農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施投資意愿影響因素的實(shí)證分析——基于陜西省乾縣農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)

張建偉 楊 麗 劉 朝 杜君楠

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

1 引言

小型農(nóng)田水利設(shè)施既有農(nóng)田灌溉和生活供水等積極功能，也有防洪、除澇和防治地方病等除災(zāi)減災(zāi)功能, 既可以為花卉、蔬菜、果園、養(yǎng)殖等高附加值產(chǎn)業(yè)服務(wù), 又承擔(dān)著大田作物灌溉, 保證國(guó)家糧食生產(chǎn)安全的任務(wù)。目前我國(guó)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的現(xiàn)狀卻不容樂觀，投資渠道單一，投入機(jī)制不健全，投資嚴(yán)重缺乏。為了加大小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，中央設(shè)立了小型農(nóng)田水利工程建設(shè)補(bǔ)助專項(xiàng)基金，啟動(dòng)了“民辦公助”的小型農(nóng)田水利工程投融資試點(diǎn)。自2009年以來陜西省啟動(dòng)了包括乾縣在內(nèi)的15個(gè)小型農(nóng)田水利重點(diǎn)縣建設(shè)項(xiàng)目，然而由于中央政府補(bǔ)助的比例較低、農(nóng)民承擔(dān)的比重較高，農(nóng)民投資的積極性并不高。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)和國(guó)家投融資體制改革形勢(shì)下，財(cái)政撥款作為農(nóng)村水利維修養(yǎng)護(hù)資金的重要來源受到嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，依靠農(nóng)民投工投勞進(jìn)行小型農(nóng)田水利工程的維修養(yǎng)護(hù)也遭遇稅費(fèi)改革和減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)政策的影響。小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)資金投入不足嚴(yán)重阻礙了小型農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)，因此探尋有效的完整的小型農(nóng)田水利建設(shè)投資激勵(lì)機(jī)制有著重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者主要對(duì)糧食生產(chǎn)與農(nóng)田水利的關(guān)系以及農(nóng)田水利建設(shè)的主體、機(jī)制、投資效率和治理模式等方面進(jìn)行了研究，并就農(nóng)戶投資農(nóng)田水利建設(shè)與參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響因素進(jìn)行了計(jì)量實(shí)證分析，但是現(xiàn)有相關(guān)實(shí)證研究主要從農(nóng)民個(gè)人特征、家庭特征和農(nóng)業(yè)政策等實(shí)體特征方面選取變量，忽略了從農(nóng)民自身角度出發(fā)的在小型農(nóng)田水利建設(shè)方面的心理認(rèn)知狀況對(duì)其投資建設(shè)意愿的影響。依據(jù)行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，行為人對(duì)事物的認(rèn)知程度直接或間接影響其選擇偏好和意愿，農(nóng)民是否有意愿參與小型農(nóng)田水利建設(shè)，必然會(huì)受其在小型農(nóng)田水利建設(shè)方面的心理認(rèn)知狀況的影響；與此同時(shí)農(nóng)戶在參與小型農(nóng)田水利建設(shè)時(shí)，投資意愿強(qiáng)度的合理度量及其影響因素，基層政府尤其是村干部在引導(dǎo)方面和執(zhí)行方面的作用，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)對(duì)此研究很少。因此，本文借鑒已有研究成果，以對(duì)陜西省國(guó)家級(jí)水利重點(diǎn)建設(shè)縣---乾縣農(nóng)戶的調(diào)查資料為基礎(chǔ)，著重從農(nóng)民個(gè)人特征（特別是心理認(rèn)知方面）、家庭特征、水利設(shè)施利用現(xiàn)狀、政府政策與基層組織工作等四個(gè)方面，通過建立多元線性回歸模型實(shí)證分析農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利投資意愿強(qiáng)烈程度的影響因素，并提出相關(guān)建議措施，以促進(jìn)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的不斷發(fā)展。

2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用陜西省農(nóng)業(yè)大縣—乾縣實(shí)地隨機(jī)調(diào)查獲得的樣本數(shù)據(jù)，調(diào)查依據(jù)典型抽樣原則選擇了3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，樣本鎮(zhèn)代表了距離縣城的不同區(qū)位（分別位于乾縣的北部、中部、以及南部）的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)區(qū)域，每鎮(zhèn)采用隨機(jī)抽樣原則，選擇6個(gè)村，每村隨機(jī)選取22個(gè)農(nóng)戶，調(diào)查對(duì)象均為戶主或其配偶。共發(fā)放問卷132份，回收問卷132份，其中有效問卷120份，問卷有效率為90.91%。調(diào)查問卷共分為五個(gè)部分，分別為農(nóng)民本人特征、家庭特征、水利設(shè)施利用現(xiàn)狀、政府政策與組織以及投資意愿。相關(guān)調(diào)查描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如下。

2.1 個(gè)人特征

調(diào)查結(jié)果如表1顯示：被調(diào)查農(nóng)民主要以男性為主，占73.3%，女性26.7%，這符合我們調(diào)查所需的決策主體結(jié)構(gòu)；年齡主要集中在26～60歲之間，占 81.7%，其中 41～60歲之間的居多，占55%；文化程度主要以初中及以下為主（合計(jì)為86.7%），高中及以上文化程度的僅占13.3%；調(diào)查農(nóng)戶對(duì)當(dāng)?shù)卣块T關(guān)于加快小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)政策的認(rèn)識(shí)程度中，60%的農(nóng)戶表示不知道具體政策。在調(diào)查農(nóng)戶對(duì)于集體利益與個(gè)人利益的相關(guān)性時(shí)，有65%的農(nóng)戶認(rèn)為沒有聯(lián)系，只有3.3%的農(nóng)戶認(rèn)為很強(qiáng)。總體來說，樣本反映了出了調(diào)查地農(nóng)民老齡化、文化程度不高、農(nóng)民的集體意識(shí)下降的問題。

表1 個(gè)人特征描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.2 家庭特征

如表2所示，家庭規(guī)模為4～6人的家庭居多，占所有被調(diào)查者的46.7%，2～4人的家庭也較多，占26.7%，這與我國(guó)農(nóng)村的現(xiàn)實(shí)情況基本相符；家庭耕地方面，總面積5～10畝的家庭最多，占66.7%，證明調(diào)查地區(qū)農(nóng)民的土地?fù)碛辛枯^理想，但家庭可灌溉面積在1～4畝的家庭卻占到近53.3%；而在土地面積的集中程度的調(diào)查中，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)農(nóng)戶的土地分布分散，甚至有出現(xiàn)農(nóng)戶好幾塊地都是幾分畝的情況。具體情況為很分散（1畝/塊以下）占 28.3%，較分散（1-2畝/塊/）占 30%，而由于水利灌溉設(shè)施存在某種集中性，一些村民反映地塊分布較多較廣而使灌溉設(shè)施無法顧及；經(jīng)過處理統(tǒng)計(jì)的得出的農(nóng)業(yè)人口從業(yè)率（從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)/家庭勞動(dòng)力人數(shù)）顯示出大多數(shù)農(nóng)戶處于兼職務(wù)農(nóng)狀態(tài)，有將近58.3%的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)率下降到一半以下；家庭人均年純收入各個(gè)層次在比例上呈現(xiàn)逐漸增高又降低的趨勢(shì)，以4000-5000元者居多，占全部調(diào)查對(duì)象的31.7%，這符合我國(guó)城鎮(zhèn)化過程中的農(nóng)村現(xiàn)狀。

表2 家庭特征描述性例（%）

2.3 水利設(shè)施利用現(xiàn)狀

在調(diào)查對(duì)當(dāng)?shù)厮O(shè)施使用情況滿意度評(píng)價(jià)時(shí)，只有6.7%和26.7%的農(nóng)戶表示滿意和比較滿意，35%和18.3%的農(nóng)戶表示不太滿意和很不滿意，其余13.3%表示一般滿意。證明調(diào)查地區(qū)的水利設(shè)施存在嚴(yán)重滯后發(fā)展?fàn)顟B(tài)，農(nóng)戶對(duì)此有意見。在對(duì)“你對(duì)當(dāng)前灌溉費(fèi)用投入的態(tài)度是”這個(gè)問題調(diào)查時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)有60%的農(nóng)戶表示投入太大，無法接受。這說明水利灌溉這種公共服務(wù)存在質(zhì)量不高，而費(fèi)用昂貴的問題。

表3 水利利用現(xiàn)狀描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.4 政府政策與組織

調(diào)查近年來政府和水利部門對(duì)于小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投入情況時(shí)，71.1%的農(nóng)戶表示投入很少。調(diào)查對(duì)村干部在帶領(lǐng)和引導(dǎo)本村農(nóng)田水利建設(shè)上的工作評(píng)價(jià)時(shí)，分別有30%和26.7%的農(nóng)戶表示很不滿意和不太滿意。這反映出農(nóng)村農(nóng)田水利投入政策的缺失，基層組織管理的弱化。

表4 政府政策與組織描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2.5 投資意愿

小型農(nóng)田水利設(shè)施作為地方公共品具有明顯的地域性,其效用可為當(dāng)?shù)剞r(nóng)民所擁有。因此,可得出,普通農(nóng)戶成為小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資者具有可行性。從表5中得出，總樣本中98.3%的農(nóng)戶均選擇愿意參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)。其中有43.3%的農(nóng)戶選擇投入勞力，有10%的農(nóng)戶選擇投入資金，有45%的農(nóng)戶選擇投入勞力、并投入一部分資金的混合投入方式，只有1.7%的農(nóng)戶選擇不投入。其中大多數(shù)農(nóng)戶的投資額集中在500元以下，占到68.3%。而選擇投入勞力者中意愿投入的工時(shí)主要集中在16-25天，占到44.2%。總體來說，投資意愿較佳。

表5 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 農(nóng)戶投資意愿強(qiáng)烈程度影響因素分析

本文利用在城關(guān)鎮(zhèn)、梁村鎮(zhèn)、乾陵鎮(zhèn)抽樣調(diào)查時(shí)獲取的截面數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型,采用OLS估計(jì)方法,建立簡(jiǎn)單線性回歸模型來調(diào)查分析農(nóng)戶對(duì)于小型農(nóng)田水利投資意愿的強(qiáng)烈程度的影響因素。假設(shè)，投資意愿按農(nóng)戶所愿意支付的投資金額大小來度量，投入勞力的按意愿投入工時(shí)結(jié)合當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)折合成投資金額。（乾縣所在咸陽區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)為910元/月）。農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿強(qiáng)度受諸多因素的影響，我們認(rèn)為，農(nóng)民本人特征、家庭特征、水利利用現(xiàn)狀、政府政策與組織這四個(gè)方面對(duì)農(nóng)戶投資方式選擇影響最重要。

經(jīng)過對(duì)調(diào)查變量的初步回歸，刪除了有多重共線性的變量。其中戶主個(gè)人特征用年齡、集體利益觀、小型農(nóng)田水利投資政策認(rèn)識(shí)三個(gè)變量來代表，分別用X1、X2、X3來表示。假設(shè)集體利益觀越強(qiáng)，投資意愿越強(qiáng)，政策認(rèn)識(shí)程度越深，投資意愿越大；家庭特征用家庭人均年收入、家庭土地集中程度、家庭農(nóng)業(yè)人口從業(yè)率三個(gè)變量代表，分別用X4、X5、X6來表示，通常家庭人均收入越高，投資意愿越高，但收入來源如果主要是非農(nóng)收入，則投資意愿不高，土地集中程度越高，農(nóng)民對(duì)于所投資的水利設(shè)施的利用機(jī)會(huì)越大，投資意愿增加；水利設(shè)施利用以水利設(shè)施使用滿意度、灌溉費(fèi)用投入態(tài)度兩個(gè)變量分別用X7、X8來表示，現(xiàn)有設(shè)施使用滿意度越高，農(nóng)民投資意愿越弱；假設(shè)目前的灌溉費(fèi)用越大，農(nóng)民可能越希望建設(shè)新的設(shè)施，以滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的需要，也有可能灌溉費(fèi)用過于大，造成農(nóng)民的很大負(fù)擔(dān)，農(nóng)民處于短期行為不愿投資；政府因素選取了近年來政府的水利投入情況，基層村委會(huì)水利組織管理滿意度兩個(gè)變量，分別用X9、X10來表示，一般政府投入資金越多，農(nóng)民自愿投資意愿越低，或轉(zhuǎn)而投入勞力以及不投入，村民對(duì)于村干部水利籌集資金管理，領(lǐng)導(dǎo)能力、組織能力信任度越高越愿意投入；在模型中,用Y表示農(nóng)戶的投資意愿強(qiáng)烈程度,作為被解釋變量。相關(guān)模型變量說明與方向預(yù)測(cè)如表6所示。

注：“+”代表解釋變量對(duì)被解釋變量產(chǎn)生正向作用，“-”代表解釋變量對(duì)被解釋變量產(chǎn)生負(fù)向作用，“？”代表解釋變量對(duì)被解釋變量的影響方向不明確。

表7 模型估計(jì)結(jié)果

從模型回歸結(jié)果(見上表)來看：第一，X1、X2變量的系數(shù)均顯著為正,分別通過了1%和5%顯著性水平下的檢驗(yàn)，表明戶主年齡和集體利益觀對(duì)其投資意愿有較強(qiáng)的正面影響,這與實(shí)際相符。這是因?yàn)檗r(nóng)村中務(wù)農(nóng)的多為年紀(jì)大的老人,他們由于缺乏技能、體力下降等原因難以外出務(wù)工,農(nóng)業(yè)收入是其主要收入來源，對(duì)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)較重視。而這些人大多都經(jīng)歷過我國(guó)改革開放以前集體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的階段，集體利益意識(shí)較強(qiáng)，投資意愿就越強(qiáng)。第二，X4、X5、X6的系數(shù)顯著為正，可見家庭人均收入越高，投資意愿越強(qiáng)。家庭農(nóng)業(yè)從業(yè)率越高，家庭對(duì)于農(nóng)業(yè)依賴越明顯，越愿意投資，而土地集中程度越高，農(nóng)民投資意愿越強(qiáng)，反映了農(nóng)民考慮修建水利設(shè)施對(duì)自己的利益的切身影響。自身土地集中程度越高，農(nóng)民進(jìn)行規(guī)模化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中對(duì)水利設(shè)施依賴程度越高。第三，X7的系數(shù)顯著為負(fù),說明農(nóng)戶對(duì)水利設(shè)施越不滿意，農(nóng)戶的投資意愿越高。X8的系數(shù)為負(fù)，表明灌溉投入費(fèi)用太大對(duì)于農(nóng)民投資意愿有負(fù)作用，但未通過相關(guān)的檢驗(yàn)。第四,模型中X10的回歸系數(shù)顯著為正,可見農(nóng)民對(duì)于基層村委會(huì)的領(lǐng)導(dǎo)工作情況越滿意，投資意愿越強(qiáng)烈。

模型中有關(guān)對(duì)于水利政策的了解程度（X3）和政府的投入情況（X9）未通過相關(guān)的檢驗(yàn)，這可能是在調(diào)查過程中許多的農(nóng)民對(duì)于水利政策和政府水利投資的實(shí)施情況不甚了解，選擇具有一定的盲目性所致。可見小型農(nóng)田水利建設(shè)政策的宣傳力度和政府投資信息的公開度存在短板。

4 結(jié)論及建議措施

從上述分析可以看出農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施的投資意愿受個(gè)人年齡、主觀集體認(rèn)識(shí)、家庭人均收入、土地集中程度、農(nóng)業(yè)從業(yè)率、水利設(shè)施利用滿意度，以及政府政策環(huán)境和基層組織環(huán)境的影響。作為小型水利設(shè)施利益主體的農(nóng)戶，其投資意愿需要從多方面進(jìn)行激勵(lì)，以提高其參與小型水利設(shè)施建設(shè)和管理的積極性。

（1）在投入方式方面，其中43%選擇的是投入勞力，45%選擇的是投入資金和勞力，只有10%的人選擇的是投入資金。而且，在投資額度上，在可承受范圍內(nèi)68.3%的人集中在500元以下。說明目前農(nóng)村勞動(dòng)力剩余問題依然存在，而且農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)收入確實(shí)有限。可見，目前在資金投入方面依然依靠政府的主導(dǎo)作用，農(nóng)民則是以投入勞力為主。建議財(cái)政部門建立小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)補(bǔ)助專項(xiàng)資金，對(duì)農(nóng)民興修小型農(nóng)田水利設(shè)施給予補(bǔ)助，制訂補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)工程性質(zhì)、農(nóng)民籌資籌勞情況，制訂不同的補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)，籌補(bǔ)結(jié)合，多籌多補(bǔ)。

(2)增加政府投入，逐步建立小型農(nóng)田水利建設(shè)資金穩(wěn)定增長(zhǎng)的機(jī)制。積極爭(zhēng)取國(guó)家水利建設(shè)資金，整合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)項(xiàng)目資金，捆綁使用，集中投入，著力提高資金使用效率。

(3)極制定《小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)投融資激勵(lì)辦法》進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)田水利建設(shè)政策宣傳工作，提高農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利重要程度的認(rèn)識(shí)。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)水利政策不知道的人占到了60%，完全清楚的只有5%,可見水利部門尤其是基層組織的宣傳力度很不到位，因此加大水利政策的宣傳尤其是基層組織進(jìn)行的宣傳至關(guān)重要。因此，要將農(nóng)田水利建設(shè)工作以及宣傳納入重要議事日程，明確相關(guān)人員的目標(biāo)和責(zé)任，落實(shí)有關(guān)政策，組織規(guī)劃編制，抓好項(xiàng)目實(shí)施，加強(qiáng)監(jiān)督檢查。

(4)查顯示目前的水利設(shè)施只能完全滿足一小部分農(nóng)戶的灌溉需求，而且60%的農(nóng)戶認(rèn)為目前的灌溉費(fèi)用“投入太大，不能接受”。因此，要進(jìn)一步加大水利設(shè)施的建設(shè)，需鼓勵(lì)和扶持農(nóng)民用水協(xié)會(huì)等專業(yè)合作組織的發(fā)展，充分發(fā)揮其在工程建設(shè)、使用維修、水費(fèi)制度管理等方面的作用，提高基層組織在籌資動(dòng)員，領(lǐng)導(dǎo)管理方面的能力。

(5)范基層村級(jí)組織的管理制度。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民對(duì)政策的認(rèn)知主要是從基層來認(rèn)識(shí)的，農(nóng)民也更關(guān)心自己的財(cái)務(wù)支出的資金動(dòng)向，對(duì)村干部工作的滿意度對(duì)農(nóng)民的投資意愿有較大影響。因此，規(guī)范基層組織的管理，推廣基層農(nóng)田水利建設(shè)財(cái)務(wù)公開，增加財(cái)務(wù)的透明程度，充分發(fā)揮村干部的帶頭作用，對(duì)完善小型農(nóng)田水利投資機(jī)制有很好的作用。

(6)地集中程度越高的農(nóng)戶越愿意投資，因此可優(yōu)先積極動(dòng)員土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模較為集中的種糧大戶參與水利建設(shè)，按照“誰投資、誰受益、誰所有”的原則，推進(jìn)小型農(nóng)田水利設(shè)施產(chǎn)權(quán)制度改革，明確小型農(nóng)田水利設(shè)施的所有權(quán)，落實(shí)管護(hù)責(zé)任主體，保護(hù)好投資者的所有權(quán)益。

[1]黃元發(fā),劉代祥.關(guān)于拓寬小型農(nóng)田水利建設(shè)投資渠道的思考[J].湖南水利水電,2012(4)：74-76

[2]宋同廣,王秀霞.淺談小型農(nóng)田水利工程的資金籌集[J].農(nóng)村水利,2012(5-6)：50-51

[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

[4]賀雪峰,羅興佐.鄉(xiāng)村水利與農(nóng)地制度創(chuàng)新[J].管理世界,2003(9)：54-65

[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)：54-65

[6]倪細(xì)云,文亞青.農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的影響因素：陜西 437 戶樣本,改革，2011(10)：85-92

[7]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