小型農田水利設施需求及其影響因素研究
——以遼寧省海城市為例

王 欣

(海城市水利水電工程移民局，遼寧 海城 114200)

農業(yè)作為農村的基礎性產業(yè)，是我國第一產業(yè)，農村水利事業(yè)的發(fā)展對農業(yè)綜合生產能力的提高發(fā)揮著決定性作用。小型農田水利設施作為農田水利工程的“最后一公里”，不僅包含排澇面積、農田灌溉面積，而且覆蓋了農業(yè)抗旱補灌面積。農民的需求隨著農村農業(yè)經濟的快速發(fā)展而逐漸向多樣化方向發(fā)展。因此在此環(huán)境條件下開展小型農田水利設施需求研究，不僅可促進財政資金關鍵性作用的發(fā)揮，提高其使用效率和作用，而且準確客觀地把握其需求可促進市場供需關系達到最佳的狀態(tài)，對投資方向更加清晰和準確。從本質上揭示其需求狀態(tài)特征不僅可充分調動群眾參與建設管理的積極性和主動性，而且可保證農戶及農村集體真正受益，促進民間資本參與建設的積極性[1]。

1 數據來源

為了對小型農田水利設施需求現狀及其影響因素進行更好的探討和分析，文章對遼寧省海城市小型農田水利重點治理區(qū)域進行了實地調查。農戶作為直接受益人其家庭收入及糧食產量與設施運行維護狀態(tài)息息相關，因此在一定程度上小型農田水利設施的真實狀況可通過農戶的態(tài)度進行真實、客觀的反映，其看法和抬舉具有一定的參考價值。據此，文章采用隨機調查抽樣的方式對研究區(qū)域農戶的需求及其現狀進行了統計和分析。其中參與問卷調查和探訪的農戶共560戶，有效樣本數約532個，問卷調查有效率達95%以上。

2 小型農田水利設施需求基本問題

針對海城市小型農田水利設施調研數據結果，文章將其需求存在的主要問題歸納為以下幾個方面，分別展開詳細介紹。

2.1 差異性需求

不同農村地區(qū)的資源稟賦、生活環(huán)境對農村居民的生活態(tài)度和生活方式造成不同程度的作用影響，不同區(qū)域特征與外界發(fā)生作用的影響程度存在一定的差異，并因此造成不同社區(qū)間居民的需求偏好存在差異。并且，各區(qū)域的財政支出數量與結構隨著區(qū)域經濟發(fā)展不平衡作用影響而存在較為顯著的差異，因此使得在不同地區(qū)農戶享有水利設施的質量和數量存在一定差異。另外，小型農田水利設施的支付意愿和需求傾向于農民自身特征如收入水平、職業(yè)狀態(tài)、文化程度等因素密切相關；此外，區(qū)域小型農田水利設施需求類型和數量同樣受地理位置、氣溫、狀態(tài)、土壤類型等參數作用影響。不同區(qū)域水資源需求對小型農田水利設施存在差異，并且水資源的需求與各區(qū)域種植經濟作物，而且當地的實際狀態(tài)和具體條件決定了小型農田水利設施的基本需求，因此不同區(qū)域對農田水利設施的需求存在一定的差異。

2.2 需求未得到滿足

調查結果顯示，453家農戶即85.2%的農戶認為小型農田水利設施需要增加，而對此觀點持相反態(tài)度的農戶占14.5%，由此表明未充分滿足水利設施的需求。依據海城市小型水利設施始建時間和運行實際狀況，海城市政府及水利部門每年都會新建水利設施，其中陳舊設施往往由新建設施而被廢棄使用，然而此部分設施功能和狀態(tài)仍滿足相關使用要求。陳舊設施由于使用年限過長、維修管理不到位等因素作用，其效用和使用效率較低。所以，盡管海城市被認為是農田水利設施重點治理區(qū)域，并且在近年來大量財政資金被爭取投入至建設管理中，但是在調查詢問過程中僅有25.1%農戶認為設施能夠符合正常供水要求，而認為偶爾能正常供水的占68%以上，即大部分農戶認為設施不能滿足正常供水要求，其中少量農戶認為設施經常性不能滿足正常供水要求。因此可知，以灌溉設施為主的新修建水利設施能夠給農戶帶來效益，并存在少部分陳舊設施需要及時修繕[2]。

2.3 需求偏好表達缺乏

依據上述分析結果，盡管水利設施的需求得不到充分滿足但農戶對其偏好及其需求很難進行較好的表達，即農戶的需求偏好存在表達缺乏[3]。據此文章進行了統計調查，結果表明8.5%的農戶即調查樣本中有45家農戶認為對此狀況會向相關組織或村里反映；存在91.5%的農戶對于水利設施修建與維護的觀點和看法并不愿意向上級反映。通過對其不愿意表達需求的影響因素進行調查如圖1所示，結果顯示46%的農戶認為自己沒必要進行專門反映，會有人向上級進行反映；而22%的農戶認為即使自己反映了也發(fā)揮不了多大作用；并且有25%的農戶認為雖然自己想向上級部分反映但不知道或不清楚向誰去哪里反映；存在極少數農戶認為水利修建與自己關系不大，該行為是政府的事情。

圖1 需求偏好表達缺乏的原因統計結果

3 影響因素分析

3.1 模型的選取

文章對農戶調查數據采用Logit二元離散選擇模型并結合前人研究結果進行分析，考慮到LPM擬合可出現大于1或小于0的概率，而水平值以偏效應的形式通常是保持不變的，因此對調查數據采用Logit模型進行對比分析較為合適。農戶對小型農田水利設施需求的影響因素采用Logit二元離散選擇模型進行分析研究。假定被解釋變量為1或0時分別代表農戶需要或不需要增加水利設施，其模型表達式如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+β8X8+μ

(1)

式中，μ—殘差項。

3.2 變量定義及假設

該研究對農戶需求意愿的影響因素利用Logit模型進行探討和分析，通常情況下國內外學者認為家庭特征及個人如家庭純收入、就業(yè)類型、種族、年齡、就業(yè)情況、性別等為公共產品需求影響變量，并且應對上述變量進行顯著性估計。所以，小型農田水利設施的需求主要受家庭特征、農戶個人等作用影響[4]。研究為評價農戶個人及家庭特征在問卷調查中設定了家庭人口、年均收入、農民年齡、受教育程度、家庭可灌溉面積等指標進行表征；并認為農田水利設施的正向需求影響指標為灌溉面積、受教育年限、農業(yè)勞動人口比例、家庭人均收入等，而家庭灌溉繳費可對農田水利設施有負面影響；年齡指標對農戶的需求存在不確定性[5]。并且，農戶對水利設施的需求行為受農民所在村莊水利設施的運行現狀的約束作用，如農民的需求意愿可隨著水利設施失修年限及損壞程度的增大而逐漸強烈。

結合態(tài)度行為理論可知，農戶的一些心理因素可對其經濟活動或行為產生間接或直接的影響，其中信息認知、農戶態(tài)度和結果判斷等為農戶的主要心理因素。農田水利設施的評價和看法可依據農戶的態(tài)度進行判別并且農戶的態(tài)度與農戶的需求意愿密切相關，農戶對該水利設施產品的需求可隨積極正面的態(tài)度而增大，而設施產品的需求意愿則隨消極負面的態(tài)度而減少[6]。由此可知，一個正面、積極的態(tài)度即農戶認為水利設施可促進自己的農事活動并帶來效益時，那么農戶在此心理狀態(tài)下便可認同對其需求。

農戶是否需要增加水利設施作為因變量并以Y進行表征，而農戶態(tài)度、家庭特征、農戶個人作為揭示變量，所建立的Logit模型各變量特征見表1。

表1 Logit模型變量特征

3.3 描述性系統分析

由調查結果可知，農戶對水利設施持需求意愿態(tài)度的有453家占總調查數量的85.2%，而對此觀點持相反態(tài)度的農戶占13.1%。由此表明對水利設施的需求農戶的態(tài)度存在一定差異，因此對小型農田水利設施需求意愿的影響因素有必要做進一步的研究和探討[7]。

依據海城市農戶年齡結構實際狀況和相關研究資料可將其年齡劃分為4個階段，問卷調查按照60歲以上、40～59歲、20～39歲、20歲以下4個階段進行統計，結果表明針對上述各階段的調查對象年齡分別為35人、280人、172人和45人，20～59歲人群為主要調查詢問對象。

農戶需求意愿在不同文化程度農戶的分布狀況見表2，調查對象平均受教育程度為11年，為便于對比分析需求意愿與受教育程度之間的作用關系，文章將其受教育年限劃分為4個組，即0～6a為小學及以下、7～9a為初中、10～12a為高中、大于12a為大學及以上。由調查結果可知，農戶希望增加設施建設的意愿隨教育程度的增大而提高。

文章按家庭人均收入將樣本農戶分布并以此對農戶需求意愿可能存在的影響因素進行研究探討，結合研究區(qū)域收入水平實際狀況可將其收入水平劃分為4個組邊，即1萬元以下、1～2萬元、2～3萬元以及3萬元以上。在不同收入水平條件下農戶的分布狀況統計結果見表3，由表3可知在收入水平條件下有需要增加意愿的農戶數在各組范圍內呈逐漸增加的趨勢，然而需求意愿與收入水平的變化趨勢不僅相同，其原因主要與在1～2萬收入的農戶其農業(yè)收入為家庭的主要來源因此其需求相對較為強烈。文章采用收入變量的對數進行分析以此消除異常統計數據的敏感性[8]。影響物品需求的關鍵性因素為價格，因此文章選取農戶繳納的灌溉作為價格變量進行統計分析[9]。依據調查結果，農戶耕地灌溉繳納的最高費用和平均費用分別為960元和120.6元，文章結合海城市實際狀況將灌溉費用劃分為3個分類標準，即200元以上，100～200元和100元以下進行農戶灌溉費用對需求意愿的影響，在上述分類標準條件下農戶認為需要增加支出的比例分別占91.5%，90.6%和70.2%。由此可知，農戶對小型農田水利設施的需求隨農戶年均繳納灌溉費用的增大而不斷降低[10]。

表2 不同文化程度的農戶需求意愿分布

3.4 模型結果及解釋

文章采用逐步回歸法對Logit模型數據進行處理，其具體過程為對回歸方程輸入所有參數變量，然后對其回歸系數進行顯著性檢驗，在不顯著變量檢驗過程中剔除對t值最小的變量，然后對回歸方程進行再次擬合并進行檢驗，當方程估計系數表現出顯著性時方法停止擬合，模型1和模型2分別代表初次估計和不顯著變量再次歸回驗證結果，見表3。

由模型2估計結果可知，人均收入、設施運行狀態(tài)、年繳費費用、農戶態(tài)度以及教育年限的顯著性水平與之前的假設保持良好的一致性，即具有5%的顯著性水平。模型計算結果可分為以下幾個方面。

(1)農戶對農田水利設施的需求與農戶受教育程度呈正相關性。在農戶個體特征中農戶的受教育年限與其需求為顯著變量而與年齡變量的關系作用不大。回歸系數為正則代表農戶的需求意愿與其受教育年限為正相關性，農戶對水利設施的需求概率在教育年限增大1a時可提高20.6%。

表3 Logit模型估計結果

(2)農戶需求與家庭收入呈負相關性。模型驗證結果顯示，農戶需求與家庭收入為1%的顯著性水平且變量系數為負。依據區(qū)域實際狀況，在一定的人均收入水平條件下，農戶對水利設施的需求隨收入水平的提高而呈現降低趨勢，其原因為在高收入水條件下農戶家庭收入的多元化來源降低了農戶對其需求依賴。

(3)農戶需求意愿與年繳納灌溉費用呈負相關性。模擬結果顯示，農戶需要增加水利設施的意愿隨年繳納灌溉費用的增大而減弱。考慮到設施的公共產品屬性，水利設施的投資費用可采用水費的方式進行分擔，因此農戶提高水利設施的需求意愿可隨所繳納費用的提高而降低[11]。

(4)農戶需求意愿與設施運行狀態(tài)呈正相關性。模型歸回結果顯示，設施運行狀態(tài)參數變量的系數為正，相對于設施不好區(qū)域的農戶需求概率對于良好地區(qū)其概率明顯增大，該現象與之前的預期存在一定差異。農戶對水利設施的需求在其運行狀態(tài)良好時明顯增加，而對于設施運行狀態(tài)較差或常年失修的設施，農戶愿意對增加水利設施的需求意愿反而降低。其原因為，農戶可在運行良好的設施中獲取更多的收益，能夠充分認識其重要性。因此，農戶參與建設投入的意愿在設施運行狀態(tài)良好時更加強烈，相反其意愿反而降低。

(5)需求意愿與農戶態(tài)度具有顯著相關性。影響農田水利設施需求的關鍵性因素為農戶態(tài)度，若農戶認為水利設施對農事具有較大促進作用，可以增產增收，則其需求意愿可明顯增大。所以，加強宣傳教育并從內心和本質上讓農戶認同水利設施的重要性是提高農田水利設施建設投勞投資的關鍵性因素[12]。

4 結論

文章以遼寧省海城市小型農田水利設施為例，通過實地調研對其需求存在的問題和現狀進行了總結和分析，并對其需求影響因素利用Logit模型進行分析和探討。

農戶對水利設施需求的差異隨市場經濟與技術的不斷發(fā)展和完善而日益顯著，盡管每年對水利設施的投資不斷增大，而農戶對其需求在實際上并未得到充分滿足。農戶對小型農田水利設施需求偏好在客觀需求表達渠道不暢、政府供給不信任、表達需求不通等因素影響下而表現出缺乏狀態(tài)。通過建立Logit模型并結合調研數據結果，研究表明農戶對小型農田水利設施的需求意愿與人際收入、教育程度、灌溉繳納費用、農戶態(tài)度等因素呈顯著相關性。并且，農田水利設施的正向需求影響指標為受教育年限、農戶態(tài)度、設施運行狀態(tài)，農戶對水利設施需求意愿隨文化程度的提高、運行狀態(tài)越好以及認同感的增大而逐漸強烈。農戶需求意愿與年灌溉繳費和人均收入等指標具有負相關性。