鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿及影響因素分析

魏永梅，方世明，程 佳

（中國地質(zhì)大學(xué)（武漢）公共管理學(xué)院，武漢 430074）

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出，為中國農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了動力，“三農(nóng)”問題又被推向了新高度。2020年中央一號文件強調(diào)要積極推進農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革，在確保土地集體所有權(quán)、穩(wěn)定農(nóng)戶承包權(quán)的基礎(chǔ)上，放活土地經(jīng)營權(quán)。同時健全土地流轉(zhuǎn)，鼓勵并引導(dǎo)農(nóng)戶之間自愿互換耕地以形成規(guī)模經(jīng)營，推進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展。耕地是農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主要資源，耕地細(xì)碎化阻礙著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，增大了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，是鄉(xiāng)村振興的一大阻礙，耕地細(xì)碎化治理也成了鄉(xiāng)村振興的內(nèi)在需求，能否盤活耕地資源，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等一系列目標(biāo)，事關(guān)中國農(nóng)村社會穩(wěn)定。

造成中國耕地細(xì)碎化的原因諸多，制度原因主要是在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制下為了農(nóng)戶之間分配地塊公平而采取“肥瘦搭配”和“距離遠近搭配”［1-4］。此外，也有土地資源稀缺等自然原因［5］。細(xì)碎化的主要特征是地塊零散、地塊之間距離不同與面積不等［3，6，7］。地塊數(shù)量是目前度量細(xì)碎化的單一指標(biāo)法，同時還有綜合測定法，如S 指數(shù)［8］。

家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制近40年來，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式發(fā)生了巨大變化，如今耕地破碎化阻礙著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和機械化發(fā)展［9］。有研究表明，耕地細(xì)碎化程度與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本呈正相關(guān)［10，11］，且細(xì)碎化降低了糧食產(chǎn)量，不利于土地產(chǎn)出水平［12，13］，不利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高［14-16］，制約著農(nóng)地集約化［17］，也降低了家庭收入水平［18］，束縛著農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移［19］。

鄉(xiāng)村振興背景下，細(xì)碎化的治理是一大趨勢。中國典型地區(qū)細(xì)碎化治理強調(diào)集體組織的土地統(tǒng)籌能力，細(xì)碎化治理應(yīng)充分尊重農(nóng)戶主體性地位，規(guī)范有序推進［20-23］。

1 研究意義

在鄉(xiāng)村振興背景和土地流轉(zhuǎn)政策實踐之下，耕地細(xì)碎化治理成為實現(xiàn)農(nóng)場穩(wěn)定發(fā)展的突破口［24］，并且耕地細(xì)碎化治理具有顯著的經(jīng)濟、社會效益，在農(nóng)村社會可持續(xù)發(fā)展等方面大有裨益［25］。近年來，中國一些地方通過互換、合并地塊等方式解決耕地細(xì)碎化問題，成效顯著。尤以1999年廣西省崇左市龍州縣上龍鄉(xiāng)實施的“小塊并大塊”為典型成功經(jīng)驗。其他地區(qū)也對耕地細(xì)碎化治理積極探索，如金昌市金川區(qū)土地確權(quán)工作與“互換并地”（2012年實施）、安徽蒙城縣戶均“一塊田”探索（2010年開始）、湖北省沙洋縣按戶連片耕種（2014年實施）、陜西省榆林市“一戶一田制”和“一組一田制”（2017年實施）。這些地區(qū)細(xì)碎化治理都以農(nóng)戶為主體，遵循群眾自愿原則，并通過完善機耕路、水利渠等農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施來達到治理后的農(nóng)業(yè)高效生產(chǎn)，可見農(nóng)戶意愿關(guān)系到細(xì)碎化治理的成功實施。本研究以甘肅省白銀市會寧縣八里灣鄉(xiāng)幾個代表村為例，對鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理的意愿需求進行實證分析，旨在為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施提供理論依據(jù)和生機活力。

2 數(shù)據(jù)來源與變量描述性統(tǒng)計

2.1 研究區(qū)概況

耕地細(xì)碎化阻礙著產(chǎn)業(yè)興旺和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的步伐，在耕地拋荒嚴(yán)重和農(nóng)業(yè)發(fā)展條件不利的西北農(nóng)村地區(qū)尤為嚴(yán)重，耕地細(xì)碎化的治理也是為鄉(xiāng)村振興起步階段掃清基本障礙，因此，本研究選取中國西北山區(qū)會寧縣八里灣鄉(xiāng)團結(jié)村、李灣村、紅灣村等村莊作為研究區(qū)域，近幾年，這些村莊也在推廣與實施鄉(xiāng)村振興政策。總體來看，研究區(qū)村莊地處西北黃土高原地帶，地形為梁峁山地類型，呈東南向西北傾斜狀態(tài)，土地構(gòu)造較為復(fù)雜，氣候類型為中溫帶半干旱氣候，年降水量可達260 mm，年平均氣溫為9 ℃左右，主要種植小麥、莜麥、玉米、高粱等。研究區(qū)耕地資源豐富但較為分散，近年來青年勞動力都進城務(wù)工，農(nóng)業(yè)勞動力基本上都是中老年人，農(nóng)戶對于地塊集中耕種的意愿較為強烈，也存在部分農(nóng)戶之間互換地塊現(xiàn)象，所以，選擇該研究區(qū)域具有典型性與代表性。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究從農(nóng)戶家庭特征、耕地資源稟賦特征、種植土地細(xì)碎化特征、對政策了解程度、農(nóng)戶心理狀態(tài)與認(rèn)知5 個方面設(shè)計問卷，包括戶主年齡、戶主文化水平、家庭主要勞動力健康狀況等18 個指標(biāo)，通過對研究區(qū)農(nóng)戶調(diào)研的方式來獲取數(shù)據(jù)，調(diào)查采取隨機發(fā)放問卷的方式，共計回收問卷138 份，剔除無效問卷，剩余有效問卷122 份，問卷有效率為88.41%。

2.3 變量描述性統(tǒng)計

本研究將農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿作為因變量，若農(nóng)戶愿意進行耕地細(xì)碎化治理，以減少地塊數(shù)量形成規(guī)模種植，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，則Y=1，反之則Y=0。自變量為影響農(nóng)戶參與細(xì)碎化治理的一系列因素，本研究將問卷設(shè)計中的18 個指標(biāo)整理，通過建立模型以顯著性水平來篩選變量，最終選取的變量作為自變量。

3 研究方法與模型構(gòu)建

3.1 變量說明

3.1.1 被解釋變量 本研究的因變量Y為農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿，指在保證農(nóng)戶耕地質(zhì)量不下降和數(shù)量不減少的情況下，農(nóng)戶之間是否愿意將耕地互換使得自家土地連片并且地塊與地塊之間距離很近，這樣一方面方便機械化耕種，另一方面也有助于促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化。設(shè)置兩個選項（1=愿意；0=不愿意）供農(nóng)戶選擇。若農(nóng)戶愿意進行耕地細(xì)碎化治理，則Y=1；若不愿意，則Y=0。

3.1.2 解釋變量 解釋變量為影響農(nóng)戶參與耕地細(xì)碎化治理的一系列因素，本研究最終篩選出以包括戶主文化水平（X1）、家庭勞動力人數(shù)（X2）等在內(nèi)的12 個自變量，具體變量定義與數(shù)據(jù)統(tǒng)計見表1。

3.2 二元Logistic 回歸模型

實證研究過程中，由于因變量是農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿，即農(nóng)戶是否愿意參與耕地細(xì)碎化整治，該變量為非連續(xù)數(shù)值型變量，用0 和1 來表示，自變量通常有分類變量或者數(shù)值型變量，針對變量的特點和結(jié)果需要，本研究選用二元離散選擇模型和非線性概率模型——Logistic 回歸分析模型，其將邏輯分布作為隨機誤差項概率分布，適用于二項分布的數(shù)據(jù)特征。通過Logistic 回歸可以求出對因變量發(fā)生概率有顯著影響的自變量，亦可進行判別分析，在自變量組合的情況下來估計因變量各類別的發(fā)生概率。本研究二元Logistic 回歸模型中，因變量用Y表示，Xi為自變量（i為自變量個數(shù)，i=12）。其基本形式如下：

表1 變量描述性統(tǒng)計

式中，P( )Y= 1 為農(nóng)戶愿意耕地細(xì)碎化治理；1-P( )

Y= 0 為農(nóng)戶不愿意參與耕地細(xì)碎化治理；M為變量Xi的線性組合；Xi為自變量；α為常數(shù)項；bi為第i個解釋變量的系數(shù)，表示自變量Xi對P的影響水平；ε為隨機誤差項。對式（1）、式（2）、式（3）進行對數(shù)轉(zhuǎn)換得式（4）：

得到概率函數(shù)與解釋變量之間的函數(shù)關(guān)系式，可以借用SPSS 軟件進行Logistic 回歸模型中參數(shù)的估計。

4 結(jié)果與分析

4.1 變量多重共線性檢驗

本研究最終選擇12 個解釋變量，由于變量相對較多，且某些變量是由其他變量算術(shù)計算得到，所以可能某些變量之間存在多重共線性。多重共線性是指模型中變量之間存在相關(guān)關(guān)系，從而使得模型估計結(jié)果有誤，或者模型估計不準(zhǔn)確，所以首先要進行共線性檢驗。

一般用方差膨脹因子（Variance inflation factor）來衡量變量之間的多重共線性，簡稱VIF，解釋變量之間存在多重共線性時的方差為a，不存在多重共線性時的方差為b，VIF=a∕b，即反映多重共線性導(dǎo)致的方差增加程度，VIF越大，表明解釋變量之間多重共線性越嚴(yán)重。通常情況下，判斷規(guī)則是只要VIF小于等于10，即可判斷不存在多重共線性，當(dāng)VIF大于10 時存在多重共線性。

多重共線性檢驗可借助于Stata 13.0統(tǒng)計軟件，檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，VIF的最大值為8.21，小于10的臨界值，因此，解釋變量之間不存在多重共線性。

4.2 模型綜合檢驗

模型綜合檢驗統(tǒng)計結(jié)果如表3 所示，Omnibus Tests of Model Coefficients 為模型系數(shù)的綜合檢驗，為Logistic 回歸模型中所有參數(shù)是否均為0 的似然比檢驗結(jié)果，P越小，模型效果越好，小于0.05 表示本模型擬合時選擇的變量至少有1 個變量的OR（試驗組的事件發(fā)生幾率與對照組的事件發(fā)生幾率比值）有統(tǒng)計學(xué)意義。模型的Cox & SnellR2和NagelkerkeR2都相對較高，這說明模型擬合效果較好，模型符合率達95.9%，所選擇的變量能夠較好地解釋結(jié)果變量。

表2 多重共線性檢驗結(jié)果

表3 模型綜合檢驗統(tǒng)計

根據(jù)Logistic 回歸模型，對樣本重新判別分類，通常選取閾值為0.5，大于0.5 時表示農(nóng)戶愿意參與耕地細(xì)碎化治理，反之則表示不愿意。此模型對觀測數(shù)據(jù)進行預(yù)測，擬合分類結(jié)果見表4，不愿意進行耕地細(xì)碎化治理的農(nóng)戶有54 戶，其中3 戶屬于判斷錯誤，正確率為94.4%，愿意進行耕地細(xì)碎化治理的農(nóng)戶有68 戶，其中有2 戶屬于判斷錯誤，正確率為97.1%，模型總體預(yù)測正確率為95.9%，即符合率越高，說明本模型總體擬合效果較好。

表4 擬合分類

4.3 模型回歸結(jié)果分析

Logistic模型回歸結(jié)果如表5所示，分析結(jié)果如下：

1）戶主文化水平（X1）、家庭勞動力人數(shù)（X2）、對鄉(xiāng)村振興政策了解程度（X10）、從眾心理（周圍親戚朋友或鄰居對您做事的影響程度）（X11）、對今后農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)的態(tài)度（X12）5 個變量對耕地細(xì)碎化治理意愿有顯著的正影響。其中，戶主文化水平、對鄉(xiāng)村振興政策了解程度、從眾心理在5%水平顯著，家庭勞動力人數(shù)、對今后農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)的態(tài)度通過了10%的統(tǒng)計檢驗。戶主文化水平回歸系數(shù)為正數(shù)，達1.137，表明戶主文化水平越高，該農(nóng)戶更愿意參與耕地細(xì)碎化治理，因為戶主文化水平越高，在鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶更容易意識到小規(guī)模經(jīng)營不利于農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營，從而有更大的意愿采取地塊合并等方式來擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)各環(huán)節(jié)效率、降低成本，且該變量在5%水平顯著（P=0.034）。

2）家庭主要勞動力健康狀況（X3）、耕地肥沃程度（X6）、地塊到家的距離（X7）3 個變量對農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理有顯著的負(fù)影響，且都在5%水平顯著。家庭主要勞動力健康狀況系數(shù)B為-1.351，表明家庭主要勞動力健康狀況越差，對耕地細(xì)碎化治理的意愿需求越高，主要原因是農(nóng)戶家庭耕地細(xì)碎化程度越大，對于勞動力健康較差的家庭來說，更費時、費工、費力，所以更愿意參與耕地細(xì)碎化治理以形成耕地規(guī)模經(jīng)營，而節(jié)省勞動力和時間，可避免在分散地塊之間來回奔波勞動。耕地肥沃程度系數(shù)為-1.700，表明農(nóng)戶家耕地質(zhì)量越好，農(nóng)戶參與細(xì)碎化治理的意愿越低，因為擔(dān)心地塊合并之后耕地總體治理質(zhì)量降低而影響糧食產(chǎn)量，伴隨著生產(chǎn)成本增加等其他負(fù)面影響。地塊到家的距離系數(shù)為-1.479，表明地塊離家越遠，農(nóng)戶更愿意進行細(xì)碎化治理，希望地塊合并以減少距離，降低時間成本。

3）家庭主要收入來源（X4）、耕地面積（X5）、地塊數(shù)量（X8）、平均地塊面積（X9）對農(nóng)戶參與耕地細(xì)碎化治理的意愿無顯著影響，即沒有通過統(tǒng)計學(xué)檢驗，但耕地面積對農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿影響程度為負(fù)（系數(shù)為-0.103），可能原因是地塊面積越大，農(nóng)戶經(jīng)營狀況一般比較良好，對細(xì)碎化治理后的擔(dān)心程度也越多。地塊數(shù)量的系數(shù)為0.444，表明地塊數(shù)量越多，農(nóng)戶更愿意細(xì)碎化治理，因為地塊數(shù)量越多，一般而言對應(yīng)著地塊越分散，從而更愿意地塊合并縮小地塊的分散性以方便耕種。

5 小結(jié)與討論

5.1 小結(jié)

基于甘肅省白銀市會寧縣八里灣鄉(xiāng)團結(jié)村等幾個村莊的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿及影響因素，分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與耕地細(xì)碎化治理的意愿不是很高，55.74%的農(nóng)戶愿意通過“地塊互換”等方式進行耕地細(xì)碎化治理，44.26%的農(nóng)戶不愿意，主要原因是土地對于農(nóng)戶來說有很大的情感意義。所以，該區(qū)域在鄉(xiāng)村振興政策的激勵下，應(yīng)通過廣泛宣傳、提高農(nóng)戶認(rèn)知等方式來促進農(nóng)戶對細(xì)碎化治理的認(rèn)可，這對該區(qū)域?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺等鄉(xiāng)村振興目標(biāo)有很大的現(xiàn)實意義。根據(jù)本研究結(jié)果，影響農(nóng)戶參與細(xì)碎化治理的因素主要有戶主受教育程度、戶主文化水平、家庭主要勞動力健康狀況等。進一步統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)在調(diào)查的農(nóng)戶中，有38.52%的農(nóng)戶對鄉(xiāng)村振興不了解甚至沒有聽說過，所以在農(nóng)村地區(qū)應(yīng)積極加大鄉(xiāng)村振興的宣傳與相關(guān)知識普及。

表5 農(nóng)戶耕地細(xì)碎化治理意愿回歸結(jié)果

5.2 討論

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標(biāo)之一是產(chǎn)業(yè)興旺，產(chǎn)業(yè)要實現(xiàn)振興，必須以耕地資源為依托，目前在農(nóng)村部分地區(qū)，耕地細(xì)碎化導(dǎo)致的耕地拋荒和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率低下阻礙著產(chǎn)業(yè)興旺的實現(xiàn)，農(nóng)戶作為耕地經(jīng)營的主體，可以通過土地流轉(zhuǎn)方式以弱化耕地細(xì)碎化，由于農(nóng)戶對鄉(xiāng)土極為留戀，很多時候不愿意將土地流轉(zhuǎn)以解放勞動力，從而使土地流轉(zhuǎn)不能從根本上解決細(xì)碎化，近年來隨著機械化生產(chǎn)的推廣，農(nóng)戶希望能夠規(guī)模經(jīng)營提高農(nóng)業(yè)各環(huán)節(jié)效率，細(xì)碎化治理也必須是以農(nóng)戶為主體，所以有必要研究影響農(nóng)戶參與細(xì)碎化治理意愿的因素，而影響因素在不同社會條件和自然條件下不同，雖然中國一些地區(qū)細(xì)碎化治理的實踐比較成功，可以借鑒學(xué)習(xí)，但是特定條件下如何實現(xiàn)耕地細(xì)碎化治理仍然是一大難題。