土地整治農(nóng)民參與度的影響因素研究
——基于肥城市、寧陽縣農(nóng)民問卷調(diào)查

潘玉翠,王璦玲*,高明秀,薛 劍,蘇晨晨

1.山東農(nóng)業(yè)大學(xué)資源與環(huán)境學(xué)院,山東 泰安 271018 2.國土資源部土地整治中心,北京 100035

近年來中國大力開展的土地整治，不僅保護(hù)了耕地、保障了發(fā)展，而且在改善農(nóng)村生產(chǎn)生活條件、提高生態(tài)景觀效能及增加農(nóng)民收入等方面發(fā)揮了積極作用。公眾參與是決策科學(xué)的重要因素之一，也是決策順利實施的重要保證[1]。農(nóng)民作為土地整治對象——土地的權(quán)利人及整治成果的直接使用人，應(yīng)是公眾參與的主體，理應(yīng)全程深度參與[2]。國外土地整治成功經(jīng)驗表明，項目區(qū)農(nóng)民充分參與是土地整治成功的重要原因。隨著中國農(nóng)民主體意識及權(quán)利意識的提高，農(nóng)民參與土地整治程度逐步提高，但因渠道不暢或平臺欠缺等原因，農(nóng)民參與度總體較低[3]，導(dǎo)致土地整治不能充分滿足農(nóng)民愿望，影響土地整治順利實施及效益發(fā)揮。因此，必須加強(qiáng)土地整治農(nóng)民參與研究，探討影響農(nóng)民參與度的因素，提出相應(yīng)對策建議，提高土地整治農(nóng)民參與度，這對土地整治順利開展、提高土地整治效益具有重要意義。

隨著土地整治廣泛開展，公眾參與土地整治日益受到重視，國內(nèi)外相關(guān)研究隨之深入。德國土地整治項目多以“自下而上”群眾主導(dǎo)模式為主，且農(nóng)民個人、行業(yè)協(xié)會、管理部門等均可申請實施土地整治[4]。日本農(nóng)業(yè)農(nóng)村整備中土地所有者、租賃人及其他合法產(chǎn)權(quán)人共同參與、實施。荷蘭從法律層面明確規(guī)定“土地整理項目必須獲得當(dāng)?shù)匕霐?shù)人以上支持”。Demetriou從利益相關(guān)者角度研究了塞浦路斯土地整治農(nóng)民參與行為方式[5]。Adrianna研究了波蘭土地整治公眾對鄉(xiāng)村景觀的認(rèn)知[6]。國內(nèi)學(xué)者通過實地調(diào)查、借助數(shù)學(xué)模型，研究了中國土地整治農(nóng)民參與現(xiàn)狀及存在問題[7]、公眾參與土地整治模式[8]、參與意愿[9]等，取得較多研究成果。對土地整治農(nóng)民參與度及影響因素，汪文雄王文玲等以湖北[10]、湖南[10,11]為研究區(qū)進(jìn)行了調(diào)查研究，認(rèn)為研究區(qū)農(nóng)民參與度較低，是否為村干部、農(nóng)戶耕地面積等為顯著影響因素。目前中國各地大力開展土地整治，其他地區(qū)農(nóng)民參與程度如何、影響因素有哪些，與湖北、湖南是否一致，相關(guān)研究薄弱，亟需加強(qiáng)研究。

基于此，論文以土地整治規(guī)模較大的山東省肥城市、寧陽縣為研究區(qū)，實地調(diào)查土地整治農(nóng)民參與度，采用有序Logistic回歸模型分析影響因素，并與其他地區(qū)比較，提出相應(yīng)對策建議，為國家完善土地整治相關(guān)政策提供依據(jù)。

1 研究假設(shè)與模型構(gòu)建

1.1 研究假設(shè)

農(nóng)民作為“自然人”和“經(jīng)濟(jì)人”，參與土地整治行為受農(nóng)民自身條件和外部客觀條件的綜合影響。參考相關(guān)研究成果[11-14]，并根據(jù)實地調(diào)研，假設(shè)影響土地整治農(nóng)民參與度因素為農(nóng)民個體特征、家庭特征和村莊特征等3方面。

1.1.1 農(nóng)民個體特征 主要包括農(nóng)民的性別、年齡、文化程度、是否為村干部、了解土地整治程度、土地整治與自身利益關(guān)系及是否享有參與權(quán)利和義務(wù)等。相對女性，一般認(rèn)為男性自主參與意識較高，對有關(guān)政策關(guān)注度及敏感度較高，但目前男性外出務(wù)工比例較高，參與土地整治時間和機(jī)會較少。因此性別影響參與度的方向不確定。農(nóng)民年齡越大，農(nóng)業(yè)耕作經(jīng)驗越豐富、對土地感情越深厚，且外出務(wù)工機(jī)會較少，因而參與度越高。文化程度與理解能力呈正相關(guān)，因此認(rèn)為農(nóng)民文化程度越高，理解力越強(qiáng)，且易于接受新鮮事物，參與意識越強(qiáng)?，F(xiàn)行農(nóng)村基層管理制度下，村干部負(fù)責(zé)村基本事務(wù)、且被要求參與土地整治；因此假設(shè)村干部參與度高于普通村民。了解土地整治程度、土地整治與自身利益關(guān)系、是否享有參與權(quán)利和義務(wù)反映農(nóng)民對土地整治認(rèn)知情況。農(nóng)民對土地整治認(rèn)知水平直接影響農(nóng)民參與積極性，因此假設(shè)農(nóng)民的土地整治認(rèn)知水平影響參與度方向為正。

1.1.2 農(nóng)民家庭特征 主要包括家庭總?cè)丝凇⑥r(nóng)業(yè)收入比重、耕地面積、地塊數(shù)和鄰里關(guān)系等。家庭總?cè)丝诜从臣彝マr(nóng)村性，總?cè)丝谠蕉?，家庭農(nóng)村性越強(qiáng)，對能改善生產(chǎn)生活環(huán)境的土地整治參與意識越高。家庭農(nóng)業(yè)收入比重反映農(nóng)民家庭對農(nóng)業(yè)依賴程度，而耕地面積、地塊數(shù)反映家庭自然資源稟賦。家庭農(nóng)業(yè)收入比重和自然資源稟賦決定農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件和愿望，家庭農(nóng)業(yè)收入比重越大、耕地面積越多、耕地細(xì)碎化越嚴(yán)重，表明家庭對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的改善越重視，則參與土地整治積極性越高。鄰里關(guān)系反映農(nóng)民與鄰里相處的融洽程度，影響農(nóng)民參與村莊事務(wù)積極性及獲取土地整治信息的及時性。因此假設(shè)農(nóng)民家庭特征影響土地整治農(nóng)民參與度方向為正。

1.1.3 村莊特征 主要包括村莊經(jīng)濟(jì)、村莊區(qū)位、村委治理能力、干群關(guān)系、村莊土地整治類型和土地整治工作公開程度等。村莊區(qū)位條件反映村莊與外界商務(wù)交流頻繁程度，間接反映村莊經(jīng)濟(jì)水平，村莊整體經(jīng)濟(jì)水平越高，農(nóng)民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴度越低，相對不太關(guān)注土地整治項目。村委治理能力較強(qiáng)、干群關(guān)系較和諧的農(nóng)村，村委號召村民參與土地整治的能力較高，農(nóng)民支持、響應(yīng)、配合及參與的程度也較高。不同類型土地整治側(cè)重點不同，農(nóng)民對土地整治改善預(yù)期不同，因此土地整治類型對農(nóng)民參與度影響方向不定。村莊土地整治工作越公開，農(nóng)民越能清晰了解土地整治工作進(jìn)度，參與村莊事務(wù)積極性相應(yīng)得到提高，假設(shè)土地整治公開程度影響農(nóng)民參與度方向為正。

1.2 模型構(gòu)建

Logistic回歸模型屬于概率性非線性回歸模型，對數(shù)據(jù)的正態(tài)性、方差齊性及自變量類型無要求，且其系數(shù)具有解釋性，因此該模型是分析因變量為定性變量的常用統(tǒng)計分析方法[15]。土地整治農(nóng)民參與程度難以用定量化數(shù)據(jù)表示，但可按照主觀意愿分成不同等級，因此可看作有序多分類問題，其影響因素分析可采用有序Logistic回歸模型。

對有序多分類變量，若因變量有J個等級，則可通過多個二項分類Logit模型累加構(gòu)建J-1個模型，因變量處于i級別的概率為：

式中，Li表示第i個累加的Logit模型，i為指示響應(yīng)變量的水平，Y為響應(yīng)變量即因變量，X為自變量，ai為第i個模型的截距參數(shù)，β為斜率變量。

通常用模型擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ偷暮脡?，擬合優(yōu)度統(tǒng)計量包括皮爾遜的Xp2和偏差D。

式中，J為因變量水平數(shù)，m為自變量個數(shù)，n為樣本數(shù)。Xp2與偏差D大于0.05，且越接近1，表明模型擬合度越高。

2 研究區(qū)和數(shù)據(jù)來源

2.1 研究區(qū)概況

肥城市位于山東省泰安市西部，轄14個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，98.58萬人，土地面積1277.45 km2，其中耕地642.03 km2。近年來肥城市大力開展土地整治，1998～2014年，共整治土地293.75 km2，新增耕地30.40 km2，建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田216.67 km2，是全國首批116個基本農(nóng)田示范區(qū)之一。寧陽縣位于山東省泰安市南部，轄13個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，82.2萬人，土地面積1123.7 km2，其中耕地603 km2。近年來寧陽縣整治土地面積232.93 km2，總投資1.07億元，取得較好綜合效益。2縣市均有山地、丘陵、平原等地貌類型，實施了土地復(fù)墾和開發(fā)、城鄉(xiāng)建設(shè)用地增減掛鉤和高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田建設(shè)等各類土地整治項目。

2.2 數(shù)據(jù)來源

基于土地整治農(nóng)民參與度影響因素分析，并考慮研究區(qū)情況，設(shè)計土地整治農(nóng)民參與度調(diào)查問卷。2015年9月8日～10日，先后到肥城市桃園鎮(zhèn)、潮泉鎮(zhèn)、安臨站鎮(zhèn)、儀陽鎮(zhèn)和寧陽縣伏山鎮(zhèn)、堽城鎮(zhèn)、蔣集鎮(zhèn)、泗店鎮(zhèn)等8個鎮(zhèn)、20個村進(jìn)行問卷調(diào)查；采取隨機(jī)抽樣、一對一訪談方式，每村隨機(jī)調(diào)查10～15位農(nóng)民。共收回調(diào)查問卷230份，其中有效問卷227份，問卷有效率為98.70%。

2.3 問卷統(tǒng)計

227份有效問卷中，肥城市121份，寧陽縣106份。被調(diào)查者中，未參與土地整治35人，不同程度參與土地整治192人。農(nóng)民參與土地整治狀況如表1。

表1 農(nóng)民參與土地整治狀況Table 1 Status of farmers’participation in land consolidation

由表1可知，研究區(qū)54.64%農(nóng)民表示參與比較充分和非常充分，4.40%農(nóng)民表示參與不太充分和不充分，15.41%農(nóng)民表示未參與本村的土地整治。未參與土地整治的受訪農(nóng)民中，肥城市與寧陽縣差別不大，但不同參與程度的農(nóng)民，兩地區(qū)存在較明顯差異。肥城市農(nóng)民參與程度一般的比例（34.71%）明顯高于寧陽縣（15.09%），但參與比較充分與充分的比例（46.28%）低于寧陽縣（64.15%）。

為綜合、定量衡量土地整治農(nóng)民參與程度，將未參與、不充分、不太充分、一般、比較充分和非常充分分別賦值0、20、40、60、80和100分，并以參與比例作為權(quán)重，加權(quán)計算農(nóng)民參與度分值。肥城市、寧陽縣和總體農(nóng)民參與度得分分別為62.21、66.46和64.26分(表1)。因此，研究區(qū)總體上土地整治農(nóng)民參與程度一般，寧陽縣稍高于肥城市。

3 模型估計與結(jié)果分析

3.1 變量賦值與影響假設(shè)

土地整治農(nóng)民參與度為因變量，分為未參與、參與不充分、不太充分、一般、比較充分和非常充分6級，并分別賦值1～6。土地整治農(nóng)民參與度影響因素為自變量，基于研究假設(shè)，選取農(nóng)民個體、家庭、村莊特征等3個一級指標(biāo)、18個二級指標(biāo)。各自變量賦值及影響假設(shè)如表2。借助SPSS19.0統(tǒng)計軟件對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度檢驗。經(jīng)計算，問卷信度系數(shù)為0.675，說明問卷數(shù)據(jù)具有較高的內(nèi)部一致性，問卷效度系數(shù)KMO為0.725、Bartlett球形檢驗結(jié)果在0.001水平上顯著，表明問卷數(shù)據(jù)適合運用SPSS進(jìn)行分析。

表2 自變量賦值及影響假設(shè)Table 2 Independent variable assignment and influence hypothesis

3.2 模型估計

借助SPSS19.0統(tǒng)計軟件，對227份有效問卷進(jìn)行有序Logistic回歸處理。平行線假設(shè)檢驗的顯著性為0.606（表3），大于0.01，通過了模型的平行線假設(shè)檢驗，表明調(diào)查數(shù)據(jù)分析適合運用有序Logistic模型。模型擬合度Perason和偏差的顯著性均為1.000（表4），大于0.05，表明接受模型擬合良好的原假設(shè)。模型的偽R方分別為0.412、0.365、0.402，均大于0.05，表明模型擬合程度比較好。模型估計結(jié)果如表4。

表3 模型平行線假設(shè)檢驗Table 3 Hypothesis test of model parallel line

表4 模型估計結(jié)果Table 4 Model estimation results

3.3 結(jié)果分析

由表4可知，研究區(qū)受訪農(nóng)民的文化程度等13個因素對土地整治農(nóng)民參與度有顯著影響。除村莊區(qū)位為負(fù)向影響，其余均為正向影響。

3.3.1 農(nóng)民個體特征 是否為村干部、對土地整治了解程度通過1%顯著性檢驗；土地整治與自身利益關(guān)系、是否享有參與權(quán)利及義務(wù)通過5%顯著性檢驗；文化程度通過10%顯著性檢驗。5個變量對土地整治農(nóng)民參與度影響顯著，與假設(shè)一致，也與湖南、湖北研究結(jié)果一致[14]。村干部參與土地整治程度較高，一方面與其職責(zé)有關(guān)，另一方面，村干部獲取土地整治相關(guān)信息多于普通村民，有利于參與土地整治。農(nóng)民文化程度反映理解能力與接受新鮮事物能力，農(nóng)民文化程度越高，對土地整治工作理解越快、越準(zhǔn)確，且容易接受。對土地整治了解越多、與自身利益關(guān)系越大、越清楚自身享有參與權(quán)利及義務(wù)，農(nóng)民參與度越高。

3.3.2 農(nóng)民家庭特征 鄰里關(guān)系通過1%顯著性檢驗；地塊數(shù)通過5%顯著性檢驗；家庭總?cè)丝谂c耕地面積通過10%顯著性檢驗。4項自變量對農(nóng)民參與土地整治程度有顯著正向影響，與假設(shè)一致，也與湖南、湖北研究結(jié)果一致[14]。當(dāng)前農(nóng)民除通過電視、網(wǎng)絡(luò)、報紙等媒介獲取信息外，也通過鄰里交流。鄰里關(guān)系越和諧，獲取土地整治信息越多，其行動也趨于一致。鄰里關(guān)系和諧，有利于促進(jìn)村民積極參與土地整治。地塊數(shù)反映村民耕地細(xì)碎化程度，地塊數(shù)越多，耕地細(xì)碎化程度越大，農(nóng)民對能明顯改善耕地細(xì)碎化的土地整治工程越感興趣、參與越積極。家庭總?cè)丝谂c耕地面積的差異，反映農(nóng)民農(nóng)村性、對耕地依賴程度，總?cè)丝谂c耕地面積越多，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、農(nóng)村生活環(huán)境改善越積極，更加關(guān)注土地整治工程。3.3.3村莊特征 土地整治工作公開程度通過1%顯著性檢驗；干群關(guān)系通過5%顯著性檢驗；村莊經(jīng)濟(jì)、村莊區(qū)位均通過10%顯著性檢驗。除村莊區(qū)位為負(fù)影響，其余均為正影響，即土地整治工作越公開、村莊經(jīng)濟(jì)越好、村莊區(qū)位越偏遠(yuǎn)、干群關(guān)系越和諧，農(nóng)民參與度越高。村莊經(jīng)濟(jì)為正向影響與假設(shè)及湖南、湖北等地研究結(jié)果不一致，與調(diào)查區(qū)村莊經(jīng)濟(jì)主要以農(nóng)業(yè)為主，對期盼通過土地整治改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件有關(guān)。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

4.1.1 土地整治農(nóng)民參與程度 研究區(qū)54.64%的農(nóng)民表示參與土地整治比較充分及非常充分，15.41%的農(nóng)民表示未參與土地整治。寧陽縣參與比較充分及非常充分的農(nóng)民明顯多于肥城市，肥城市參與一般的農(nóng)民明顯多于寧陽縣。土地整治農(nóng)民參與度得分為64.26分，總體一般，其中寧陽縣土地整治農(nóng)民參與度得分66.46分，稍高于肥城市的62.21分。

4.1.2 影響因素 研究區(qū)農(nóng)民文化程度等5個農(nóng)民個體因素、鄰里關(guān)系等4個家庭因素和土地整治公開程度等4個村莊因素對農(nóng)民參與度有顯著影響。是否為村干部等4個因素通過1%顯著性檢驗；土地整治與自身利益關(guān)系等4個因素通過5%顯著性檢驗；農(nóng)民文化程度等5個因素通過10%顯著性檢驗。除村莊區(qū)位為負(fù)向影響，其余均為正向影響。國家應(yīng)根據(jù)影響農(nóng)民參與度的顯著性因素，制定針對性政策，以提高土地整治農(nóng)民參與度和土地整治綜合效益。

4.2 建 議

針對是否為村干部、對土地整治了解程度、鄰里關(guān)系和土地整治工作公開程度等影響土地整治農(nóng)民參與度的顯著性因素，提出提高農(nóng)民參與度和改進(jìn)土地整治的建議。

4.2.1 賦與農(nóng)民參與土地整治的權(quán)利 村干部參與土地整治程度較高，與其負(fù)有較多的村莊管理責(zé)任有關(guān)，參與土地整治是其權(quán)利和職責(zé)。農(nóng)民是村莊主體及土地整治主要受益人，應(yīng)是村莊事務(wù)、土地整治的參與者，因此應(yīng)賦與農(nóng)民管理村莊、參與土地整治的權(quán)利及責(zé)任，并向其宣傳、教育，使其認(rèn)識到自身負(fù)有參與義務(wù)，并督促其積極參與。這也是其行使權(quán)力、保護(hù)權(quán)益的重要途徑。

4.2.2 加強(qiáng)土地整治宣傳和教育 農(nóng)民只有了解國家土地整治政策、本村土地整治項目，才能積極參與并支持土地整治。應(yīng)加大土地整治宣傳力度，向農(nóng)民廣泛宣傳土地整治政策、內(nèi)容等，讓農(nóng)民知情；拓寬宣傳渠道，利用小冊子、明白紙及新媒體如微信公眾號等，及時發(fā)送土地整治政策、信息等。開辦土地整治農(nóng)民學(xué)習(xí)班，便于農(nóng)民系統(tǒng)學(xué)習(xí)土地整治政策及內(nèi)容等。

4.2.3 建立和諧鄰里及干群關(guān)系 和諧的鄰里及干群關(guān)系有利于村民相互信任、理解和包容，支持村委干部工作，村莊事務(wù)容易開展。應(yīng)充分利用節(jié)日、農(nóng)閑及晚上時間，開展中國傳統(tǒng)美德教育，組織文藝、體育等活動，促進(jìn)農(nóng)民間交流和溝通，建立和諧鄰里關(guān)系，形成良好的干群關(guān)系。

4.2.4 全面公開土地整治工作 農(nóng)民非常關(guān)心土地整治的內(nèi)容、進(jìn)度和資金等，尤其是資金。如不能真實、及時、全面向公眾公開土地整治工作，即使是為農(nóng)民辦好事，也會有農(nóng)民因不知情而不相信、不支持、不配合、不參與。因此，應(yīng)全面、真實公開土地整治工作，包括國家政策、整治內(nèi)容、實施進(jìn)度、資金使用、權(quán)屬調(diào)整等，從而獲得農(nóng)民理解、認(rèn)可和支持。

[1]Burby RJ.Making plans that matter：citizen involvement and government action[J].Journal of the American planning association,2003,69(1)：33-49

[2]土地整治公眾參與機(jī)制研究課題組.農(nóng)民參與光憑“自發(fā)”遠(yuǎn)不夠—談如何完善土地整治公眾參與機(jī)制[N].中國國土資源報,2013-07-22（007）

[3]劉新衛(wèi),吳初國.建立健全土地整治公眾參與機(jī)制[J].國土資源情報,2013(7)：37-40

[4]羅 明,周 同,張麗佳.中德土地整治公眾參與比較研究[J].中國土地,2013(5)：59-61

[5]Demetriou D,Stillwell J,See L.Land consolidation in Cyprus：Why is an Integrated Planning and Decision Support System required?[J].Land Ues Policy,2011,5(12)：1028-1030

[6]Kupidura A,Luczewski M,Home R,etal.Public perceptions of rural landscapes in land consolidation procedures in Poland[J].Land Use Policy,2014(39)：313-319

[7]王璦玲,李占軍,張建國,等.農(nóng)民參與土地整理現(xiàn)狀及政策建議[J].中國土地科學(xué),2008,22(5)：47-50

[8]曲衍波,姜廣輝,張鳳榮,等.基于農(nóng)戶意愿的農(nóng)村居民點整治模式[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報,2012,28(23)：232-242

[9]汪文雄,楊鋼橋,李進(jìn)濤.農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)意愿的影響因素研究[J].中國土地科學(xué),2010,24(3)：42-47 [10]汪文雄,李敏,楊鋼橋,等.農(nóng)地整治項目農(nóng)民有效參與的測度及其診斷—以湖北省為例[J].資源科學(xué),2015,37(4)：671-679

[11]王文玲,陳夢華,楊鋼橋.農(nóng)地整理項目農(nóng)戶參與程度的影響因素研究[J].河北科技師范學(xué)院學(xué)報：社會科學(xué)版,2012,11(2)：38-43

[12]石 峽,朱道林,張軍連,等.土地整治農(nóng)民需求層次特征及影響因素研究[J].農(nóng)業(yè)工程學(xué)報,2015,31(3)：304-311

[13]汪文雄,李 敏,楊鋼橋,等.農(nóng)地整治項目農(nóng)民有效參與的實證研究[J].中國人口·資源與環(huán)境,2015,25(7)：128-137

[14]劉 莉,吳家惠,伍 文,等.村民對村組織在農(nóng)村土地綜合整治工作中滿意度的影響因素研究[J].中國土地科學(xué),2014,28(6)：79-83

[15]常振海,劉 薇.Logistic回歸模型及其應(yīng)用[J].延邊大學(xué)學(xué)報：自然科學(xué)版,2012,38(1)：28-32