汪文雄，楊鋼橋，李進(jìn)濤

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)土地管理學(xué)院，湖北 武漢 430070；2.湖北工業(yè)大學(xué)土木工程與建筑學(xué)院，湖北 武漢 430068）

農(nóng)地整理可實現(xiàn)糧食增產(chǎn)、農(nóng)民增收、農(nóng)業(yè)增效，是推進(jìn)新農(nóng)村建設(shè)、解決“三農(nóng)”問題的重要措施。項目竣工后對農(nóng)田水利、田間道路、防護(hù)林、電網(wǎng)等設(shè)施進(jìn)行管護(hù)是農(nóng)地整理后期的重要工作，但目前普遍存在著“重前期建設(shè)、忽視后期管護(hù)”的現(xiàn)象［1-2］。農(nóng)地整理項目后期管護(hù)應(yīng)遵循“誰受益、誰負(fù)責(zé)”原則［2］，作為項目的直接使用者與受益主體，農(nóng)戶有責(zé)任和義務(wù)參與后期管護(hù)。筆者在實地調(diào)研的基礎(chǔ)上研究影響農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)意愿的因素，為土地主管部門制定農(nóng)地整理后期管護(hù)政策提供參考。

1 理論模型構(gòu)建與計量方法選擇

1.1 理論模型構(gòu)建

農(nóng)戶參與農(nóng)地整理后期管護(hù)并非單純追求自身短期利益的結(jié)果，而是受主客觀等多種因素的影響。在已有研究［3-7］和調(diào)研基礎(chǔ)上，對這些因素進(jìn)行系統(tǒng)的總結(jié)和歸納，選取5組共25個指標(biāo)作為自變量進(jìn)入模型（表1）。農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)意愿的計量模型可歸納為：

式1中，Y表示農(nóng)戶參與意愿（取值為1和0，“愿意參與”為1、“不愿意參與”為0）；ε表示隨機(jī)干擾項。

1.2 計量方法的選擇

農(nóng)戶參與意愿只有愿意、不愿意兩種情況，因變量為0—1型變量，采用二元Logistic回歸分析模型并通過最大似然估計法對回歸參數(shù)進(jìn)行估計［8］。假設(shè)農(nóng)戶Xi對后期管護(hù)選擇愿意參與的概率為Pi，則1-Pi為不愿意參與概率，則Logistic回歸方程如下（β為待估參數(shù)）：

2 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2008年12月至2009年3月對湖北鄂州市、漢川市及湖南華容縣實地調(diào)研數(shù)據(jù)。依據(jù)典型抽樣原則在上述市縣選擇9個行政村，隨機(jī)調(diào)查26個村民小組257個農(nóng)戶，總樣本257份，有效樣本239份。

2.2 描述性統(tǒng)計分析

（1）農(nóng)戶對項目后期管護(hù)的總體滿意程度。調(diào)查表明，農(nóng)民對農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的現(xiàn)狀表示不滿意，其中不滿意和很不滿意的累計達(dá)到63.59％，僅有36.41％被調(diào)查農(nóng)民表示滿意或一般（表2）。對涉及農(nóng)地整理項目耕地、機(jī)耕道路、人畜通行道、泵站及電網(wǎng)設(shè)施、溝渠、農(nóng)田防護(hù)林、生態(tài)綠化等7個具體項目的滿意度進(jìn)行統(tǒng)計分析，可發(fā)現(xiàn)，被調(diào)查的農(nóng)民除對耕地管護(hù)的滿意比例較高，達(dá)48.08％外，對其他6項的滿意比例均較低（表3）。

（2）變量定義及農(nóng)戶參與意愿統(tǒng)計描述。在有效樣本中，愿意參與農(nóng)地整理后期管護(hù)的農(nóng)戶有112人，不愿意參與的有127人。被調(diào)查農(nóng)民的主體特征為年齡40—59歲、初中文化、務(wù)農(nóng)、對后期管護(hù)有些了解（表4—8）。

據(jù)分析可知，農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的意愿與農(nóng)民特征、農(nóng)戶家庭特征、村莊特征、項目及項目外部環(huán)境特征有較密切關(guān)系。從農(nóng)民特征看，年齡越大、戶主受教育程度越高、當(dāng)前務(wù)農(nóng)，參與意愿越強(qiáng)。從農(nóng)戶家庭特征看，勞動力非農(nóng)就業(yè)比率越低、耕地面積越大、家庭農(nóng)業(yè)收入所占比例越高，則參與意愿越強(qiáng)；農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目前期工作的程度越高，后期管護(hù)參與意愿也越強(qiáng)烈。從村莊特征看，村干部管護(hù)工作的態(tài)度越積極，本村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，農(nóng)戶參與意愿就越強(qiáng)。從項目特征看，項目決策程序透明度越高、管護(hù)資金來源越充分、后期宣傳越到位，農(nóng)戶參與意愿越強(qiáng)。從項目外部環(huán)境特征的影響看，后期管護(hù)組織越健全、權(quán)責(zé)越明確、管護(hù)內(nèi)容越完善、政府越重視，農(nóng)戶參與意愿越強(qiáng)。

表2 農(nóng)民對農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的總體滿意程度Tab.2 The overall degree of the satisfaction from farmers on the FMM of LCPs

表3 農(nóng)民對農(nóng)地整理后期管護(hù)主要項目的滿意程度Tab.3 The satisfaction degree of the farmers on themajor projects in FMM of LCPs

表4 不同特征的農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的意愿Tab.4 The willingness of different farmers to participate in FMM of LCPs

表5 不同特征的農(nóng)戶家庭參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的意愿Tab.5 Thewillingness of different farmer households to participate in FMM of LCPs

表6 不同村莊特征的農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的意愿Tab.6 The willingness of farmer households from different villages to participate in FMM of LCPs

表7 項目特征對農(nóng)戶參與意愿的影響Tab.7 The influence of project character on the willingness of farmers to participate

3 模型估計與計量結(jié)果分析

本文運用SPSS 13.0軟件對239個農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行Logistic回歸處理，處理過程中采用Stepwise方法［8］，得出估計結(jié)果（表9）。從模型的擬合優(yōu)度檢驗看，Cox＆Snell R Square與Nagelkerke R Square的值分別為0.549和0.617，可見模型整體擬合效果良好。通過對模型變量的回歸系數(shù)、顯著性概率等考察，將影響農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)意愿的因素及其影響歸納如下：

表8 項目外部環(huán)境對農(nóng)戶參與意愿的影響Tab.8 The influence of external conditions of LCPs on the willingness of farmers to participate

（1）戶主的文化程度、農(nóng)戶對后期管護(hù)的認(rèn)知程度、后期管護(hù)組織的健全程度及后期管護(hù)的宣傳對農(nóng)戶參與意愿有顯著影響。上述4個變量的系數(shù)估計值均以5％的顯著水平通過檢驗，且系數(shù)符號全為正，表明在其他條件不變的情況下，戶主文化程度越高、被調(diào)查農(nóng)民對后期管護(hù)問題認(rèn)識越深刻、后期管護(hù)組織越健全、后期管護(hù)宣傳工作做得越好，農(nóng)戶的參與意愿越強(qiáng)。因為文化程度越高的農(nóng)戶，對新知識及新問題的認(rèn)識與理解能力較強(qiáng)，對農(nóng)地整理項目后期管護(hù)重要性的認(rèn)識較深，參與的意愿較強(qiáng)。同時，農(nóng)地整理項目后期管護(hù)是一項系統(tǒng)工程，涉及到廣大農(nóng)戶、村民小組及行政村的利益，要做好這項工作，單憑少數(shù)農(nóng)戶是很難的，必須要有相對健全的后期管護(hù)組織領(lǐng)導(dǎo)。此外，各級政府主管部門加大對后期管護(hù)的宣傳，使農(nóng)戶更好地理解后期管護(hù)的意義，提高干部和農(nóng)戶的重視程度，才能更積極地參與進(jìn)來。模型估計結(jié)果與問卷統(tǒng)計結(jié)果一致。

（2）勞動力非農(nóng)就業(yè)比例對農(nóng)戶參與意愿具有負(fù)向影響。模型中該變量估計系數(shù)以5％的顯著水平通過檢驗，且系數(shù)符號為負(fù)，這意味著勞動力非農(nóng)就業(yè)比例越大，農(nóng)戶參與意愿越弱。因為農(nóng)戶勞動力非農(nóng)就業(yè)比例越高，其家庭對耕地依賴性也越弱。這與問卷統(tǒng)計的結(jié)果基本一致。

表9 Logistic模型估計結(jié)果Tab.9 Results of the Logistic model regression

（3）農(nóng)戶耕地面積、后期管護(hù)資金來源對農(nóng)戶參與意愿具有正向影響。模型中上述兩變量的估計系數(shù)均以1％的顯著水平通過檢驗，且系數(shù)符號為正，這意味著農(nóng)戶的耕地面積越大、后期管護(hù)資金來源越充足，農(nóng)戶參與意愿越強(qiáng)。因為農(nóng)戶的耕地面積越大，其家庭收入中農(nóng)業(yè)收入所占的比重也越大，而農(nóng)地整理項目“重建設(shè)輕后期管理”導(dǎo)致項目使用不久就出現(xiàn)溝渠堵塞、泵房設(shè)施盜毀、道路橋梁損壞、防護(hù)林毀壞等現(xiàn)象，直接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，使得耕地面積越大的農(nóng)戶對上述現(xiàn)象越感不安，就越希望參與后期管護(hù)盡量避免或減少上述損壞現(xiàn)象。此外，農(nóng)地整理后期管護(hù)需要投入一定資金，各級政府受財力限制投入資金嚴(yán)重不足，需依靠各方力量多渠道籌集資金。模型估計的結(jié)果與統(tǒng)計結(jié)果一致。

（4）項目前期農(nóng)戶參與程度、項目管護(hù)監(jiān)督檢查機(jī)制對農(nóng)戶參與意愿有顯著影響。上述兩變量的估計系數(shù)均以10％的水平通過顯著性檢驗，且系數(shù)符號為正，表明其他條件不變的情況下，農(nóng)戶在項目前期參與度越高、項目管護(hù)監(jiān)督檢查機(jī)制越健全，參與意愿越強(qiáng)。農(nóng)地整理項目各階段的工作都需要農(nóng)戶的積極參與和配合，如項目前期可行性與立項決策階段、規(guī)劃設(shè)計階段及項目施工階段等，只有農(nóng)戶參與了前期工作才能真正掌握項目具體情況，認(rèn)識到農(nóng)地整理項目是造福于民的工程，才能增強(qiáng)其參與意愿。此外，后期管護(hù)還需要有監(jiān)督檢查的激勵機(jī)制確保后期管護(hù)效果，否則可能會導(dǎo)致后期管護(hù)流于形式，績效差的局面。模型估計結(jié)果與統(tǒng)計結(jié)果一致。

4 政策建議

實證研究結(jié)果表明農(nóng)戶戶主文化程度等9項因素對農(nóng)戶參與意愿有比較顯著的影響，筆者提出以下政策建議：（1）各級政府主管部門應(yīng)加大對農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的宣傳力度，有效倡導(dǎo)“工程管護(hù)、人人有責(zé)、人人受益”的觀念［2，9］，只有使農(nóng)戶對農(nóng)地整理后期管護(hù)的重要性、管護(hù)的內(nèi)容及制度等問題有充分的認(rèn)識，才能調(diào)動農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的積極性和主動性。（2）多渠道籌集后期管護(hù)資金，確保管護(hù)工作正常運行。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響農(nóng)戶參與后期管護(hù)的重要因素，但中國大部分農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后，僅靠村集體組織和農(nóng)戶集資很難解決后期管護(hù)資金的問題，因此必須建立多渠道的管護(hù)資金籌集制度。（3）建立健全農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的基層組織，建立以鄉(xiāng)鎮(zhèn)國土資源管理部門為領(lǐng)導(dǎo)，村委會為主導(dǎo)、專業(yè)管護(hù)人員參與的后期管護(hù)核心組織。管護(hù)的基層組織是農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的核心機(jī)構(gòu)，沒有這一健全組織的領(lǐng)導(dǎo)，項目后期管護(hù)的責(zé)任很難落實到位，農(nóng)戶參與的積極性也會受到影響。（4）健全農(nóng)地整理項目后期管護(hù)監(jiān)督檢查機(jī)制。在建立健全農(nóng)地整理項目后期管護(hù)的基層組織、明確相關(guān)部門和單位權(quán)責(zé)利的基礎(chǔ)上，建立有效的工程后期管護(hù)監(jiān)督檢查機(jī)制，構(gòu)建合理的績效評估體系與方法，制定獎懲措施，有效調(diào)動農(nóng)戶參與管護(hù)的積極性。

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