村組內(nèi)土地稟賦差異會(huì)影響農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿嗎
——基于山東省468份調(diào)查問卷的實(shí)證分析

張成鵬 張雅欣 王亞軍 郭 沛*

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083； 2.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院,南京 210023)

1978年深冬，安徽鳳陽小崗村18位村民以“托孤”的方式按下紅手印，開啟了家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的探索，推動(dòng)了我國在農(nóng)地制度方面的重大變革。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制極大地調(diào)動(dòng)了農(nóng)民生產(chǎn)積極性，釋放了農(nóng)村土地制度改革紅利，推動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展，使農(nóng)村發(fā)生了翻天覆地的變化。然而，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制按農(nóng)戶人口平均分配耕地的方式造成了農(nóng)地細(xì)碎化問題，即單個(gè)農(nóng)戶擁有面積較小且彼此互不相連的多塊土地。農(nóng)地細(xì)碎化會(huì)增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本、降低經(jīng)營效率、減少農(nóng)戶收入。因此，國家日益重視農(nóng)地細(xì)碎化問題，并鼓勵(lì)通過互換實(shí)現(xiàn)土地連片。2019年2月，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)小農(nóng)戶和現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接的意見》中指出“在有條件的村組，結(jié)合高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)等，引導(dǎo)小農(nóng)戶自愿通過村組內(nèi)互換并地、土地承包權(quán)退出等方式，促進(jìn)土地小塊并大塊，引導(dǎo)逐步形成一戶一塊田”；2019年底出臺(tái)的《中共中央、國務(wù)院關(guān)于保持土地承包關(guān)系穩(wěn)定并長(zhǎng)久不變的意見》也指出，“各地可在農(nóng)民自愿前提下結(jié)合農(nóng)田基本建設(shè)，組織開展互換并地，發(fā)展連片種植”。但在實(shí)際中，由于地塊過小和交換鏈條較長(zhǎng)，土地互換地方式很難實(shí)現(xiàn)大范圍內(nèi)的地塊整合。

為更好地治理農(nóng)地細(xì)碎化、提高糧食生產(chǎn)效率，安徽、陜西、河南等地一些村組借助土地確權(quán)登記頒證和當(dāng)?shù)剞r(nóng)地大調(diào)整契機(jī)，通過實(shí)施“一戶一田”，一定程度上治理了農(nóng)地細(xì)碎化問題。本文中的“一戶一田”是指村集體通過土地“打亂重分”大調(diào)整實(shí)現(xiàn)地塊整合，由原來每戶分配多塊不同位置、面積相對(duì)較小的承包地改為分配一塊集中的大面積承包地。各地對(duì)此稱呼有所不同，如安徽懷遠(yuǎn)和蒙城為“一戶一塊田”、陜西榆陽為“一戶一田”、河南民權(quán)為“互換并塊”、新疆瑪納斯、遼寧彰武和甘肅金昌為“互換并地”、廣西龍州為“小塊并大塊”、湖北沙洋為“按戶連片集中耕種”、廣東清遠(yuǎn)為“整合確權(quán)”等需特別說明的是，由于目前土地政策限制其調(diào)整，一些基層干部通過更換土地確權(quán)證書等方法對(duì)“一戶一田”進(jìn)行包裝，并使用“土地互換”、“小塊并大塊”等名稱模糊化處理，本質(zhì)上仍是土地調(diào)整。。本文將符合上述定義的治理農(nóng)地細(xì)碎化的實(shí)踐統(tǒng)稱為“一戶一田”。

作為一種方興未艾的事物，鮮有學(xué)者對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿及其影響因素進(jìn)行研究，僅趙小睿等對(duì)河南省糧食主產(chǎn)縣535個(gè)農(nóng)戶地塊整合意愿研究后發(fā)現(xiàn)，78.3%的農(nóng)戶希望通過整合減少地塊數(shù)量，其中52.3%的農(nóng)戶整合預(yù)期為一塊，此外，地塊數(shù)量、塊均面積、勞動(dòng)力人數(shù)顯著影響農(nóng)戶地塊整合意愿。同時(shí)，土地承包經(jīng)營權(quán)調(diào)整作為“一戶一田”的實(shí)現(xiàn)方式，其實(shí)施意愿影響因素的文獻(xiàn)相對(duì)較多且主要集中在三個(gè)方面：一是農(nóng)戶家庭特征，戶主性別、年齡、受教育年限、無地人口占家庭人口比例、家庭外出打工狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)、政治關(guān)聯(lián)、物資水平、非農(nóng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比例、農(nóng)業(yè)收入占比等家庭特征都對(duì)農(nóng)戶土地調(diào)整意愿有顯著影響。二是農(nóng)地特征。人均農(nóng)地面積、村莊地形(主要表征農(nóng)地調(diào)整的測(cè)量成本)、交通條件、到縣城距離、距離上次調(diào)地時(shí)間也會(huì)對(duì)農(nóng)地調(diào)整意愿產(chǎn)生影響。三是政策因素。羅明忠等發(fā)現(xiàn)農(nóng)地確權(quán)能夠有效地降低由地勢(shì)惡劣、土壤肥力低下及非農(nóng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移比例較高所引起的農(nóng)地調(diào)整的頻率及程度。對(duì)“不得調(diào)地”政策的態(tài)度也是影響農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的重要因素。此外，土地調(diào)整意愿還受到個(gè)體饑荒經(jīng)歷等因素的影響。

上述研究結(jié)論都頗具洞察力，但仍存在較大擴(kuò)展空間。一方面，鮮見關(guān)于“一戶一田”實(shí)施意愿及影響因素的文獻(xiàn)；另一方面，土地承包經(jīng)營權(quán)調(diào)整意愿研究大多聚焦于農(nóng)戶層面的家庭特征、不同村組之間的農(nóng)地特征差異和外部政策因素，鮮見關(guān)注村組內(nèi)部土地稟賦差異造成的影響。事實(shí)上，對(duì)于極度追求土地分配公平的農(nóng)民而言，是否愿意實(shí)施“一戶一田”取決于“村里的地是否相同”。只有村組內(nèi)部土地稟賦相同，不會(huì)因其差異造成分配不公，農(nóng)戶實(shí)施意愿才會(huì)較強(qiáng)。因此，農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿究竟如何？村組內(nèi)部土地稟賦差異對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿有何影響？不同方面的土地稟賦差異影響是否相同？這些問題都有待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。鑒于此，本研究基于農(nóng)戶視角，利用一手調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿，通過構(gòu)建二元Logistic模型，檢驗(yàn)村組內(nèi)土地稟賦差異及其他因素對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的影響，以期為優(yōu)化農(nóng)村土地三輪承包方案、化解農(nóng)地細(xì)碎化問題，進(jìn)一步釋放土地制度改革紅利提供決策參考。

1 理論分析與假說

誘致性制度變遷理論表明，現(xiàn)行制度轉(zhuǎn)變?yōu)槠渌贫仁且环N成本昂貴的過程。除非新制度安排下的個(gè)人凈收益超過制度變遷的成本，否則不會(huì)發(fā)生自發(fā)的制度變遷。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，是否愿意實(shí)施“一戶一田”，關(guān)鍵是“一戶一田”預(yù)期收益和成本的對(duì)比結(jié)果。若農(nóng)戶實(shí)施“一戶一田”的預(yù)期收益大于成本，則農(nóng)戶愿意實(shí)施，否則不愿意。農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿表達(dá)式可設(shè)定為：

will=

I

-

C

(1)

式中：

I

為實(shí)施“一戶一田”后農(nóng)戶預(yù)期收益，主要包括兩部分：一是“一戶一田”減少農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，進(jìn)而增加外出打工時(shí)間提高的收益；二是“一戶一田”降低生產(chǎn)成本(包括人工成本、機(jī)械成本、農(nóng)資成本)而增加的收益。隨著“打工經(jīng)濟(jì)”興起，農(nóng)民外出務(wù)工就業(yè)機(jī)會(huì)明顯增多，工資性收入已成為農(nóng)民第一大收入來源，外出打工時(shí)間增多會(huì)使農(nóng)戶收益明顯增加。同時(shí)，地塊整合對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本影響相對(duì)有限，農(nóng)民預(yù)期收益增加便主要來源于外出打工收入。

C

為“一戶一田”實(shí)施中的交易成本和實(shí)施后的經(jīng)營成本。交易成本主要為土地調(diào)整時(shí)的測(cè)繪費(fèi)用和人員工資等，與地形顯著相關(guān)，平原地區(qū)費(fèi)用相對(duì)固定且較低。農(nóng)戶預(yù)期成本是指農(nóng)戶分到資源稟賦較差土地時(shí)改進(jìn)生產(chǎn)條件的成本，如肥力改良、土地平整、灌溉設(shè)施修繕等。雖然實(shí)施“一戶一田”的村組中，農(nóng)戶交易成本和預(yù)期成本在大多數(shù)情況下由村集體和上級(jí)政府承擔(dān)，但仍有部分成本由農(nóng)戶承擔(dān)。除了一線城市和南方富庶地區(qū)，現(xiàn)階段村集體和地方財(cái)政大多比較困難，國家高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田改造等項(xiàng)目難以實(shí)現(xiàn)全覆蓋，若村集體想提升土地稟賦并實(shí)施“一戶一田”，只能靠農(nóng)戶自發(fā)籌資，因此本研究將其歸入農(nóng)戶預(yù)期經(jīng)營成本。若此費(fèi)用無需農(nóng)戶承擔(dān)，則為0。若will=

I

-

C

>0，則農(nóng)戶愿意實(shí)施“一戶一田”；否則，農(nóng)戶不愿意實(shí)施。在農(nóng)戶預(yù)期收益方面，農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入占比重越高，越會(huì)將勞動(dòng)力投入到非農(nóng)領(lǐng)域，進(jìn)而影響農(nóng)戶預(yù)期收益。在農(nóng)戶預(yù)期成本方面，除已有研究關(guān)注的地塊數(shù)量、塊均面積、地塊到家距離外，村組內(nèi)土地稟賦，即土壤肥力、排水能力、灌溉條件會(huì)使實(shí)施后的農(nóng)戶預(yù)期成本差異甚大，進(jìn)而影響“一戶一田”實(shí)施意愿。土壤肥力差異是指在其他生產(chǎn)要素投入相同的情況下地塊單產(chǎn)差別。很多村組內(nèi)土壤肥力存在差異，若實(shí)施“一戶一田”，必有農(nóng)戶分到的土地位于土壤肥力較差的區(qū)域，此時(shí)須通過增施肥料等措施保障原有糧食產(chǎn)量，增加預(yù)期成本。排水能力差異是指雨季時(shí)村組中土地排水能力的差異。有些村組土地地勢(shì)不同，局部地勢(shì)較為低洼，夏季暴雨來臨時(shí)排水困難，對(duì)于作物產(chǎn)量會(huì)產(chǎn)生很大影響。若這些村組實(shí)施“一戶一田”，必有農(nóng)戶分到的土地位于排水能力較差的區(qū)域，此時(shí)須通過將地塊墊高等方式規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)而增加預(yù)期經(jīng)營成本。灌溉條件差異是指村組中土地灌溉難易程度存在區(qū)別，即部分地塊易于灌溉，亦有地塊灌溉困難甚至只能靠天吃飯。若這些村組實(shí)施“一戶一田”，必然有農(nóng)戶分到的土地位于灌溉條件較差的區(qū)域，此時(shí)農(nóng)戶須通過修建灌溉設(shè)施等辦法改進(jìn)糧食生產(chǎn)條件，機(jī)井修建費(fèi)用根據(jù)地勢(shì)不同存在差異，多的可達(dá)十余萬元。現(xiàn)階段土地調(diào)整時(shí)，絕大多數(shù)村組均采用“兩次抽簽法”，保證地塊分配的隨機(jī)性，即每個(gè)農(nóng)戶都有可能分配到土地稟賦較差的土地，增加預(yù)期成本，進(jìn)而降低實(shí)施意愿?；谝陨戏治觯岢鲅芯考僭O(shè)：

H：村組土壤肥力差異會(huì)降低農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿。

H：村組排水能力差異會(huì)降低農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿。

H：村組灌溉條件差異會(huì)降低農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

Logistic回歸模型多用于因變量為定性數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，分析自變量對(duì)因變量的具體影響趨勢(shì)和程度，其因變量包括二分類變量(取值為0或1)和多分類變量(分類數(shù)大于3)。研究意愿問題時(shí)，大多采用二分類變量，如許佳彬等、李福奪等，因此，本研究將農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿分為“愿意”和“不愿意”兩類，選擇二元Logistic回歸模型進(jìn)行研究。模型構(gòu)建過程如下：

假設(shè)因變量Y服從于二項(xiàng)分布，其取值范圍為0和1，即農(nóng)戶愿意實(shí)施“一戶一田”為1，不愿意實(shí)施為0。模型設(shè)計(jì)為：

(2)

式中：

P

為農(nóng)戶愿意實(shí)施“一戶一田”的概率；1-

P

為其不愿意實(shí)施的概率；

x

為“一戶一田”實(shí)施意愿影響因素；

α

為常數(shù)項(xiàng)，與

x

無關(guān)；

β

是各影響因素的偏回歸系數(shù)，表示當(dāng)其他自變量取值保持不變時(shí)，該自變量取值增加一個(gè)單位引起發(fā)生比的自然對(duì)數(shù)值的變化量。

2.2 模型檢驗(yàn)

本研究采用HL(Hosmer-Lemeshow)指標(biāo)檢驗(yàn)二分類Logistic回歸模型的擬合優(yōu)度，當(dāng)HL指標(biāo)統(tǒng)計(jì)顯著時(shí)，表示模型擬合不好；反之表示模型擬合效果好。其公式如下:

(3)

式中：

J

是分組數(shù)，

J

≤10；

Y

為第

j

組事件的觀測(cè)數(shù)量；

N

為第

j

組中的案例數(shù)，

P

為第

j

組預(yù)測(cè)事件；

N

P

為預(yù)測(cè)數(shù)。

2.3 變量含義及賦值

1)因變量。與農(nóng)戶訪談時(shí)，詢問“您是否愿意實(shí)施一戶一田”，并加以解釋“一戶一田”是指村組通過土地調(diào)整，由原來每家分多塊土地改為只分一塊土地，從而實(shí)現(xiàn)地塊整合。隨后按照“愿意=1；不愿意=0”對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿進(jìn)行賦值。

2)核心變量。本研究主要考察村組內(nèi)土地資源稟賦差異對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿的影響情況，因此將村組內(nèi)土地稟賦差異定位為核心解釋變量。根據(jù)預(yù)調(diào)研與農(nóng)戶訪談狀況，本研究將村組內(nèi)土地稟賦差異分為土壤肥力、排水能力、灌溉條件3個(gè)維度。在調(diào)查過程中分別詢問“您所在村組土壤肥力存在差異嗎？有沒有糧食產(chǎn)量特別高的地？”、“您所在村組土地都能夠及時(shí)排水嗎？有沒有排水不暢容易積水的地？”和“您所在村組灌溉條件存在差異嗎？有沒有容易灌溉的地？有沒有難以灌溉的地？”。

3)控制變量。參考趙小睿等的研究，本研究選擇地塊數(shù)量、塊均面積、地塊距家均距離、農(nóng)業(yè)經(jīng)營決策人年齡、教育年限、家庭規(guī)模、非農(nóng)收入占比等因素作為控制變量。其中，塊均面積、地塊距家均距離分別詢問“您家承包地面積有多大？”；“您家承包地有幾塊？每塊地離您家有多遠(yuǎn)？”。并根據(jù)受訪者回答計(jì)算相關(guān)數(shù)值。此外，考慮到農(nóng)戶對(duì)“一戶一田”調(diào)整中公平風(fēng)險(xiǎn)的擔(dān)憂，在控制變量中加入“是否相信干部”變量。調(diào)研時(shí)詢問農(nóng)戶“如果實(shí)施‘一戶一田’，您相信村干部會(huì)在土地調(diào)整時(shí)保持公平公正嗎？”對(duì)上述變量定義及說明如表1所示。

3 數(shù)據(jù)來源與描述性分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

“一戶一田”需將每戶土地調(diào)整到一起，以山地丘陵為主的地區(qū)實(shí)施困難較大，因此本研究選擇山東省魯西平原地區(qū)的濟(jì)寧市和德州市作為研究區(qū)域。確定樣本市后，在濟(jì)寧市和德州市分別選取任城區(qū)、鄒城市、曲阜市、汶上縣、微山縣、嘉祥縣和齊河縣、陵城區(qū)、慶云縣、樂陵縣、禹城市、夏津縣共計(jì)12個(gè)縣市區(qū)。問卷數(shù)據(jù)收集工作于2020年8—12月完成，共計(jì)發(fā)放農(nóng)戶調(diào)查問卷480份，得到有效問卷468份，有效率為97.5%。

3.2 樣本描述性分析

農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿如表2所示，有388個(gè)農(nóng)戶表示愿意實(shí)施“一戶一田”，占比82.91%；有80個(gè)農(nóng)戶表示不愿意實(shí)施“一戶一田”，占比17.09%，實(shí)施意愿均值為0.83，可見農(nóng)戶對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿較為強(qiáng)烈。

農(nóng)戶愿意實(shí)施“一戶一田”的原因如表3所示，349個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”有利于減少耕種時(shí)間，占比74.57%?！耙粦粢惶铩笨蓪?shí)現(xiàn)地塊整合，農(nóng)民耕種、灌溉、施肥、除草滅蟲、收割等作業(yè)可一次性完成，農(nóng)戶排隊(duì)等水、挪動(dòng)灌溉設(shè)備、等待機(jī)械時(shí)間和地塊間交通時(shí)間可顯著降低，省時(shí)省工。330個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”有利于機(jī)械化，占比70.51%?！耙粦粢惶铩笨山鉀Q地塊太小機(jī)械難以作業(yè)的困境，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械普及和農(nóng)業(yè)外包服務(wù)采納。263個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”有利于降低種植成本，占比56.20%。尤其在機(jī)械成本方面，地塊連片會(huì)降低機(jī)械行走成本，減少燃料在路途中的損耗；在雇工成本方面，由于生產(chǎn)效率提高，農(nóng)業(yè)用工量大幅度減少，用工費(fèi)用自然降低。161個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”可促進(jìn)農(nóng)地流轉(zhuǎn)，占比34.40%。實(shí)施“一戶一田”后，同一面積地塊涉及農(nóng)戶數(shù)量大幅度減少，降低了流轉(zhuǎn)大戶談判成本和流轉(zhuǎn)難度，他們也就愿意相較周圍更高價(jià)格流轉(zhuǎn)實(shí)施“一戶一田”村組的土地。128個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”有利于增加糧食產(chǎn)量，占比27.35%，實(shí)施“一戶一田”后，農(nóng)戶交通、等待作業(yè)等時(shí)間會(huì)大幅度減少，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入將更多地配置到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程當(dāng)中，“誤農(nóng)時(shí)”現(xiàn)象會(huì)明顯減少，特別是小麥玉米在抽穗、拔節(jié)等關(guān)鍵生長(zhǎng)期能夠得到及時(shí)灌溉，因此產(chǎn)量得以提升。66個(gè)農(nóng)戶認(rèn)為“一戶一田”有利于增加土地面積，占比14.10%。地塊細(xì)碎分散會(huì)導(dǎo)致田埂、地界、生產(chǎn)道路過多，大量良田被占用。實(shí)行“一戶一田”后，小地塊間大量田埂壟溝得以去除，水渠和小路得到整治，村中荒地進(jìn)行整理，進(jìn)而增加有效耕種面積。

表1 變量選取及假設(shè)
Table 1 Variable selection and assumptions

維度 Dimension 變量Variable變量定義Definition均值Mean標(biāo)準(zhǔn)差Standarddeviation預(yù)測(cè)方向Expecteddirection意愿Willingness“一戶一田”實(shí)施意愿愿意=1;不愿意=00.830.38土壤肥力差異土壤肥力是否存在差異:存在=1,不存在=00.620.49-核心變量Core variable排水能力差異排水能力是否存在差異:存在=1,不存在=00.460.50-灌溉條件差異灌溉條件是否存在差異:存在=1,不存在=00.350.48-地塊數(shù)量塊2.741.53+農(nóng)地特征變量Farmlandcharacteristics塊均面積hm20.170.13-距家均距離km0.700.83+年齡歲50.3714.32+受教育年限年8.364.42+家庭規(guī)模人4.421.72-家庭特征變量Family charac-teristics非農(nóng)收入占比%0.710.27+是否信任干部是否相信干部在土地調(diào)整時(shí)保持公平公正:信任=1,不信任=00.750.43+

表4描述了樣本農(nóng)戶村組內(nèi)土地稟賦差異情況。從土壤肥力差異來看，61.54%的農(nóng)戶所在村組土壤肥力存在差異，可見土壤肥力差異非常普遍，這是農(nóng)戶實(shí)施“一戶多田”的重要原因。從排水能力來看，近半數(shù)農(nóng)戶所在村組排水能力存在差異，說明有部分地區(qū)存在難以排水的地塊，進(jìn)而影響糧食產(chǎn)量。從灌溉條件差異來看，34.83%的農(nóng)戶所在村組灌溉條件存在差異，比例相對(duì)較低，意味著隨著國家對(duì)農(nóng)田水利設(shè)施修建，大多數(shù)村組水利條件得到了很好的改善。整體來看，村組內(nèi)土地稟賦差異在平原地區(qū)較為普遍，因差異情況較小而影響實(shí)證結(jié)果情況的可能性較低。

表2 農(nóng)戶對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿的分組統(tǒng)計(jì)
Table 2 Willingness of farmers to “one household one plot”

實(shí)施意愿 Willingness 賦值A(chǔ)ssignment農(nóng)戶數(shù)Number ofhousehold占比/%Proportion均值Mean愿意 Willing to implement138882.910.83不愿意 Not willing to implement08017.09

表3 農(nóng)戶愿意實(shí)施“一戶一田”的原因
Table 3 Reason affecting the willingness of “one household one plot”

原因 Reason 農(nóng)戶數(shù)Number占比/%Proportion有利于減少耕種時(shí)間Conducive to reduce the farming time34974.57有利于機(jī)械化Conducive to mechanization33070.51有利于降低種植成本Conducive to reduce planting costs26356.20有利于土地流轉(zhuǎn)Conducive to land transfer16134.40有利于增加糧食產(chǎn)量Conducive to increase grain production12827.35有利于增加土地面積Conducive to increase the land area 6614.10

表4 村組內(nèi)土地稟賦差異情況
Table 4 Differences in the land endowment of villages

變量 Variable 分組Group農(nóng)戶數(shù)Number占比/%Proportion土壤肥力差異Difference in land fertility存在28861.54不存在18038.46排水能力差異Difference in flood risk存在21445.73不存在25454.27灌溉條件差異Difference in irrigation condition存在16334.83不存在30565.17

4 實(shí)證結(jié)果分析

本研究共設(shè)立5個(gè)模型，模型I僅加入農(nóng)地特征和家庭特征變量，模型II～V依次加入村組內(nèi)土地稟賦差異相關(guān)變量，運(yùn)用STATA 15.0軟件進(jìn)行分析，結(jié)果如表5所示。根據(jù)模型V分析村組內(nèi)土地稟賦差異對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的影響，為確?；貧w結(jié)果的有效性和準(zhǔn)確性，在回歸之前，對(duì)模型中各自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示方差膨脹因子(VIF)均<2(即遠(yuǎn)小于10)，可以判斷各自變量之間不存在明顯的共線性，可進(jìn)一步采用二元Logistic模型對(duì)結(jié)果估計(jì)。模型的HL指標(biāo)為6.086，

P

值為0.638，統(tǒng)計(jì)不顯著，表明模型擬合效果很好。

表5 二元Logistic模型估計(jì)結(jié)果
Table 5 Regression results of the binary logistic model

變量 Variable 模型ⅠModel Ⅰ模型ⅡModel Ⅱ模型ⅢModel Ⅲ模型ⅣModel Ⅳ模型ⅤModel Ⅴ地塊數(shù)量Number of plots0.019(0.013)0.025**(0.013)0.021*(0.012)0.028**(0.013)0.031**(0.013)塊均面積Average area of plots-0.019***(0.007)-0.016**(0.007)-0.014**(0.007)-0.018**(0.007)-0.014*(0.007)距家均距離Average distance from home0.036**(0.016)0.038**(0.017)0.035**(0.016)0.040**(0.017)0.038**(0.017)年齡Age0.003**(0.001)0.004**(0.001)0.002*(0.001)0.003*(0.001)0.003**(0.001)教育年限Education0.002(0.005)0.001(0.005)0.002(0.005)0.003(0.005)0.001(0.005)家庭規(guī)模Family size-0.020**(0.010)-0.020**(0.010)-0.022**(0.010)-0.021**(0.010)-0.021**(0.010)非農(nóng)收入占比Non-agricultural income0.173***(0.060)0.188***(0.059)0.135**(0.062)0.163***(0.059)0.152**(0.062)是否信任干部Trust leaders0.201***(0.029)0.193***(0.028)0.205***(0.028)0.193***(0.028)0.193***(0.027)土壤肥力差異Difference in land fertility-0.130***(0.036)-0.087**(0.038)排水能力差異Difference in flood risk-0.119***(0.036)-0.080**(0.036)灌溉條件差異Difference in irrigation condition-0.127***(0.035)-0.075**(0.041)地級(jí)市 City控制控制控制控制控制

注：*、**、***分別表示在 10%、5%、1%的水平下顯著?；貧w系數(shù)為邊際效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)數(shù)字為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

Note: *, ** and *** represent the significance at the level of 10%, 5% and 1%, respectively. The regression coefficients are the marginal effect. The numbers in brackets are the robust standard errors.

4.1 村組內(nèi)土地稟賦差異對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿的影響

在模型V中，所在村組內(nèi)土地土壤肥力、排水能力和灌溉條件差異的回歸系數(shù)分別為-0.087、-0.080、-0.075，在5%置信水平下顯著，說明農(nóng)戶所在村組土壤肥力、排水能力、灌溉條件差別越小的農(nóng)戶，越愿意實(shí)施“一戶一田”，這一估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)H～H的正確性。當(dāng)村組內(nèi)土地稟賦存在上述3個(gè)方面的差異時(shí)，農(nóng)戶不會(huì)因分到土壤肥力、排水能力和灌溉條件差的地塊而增加生產(chǎn)成本，因此更愿意實(shí)施“一戶一田”。在土壤肥力方面，調(diào)研地區(qū)的不同地塊單季糧食作物產(chǎn)量差別多達(dá)7 500 kg/hm，若所在村組土壤肥力不同，很可能因分到地塊較差的土地影響實(shí)施意愿。所調(diào)研區(qū)域低洼地較多，容易發(fā)生積水，進(jìn)而弱化排水能力。雨季來臨時(shí)，若排水不及時(shí)，玉米將會(huì)發(fā)生一定程度澇災(zāi)，因此其對(duì)實(shí)施意愿影響較為顯著。調(diào)研區(qū)域個(gè)別地塊地勢(shì)較高，處于灌溉困難、“靠天吃飯”的狀態(tài)。農(nóng)戶如果分到此類土地，也會(huì)對(duì)糧食產(chǎn)量產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響實(shí)施意愿。

4.2 其他變量對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的影響

在模型中Ⅴ，地塊數(shù)量回歸系數(shù)為0.031，在5%置信水平下顯著，說明農(nóng)戶地塊數(shù)量越多，從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)，在家和地塊之間、不同地塊之間交通時(shí)間也就越多，或擠占外出務(wù)工時(shí)間，進(jìn)而更愿意實(shí)施“一戶一田”。塊均面積回歸系數(shù)為-0.014，在10%置信水平下顯著，地塊面積越小，越不利于機(jī)械化生產(chǎn)，越傾向于實(shí)施“一戶一田”。距家均距離回歸系數(shù)為0.038，在5%置信水平下顯著，說明農(nóng)戶地塊距家均距離越近，越不愿意實(shí)施“一戶一田”，因?yàn)樗麄儞?dān)心土地被調(diào)整到遠(yuǎn)處影響耕種。

農(nóng)戶年齡回歸系數(shù)為0.003，在5%置信水平下顯著。農(nóng)戶年齡越大行動(dòng)越不方便。若實(shí)施“一戶一田”，農(nóng)戶在田間勞作時(shí)間會(huì)明顯減少，勞動(dòng)強(qiáng)度會(huì)顯著降低，因此年齡越大越愿意實(shí)施。受教育年限對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿影響不顯著，可能是受教育年限不同的農(nóng)戶在其他條件相同情況下對(duì)是否實(shí)施“一戶一田”分歧不大。家庭規(guī)模回歸系數(shù)為-0.021，在5%置信水平下顯著。農(nóng)忙時(shí)節(jié)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力必須集中投入，家庭成員較少會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)時(shí)間拉長(zhǎng)以及強(qiáng)度增大，所以規(guī)模較小家庭希望通過地塊合并降低勞動(dòng)強(qiáng)度。非農(nóng)收入占比的回歸系數(shù)為0.152，在5%置信水平下顯著，與前文理論分析相符。非農(nóng)收入占比越高的農(nóng)戶越愿意把時(shí)間花費(fèi)到非農(nóng)勞動(dòng)中去，因此他們更愿意實(shí)施“一戶一田”，節(jié)約農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間，優(yōu)化勞動(dòng)力資源配置。是否信任干部的回歸系數(shù)為0.193，在1%置信水平下顯著。若農(nóng)戶相信干部在實(shí)施“一戶一田”過程中會(huì)保持公平公正，則不會(huì)擔(dān)心利益受到侵犯，進(jìn)而更愿意實(shí)施“一戶一田”。

5 結(jié)論與啟示

本研究結(jié)合誘致性制度變遷理論，基于山東省魯西平原2個(gè)地級(jí)市12個(gè)縣市區(qū)468個(gè)種植戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，構(gòu)建二元Logistic回歸模型研究村組內(nèi)土地稟賦差異對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的影響。結(jié)果表明：1)388個(gè)農(nóng)戶表示愿意實(shí)施 “一戶一田”，占比82.91%，實(shí)施意愿均值達(dá)到0.83，較為強(qiáng)烈。2)村組內(nèi)土地稟賦差異對(duì)農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿具有負(fù)向影響，即村組內(nèi)土壤肥力、排水能力、灌溉條件存在差異村組的農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿相對(duì)更低。3)地塊數(shù)量、距家均距離、年齡、非農(nóng)收入占比、是否信任干部對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿有顯著正向影響，塊均面積、家庭規(guī)模對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿有顯著負(fù)向影響。

上述研究結(jié)論具有如下政策啟示：1)尊重民意，允許基層探索實(shí)踐。通過土地調(diào)整方式實(shí)現(xiàn)“一戶一田”，能滿足農(nóng)民解決農(nóng)地細(xì)碎化問題，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件的迫切心愿。目前，全國范圍內(nèi)二輪承包即將到期，不妨借此機(jī)會(huì)給予村組和農(nóng)戶更多自主權(quán)，允許在農(nóng)戶實(shí)施意愿強(qiáng)烈的村組通過土地調(diào)整實(shí)現(xiàn)“一戶一田”，改善農(nóng)村土地細(xì)碎格局，進(jìn)一步釋放土地制度改革紅利。2)加強(qiáng)投入，改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件。實(shí)證結(jié)果表明，農(nóng)戶所在村組內(nèi)土壤肥力、排水能力、灌溉條件對(duì)“一戶一田”實(shí)施意愿有較大影響。若地方政府有意向推動(dòng)地塊整合，化解農(nóng)地細(xì)碎化問題，應(yīng)先著力消除土壤肥力、排水能力、灌溉條件的差異，通過高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田改造等項(xiàng)目改進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，消除村組內(nèi)土地稟賦差異，進(jìn)而增加農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿。3)因地制宜，妥善推進(jìn)“一戶一田”。本研究對(duì)象為山東省魯西平原農(nóng)戶，以山區(qū)丘陵為主的地區(qū)是否可以實(shí)施“一戶一田”還需進(jìn)一步討論。此外，農(nóng)戶地塊數(shù)量、距家均距離、塊均面積、年齡、非農(nóng)收入、家庭規(guī)模、是否信任干部都是影響農(nóng)戶“一戶一田”實(shí)施意愿的因素，因此地方政府不宜“一刀切”推進(jìn)地塊整合，需要深入了解當(dāng)?shù)剞r(nóng)民“一戶一田”實(shí)施意愿，在不同地區(qū)和不同特征村組中因地制宜、妥善實(shí)施。