农地整理对农户农地投入意愿的影响研究——基于农地整理区域农户问卷调查的实证分析

徐玉婷，杨钢桥

(1.安徽师范大学国土资源与旅游学院，安徽芜湖241000;2.华中农业大学土地管理学院，武汉430070)

0 引言

目前，有关政策制度对农户农地投入影响的研究多侧重于土地产权制度对农户投入行为的影响上，而且集中在地权稳定性的直接效应和间接效应上[1-7]。近年来，在建设社会主义新农村、解决“三农”问题的过程中，我国新的农业政策不断出台，如农业税的取消、农业生产补贴的发放、耕地保护制度的变革、国家对农业直接投资的增加等。国内学者对这些农业政策本身及其绩效进行了较多的研究[8-10]，但是针对政策对农户投入行为影响的研究较少。

刘承芳等[11]用江苏省1993—1999年300户农户的微观调查数据，对“基层社区的基础设施对农户私人的农业生产性投资有何作用”进行初步探讨，结果表明，农村公共事业发展尤其是农村通讯事业的发展是影响农户农业生产性投资的重要因素。陈铭恩等[12]在分析农户农业投资主要因素时，指出农田水利等农村公共投资存量的不足是导致农业投资边际收益不断下降的主要原因，把农户农业生产性投资的研究延伸到农村公共投入视角。

自2001年国土资源部下达首批国家投资农地整理项目以来，农地整理已在全国范围内蓬勃展开，迄今已有10年的历史。国家投入资金进行以土地平整、农田水利、田间道路和农田防护等工程建设为主要内容的农地整理，大大改善了农业生产条件，因此可将农地整理视为公共投入产品。该公共投入产品会对农户的农地投入已经产生什么影响或将产生什么影响?对此问题，学术界目前还没有给出令人满意的答案。农户是农业生产最重要的微观主体，只有从农户这一微观角度来分析，才能真实、直观地反映农地整理项目的效果。因此，本研究从农户微观主体的视角讨论农地整理对农户农地投入行为的影响，为完善农地整理政策提供科学依据。

1 数据来源

湖北省是农地整理开展较早的省份之一，武汉市、鄂州市和咸宁市是湖北省目前农地整理项目较多、成效较好的地区。鉴于此，本研究选择鄂州市鄂城区的杜山镇和长港镇、鄂州市华容区蒲团乡、武汉市江夏区法泗镇、咸宁市嘉鱼县潘家湾镇作为调查区域。课题组于2010年12月组织本专业的博士生、硕士生和本科生10余人到上述乡镇进行问卷调查。本次调查采取随机抽样和访谈式问卷调查方法。本次调查共收回有效问卷188份，其中鄂城区98份，华容区24份，江夏区63份，嘉鱼县3份(表1)。

2 农户农地投入的影响机理分析

要分析农地整理对农户农地投入的影响，首先应分析农户对农地整理的态度。态度在一定条件下可以转化为具体的行为，行为是外化了的态度。农户对农地整理的认知、判断直接影响着农户参与农地整理的主动性，而这一主动性又关系到项目竣工后农户的农地投入、生产经营行为，并最终影响到农业产出水平。农地整理对农户农地投入行为影响的机理见图1。

表1 样本构成Tab.1 Constitution of samples

农户接受有关媒体、地方政府对农地整理的宣传和观察临近地区农地整理项目的效果后，对农地整理政策的目的、内容与功能产生自己的认识，进而对农地整理项目实施之后的产量、成本、收入的变化形成预先判断;而农户对农地整理项目的预期与农地整理项目最终的实施效果的差异会影响到农户农地投入行为。如果农户对农地整理项目的满意度高，即实际情况优于预期，则农户会产生积极的行为响应;如果农户对农地整理项目的满意度低，即实际情况劣于预期，则农户会产生消极的行为响应。

3 农户农地投入意愿模型建立

3.1 变量选择

图1 农地整理对农户农业生产投入行为的影响机理Fig.1 The influencing mechanism of farmland consolidation on rural households’agricultural production behavior

本模型设计的目的就是为了衡量农地整理对农户农地投入意愿的作用方向和作用程度。被解释变量采用农户流动资本投入意愿和固定资本投入意愿。

自变量根据有关文献研究结果[13-15]和调查区域的实际情况分为3组。第一组有2个变量，即“农户对农地整理的满意度”和“农户对农地整理的参与度”。第二组是控制变量，包括5个变量①这5个控制变量是通过反复的数据分析从12个相关变量中筛选出来的，它们对被解释变量(投入意愿)有影响，同时与要考察的自变量(农户对农地整理满意度和参与度)也有相关性。:“户主年龄”、“户主受教育程度”、“兼业类型”、“家庭土地规模”、“农产品价格”。加入这些控制变量的原因是为了排除年龄、教育程度、非农收入、家庭土地资源禀赋和农产品市场价格差别对农户农地投入意愿的影响，从而能更准确地估计农户对农地整理满意度和参与度本身对农地投入意愿的影响程度。第三组自变量是交互作用项，它们是为了检验是否存在满意度、参与度与控制变量的交互作用，即分别讨论在户主年龄、受教育程度、兼业类型以及其家庭土地规模、面临农产品市场价格不同等情况下，农地整理对农户投入意愿的影响是否有所不同。下文将重点考察第一组变量和第三组变量，所有变量均为2项分类变量，按0，1编码，变量具体说明见表2。

3.2 模型设定

Logistic回归模型是研究定性变量与它们的影响因素之间关系的有效工具之一。模型中被解释变量只有2种选择，即事件发生与否分别用1或0表示。在本研究中，当农户有农地投入意愿时用1表示，反之用0表示。为了检验农户农地投入意愿的影响因素，本研究建立了投入意愿影响因素的二元选择模型，应用188户农户样本进行了分析。Logistic回归模型具体形式为:

式中:P为农户农地投入发生的概率;a，bi为回归系数;xi为影响因素。

4 模型运行与结果分析

4.1 模型运行

运用SPSS13.0对数据进行Logistic回归分析。在分析中，采用逐步向后回归(backward stepwise:Wald)的方法进行变量筛选，并采用-2对数似然值、Cox和Snell的R2和Nagelkerke的R23个参数进行模型的整体检验[16]。通过软件运行得到整体运行效果以及模型参数如表3和表4所示。

表2 变量及其说明Tab.2 Description of variables

表3 被解释变量为WCCI的逐步回归结果Tab.3 The result of stepwise regression analysis when the dependent variable is WCCI

表4 被解释变量为WFCI的逐步回归结果Tab.4 The result of stepwise regression analysis when the dependent variable is WFCI

从模型的整体检验效果来看(表3，表4)，两个方程-2对数似然值分别达到了174.264和81.450，模型拟合度较好;Cox和Snell的R2值达到了0.266和0.612，而Nagelkerke的R2值达到了0.375和0.817，说明模型的拟合效果较好。

4.2 结果分析

(1)农地整理对农户流动资本投入意愿和固定资本投入意愿的影响存在差异。从表3、表4的回归结果来看，解释变量之一的农户对农地整理的满意度是影响农户农地流动和固定资本投入意愿的关键因素。农户对农地整理的满意度与农户流动资本投入意愿呈负相关(回归系数为-1.075)，表明农户对农地整理的满意度越高，其流动资本投入意愿越低。农户对农地整理的满意度与农户固定资本投入意愿呈正相关(回归系数为5.396)，表明农户对农地整理的满意度越高，其固定资本投入意愿越高。同时，从回归系数绝对值可以看出，农户对农地整理的满意度对固定资本投入的影响要高于对流动资本投入的影。

经过以上分析发现，农地整理抑制了农户流动资本投入的意愿，强化了农户固定资本投入意愿，且农地整理对固定资本投入意愿的作用较流动资本更强烈。究其原因，科学合理的农地整理项目改良了农业生产条件，比如道路网络的配套和田块归并，为农户使用农业机械等提供了必要的条件，故农户固定资本投入意愿增强;另一方面，农地整理这一公共投入替代了农户私人部分投入，比如沟渠路的完善降低了农户水费、运费的投入。实证结果符合调查的实际情况。而农地整理的另一个解释变量参与度未直接进入回归方程，将在下文中讨论它与控制变量的交互作用。

(2)家庭土地规模对农户农地投入的意愿有影响，而且农地整理对农户农地投入意愿的影响因土地规模的差异而有所不同。从表3来看，家庭土地规模与农户农地流动资本投入意愿呈正相关(回归系数为2.958)，说明土地规模大的农户偏向于增加流动资本投入。从表3、表4可见，家庭土地规模与农户对农地整理的满意度和参与度都存在交互作用:在流动资本投入意愿方程中交叉项(家庭土地规模×参与度)回归系数为负值，表明参与度对农地投入的决定性在土地规模大的农户中较弱，可能的原因是土地规模大的农户倾向于增加流动资本投入而参与度高的农户倾向于减少流动资本投入;在固定资本投入意愿方程中，交叉项(家庭土地规模×满意度)为正值，表明满意度对农地投入的决定性在土地规模大的农户中较强，对农地整理项目满意且土地规模大的农户增加固定资本投入的意愿尤其强烈。

(3)户主年龄对农户农地投入的意愿有影响，而且农地整理对农户农地投入意愿的影响因年龄不同而有所差异。户主年龄对农户流动和固定资本投入意愿皆有影响(回归系数分别为-2.286和-2.125)，户主年龄越高，其农地投入意愿越低。在固定资本投入意愿方程中，交叉项(户主年龄×参与度)回归系数为负值，说明农户对农地整理的参与度对农地投入的影响在老龄农户中较弱。究其原因，老龄农户改变现状的意愿不强，操作农业机械困难，农地整理促进农业生产机械化的作用被消弱。

(4)兼业类型对农户农地投入的意愿有影响，而且农地整理对农户农地投入意愿的影响在不同兼业类型农户中存在差异。从表3看出，第二类兼业农户增加流动资本投入的意愿较强(回归系数1.030)，可能的原因是第二类兼业农户倾向于使用生产资料替代精耕细作。同时，从表3得到交叉项(兼业类型×参与度)回归系数为负值，说明农户对农地整理参与度对农地投入的影响在第二类兼业农户中较弱，农地整理节省流动资本的效果在纯农户和第一类兼业农户会更明显。

5 研究结论和政策启示

农户对农地整理的满意度是影响农户流动资本投入和固定资本投入的关键因素，农户对农地整理的满意度越高，其流动资本投入意愿越弱，固定资本投入意愿越强，且农地整理对农户固定资本投入意愿的作用较流动资本更强烈。因此，在今后的农地整理中，应充分尊重农民意愿，建立农民全程参与农地整理的机制，扩大农民参与农地整理的广度和深度。

农地整理的效果在不同家庭土地规模、不同年龄和不同兼业类型农户中有所差异，家庭土地规模大、非老龄、纯农户以及第一类兼业农户的固定资本投入意愿更强。所以，应建立完善的土地流转机制，鼓励土地向种田大户流转。一方面，应逐步完善农村最低生活保障和养老保障制度，弱化土地的保障功能，同时，积极发展乡镇企业和乡镇经济，就地转移农村剩余劳动力;另一方面，政府应加强对广大农民特别是种田大户的农业科技培训，强化产前、产中和产后服务，推进农业规模化、机械化的发展。

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