王廣深，吳心翔，廖小梅，賴碧妃

(1.華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州 510642;2.中南財經(jīng)政法大學財稅學院，湖北武漢 430074)

農(nóng)田水利設(shè)施是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，對農(nóng)業(yè)增效、農(nóng)民增收、發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟、改善農(nóng)村水環(huán)境具有重要影響，關(guān)乎農(nóng)民的切身利益［1]。然而，長期以來，政府對農(nóng)田水利投入不足，再加上農(nóng)村稅費改革后取消“兩工”(農(nóng)村義務(wù)工和勞動積累工)，農(nóng)民對農(nóng)田水利投入急劇減少，造成農(nóng)田水利建設(shè)欠賬過多。近年來，政府對農(nóng)村農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)投資逐漸增加，但農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)的投資意愿不高，農(nóng)田水利建設(shè)投資不足的格局難以打破，從而制約了農(nóng)田水利建設(shè)的發(fā)展［2]。因此，通過對粵西、粵北、珠三角和粵東303戶農(nóng)戶實地問卷調(diào)查，并利用二元Logistic模型對廣東省農(nóng)民對農(nóng)村水利設(shè)施投資的意愿及影響因素進行分析，尋找導致農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿低下的原因，并提出激發(fā)農(nóng)民對農(nóng)田水利的投資熱情，提高農(nóng)民的投資意愿的措施，以調(diào)動農(nóng)民農(nóng)田水利建設(shè)積極性，促進我國農(nóng)田水利跨越式發(fā)展，為國家糧食安全、經(jīng)濟安全、生態(tài)安全和國家安全提供保障。

1 調(diào)查數(shù)據(jù)來源及說明

本文采用的數(shù)據(jù)來源于本課題組于2012年1月至3月對廣東省珠江三角洲、粵北、粵東、粵西四大區(qū)域的農(nóng)戶調(diào)查，為確保此次調(diào)查能真實反映廣東省農(nóng)民對農(nóng)村水利設(shè)施投資意愿及其影響因素，調(diào)查組按照隨機抽樣，力求使被調(diào)查農(nóng)戶具有普遍性和代表性。根據(jù)各地農(nóng)田水利設(shè)施的特點，在每一大區(qū)域隨機地選擇2市，每市隨機地選擇2個縣(區(qū))，每市縣(區(qū))隨機地選擇2鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機地選擇2村，每村隨機地選擇10戶農(nóng)戶，共4大區(qū)域8市16縣(區(qū))32鄉(xiāng)鎮(zhèn)320戶農(nóng)戶進行調(diào)查。調(diào)查方式是:對農(nóng)戶發(fā)放調(diào)查問卷，要求其當面填寫，對文盲、半文盲的被調(diào)查者，采用調(diào)查者依據(jù)問卷的問題對被調(diào)查者提問，被調(diào)查者口頭回答，調(diào)查者依據(jù)被調(diào)查者的問答代替被調(diào)查者完成問卷填寫。本次調(diào)查共發(fā)放問卷320份，收回問卷320份，回收率100%，其中有17份問卷填寫內(nèi)容不符合要求，為無效問卷，有303份問卷按要求填寫完整，為有效問卷，問卷的有效率為94.69%。

調(diào)查結(jié)果顯示:被調(diào)查者以男性為主，男性占63.7%，反映出在廣東農(nóng)村男性當家做主的傳統(tǒng)依然保留著;被調(diào)查者以中青年農(nóng)民為主，55歲以下占92.08%，這是目前和今后一段時期廣東農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主力軍，具有較強的代表性;文化程度不高，初中及初中以下文化占36.3%;家庭人數(shù)4～5人的占60.39%，是三代同堂的大家庭;所有被調(diào)查者的家庭至少有一名外出務(wù)工者，說明廣東農(nóng)民兼業(yè)現(xiàn)象普遍存在;有30.26%家庭人均年收入3000元以下，有32.67%家庭人均年收入10000元以上，這說明廣東農(nóng)村發(fā)展兩極分化嚴重，貧富懸殊明顯;55.45%的被調(diào)查者的家庭收入來源是進城務(wù)工;44.52%的被調(diào)查者人均耕地面積在0.033 hm2以下，人地矛盾緊張;有52.15%的被調(diào)查者從來沒有參加過村民大會，有31.68%的被調(diào)查者參加過村民大會但沒有提建議，這說明廣東農(nóng)村基層組織渙散。以上這些調(diào)查信息與廣東農(nóng)村的基本特征一致，說明調(diào)查具有較強代表性、普遍性和真實性。

2 農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿

2.1 農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿

為了解農(nóng)民對村級農(nóng)田水利建設(shè)的投資愿意，問卷設(shè)置的問題為:如果村里要興建或者維修水利設(shè)施，您愿意出錢或出力嗎?回答選擇如下:①愿意;②不愿意。

調(diào)查結(jié)果發(fā)現(xiàn):有65%的農(nóng)民愿意投資村級農(nóng)田水利建設(shè)(投資或者投勞)，有35%的農(nóng)民不愿意投資村級農(nóng)田水利建設(shè)(既不愿意投資也不愿意投勞)，如圖1所示?？梢?，有1/3的被調(diào)查者不愿意投資農(nóng)田水利建設(shè)，不愿意投資農(nóng)田水利建設(shè)是當前制約農(nóng)田水利建設(shè)的最主要因素之一。

圖1 農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿

2.2 投資意愿程度

農(nóng)民投資意愿程度是指農(nóng)民在綜合考慮目前本村農(nóng)田水利設(shè)施現(xiàn)狀、經(jīng)濟狀況、家庭收入結(jié)構(gòu)和財產(chǎn)狀況、自身對農(nóng)田水利設(shè)施的需求程度，投入與收益等因素后做出的自身愿意為農(nóng)田水利建設(shè)投資資金數(shù)額的選擇［3]。本文采用的是農(nóng)民投資愿意的資金區(qū)間的級別來表示其投資意愿程度。

為了了解農(nóng)民對農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)投資程度，問卷問題設(shè)置為:假如村里建設(shè)維修水利設(shè)施需要1萬元，您愿意投資多少錢?選擇答案為:0元;1～5元;5～10元;10～20元;20～30元;40～50元;60～80元;90～110元;120～150元;160～200元;210～250元。問卷結(jié)果如圖2所示。

圖2 農(nóng)民對維修水利設(shè)施的人均投資額度

從圖2可知，愿意投資10～20元的人數(shù)比例是最高的，占26%;位列第二和第三的投資額度分別是40～50元和20～30元，其所占比例分別為15%和12%，有66%被調(diào)查者愿意投資的資金額度在50元以下，這反映了農(nóng)民投資意愿程度的主要資金區(qū)間為1～50元，由此說明即使是愿意投資農(nóng)田水利建設(shè)的農(nóng)民其所愿意投入資金也是相對較少的。

3 影響農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿的因素分析

3.1 計量模型設(shè)定和變量的選擇

為了探討影響廣東省農(nóng)民對于農(nóng)田水利建設(shè)的投資意愿因素，筆者將農(nóng)民的投資意愿作因變量。由于在調(diào)查問卷設(shè)置中的選項只有兩種:①愿意，②不愿意，所以，選擇二分變量的計量模型與之相適應(yīng)，并且用“1”表示農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)愿意投資，用“0”表示農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)不愿投資。

采用Logistic模型［1]，其基本表達形式如下:

式中:Pj為個體采取某一行為的概率，在此表示農(nóng)戶愿意對農(nóng)村水利設(shè)施投資的概率;xj為解釋變量，表示第j個影響因素;βj為影響因素的回歸系數(shù);α為截距項;μ為誤差項。

3.2 研究假設(shè)及變量的選取

在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)民是市場主體，以理性經(jīng)濟人的姿態(tài)參與市場活動，投資農(nóng)田水利建設(shè)是投資農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要組成部分，其目的就是為了獲得預(yù)期效益最大化。這里的收益既包括經(jīng)濟收益又包括村民的認同感、戀農(nóng)情結(jié)等［4]。因此，農(nóng)民投資農(nóng)田水利建設(shè)行為可能會受以下因素影響。

a.農(nóng)戶基本特征可能會對其投資意愿有影響。農(nóng)民的年齡和受教育程度是決定農(nóng)民自身素質(zhì)的重要因子，而農(nóng)民素質(zhì)是決定其投資理念、投資愿意和投資行為的關(guān)鍵因素;人均土地面積、家庭土地數(shù)量、進城務(wù)工人數(shù)和人均年收入是農(nóng)戶的重要財產(chǎn)及收入主要來源渠道，是農(nóng)戶投資實力的真實反映，是農(nóng)戶對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿的物質(zhì)基礎(chǔ)和后盾［5]。

b.農(nóng)村水利建設(shè)情況可能是影響農(nóng)民水利投資意愿的客觀因素，農(nóng)田水利建設(shè)供給狀況決定當?shù)睾闈碁?zāi)害頻率和洪澇災(zāi)害的經(jīng)濟損失程度，這與農(nóng)戶的切身利益密切相關(guān)，會影響農(nóng)戶對農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿;農(nóng)戶是否有抽水機、政府對農(nóng)田水利建設(shè)的補貼、興修水利的成效和現(xiàn)有水利設(shè)施維護頻率與農(nóng)田水利設(shè)施發(fā)揮功效緊密相關(guān)，對農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生直接影響，因而也會影響農(nóng)戶對農(nóng)田水利建設(shè)的投資意愿［6]。

c.有關(guān)政策宣傳及村組織建設(shè)，包括了解黨的農(nóng)業(yè)政策、村委會宣傳黨的政策、村委會宣傳的成效、村民大會的召開、村民的參與和提意見是把農(nóng)戶組織起來參與農(nóng)田水利建設(shè)的重要條件和機制，是影響農(nóng)戶對農(nóng)田水利建設(shè)的重要外部因素［7]。

因此，筆者參考大量己有文獻的研究成果，通過比較與甄別，并結(jié)合所調(diào)查的數(shù)據(jù)，選取農(nóng)戶個體特征變量、農(nóng)村水利建設(shè)情況變量、有關(guān)政策宣傳及村組織建設(shè)變量這3組變量，共17個自變量作為研究農(nóng)民對農(nóng)村水利建設(shè)投資意愿的解釋變量。

3.3 變量統(tǒng)計性描述

農(nóng)民對農(nóng)村水利建設(shè)投資意愿的變量統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

3.4 模型運行結(jié)果

為了檢驗?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定是否合適，首先對模型的擬合優(yōu)度進行檢驗。由軟件spss19.0可得出表2和表3，從表2模型匯總的結(jié)果可以看到，模型的－2對數(shù)似然值為212.567，故認為回歸模型總體顯著。Cox＆Snell R方和Nagelkerke R方分別為0.212和0.293，就調(diào)查數(shù)據(jù)而言是比較合理的。

表2 模型匯總

從表3的二元Logistic回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，X3，X4，X5，X6，X8，X12，X14，X15，X16，X17等變量是農(nóng)民對農(nóng)村水利建設(shè)的投資的重要影響因素。同時，模型中存在一部分變量的統(tǒng)計分析與預(yù)期出現(xiàn)了差異。各變量的影響程度、方向以及顯著性歸納分析如下。

3.4.1 第一組變量——農(nóng)戶基本特征

從模型回歸結(jié)果看出，農(nóng)戶的人均土地面積、土地數(shù)量、進城務(wù)工人數(shù)和人均年收入對農(nóng)民農(nóng)村水利建設(shè)投資意愿影響顯著，而農(nóng)戶的年齡及其受教育程度對農(nóng)民的投資意愿影響不顯著。

a.從表3可以看到，農(nóng)戶的人均土地面積、土地數(shù)量和進城務(wù)工人數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗并且符號和預(yù)測結(jié)果一致。這說明農(nóng)戶的人均土地面積越多，農(nóng)戶對農(nóng)田的依賴度就越高，所以，農(nóng)戶對與農(nóng)田灌溉密切相關(guān)的農(nóng)村水利設(shè)施的建設(shè)的重視程度就越高，投資意愿強烈，兩者呈正相關(guān)關(guān)系;如果農(nóng)戶擁有的土地數(shù)量多而且分散，則其在農(nóng)田水利建設(shè)方面需要的投入較大，農(nóng)戶投資能力有限，所以導致其投資意愿下降;而農(nóng)戶家庭務(wù)工人數(shù)越多，則說明其家庭的收入來源多樣化，農(nóng)民對土地種植的收入依賴度低，所以，農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)情況對其生活水平影響不大，農(nóng)戶對農(nóng)村水利建設(shè)的投資意愿弱［8]。

表3 農(nóng)民對水利建設(shè)投資意愿影響因素的二元Logistic模型變量回歸結(jié)果

b.農(nóng)戶的人均年收入通過了10%水平下的顯著性檢驗，但其系數(shù)符號為負，這與前文的假說相違背，可能的解釋是，農(nóng)戶人均年收入越低，越想通過投資水利建設(shè)來改善生產(chǎn)條件，增加收入，因此，其農(nóng)田水利建設(shè)投資愿望就越強烈。

c.在模型回歸結(jié)果中，農(nóng)戶的年齡和受教育程度沒有通過顯著性檢驗，其系數(shù)符號為負，明顯與預(yù)期的結(jié)果不一致。這可能是因為，年齡越小的農(nóng)戶，其接受新思想(如可持續(xù)發(fā)展觀等)的程度深，所以，對農(nóng)村水利建設(shè)的投資意愿會更加強烈;而受教育程度符號為負，這在一定程度上反映了農(nóng)戶的受教育程度越低，其參與農(nóng)村水利設(shè)施的投資意愿就越強。可能原因在于，農(nóng)戶受教育程度低，技能少，非農(nóng)就業(yè)困難，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴性強，農(nóng)田水利建設(shè)投資意愿高。

3.4.2 第二組變量——農(nóng)村水利建設(shè)情況

從表3可以看出，該組變量中，對農(nóng)民的投資意愿存在重要影響的是因素洪澇災(zāi)害的經(jīng)濟損失和現(xiàn)有水利設(shè)施維護頻率。當?shù)睾闈碁?zāi)害頻率、是否有抽水機、政府補貼和興修水利的成效等變量沒有通過10%的顯著性水平檢驗，可以認為這些變量對農(nóng)民的投資意愿沒有顯著影響。

a.洪澇災(zāi)害的經(jīng)濟損失的sig值為0.032，通過了5%水平下的顯著性檢驗，而且其符號為正，說明洪澇災(zāi)害的經(jīng)濟損失與農(nóng)民對農(nóng)村水利建設(shè)投資意愿之間存在正相關(guān)，即農(nóng)戶遭受的災(zāi)害損失越大，其對農(nóng)村水利建設(shè)的需求也越大，其需要通過水利設(shè)施的改進與完善來減少或防御災(zāi)害帶來的損失，所以，對于遭受損失越大的農(nóng)戶，其越愿意出資建設(shè)農(nóng)村的水利設(shè)施。這與預(yù)期的結(jié)果也是一致的。

b.現(xiàn)有水利設(shè)施的維修頻率通過了10%水平下的顯著性檢驗且符號為正，這表明現(xiàn)有水利設(shè)施的維修頻率越高，現(xiàn)有水利設(shè)施得到越好的保護，水利設(shè)施發(fā)揮效益大，農(nóng)民投資水利回報率高，農(nóng)民會覺得自己的資金投入是值得的，農(nóng)戶更愿意參與農(nóng)村水利建設(shè)的投資。

c.當?shù)睾闈碁?zāi)害頻率和現(xiàn)有水利設(shè)施效用都沒有通過顯著性檢驗，而且其系數(shù)符號均為正，與研究假設(shè)存在較大的差異。回歸結(jié)果在一定程度上表明農(nóng)戶所在地洪澇災(zāi)害發(fā)生頻率及水利設(shè)施效用越高，農(nóng)戶的投資意愿就越低。對于災(zāi)害頻率較高的地區(qū)，可能當?shù)氐霓r(nóng)戶已經(jīng)是對于當?shù)厮慕ㄔO(shè)已經(jīng)失去信心，所以表現(xiàn)出對水利建設(shè)較為冷淡的投資意愿;而在現(xiàn)有水利設(shè)施效用較高的地區(qū)，農(nóng)戶會產(chǎn)生一種松懈感，并沒有對災(zāi)害的危險程度及水利建設(shè)的重要性有較強的意識，所以，在農(nóng)村水利建設(shè)的投資意愿反而是較低的。

d.是否有抽水機及政府補貼對于農(nóng)民的投資意愿并不存在顯著的影響。在調(diào)查過程中，我們發(fā)現(xiàn)抽水機在農(nóng)戶家庭中使用程度不高，在調(diào)查的303份樣本中，僅15.7%的農(nóng)戶有購買抽水機，而且政府的補貼并沒有落實到位，所以利用本次調(diào)查的數(shù)據(jù)輸入模型中，是否有抽水機及政府補貼的數(shù)目對于農(nóng)民的投資意愿并沒有影響效果，得不到預(yù)期的結(jié)果。

3.4.3 第三組變量——政策宣傳及村組織建設(shè)

從表3的回歸結(jié)果可以看到，所選取的有關(guān)政策宣傳及村組織建設(shè)的變量中，村委會宣傳黨的政策、村委會宣傳的成效、村民大會的召開及村民的參與和提意見都是農(nóng)民對于農(nóng)村水利建設(shè)的投資意愿的重要影響因素，了解黨的農(nóng)業(yè)政策在本次調(diào)查的結(jié)果中對農(nóng)民的投資意愿并沒有顯著的影響。

a.村委會宣傳黨的政策及村委會宣傳的成效對農(nóng)戶進行農(nóng)村水利投資的意愿具有顯著性的影響，這些變量通過了5%水平下的顯著性檢驗，而且其系數(shù)符號為正，與預(yù)期的結(jié)果一致。這表明，村委會的宣傳工作情況越好，農(nóng)民對于農(nóng)村水利建設(shè)的重要性的認識度會越深，農(nóng)戶知道水利建設(shè)對其生活水平的影響是重大且持久的，其在這方面的投資意愿也就會越強烈。

b.村民大會的召開及村民的參與和提意見通過了5%水平下的顯著性檢驗，而且兩者系數(shù)符號為正，說明這兩個變量對于農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)的投資意愿均具有正向的影響。村民大會的召開、村民的參與和提意見的情況體現(xiàn)了村組織的建設(shè)情況，村組織建設(shè)情況越好，民主程度高，會強化農(nóng)民對于自己的主人翁思想，使其對村內(nèi)事務(wù)更加關(guān)心，其投資農(nóng)村水利設(shè)施的建設(shè)意愿更加強烈。

c.根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果顯示，了解黨的農(nóng)業(yè)政策這一影響因素并沒有對農(nóng)民投資農(nóng)村水利建設(shè)的意愿產(chǎn)生顯著影響，其主要原因可能與數(shù)據(jù)有較大的聯(lián)系，從收集到的303份樣本數(shù)據(jù)中，非常了解、大致了解、不是十分清楚和完全不了解的數(shù)據(jù)比例分別為2.97%，33.66%，54.46%和8.91%。不清楚的數(shù)據(jù)比例太大，導致分析結(jié)果與預(yù)期出現(xiàn)差異。但其系數(shù)符號為正，與預(yù)期的結(jié)果一致，這在一定程度上說明，對黨農(nóng)業(yè)政策的了解程度越深，農(nóng)民對農(nóng)田水利建設(shè)的投資意愿越強。

4 研究結(jié)論與建議

4.1 研究結(jié)論

a.農(nóng)民對農(nóng)田水利設(shè)施的投資意愿受其人均土地面積、洪澇災(zāi)害的經(jīng)濟損失、水利設(shè)施的維修頻率、村委會的宣傳工作和民主程度的影響顯著且呈正相關(guān)。

b.人均收入和家庭進城務(wù)工人數(shù)對其投資意愿也有一定的影響，呈負相關(guān)關(guān)系。

c.農(nóng)民的受教育程度、當?shù)睾闈碁?zāi)害頻率和現(xiàn)有水利設(shè)施效用對投資意愿的影響沒有通過顯著性檢驗，在其他客觀因素的影響下暫時無法得出準確結(jié)論，有待進一步調(diào)查研究。

4.2 建議

a.完善土地流轉(zhuǎn)機制擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模。調(diào)查結(jié)果顯示:農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小、土地細碎化、農(nóng)民投資農(nóng)田水利沒有規(guī)模經(jīng)濟效益是導致農(nóng)民投資農(nóng)田水利意愿低下的主要原因，因此，政府必須出臺政策，完善土地流轉(zhuǎn)機制，促進土地使用向耕田能手集中，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模適度，提高農(nóng)民投資農(nóng)田水利規(guī)模經(jīng)濟效益，提高農(nóng)民對農(nóng)田水利投資意愿［9]。

b.健全和強化農(nóng)村基層組織制度提高農(nóng)民的凝聚力和向心力。村委會是聯(lián)系農(nóng)民和政府的橋梁和紐帶，村委會肩負著把政府的水利建設(shè)政策信息傳達給農(nóng)民并組織農(nóng)民參與農(nóng)田水利建設(shè)的重任。從調(diào)查得知，農(nóng)民不愿意投資的主要原因是因為農(nóng)民認為村委會賬目管理混亂，存在腐敗現(xiàn)象，農(nóng)民對村委會不信任，因此，健全村委會的組織機制，提高其組織能力，增強其在農(nóng)民中的威望、凝聚力和向心力，才能激發(fā)農(nóng)民農(nóng)田水利投資熱情，提高農(nóng)民投資意愿。

c.建立健全農(nóng)田水利設(shè)施維護責任制。現(xiàn)有設(shè)施維修頻率與農(nóng)民的投資意愿呈顯著正相關(guān)。成立農(nóng)村水利設(shè)施監(jiān)管隊伍，不僅可監(jiān)管水利工程建設(shè)，也可以對已經(jīng)建成的水利設(shè)施進行定期維護。因為只有對其進行定期維護，才能提高水利設(shè)施的耐用性和持續(xù)性，這樣，農(nóng)民的投入所產(chǎn)生的效益才有持續(xù)性，農(nóng)民才更愿意投資。

［1]李磊.四川農(nóng)業(yè)水利投資效果及農(nóng)戶意愿分析［D].成都:四川農(nóng)業(yè)大學，2011.

［2]劉力，譚向勇.糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶對小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿分析［J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2006(12):32-54.

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