徐曉鵬

(河南工業(yè)大學管理學院，河南 鄭州 450001)

一、問題的提出

農(nóng)田有效灌溉面積是指具有一定的水源，地塊比較平整，灌溉工程或設(shè)備基本配套，在一般年景下能夠正常進行灌溉的耕地面積。據(jù)水利部發(fā)布的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2009年我國農(nóng)田有效灌溉面積占全國耕地總面積的48%，生產(chǎn)了占全國總產(chǎn)量75%的糧食和90%的棉花、蔬菜等經(jīng)濟作物[1]。由此可見，農(nóng)田有效灌溉面積在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中占有舉足輕重的地位[2]。

十二五期間，我國投入2 萬億元進行農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，農(nóng)田有效灌溉面積有所增加。然而，部分原有的農(nóng)田有效灌溉面積在持續(xù)減少。1986年至 2004年我國年均已有灌溉面積減少量為81.81×104hm2，相當于每年減少一個都江堰灌區(qū)，占年均有效灌溉面積的1.60%[3-4]。柳長順，劉印良等研究發(fā)現(xiàn)，導(dǎo)致農(nóng)田有效灌溉面積持續(xù)縮減的因素主要包括工程設(shè)施損壞報廢、機井報廢、建設(shè)占地、退耕、自然災(zāi)害等[3-4]。李強、沈菊艷、周曉平、裴少峰等認為，提高農(nóng)田有效灌溉面積必須重視社區(qū)因素的影響。社區(qū)參與能夠發(fā)揮強大的力量，社區(qū)參與程度決定了小型水利工程的實施質(zhì)量、效益和可持續(xù)性[5-9]。基于此，本研究從山東、河南、湖北、陜西、貴州和四川等六省分別選取一個以種植業(yè)為主、具有代表性的農(nóng)村社區(qū)的農(nóng)田灌溉面積作為研究對象，分析影響農(nóng)村有效灌溉面積的因素，以為農(nóng)村水利部門決策提供借鑒。

二、模型選擇和變量選取

1．模型選擇和變量選取

一般而言，灌溉系統(tǒng)直接決定農(nóng)田灌溉面積的多寡。但筆者通過文獻研究和實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶土地占有、社區(qū)組織功能、農(nóng)戶自身和家庭勞動力結(jié)構(gòu)等社區(qū)因素對農(nóng)田有效灌溉面積有著不同程度的影響，基于此，建立如下回歸模型：

公式(1)中，P是指農(nóng)田有效灌溉面積；F是指農(nóng)戶的土地占有情況，包括地塊的數(shù)量、地塊的平均面積和土地距離水源的距離等；G是指社區(qū)組織的功能狀況，包括村委會的代表作用、村委會提供資金支持的能力和村委會的組織能力等；H是指農(nóng)戶自身的情況，包括農(nóng)戶對村委會的信任程度、農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力和農(nóng)戶間的合作能力等；L是家庭勞動力結(jié)構(gòu)情況，包括外出勞動力人口數(shù)和從事農(nóng)業(yè)勞動的人口數(shù)等。結(jié)合公式(1)和變量的選取情況，建立如下多元線性回歸模型：

公式(2)中，y為農(nóng)田有效灌溉面積；β0為多元回歸常數(shù)，β1-β11為偏回歸系數(shù)，其中，x1為地塊的數(shù)量，x2為地塊平均面積，x3為土地距離水源的距離，x4為村委會的代表作用，x5為村委會提供資金支持的能力，x6為村委會的組織能力，x7農(nóng)戶對村委會的信任程度，x8為農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力，x9為農(nóng)戶間的合作能力，x10為外出勞動力人口數(shù)，x11為從事農(nóng)業(yè)勞動的人口數(shù)；ε為隨機誤差。

2．計量方法和變量說明

將農(nóng)田有效灌溉面積作為被解釋變量，其中，“1”表示“擴大”，“0”表示“縮小”，接下來，運用Binary Logistic回歸模型進行分析，并通過所選取的11個解釋變量的觀測值來分析其與農(nóng)田有效灌溉面積的關(guān)聯(lián)。在此基礎(chǔ)上，運用最大似然估計法對回歸參數(shù)進行估計，分析解釋變量的顯著性，并通過變量的Wald統(tǒng)計量來判定每個自變量在回歸方程中的重要性，該統(tǒng)計量越大，也就說明該變量越重要。

多元線性回歸方程為：

對于Logistic 回歸：

yi的概率函數(shù)為：

于是，yi的似然函數(shù)為：

對似然函數(shù)取自然對數(shù)：

接下來，采用最大似然估計法對參數(shù)值進行估計。表1 中列出了模型中所選取的11 個變量的定義和賦值及預(yù)期方向。

表1 變量解釋與處理說明

三、數(shù)據(jù)來源與樣本特征

1．數(shù)據(jù)來源

選取的農(nóng)村社區(qū)分別為：山東A 村、河南B 村、湖北C 村、陜西D 村、貴州E 村和四川F 村(表2)。采用問卷調(diào)查和實地訪談相結(jié)合的方式對這6 個村農(nóng)田有效灌溉面積變化情況進行深入調(diào)查。在問卷調(diào)查過程中，采用簡單隨機抽樣的方式抽取樣本，每個社區(qū)抽取樣本50 個，共發(fā)放問卷300份。問卷回收率為100%，其中，有效問卷為286份，有效率為95.33%。

表2 有效樣本分布情況(2012年)

實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，6 個農(nóng)村社區(qū)的農(nóng)田灌溉系統(tǒng)均是在人民公社時期集體修建的。這些灌溉系統(tǒng)對農(nóng)作物產(chǎn)量的提高發(fā)揮了重要作用。然而，時至今日，只有四川F 村的農(nóng)田灌溉系統(tǒng)保存比較完好，依然發(fā)揮著有效作用，而其余5 個社區(qū)的農(nóng)田灌溉系統(tǒng)都遭到嚴重破壞，進而導(dǎo)致這些社區(qū)的農(nóng)田有效灌溉面積持續(xù)縮減。統(tǒng)計顯示：分田到戶之后，尤其是20 世紀90年代前后，樣本社區(qū)的農(nóng)田有效灌溉面積平均縮減43.7%(表3)。

表3 樣本區(qū)域農(nóng)田有效灌溉面積統(tǒng)計表/畝

2．樣本特征

調(diào)查問卷包括農(nóng)戶的土地占有情況、社區(qū)組織的功能狀況、農(nóng)戶自身的情況和家庭勞動力結(jié)構(gòu)情況等四個方面，結(jié)果顯示：1)69.6%的農(nóng)戶擁有3 塊以上的土地，最少也有2 塊，平均擁有3 塊；66.1%的農(nóng)戶的地塊平均面積在1.5 畝以下，38.8%甚至不足一畝，所有地塊的平均面積僅為1.249 畝；56.6%的農(nóng)戶的地塊距離水源的距離都在500 米以上，平均距離為711.89 米。農(nóng)戶的這種土地占有情況增加了進行農(nóng)田灌溉的困難。2)79.1%的農(nóng)戶認為村委會的代表作用在“一般及以下”，平均認為“介于一般和較弱之間”；所有農(nóng)戶都認為村委會提供資金支持的能力“較弱甚至完全沒有”；74.1%的農(nóng)戶認為村委會的組織能力在“一般及以下”，平均認為“介于一般和較弱之間”。社區(qū)組織的這種被動狀況很難在農(nóng)田灌溉方面發(fā)揮原有的功能。3)67.2%的農(nóng)戶對村委會的信任程度在“一般及以下”，平均信任程度為“一般”；98.3%的農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力在“一般及以下”，平均“介于一般和較弱之間”；92.7%的農(nóng)戶的合作能力在“一般及以下”，平均介于“一般和較弱之間”。這種情況意味著單純依靠農(nóng)戶自身的能力很難提高農(nóng)田有效灌溉面積。4)93%的農(nóng)戶都至少有1 人外出打工，平均為1.59 人；99.7%的農(nóng)戶中從事農(nóng)業(yè)勞動的人口數(shù)在2 人及以下，其中，79.7%為2人，14.7%為1 人，5.2%沒有人從事農(nóng)業(yè)勞動，平均為1.75 人(表4)。由此可見，農(nóng)戶的生計模式已經(jīng)發(fā)生改變，他們不斷外出打工，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重視程度下降，進而影響農(nóng)田有效灌溉面積的提高。

表4 樣本基本特征統(tǒng)計

相關(guān)變量描述性統(tǒng)計分析如表5 所示。

表5 樣本基本情況統(tǒng)計及分析

四、計量結(jié)果與分析

運用SPSS16.0 統(tǒng)計軟件對286份樣本數(shù)據(jù)進行Binary Logistic 回歸分析。在處理過程中，采用的是向后篩選法，即首先將所選擇的11 個變量全部引入回歸方程并進行顯著性檢驗，在此基礎(chǔ)上建立模型1。通過研究和分析發(fā)現(xiàn)，模型1 中，村委會提供資金支持的能力、村委會的組織能力和農(nóng)戶間的合作能力等三個變量的影響不顯著。因此，先把這三個變量進行剔除，然后，再次擬合回歸方程并進行顯著性檢驗。結(jié)果顯示，剩余的8 個變量均顯著，在此基礎(chǔ)上建立模型2。另外，模型1 和模型2 的擬合結(jié)果也均通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明兩個模型的擬合效果都比較好。

表6 農(nóng)田有效灌溉面積影響因素的回歸分析結(jié)果

(1)地塊的數(shù)量和土地距離水源的距離負向影響顯著。地塊的數(shù)量在模型1 中通過了5%水平上的顯著性檢驗，在模型2 中通過了1%水平上的顯著性檢驗；土地距離水源的距離在兩個模型中則均通過了1%水平上的顯著性檢驗，而且，這兩個變量的系數(shù)均為負。地塊的平均面積正向影響顯著。該變量在兩個模型中均通過了1%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為正。由此可以說明，地塊數(shù)量越多，土地距離水源的距離越遠，地塊的平均面積越小，農(nóng)田有效灌溉面積則會縮小。可能的原因是，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制實行以來，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的同時，也導(dǎo)致了土地分割的細碎化[10，11]。如前所述，所調(diào)查的6 個村，農(nóng)戶擁有的地塊比較細碎。這些地塊一般都分布在不同的地方，相互之間的距離往往也比較遠，有的離農(nóng)戶住所的距離也比較遠。細碎化地塊的田埂不僅浪費耕地資源，同時也不利于農(nóng)田水利基本設(shè)施建設(shè)，導(dǎo)致有效灌溉面積縮小。此外，地塊離水源比較遠，增加了農(nóng)民灌溉的難度，造成人力物力浪費，一定程度上影響了灌溉面積的擴大。

(2)村委會的代表作用正向影響顯著。該變量在模型1 中通過了5%水平上的顯著性檢驗，在模型2 中通過了10%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為正。這說明，若村委會的代表作用越大，農(nóng)田有效灌溉面積則越可能擴大。村委會提供資金支持的能力和組織能力影響不顯著。這兩個變量在兩個模型中則均沒有通過顯著性檢驗，這和筆者的預(yù)計不相符合。在大集體時代，我國建立了完備的抗大旱、排大澇的農(nóng)田水利體系。大中型水利設(shè)施與農(nóng)田良好對接，基本保證了農(nóng)田灌溉的需要。改革開放至2002年農(nóng)村稅費改革前，農(nóng)民除繳納農(nóng)業(yè)稅和共同生產(chǎn)費，還要承擔“兩工”義務(wù)。村委會的作用主要是解決農(nóng)村的公共事務(wù)，農(nóng)田水利即重要事務(wù)之一。村委會靠“三提五統(tǒng)”、“勞動積累工”和“義務(wù)工”在農(nóng)田水利方面發(fā)揮了較大作用。村組長負責本組的渠道清淤、工程維修、接水、開機、送水和收費等工作。因此，農(nóng)田有效灌溉面積比較穩(wěn)定。2002年以來，農(nóng)業(yè)稅和各種費用逐漸取消，以保障農(nóng)田灌溉為主要目標之一的村委會喪失了收取稅費的權(quán)利，無權(quán)、無力也無心問津農(nóng)田水利，農(nóng)田有效灌溉面積隨之縮減。

(3)農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力正向影響顯著。該變量在兩個模型中均通過了5%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為正。由此說明，農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力越高，農(nóng)田有效灌溉面積越大。農(nóng)戶是農(nóng)田灌溉的直接受益者。水利是決定農(nóng)戶收成的關(guān)鍵因素，并且相對于氣象和地質(zhì)問題，水利問題是可以通過工程手段在一定程度上緩解、控制和解決的。與大中型水利對接、降低成本、提高產(chǎn)量、增加收入、降低生產(chǎn)風險和確保旱澇保收是農(nóng)戶最真切的愿望和利益所在。因此，在依靠集體無望的情況下，部分農(nóng)戶自掏腰包，自建微小水利，一定程度上擴大了農(nóng)田有效灌溉面積。需要指出的是，調(diào)查發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶自建灌溉壽命短、成本高，機井用三至五年近半數(shù)失效。另外，無節(jié)制地開采地下水是不可持續(xù)的，尤其在干旱時節(jié)，更不具持續(xù)性和可靠性。

(4)外出勞動力人數(shù)負向影響顯著。該變量在模型1 中通過了10%水平上的顯著性檢驗，在模型2 中通過了5%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為負。從事農(nóng)業(yè)勞動的人數(shù)正向影響顯著。該變量在兩個模型中均通過了1%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為正。由此可以說明，外出勞動力人數(shù)越多，農(nóng)田有效灌溉面積越小。這是因為，第一，外出務(wù)工人數(shù)增加，農(nóng)戶家庭經(jīng)濟收入中打工收入比例越大[14]，農(nóng)民對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重視程度不斷下降，勢必逐漸忽視農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)。第二，大量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，無疑會增加投入和管理農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的機會成本，阻礙農(nóng)民農(nóng)田灌溉基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的積極性。

此外，農(nóng)戶對村委會的信任程度正向影響顯著，而農(nóng)戶間的合作能力的影響不顯著。農(nóng)戶對村委會的信任程度在模型1 中通過了1%水平上的顯著性檢驗，在模型2 中通過了5%水平上的顯著性檢驗，而且，其系數(shù)均為正。這表明，農(nóng)戶對村委會的信任程度越低，農(nóng)田有效灌溉面積越小。農(nóng)戶間的合作能力在兩個模型中則均沒有通過顯著性檢驗，這和筆者的預(yù)計不相符合。

五、結(jié)論及其含義

農(nóng)戶土地占有、社區(qū)組織功能、農(nóng)戶自身和家庭勞動力結(jié)構(gòu)等四個方面的因素顯著影響農(nóng)田的有效灌溉面積。地塊的平均面積越大、村委會的代表作用越強、農(nóng)戶對村委會的信任程度越高、農(nóng)戶的經(jīng)濟投入能力越強和從事農(nóng)業(yè)勞動的人口數(shù)越多，越有利于增加農(nóng)田有效灌溉面積。

提高我國農(nóng)田有效灌溉面積必須突破體制本身的一些限制。當前，完全市場化的灌溉方式是不現(xiàn)實的，如果沒有政府的全面支持，農(nóng)田灌溉面積是很難自主增加的。更為重要的是政府要加強對農(nóng)民的引導(dǎo)和幫助，重新回到“協(xié)助者”的位置上，不斷提高農(nóng)民自身的自主性和合作能力。必須從農(nóng)戶的需求入手，加強村委會的代表作用，推動土地流轉(zhuǎn)和成立農(nóng)民用水戶協(xié)會，不斷提高農(nóng)田有效灌溉面積，解決其“最后一公里”問題。

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