīng)較高，對(duì)勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的替代性較強(qiáng)。因此，農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力越少，投資意愿越強(qiáng)。而在非主產(chǎn)區(qū)，家庭勞動(dòng)力越短缺，生產(chǎn)能力越弱，種糧面積越小，農(nóng)戶(hù)越可能從事其他非農(nóng)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，因而投資小型農(nóng)田水利建設(shè)的意愿就可能越低。

(3) 預(yù)計(jì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)的投資規(guī)劃對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的投資意愿有較為顯著的正向影響，而對(duì)于非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響不顯著。可能原因在于，農(nóng)戶(hù)對(duì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃的預(yù)期越樂(lè)觀(guān)，其對(duì)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)越有信心，越傾向于投資農(nóng)田水利建設(shè)。在非主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)戶(hù)預(yù)計(jì)本地區(qū)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)未來(lái)投資形勢(shì)不樂(lè)觀(guān)，加之本身基礎(chǔ)設(shè)施較差，因此大多持觀(guān)望態(tài)度而不愿參與。

(4) 大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿的影響不顯著，而對(duì)非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿有較為顯著的正向影響。這可能是由于，湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較為完善，大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量較多，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)已經(jīng)產(chǎn)生了比較積極的影響。而在非主產(chǎn)區(qū)，農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施尚不完備，大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量較少，積極作用沒(méi)能很好地發(fā)揮，如果數(shù)量增加，能有效促進(jìn)生產(chǎn)和增收，提高農(nóng)戶(hù)投資農(nóng)田水利建設(shè)的積極性。

五、結(jié)論與政策啟示

上述研究表明：首先，大部分農(nóng)戶(hù)都具有小型農(nóng)田水利投資意愿，但糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)意愿高于非糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)。其次，糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)的小型農(nóng)田水利投資意愿均受戶(hù)主文化程度、身體狀況、對(duì)農(nóng)業(yè)政策的關(guān)注度、種糧收入占家庭總收入比重、種糧補(bǔ)貼占種糧投入比重、小型農(nóng)田水利在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的重要性以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受自然災(zāi)害的影響程度等因素的顯著正向影響，而對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)田水利設(shè)施整體狀況的評(píng)價(jià)呈顯著負(fù)向影響。再次，家庭勞動(dòng)力短缺狀況對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿分別呈現(xiàn)較為顯著的負(fù)向和正向影響。第四，灌溉方式、大中型農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響不顯著，而對(duì)非主產(chǎn)區(qū)呈現(xiàn)顯著正向影響。預(yù)計(jì)未來(lái)農(nóng)田水利基礎(chǔ)建設(shè)投資規(guī)劃顯著正向影響糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資意愿，而對(duì)非主產(chǎn)區(qū)的影響不顯著。最后，農(nóng)戶(hù)年齡、水利技術(shù)專(zhuān)員數(shù)量對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)和非主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶(hù)投資意愿的影響均不顯著。

結(jié)合小型農(nóng)田水利建設(shè)中面臨的主要問(wèn)題，上述研究結(jié)論對(duì)于農(nóng)戶(hù)小型農(nóng)田水利投資具有以下啟示：第一，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民的文化教育與農(nóng)技培訓(xùn)，提高農(nóng)戶(hù)的知識(shí)水平、業(yè)務(wù)技能和綜合素養(yǎng)，增強(qiáng)農(nóng)戶(hù)的政策認(rèn)知度和投資主人翁責(zé)任感。第二，應(yīng)優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，加大財(cái)政直接投資“小農(nóng)水”力度，加強(qiáng)小型農(nóng)田水利建設(shè)，提高管護(hù)水平。改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，盡量減少洪澇災(zāi)害的發(fā)生頻率和危害程度，提高種糧收益水平。第三，發(fā)揮政府在農(nóng)村公共服務(wù)和管理中的引導(dǎo)和調(diào)控作用，優(yōu)化制度安排。加大財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)力度，充分調(diào)動(dòng)農(nóng)戶(hù)參與投資建設(shè)的積極性；改革補(bǔ)貼方式，種糧補(bǔ)貼直接發(fā)放給種糧農(nóng)戶(hù)，讓其直接受益；完善糧食流通體制改革，提高農(nóng)民種糧的經(jīng)濟(jì)效益；完善財(cái)稅優(yōu)惠政策，引導(dǎo)工商資本進(jìn)入小農(nóng)水領(lǐng)域。第四，科學(xué)規(guī)劃，加強(qiáng)監(jiān)管。加強(qiáng)小型農(nóng)田水利建設(shè)前期規(guī)劃和論證，注重經(jīng)濟(jì)、生態(tài)、社會(huì)效益相結(jié)合；合理配置農(nóng)田水利建設(shè)資金，做到建、管、養(yǎng)并重；堅(jiān)持事前、事中、事后監(jiān)督相統(tǒng)一，增強(qiáng)政府公信力。最后，以充分尊重農(nóng)戶(hù)意愿為前提，根據(jù)不同農(nóng)戶(hù)個(gè)人和家庭特征、心理認(rèn)知特征以及區(qū)域特征，完善“一事一議”制度，合理引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)投資投勞參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)[11]。

注 釋?zhuān)?/p>

① 湖南省糧食主產(chǎn)縣（市）參照江紅梅（2009）《湖南省糧食主產(chǎn)縣的區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整研究》。按國(guó)家財(cái)政部2005年下達(dá)的中央財(cái)政對(duì)產(chǎn)糧大縣獎(jiǎng)勵(lì)辦法的規(guī)定，核算出來(lái)40個(gè)糧食主產(chǎn)縣市，以此為依據(jù)分別從岳陽(yáng)市、婁底市、邵陽(yáng)市三個(gè)地區(qū)中選取糧食主產(chǎn)區(qū)和非糧食主產(chǎn)區(qū)。

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責(zé)任編輯：李東輝

Regional difference of farmers' investment willingness in small-scale irrigation and its influencing factors: Based on 471 households questionnaires at major and non-major grain producing areas in Hunan

HE Ping-jun1, LIU Rui1, HU Xiao-yu2
(1.College of Economics, Hunan Agricultural University, Changsha 410128, China; 2.Business School, Central South University, Changsha 410007, China)

Based on 471 households' survey data at major and non-major grain producing areas in Hunan, establishing Multiple Logistic model with 14 independent variables from 4 groups, this paper made a regional comparative analysis of farmers' investment willingness in small irrigation and water conservancy construction and its influencing factors. The results showed that: In general, most farmers were willing to invest small irrigation and water conservancy construction, but the farmers’ willingness in major grain producing areas was greater than that of non-major areas. Farmers' investment willingness in both major and non-major grain producing areas was influenced positively by education level, health condition, grain income, grain subsidies, natural disasters, and so on. but farmers’ evaluation of the current overall condition of farmland water conservancy facilities had negative impact on investment willingness. Family labor shortages had significant negative or positive effects at different areas. Irrigation methods, number of medium-sized water conservancy construction had no significantly effect on the farmers ’investment willingness in major grain producing areas, but showed a significant positive impact on farmers at non-major areas. Conversely, the expected future investment plan had a significant positive impact on the farmers’ investment willingness at major grain producing areas, while showed no significant effect on farmers at non-major grain producing areas.

irrigation and water conservancy construction; investment willingness; Logistic model; regional differences; Hunan

F416.82

A

1009-2013(2014)04-0001-06

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2014.04.001

2014－04－29

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71273086)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目(12YJCZH068)；湖南省軟科學(xué)研究項(xiàng)目(2012ZK3057)

何平均(1973—)，女，湖南邵東人，博士，教授，主要研究方向?yàn)檗r(nóng)村財(cái)政與農(nóng)業(yè)投資。