農(nóng)民參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿及其影響因素——基于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣域的考察

柯新利，黃翔，胡特

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué)土地管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

小型農(nóng)田水利設(shè)施是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的重要組成部分， 是提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力的重要前提條件[1]。近年雖然國(guó)家大力支持小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)取得一定成效[2]，但工程不配套、老化破損嚴(yán)重，仍難以滿足農(nóng)民需求，如何調(diào)動(dòng)農(nóng)民參與的積極性，保障小型農(nóng)田水利設(shè)施的有效供給仍是亟待解決的課題。關(guān)于農(nóng)民參與農(nóng)田水利建設(shè)的意愿問(wèn)題，劉力等利用糧食主產(chǎn)區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶的投資態(tài)度及其影響因素[3]；朱紅根、劉輝、蔡榮等分析了農(nóng)戶的參與意愿問(wèn)題[4-6]；黃彬彬利用博弈理論建立完全理性的農(nóng)民參與農(nóng)田水利建設(shè)的重復(fù)博弈模型，為農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)的制度設(shè)計(jì)提供了依據(jù)[7]；鄭重基于社會(huì)資本視角，分析了農(nóng)村社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)田水利投資意愿的影響[8]。綜合來(lái)看，農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的農(nóng)民參與意愿受到多種因素綜合影響，主要包括農(nóng)民自身特征、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收益、糧食補(bǔ)貼政策、農(nóng)村社會(huì)資本等，這對(duì)本研究具有重要參考作用。

筆者擬借鑒已有研究成果[3,4,9]，利用對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)縣域——湖南寧鄉(xiāng)縣糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民的第一手調(diào)查資料，運(yùn)用計(jì)量模型實(shí)證分析農(nóng)民參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿及其影響因素，以期為相關(guān)部門(mén)制定政策提供參考。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本特征

本次調(diào)研的主要區(qū)域在長(zhǎng)沙市寧鄉(xiāng)縣黃材鎮(zhèn)，部分調(diào)研樣本分布在相鄰的橫市鎮(zhèn)。黃材鎮(zhèn)是寧鄉(xiāng)西部山區(qū)的一個(gè)重鎮(zhèn)，是寧鄉(xiāng)西部最大的農(nóng)副產(chǎn)品集散地，輻射周邊相鄰鄉(xiāng)鎮(zhèn)的30 多萬(wàn)人口。鎮(zhèn)域面積220km2，人口6.2萬(wàn)，轄24個(gè)村，1個(gè)居委會(huì)。全年種植水稻面積達(dá)5.1萬(wàn)畝，其中早稻1.5萬(wàn)畝，晚稻2.4萬(wàn)畝，優(yōu)質(zhì)稻1.2萬(wàn)畝，是湖南省著名的糧倉(cāng)。黃材水庫(kù)位于黃材鎮(zhèn)轄區(qū)內(nèi)，位于湘江一級(jí)支流——溈水中上游，修建于20 世紀(jì)60年代，是全國(guó)著名的三大土壩工程之一，正常蓄水位166m，正常庫(kù)容1.26億m3，水庫(kù)總面積12 000畝。黃材水庫(kù)是以灌溉為主，兼防洪、發(fā)電、養(yǎng)殖、供水、旅游等綜合效益的大型水利樞紐工程。黃材水庫(kù)修建后，為配套水庫(kù)灌溉工程，陸續(xù)修建了較多小型農(nóng)田水利設(shè)施。這為本次研究提供了較好的研究素材。

在黃材鎮(zhèn)種糧面積較廣的鄉(xiāng)村中隨機(jī)抽取6個(gè)鄉(xiāng)村，加上橫市鎮(zhèn)的橫市村，然后根據(jù)鄉(xiāng)村的農(nóng)民數(shù)量按一定比例隨機(jī)抽取農(nóng)民樣本，最終在7個(gè)鄉(xiāng)村中抽取180戶，發(fā)放問(wèn)卷180 份，回收問(wèn)卷168份，有效問(wèn)卷145 份，其中栗山村20 份，石山村21 份，黃材村23 份，松華村18 份，鶴塘村22 份，泉柳村19 份，橫市村22 份。

通過(guò)對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，樣本農(nóng)民具有以下基本特征：第一，受訪農(nóng)民以男性為主，占總數(shù)的72%，且基本為戶主，88%的受訪農(nóng)民年齡在40歲以上，其文化程度以小學(xué)和初中水平為主；第二，戶均耕地面積多在1.6~4.5畝之間，耕地面積小于1.5畝大于6畝的占10%；第三，從家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的性質(zhì)來(lái)看，13%的農(nóng)民家庭是純農(nóng)戶；第四，在家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力方面，72%的農(nóng)民家庭僅有小于家庭總勞動(dòng)力的一半的勞動(dòng)力在從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在以家庭為主的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中常常存在著農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力不足的現(xiàn)象；第五，在家庭收入構(gòu)成方面，84%的農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重不足50%，也就是說(shuō)，在所調(diào)研的農(nóng)民中，農(nóng)業(yè)收入并不是樣本家庭收入的主要來(lái)源，這一表現(xiàn)特征與所了解的中國(guó)農(nóng)村家庭現(xiàn)狀基本相符[10~11]?？傮w來(lái)說(shuō)，調(diào)研樣本表現(xiàn)出現(xiàn)代農(nóng)村農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化和短缺、從事農(nóng)業(yè)種植工作的農(nóng)民文化程度較低、規(guī)模化經(jīng)營(yíng)程度也較低、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比重很低等特征，具有一定的代表性。值得注意的是，所調(diào)查農(nóng)民中僅有23.45%表示愿意參與小型農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)。通過(guò)訪談了解到，他們不愿意投入資金來(lái)參與小型農(nóng)田水利建設(shè)，但如果僅僅是投入人力，則會(huì)愿意參與。

二、模型與變量選擇

1.模型選取

關(guān)于農(nóng)民是否愿意參與“小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)”的選擇有兩種情況，一是愿意參與，二是不愿意參與。因變量是一個(gè)二分類(lèi)變量，因此采用二元PROBIT 模型[12]，如下：

式中：β0是常數(shù)項(xiàng)；βj是自變量的系數(shù)；Xij是解釋變量，本文共選取11個(gè)解釋變量；ui是擾動(dòng)項(xiàng)。

2.變量選擇

一般認(rèn)為，農(nóng)民是理性經(jīng)濟(jì)人，他們參與意愿決策是一種理性行為，追求自身收益或效用最大化。農(nóng)民參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的意愿受到一系列內(nèi)外部因素的影響，但影響程度和影響方向都不盡相同?；诖?，在對(duì)已有相關(guān)研究[13-14]及調(diào)研現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上，對(duì)這些因素進(jìn)行總結(jié)歸納，選取4組共12個(gè)指標(biāo)作為解釋變量進(jìn)入模型。

(1)勞動(dòng)貢獻(xiàn)程度。由于農(nóng)民個(gè)人稟賦存在差異，如不同勞動(dòng)熟練程度和技能差異的勞動(dòng)力對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施依賴(lài)程度不同，其參與建設(shè)的意愿由此受到影響。選取年齡、文化程度和家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)三個(gè)變量來(lái)反映農(nóng)民的勞動(dòng)貢獻(xiàn)程度。一般而言，農(nóng)民年齡越大、文化程度越低、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)越少，其參與意愿可能就越低。

(2)農(nóng)業(yè)收入水平。研究調(diào)查區(qū)域農(nóng)業(yè)種植以水稻為主，屬于灌溉農(nóng)業(yè)，而灌溉農(nóng)業(yè)的收入離不開(kāi)農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)，農(nóng)業(yè)收入水平越高的農(nóng)民越愿意參與小型農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)。因此選取家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性質(zhì)、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重以及家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積三個(gè)變量來(lái)反映農(nóng)民的農(nóng)業(yè)收入水平。家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的性質(zhì)為純農(nóng)戶、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重越高、家庭經(jīng)營(yíng)耕地面積越大，越有可能參與。

(3)現(xiàn)有小型農(nóng)田水利設(shè)施狀況。如果原有的小型農(nóng)田水利設(shè)施狀況較好，說(shuō)明現(xiàn)階段小型農(nóng)田水利設(shè)施現(xiàn)狀條件已經(jīng)能夠滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要求，農(nóng)民再參與建設(shè)的意愿較小。如果農(nóng)民認(rèn)為現(xiàn)有的灌溉條件很難滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要求，其參與意愿就更大。因此選取小型農(nóng)田水利設(shè)施完好程度、水質(zhì)、水量和供水及時(shí)性四個(gè)變量來(lái)反映現(xiàn)有農(nóng)田水利設(shè)施狀況。一般而言，農(nóng)民對(duì)這四個(gè)方面的評(píng)價(jià)越好，則其參與建設(shè)的意愿越弱。

(4)農(nóng)民的心理認(rèn)知情況。農(nóng)民作為理性的經(jīng)濟(jì)人，其參與意愿的決策是一種理性行為。為追求自身收益的最大化，他們?cè)谧龀鰶Q策之前會(huì)對(duì)小型農(nóng)田設(shè)施建設(shè)的必要性以及使用效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)越好，其參與建設(shè)的意愿也將越大。因此選取小型農(nóng)田水利建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度評(píng)價(jià)以及管護(hù)滿意度評(píng)價(jià)來(lái)衡量農(nóng)民的心理認(rèn)知情況。一般而言，農(nóng)民認(rèn)為小型農(nóng)田水利設(shè)施的重要性越高或管護(hù)滿意程度越高，其參與意愿也會(huì)相應(yīng)提高。

表1 模型解釋變量定義與先驗(yàn)判斷

模型所涉及的變量基本統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示：

表2 模型變量基本統(tǒng)計(jì)情況

三、實(shí)證結(jié)果與分析

使用Eviews8.0 對(duì)145個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Probit回歸處理，似然比卡方的統(tǒng)計(jì)量為0.4251(表3)，對(duì)應(yīng)的P 值為0.000，表明模型擬合優(yōu)度較好，在0.05的水平下模型整體是顯著的。

勞動(dòng)貢獻(xiàn)程度方面，年齡在5%水平上正向影響顯著，且隨著年齡的增加，參與意愿增強(qiáng)。可能原因是農(nóng)民年齡越大，受體力和健康狀況的制約，更加依賴(lài)農(nóng)田水利設(shè)施引水到田；年齡較小的農(nóng)民，相比種田而言更愿意外出務(wù)工，對(duì)小型農(nóng)田水利建設(shè)熱情不高。文化程度在5%水平上正向影響顯著，文化程度越高，參與意愿越強(qiáng)?？赡艿脑蚴俏幕潭仍礁叩霓r(nóng)民，更加追求規(guī)?；?jīng)營(yíng)，相應(yīng)地對(duì)農(nóng)田設(shè)施配套尤其是小型農(nóng)田水利設(shè)施要求更高，參與建設(shè)的意愿會(huì)更強(qiáng)烈。家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)參與意愿的影響不顯著。

表3 回歸參數(shù)估計(jì)值及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

農(nóng)業(yè)收入水平方面，農(nóng)業(yè)收入占家庭收入的比重在1%水平上正向影響顯著，符合預(yù)期效果，意味著農(nóng)業(yè)收入比重越高的農(nóng)民參與意愿越強(qiáng)?？赡艿脑蚴寝r(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重越高的農(nóng)民家庭，他們更依賴(lài)于小型農(nóng)田水利設(shè)施的完善，以減少他們?cè)谌粘＾r(nóng)業(yè)灌溉中人力物力的投入，從而參與意愿更強(qiáng)。家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性質(zhì)與農(nóng)民家庭耕地經(jīng)營(yíng)面積的影響不顯著。

現(xiàn)有小型農(nóng)田水利設(shè)施狀況方面，農(nóng)民對(duì)現(xiàn)有小型農(nóng)田水利設(shè)施水量的評(píng)價(jià)在5%水平上正向影響顯著，表明小型農(nóng)田水利設(shè)施提供的水量越充足，農(nóng)民參與的意愿越強(qiáng)烈?？赡艿脑蚴钦{(diào)研區(qū)域基本為水田，所種植的農(nóng)作物對(duì)水的需求比較大，灌溉水量是否充足將直接影響作物產(chǎn)量，因此農(nóng)民對(duì)此特別在意。農(nóng)民對(duì)設(shè)施完好程度、水質(zhì)以及供水及時(shí)性的評(píng)價(jià)不會(huì)顯著影響農(nóng)民參與建設(shè)小型農(nóng)田水利設(shè)施的意愿。

農(nóng)民心理認(rèn)知方面，小型農(nóng)田水利建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性評(píng)價(jià)在10%水平上負(fù)向影響顯著。這一結(jié)果與預(yù)期方向相反，可能的原因是資金問(wèn)題。小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)除了國(guó)家投入資金外，還需農(nóng)民集資參與建設(shè)。農(nóng)民雖然認(rèn)為小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)十分重要，但沒(méi)有誰(shuí)愿意為之買(mǎi)單，因而參與意愿很低。管護(hù)現(xiàn)狀滿意程度在1%水平上正向影響顯著，說(shuō)明管護(hù)現(xiàn)狀越好，農(nóng)民參與意愿越強(qiáng)。可能的原因是農(nóng)民認(rèn)為現(xiàn)有的小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)得越好，說(shuō)明其參與建設(shè)的成果使用壽命更長(zhǎng)，甚至子孫后代也能從中受益，參與意愿相應(yīng)更強(qiáng)。

四、結(jié)論與建議

實(shí)證研究結(jié)果表明：年齡、文化程度、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重、小型農(nóng)田水利設(shè)施水量評(píng)價(jià)和管護(hù)現(xiàn)狀滿意程度5個(gè)變量正向影響顯著。小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性評(píng)價(jià)負(fù)向影響顯著。家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性質(zhì)、家庭耕地經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)民對(duì)設(shè)施完好程度、水質(zhì)以及供水及時(shí)性的評(píng)價(jià)影響不顯著。

根據(jù)上述分析結(jié)果，可以得出如下促進(jìn)農(nóng)民參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的建議：

第一，在宣傳小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)時(shí)，應(yīng)充分考慮農(nóng)民個(gè)體特征及其相應(yīng)的偏好，針對(duì)具有不同特征的農(nóng)民采取不同的宣傳策略。例如對(duì)于年齡偏大的農(nóng)民需要強(qiáng)調(diào)完善的小型農(nóng)田水利設(shè)施帶來(lái)的便利性，而針對(duì)以農(nóng)業(yè)收入為主的家庭，應(yīng)著重強(qiáng)調(diào)完善的小型農(nóng)田水利設(shè)施更能夠節(jié)省人力物力的投入。第二，進(jìn)一步加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)種植的政策支持，提高農(nóng)民種糧補(bǔ)助，有效提升農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的收入。第三，在加強(qiáng)建設(shè)新的小型農(nóng)田水利設(shè)施的同時(shí)，更需要加強(qiáng)對(duì)現(xiàn)有小型農(nóng)田水利設(shè)施的管護(hù)。明確管理主體，讓農(nóng)田水利設(shè)施得到更好的保護(hù)，這樣才能有效激發(fā)農(nóng)民參與建設(shè)的熱情。

[1] 財(cái)政部、水利部關(guān)于實(shí)施中央財(cái)政小型農(nóng)田水利重點(diǎn)縣建設(shè)的意見(jiàn)[J]．中國(guó)水利，2009(13)：1-2．

[2] 中央財(cái)政小型農(nóng)田水利工程建設(shè)補(bǔ)助專(zhuān)項(xiàng)資金管理辦法(試行)[J]．農(nóng)村財(cái)政與財(cái)務(wù)，2006(10)：41-42．

[3] 劉力，譚向勇．糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿分析[J]．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006(12)：32-36，54．

[4] 朱紅根，翁貞林，康蘭媛．農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的理論與實(shí)證分析——基于江西省619戶種糧大戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)[J]．自然資源學(xué)報(bào)，2010(4)：539-546．

[5] 劉輝，陳思羽．農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的實(shí)證分析——基于對(duì)湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)475戶農(nóng)戶的調(diào)查[J]．中國(guó)農(nóng)村觀察，2012(2)：54-66．

[6] 蔡榮，蔡書(shū)凱．農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的農(nóng)戶參與意愿及其影響因素——以安徽省巢湖市 740戶稻農(nóng)為例[J]．資源科學(xué)，2013(8)：1 661-1 667．

[7] 黃彬彬，胡振鵬，劉青，桂發(fā)亮，劉偉兵．農(nóng)戶選擇參與農(nóng)田水利建設(shè)行為的博弈分析[J]．中國(guó)農(nóng)村水利水電，2012(4)：1-4+7．

[8] 鄭重，朱玉春．基于社會(huì)資本視角的農(nóng)戶參與農(nóng)田水利投資意愿研究[J]．中國(guó)農(nóng)村水利水電，2014(11)：1-5．

[9] 劉恬，何多興．農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿及影響因素分析——以重慶市潼南縣為例[J]．西南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（自然科學(xué)版），2014(10)：45-50．

[10] 關(guān)浩杰．收入結(jié)構(gòu)視角下我國(guó)農(nóng)民收入問(wèn)題研究[D]．首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2013．

[11] 韓潔．糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民收入及其補(bǔ)貼政策研究[D]．中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院，2010．

[12] 阮敬．SAS 統(tǒng)計(jì)分析從入門(mén)到精通[M]．北京：人民郵電出版社，2009．

[13] 何平均，劉睿，胡曉宇．農(nóng)戶小型農(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[J]．湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2014(4)：1-6．

[14] 胡曉光．農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿研究[D]．西北農(nóng)林科技大學(xué)，2013．