中国农田有效灌溉面积及其影响因素——基于6省286份问卷数据

徐晓鹏

(河南工业大学管理学院，河南 郑州 450001)

一、问题的提出

农田有效灌溉面积是指具有一定的水源，地块比较平整，灌溉工程或设备基本配套，在一般年景下能够正常进行灌溉的耕地面积。据水利部发布的相关数据显示，2009年我国农田有效灌溉面积占全国耕地总面积的48%，生产了占全国总产量75%的粮食和90%的棉花、蔬菜等经济作物[1]。由此可见，农田有效灌溉面积在我国农业生产中占有举足轻重的地位[2]。

十二五期间，我国投入2 万亿元进行农田水利基础设施建设，农田有效灌溉面积有所增加。然而，部分原有的农田有效灌溉面积在持续减少。1986年至 2004年我国年均已有灌溉面积减少量为81.81×104hm2，相当于每年减少一个都江堰灌区，占年均有效灌溉面积的1.60%[3-4]。柳长顺，刘印良等研究发现，导致农田有效灌溉面积持续缩减的因素主要包括工程设施损坏报废、机井报废、建设占地、退耕、自然灾害等[3-4]。李强、沈菊艳、周晓平、裴少峰等认为，提高农田有效灌溉面积必须重视社区因素的影响。社区参与能够发挥强大的力量，社区参与程度决定了小型水利工程的实施质量、效益和可持续性[5-9]。基于此，本研究从山东、河南、湖北、陕西、贵州和四川等六省分别选取一个以种植业为主、具有代表性的农村社区的农田灌溉面积作为研究对象，分析影响农村有效灌溉面积的因素，以为农村水利部门决策提供借鉴。

二、模型选择和变量选取

1．模型选择和变量选取

一般而言，灌溉系统直接决定农田灌溉面积的多寡。但笔者通过文献研究和实地调查发现，农户土地占有、社区组织功能、农户自身和家庭劳动力结构等社区因素对农田有效灌溉面积有着不同程度的影响，基于此，建立如下回归模型：

公式(1)中，P是指农田有效灌溉面积；F是指农户的土地占有情况，包括地块的数量、地块的平均面积和土地距离水源的距离等；G是指社区组织的功能状况，包括村委会的代表作用、村委会提供资金支持的能力和村委会的组织能力等；H是指农户自身的情况，包括农户对村委会的信任程度、农户的经济投入能力和农户间的合作能力等；L是家庭劳动力结构情况，包括外出劳动力人口数和从事农业劳动的人口数等。结合公式(1)和变量的选取情况，建立如下多元线性回归模型：

公式(2)中，y为农田有效灌溉面积；β0为多元回归常数，β1-β11为偏回归系数，其中，x1为地块的数量，x2为地块平均面积，x3为土地距离水源的距离，x4为村委会的代表作用，x5为村委会提供资金支持的能力，x6为村委会的组织能力，x7农户对村委会的信任程度，x8为农户的经济投入能力，x9为农户间的合作能力，x10为外出劳动力人口数，x11为从事农业劳动的人口数；ε为随机误差。

2．计量方法和变量说明

将农田有效灌溉面积作为被解释变量，其中，“1”表示“扩大”，“0”表示“缩小”，接下来，运用Binary Logistic回归模型进行分析，并通过所选取的11个解释变量的观测值来分析其与农田有效灌溉面积的关联。在此基础上，运用最大似然估计法对回归参数进行估计，分析解释变量的显著性，并通过变量的Wald统计量来判定每个自变量在回归方程中的重要性，该统计量越大，也就说明该变量越重要。

多元线性回归方程为：

对于Logistic 回归：

yi的概率函数为：

于是，yi的似然函数为：

对似然函数取自然对数：

接下来，采用最大似然估计法对参数值进行估计。表1 中列出了模型中所选取的11 个变量的定义和赋值及预期方向。

表1 变量解释与处理说明

三、数据来源与样本特征

1．数据来源

选取的农村社区分别为：山东A 村、河南B 村、湖北C 村、陕西D 村、贵州E 村和四川F 村(表2)。采用问卷调查和实地访谈相结合的方式对这6 个村农田有效灌溉面积变化情况进行深入调查。在问卷调查过程中，采用简单随机抽样的方式抽取样本，每个社区抽取样本50 个，共发放问卷300份。问卷回收率为100%，其中，有效问卷为286份，有效率为95.33%。

表2 有效样本分布情况(2012年)

实地调查发现，6 个农村社区的农田灌溉系统均是在人民公社时期集体修建的。这些灌溉系统对农作物产量的提高发挥了重要作用。然而，时至今日，只有四川F 村的农田灌溉系统保存比较完好，依然发挥着有效作用，而其余5 个社区的农田灌溉系统都遭到严重破坏，进而导致这些社区的农田有效灌溉面积持续缩减。统计显示：分田到户之后，尤其是20 世纪90年代前后，样本社区的农田有效灌溉面积平均缩减43.7%(表3)。

表3 样本区域农田有效灌溉面积统计表/亩

2．样本特征

调查问卷包括农户的土地占有情况、社区组织的功能状况、农户自身的情况和家庭劳动力结构情况等四个方面，结果显示：1)69.6%的农户拥有3 块以上的土地，最少也有2 块，平均拥有3 块；66.1%的农户的地块平均面积在1.5 亩以下，38.8%甚至不足一亩，所有地块的平均面积仅为1.249 亩；56.6%的农户的地块距离水源的距离都在500 米以上，平均距离为711.89 米。农户的这种土地占有情况增加了进行农田灌溉的困难。2)79.1%的农户认为村委会的代表作用在“一般及以下”，平均认为“介于一般和较弱之间”；所有农户都认为村委会提供资金支持的能力“较弱甚至完全没有”；74.1%的农户认为村委会的组织能力在“一般及以下”，平均认为“介于一般和较弱之间”。社区组织的这种被动状况很难在农田灌溉方面发挥原有的功能。3)67.2%的农户对村委会的信任程度在“一般及以下”，平均信任程度为“一般”；98.3%的农户的经济投入能力在“一般及以下”，平均“介于一般和较弱之间”；92.7%的农户的合作能力在“一般及以下”，平均介于“一般和较弱之间”。这种情况意味着单纯依靠农户自身的能力很难提高农田有效灌溉面积。4)93%的农户都至少有1 人外出打工，平均为1.59 人；99.7%的农户中从事农业劳动的人口数在2 人及以下，其中，79.7%为2人，14.7%为1 人，5.2%没有人从事农业劳动，平均为1.75 人(表4)。由此可见，农户的生计模式已经发生改变，他们不断外出打工，对农业生产重视程度下降，进而影响农田有效灌溉面积的提高。

表4 样本基本特征统计

相关变量描述性统计分析如表5 所示。

表5 样本基本情况统计及分析

四、计量结果与分析

运用SPSS16.0 统计软件对286份样本数据进行Binary Logistic 回归分析。在处理过程中，采用的是向后筛选法，即首先将所选择的11 个变量全部引入回归方程并进行显著性检验，在此基础上建立模型1。通过研究和分析发现，模型1 中，村委会提供资金支持的能力、村委会的组织能力和农户间的合作能力等三个变量的影响不显著。因此，先把这三个变量进行剔除，然后，再次拟合回归方程并进行显著性检验。结果显示，剩余的8 个变量均显著，在此基础上建立模型2。另外，模型1 和模型2 的拟合结果也均通过了1%水平上的显著性检验，说明两个模型的拟合效果都比较好。

表6 农田有效灌溉面积影响因素的回归分析结果

(1)地块的数量和土地距离水源的距离负向影响显著。地块的数量在模型1 中通过了5%水平上的显著性检验，在模型2 中通过了1%水平上的显著性检验；土地距离水源的距离在两个模型中则均通过了1%水平上的显著性检验，而且，这两个变量的系数均为负。地块的平均面积正向影响显著。该变量在两个模型中均通过了1%水平上的显著性检验，而且，其系数均为正。由此可以说明，地块数量越多，土地距离水源的距离越远，地块的平均面积越小，农田有效灌溉面积则会缩小。可能的原因是，家庭联产承包责任制实行以来，提高农业生产效率的同时，也导致了土地分割的细碎化[10，11]。如前所述，所调查的6 个村，农户拥有的地块比较细碎。这些地块一般都分布在不同的地方，相互之间的距离往往也比较远，有的离农户住所的距离也比较远。细碎化地块的田埂不仅浪费耕地资源，同时也不利于农田水利基本设施建设，导致有效灌溉面积缩小。此外，地块离水源比较远，增加了农民灌溉的难度，造成人力物力浪费，一定程度上影响了灌溉面积的扩大。

(2)村委会的代表作用正向影响显著。该变量在模型1 中通过了5%水平上的显著性检验，在模型2 中通过了10%水平上的显著性检验，而且，其系数均为正。这说明，若村委会的代表作用越大，农田有效灌溉面积则越可能扩大。村委会提供资金支持的能力和组织能力影响不显著。这两个变量在两个模型中则均没有通过显著性检验，这和笔者的预计不相符合。在大集体时代，我国建立了完备的抗大旱、排大涝的农田水利体系。大中型水利设施与农田良好对接，基本保证了农田灌溉的需要。改革开放至2002年农村税费改革前，农民除缴纳农业税和共同生产费，还要承担“两工”义务。村委会的作用主要是解决农村的公共事务，农田水利即重要事务之一。村委会靠“三提五统”、“劳动积累工”和“义务工”在农田水利方面发挥了较大作用。村组长负责本组的渠道清淤、工程维修、接水、开机、送水和收费等工作。因此，农田有效灌溉面积比较稳定。2002年以来，农业税和各种费用逐渐取消，以保障农田灌溉为主要目标之一的村委会丧失了收取税费的权利，无权、无力也无心问津农田水利，农田有效灌溉面积随之缩减。

(3)农户的经济投入能力正向影响显著。该变量在两个模型中均通过了5%水平上的显著性检验，而且，其系数均为正。由此说明，农户的经济投入能力越高，农田有效灌溉面积越大。农户是农田灌溉的直接受益者。水利是决定农户收成的关键因素，并且相对于气象和地质问题，水利问题是可以通过工程手段在一定程度上缓解、控制和解决的。与大中型水利对接、降低成本、提高产量、增加收入、降低生产风险和确保旱涝保收是农户最真切的愿望和利益所在。因此，在依靠集体无望的情况下，部分农户自掏腰包，自建微小水利，一定程度上扩大了农田有效灌溉面积。需要指出的是，调查发现，农户自建灌溉寿命短、成本高，机井用三至五年近半数失效。另外，无节制地开采地下水是不可持续的，尤其在干旱时节，更不具持续性和可靠性。

(4)外出劳动力人数负向影响显著。该变量在模型1 中通过了10%水平上的显著性检验，在模型2 中通过了5%水平上的显著性检验，而且，其系数均为负。从事农业劳动的人数正向影响显著。该变量在两个模型中均通过了1%水平上的显著性检验，而且，其系数均为正。由此可以说明，外出劳动力人数越多，农田有效灌溉面积越小。这是因为，第一，外出务工人数增加，农户家庭经济收入中打工收入比例越大[14]，农民对农业生产重视程度不断下降，势必逐渐忽视农田水利设施建设。第二，大量农村劳动力转移，无疑会增加投入和管理农田水利设施建设的机会成本，阻碍农民农田灌溉基础设施建设的积极性。

此外，农户对村委会的信任程度正向影响显著，而农户间的合作能力的影响不显著。农户对村委会的信任程度在模型1 中通过了1%水平上的显著性检验，在模型2 中通过了5%水平上的显著性检验，而且，其系数均为正。这表明，农户对村委会的信任程度越低，农田有效灌溉面积越小。农户间的合作能力在两个模型中则均没有通过显著性检验，这和笔者的预计不相符合。

五、结论及其含义

农户土地占有、社区组织功能、农户自身和家庭劳动力结构等四个方面的因素显著影响农田的有效灌溉面积。地块的平均面积越大、村委会的代表作用越强、农户对村委会的信任程度越高、农户的经济投入能力越强和从事农业劳动的人口数越多，越有利于增加农田有效灌溉面积。

提高我国农田有效灌溉面积必须突破体制本身的一些限制。当前，完全市场化的灌溉方式是不现实的，如果没有政府的全面支持，农田灌溉面积是很难自主增加的。更为重要的是政府要加强对农民的引导和帮助，重新回到“协助者”的位置上，不断提高农民自身的自主性和合作能力。必须从农户的需求入手，加强村委会的代表作用，推动土地流转和成立农民用水户协会，不断提高农田有效灌溉面积，解决其“最后一公里”问题。

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