農地整理對農戶農地投入意愿的影響研究——基于農地整理區域農戶問卷調查的實證分析

徐玉婷，楊鋼橋

(1.安徽師范大學國土資源與旅游學院，安徽蕪湖241000;2.華中農業大學土地管理學院，武漢430070)

0 引言

目前，有關政策制度對農戶農地投入影響的研究多側重于土地產權制度對農戶投入行為的影響上，而且集中在地權穩定性的直接效應和間接效應上[1-7]。近年來，在建設社會主義新農村、解決“三農”問題的過程中，我國新的農業政策不斷出臺，如農業稅的取消、農業生產補貼的發放、耕地保護制度的變革、國家對農業直接投資的增加等。國內學者對這些農業政策本身及其績效進行了較多的研究[8-10]，但是針對政策對農戶投入行為影響的研究較少。

劉承芳等[11]用江蘇省1993—1999年300戶農戶的微觀調查數據，對“基層社區的基礎設施對農戶私人的農業生產性投資有何作用”進行初步探討，結果表明，農村公共事業發展尤其是農村通訊事業的發展是影響農戶農業生產性投資的重要因素。陳銘恩等[12]在分析農戶農業投資主要因素時，指出農田水利等農村公共投資存量的不足是導致農業投資邊際收益不斷下降的主要原因，把農戶農業生產性投資的研究延伸到農村公共投入視角。

自2001年國土資源部下達首批國家投資農地整理項目以來，農地整理已在全國范圍內蓬勃展開，迄今已有10年的歷史。國家投入資金進行以土地平整、農田水利、田間道路和農田防護等工程建設為主要內容的農地整理，大大改善了農業生產條件，因此可將農地整理視為公共投入產品。該公共投入產品會對農戶的農地投入已經產生什么影響或將產生什么影響?對此問題，學術界目前還沒有給出令人滿意的答案。農戶是農業生產最重要的微觀主體，只有從農戶這一微觀角度來分析，才能真實、直觀地反映農地整理項目的效果。因此，本研究從農戶微觀主體的視角討論農地整理對農戶農地投入行為的影響，為完善農地整理政策提供科學依據。

1 數據來源

湖北省是農地整理開展較早的省份之一，武漢市、鄂州市和咸寧市是湖北省目前農地整理項目較多、成效較好的地區。鑒于此，本研究選擇鄂州市鄂城區的杜山鎮和長港鎮、鄂州市華容區蒲團鄉、武漢市江夏區法泗鎮、咸寧市嘉魚縣潘家灣鎮作為調查區域。課題組于2010年12月組織本專業的博士生、碩士生和本科生10余人到上述鄉鎮進行問卷調查。本次調查采取隨機抽樣和訪談式問卷調查方法。本次調查共收回有效問卷188份，其中鄂城區98份，華容區24份，江夏區63份，嘉魚縣3份(表1)。

2 農戶農地投入的影響機理分析

要分析農地整理對農戶農地投入的影響，首先應分析農戶對農地整理的態度。態度在一定條件下可以轉化為具體的行為，行為是外化了的態度。農戶對農地整理的認知、判斷直接影響著農戶參與農地整理的主動性，而這一主動性又關系到項目竣工后農戶的農地投入、生產經營行為，并最終影響到農業產出水平。農地整理對農戶農地投入行為影響的機理見圖1。

表1 樣本構成Tab.1 Constitution of samples

農戶接受有關媒體、地方政府對農地整理的宣傳和觀察臨近地區農地整理項目的效果后，對農地整理政策的目的、內容與功能產生自己的認識，進而對農地整理項目實施之后的產量、成本、收入的變化形成預先判斷;而農戶對農地整理項目的預期與農地整理項目最終的實施效果的差異會影響到農戶農地投入行為。如果農戶對農地整理項目的滿意度高，即實際情況優于預期，則農戶會產生積極的行為響應;如果農戶對農地整理項目的滿意度低，即實際情況劣于預期，則農戶會產生消極的行為響應。

3 農戶農地投入意愿模型建立

3.1 變量選擇

圖1 農地整理對農戶農業生產投入行為的影響機理Fig.1 The influencing mechanism of farmland consolidation on rural households’agricultural production behavior

本模型設計的目的就是為了衡量農地整理對農戶農地投入意愿的作用方向和作用程度。被解釋變量采用農戶流動資本投入意愿和固定資本投入意愿。

自變量根據有關文獻研究結果[13-15]和調查區域的實際情況分為3組。第一組有2個變量，即“農戶對農地整理的滿意度”和“農戶對農地整理的參與度”。第二組是控制變量，包括5個變量①這5個控制變量是通過反復的數據分析從12個相關變量中篩選出來的，它們對被解釋變量(投入意愿)有影響，同時與要考察的自變量(農戶對農地整理滿意度和參與度)也有相關性。:“戶主年齡”、“戶主受教育程度”、“兼業類型”、“家庭土地規模”、“農產品價格”。加入這些控制變量的原因是為了排除年齡、教育程度、非農收入、家庭土地資源稟賦和農產品市場價格差別對農戶農地投入意愿的影響，從而能更準確地估計農戶對農地整理滿意度和參與度本身對農地投入意愿的影響程度。第三組自變量是交互作用項，它們是為了檢驗是否存在滿意度、參與度與控制變量的交互作用，即分別討論在戶主年齡、受教育程度、兼業類型以及其家庭土地規模、面臨農產品市場價格不同等情況下，農地整理對農戶投入意愿的影響是否有所不同。下文將重點考察第一組變量和第三組變量，所有變量均為2項分類變量，按0，1編碼，變量具體說明見表2。

3.2 模型設定

Logistic回歸模型是研究定性變量與它們的影響因素之間關系的有效工具之一。模型中被解釋變量只有2種選擇，即事件發生與否分別用1或0表示。在本研究中，當農戶有農地投入意愿時用1表示，反之用0表示。為了檢驗農戶農地投入意愿的影響因素，本研究建立了投入意愿影響因素的二元選擇模型，應用188戶農戶樣本進行了分析。Logistic回歸模型具體形式為:

式中:P為農戶農地投入發生的概率;a，bi為回歸系數;xi為影響因素。

4 模型運行與結果分析

4.1 模型運行

運用SPSS13.0對數據進行Logistic回歸分析。在分析中，采用逐步向后回歸(backward stepwise:Wald)的方法進行變量篩選，并采用-2對數似然值、Cox和Snell的R2和Nagelkerke的R23個參數進行模型的整體檢驗[16]。通過軟件運行得到整體運行效果以及模型參數如表3和表4所示。

表2 變量及其說明Tab.2 Description of variables

表3 被解釋變量為WCCI的逐步回歸結果Tab.3 The result of stepwise regression analysis when the dependent variable is WCCI

表4 被解釋變量為WFCI的逐步回歸結果Tab.4 The result of stepwise regression analysis when the dependent variable is WFCI

從模型的整體檢驗效果來看(表3，表4)，兩個方程-2對數似然值分別達到了174.264和81.450，模型擬合度較好;Cox和Snell的R2值達到了0.266和0.612，而Nagelkerke的R2值達到了0.375和0.817，說明模型的擬合效果較好。

4.2 結果分析

(1)農地整理對農戶流動資本投入意愿和固定資本投入意愿的影響存在差異。從表3、表4的回歸結果來看，解釋變量之一的農戶對農地整理的滿意度是影響農戶農地流動和固定資本投入意愿的關鍵因素。農戶對農地整理的滿意度與農戶流動資本投入意愿呈負相關(回歸系數為-1.075)，表明農戶對農地整理的滿意度越高，其流動資本投入意愿越低。農戶對農地整理的滿意度與農戶固定資本投入意愿呈正相關(回歸系數為5.396)，表明農戶對農地整理的滿意度越高，其固定資本投入意愿越高。同時，從回歸系數絕對值可以看出，農戶對農地整理的滿意度對固定資本投入的影響要高于對流動資本投入的影。

經過以上分析發現，農地整理抑制了農戶流動資本投入的意愿，強化了農戶固定資本投入意愿，且農地整理對固定資本投入意愿的作用較流動資本更強烈。究其原因，科學合理的農地整理項目改良了農業生產條件，比如道路網絡的配套和田塊歸并，為農戶使用農業機械等提供了必要的條件，故農戶固定資本投入意愿增強;另一方面，農地整理這一公共投入替代了農戶私人部分投入，比如溝渠路的完善降低了農戶水費、運費的投入。實證結果符合調查的實際情況。而農地整理的另一個解釋變量參與度未直接進入回歸方程，將在下文中討論它與控制變量的交互作用。

(2)家庭土地規模對農戶農地投入的意愿有影響，而且農地整理對農戶農地投入意愿的影響因土地規模的差異而有所不同。從表3來看，家庭土地規模與農戶農地流動資本投入意愿呈正相關(回歸系數為2.958)，說明土地規模大的農戶偏向于增加流動資本投入。從表3、表4可見，家庭土地規模與農戶對農地整理的滿意度和參與度都存在交互作用:在流動資本投入意愿方程中交叉項(家庭土地規模×參與度)回歸系數為負值，表明參與度對農地投入的決定性在土地規模大的農戶中較弱，可能的原因是土地規模大的農戶傾向于增加流動資本投入而參與度高的農戶傾向于減少流動資本投入;在固定資本投入意愿方程中，交叉項(家庭土地規模×滿意度)為正值，表明滿意度對農地投入的決定性在土地規模大的農戶中較強，對農地整理項目滿意且土地規模大的農戶增加固定資本投入的意愿尤其強烈。

(3)戶主年齡對農戶農地投入的意愿有影響，而且農地整理對農戶農地投入意愿的影響因年齡不同而有所差異。戶主年齡對農戶流動和固定資本投入意愿皆有影響(回歸系數分別為-2.286和-2.125)，戶主年齡越高，其農地投入意愿越低。在固定資本投入意愿方程中，交叉項(戶主年齡×參與度)回歸系數為負值，說明農戶對農地整理的參與度對農地投入的影響在老齡農戶中較弱。究其原因，老齡農戶改變現狀的意愿不強，操作農業機械困難，農地整理促進農業生產機械化的作用被消弱。

(4)兼業類型對農戶農地投入的意愿有影響，而且農地整理對農戶農地投入意愿的影響在不同兼業類型農戶中存在差異。從表3看出，第二類兼業農戶增加流動資本投入的意愿較強(回歸系數1.030)，可能的原因是第二類兼業農戶傾向于使用生產資料替代精耕細作。同時，從表3得到交叉項(兼業類型×參與度)回歸系數為負值，說明農戶對農地整理參與度對農地投入的影響在第二類兼業農戶中較弱，農地整理節省流動資本的效果在純農戶和第一類兼業農戶會更明顯。

5 研究結論和政策啟示

農戶對農地整理的滿意度是影響農戶流動資本投入和固定資本投入的關鍵因素，農戶對農地整理的滿意度越高，其流動資本投入意愿越弱，固定資本投入意愿越強，且農地整理對農戶固定資本投入意愿的作用較流動資本更強烈。因此，在今后的農地整理中，應充分尊重農民意愿，建立農民全程參與農地整理的機制，擴大農民參與農地整理的廣度和深度。

農地整理的效果在不同家庭土地規模、不同年齡和不同兼業類型農戶中有所差異，家庭土地規模大、非老齡、純農戶以及第一類兼業農戶的固定資本投入意愿更強。所以，應建立完善的土地流轉機制，鼓勵土地向種田大戶流轉。一方面，應逐步完善農村最低生活保障和養老保障制度，弱化土地的保障功能，同時，積極發展鄉鎮企業和鄉鎮經濟，就地轉移農村剩余勞動力;另一方面，政府應加強對廣大農民特別是種田大戶的農業科技培訓，強化產前、產中和產后服務，推進農業規模化、機械化的發展。

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