鄉村振興背景下農戶耕地細碎化治理意愿及影響因素分析

魏永梅，方世明，程 佳

（中國地質大學（武漢）公共管理學院，武漢 430074）

鄉村振興戰略的提出，為中國農村農業發展提供了動力，“三農”問題又被推向了新高度。2020年中央一號文件強調要積極推進農村集體產權制度改革，在確保土地集體所有權、穩定農戶承包權的基礎上，放活土地經營權。同時健全土地流轉，鼓勵并引導農戶之間自愿互換耕地以形成規模經營，推進現代農業發展。耕地是農村產業發展的主要資源，耕地細碎化阻礙著農業生產效率的提高，增大了農業生產成本，是鄉村振興的一大阻礙，耕地細碎化治理也成了鄉村振興的內在需求，能否盤活耕地資源，實現產業發展等一系列目標，事關中國農村社會穩定。

造成中國耕地細碎化的原因諸多，制度原因主要是在家庭聯產承包責任制下為了農戶之間分配地塊公平而采取“肥瘦搭配”和“距離遠近搭配”［1-4］。此外，也有土地資源稀缺等自然原因［5］。細碎化的主要特征是地塊零散、地塊之間距離不同與面積不等［3，6，7］。地塊數量是目前度量細碎化的單一指標法，同時還有綜合測定法，如S 指數［8］。

家庭聯產承包責任制近40年來，中國農業生產方式發生了巨大變化，如今耕地破碎化阻礙著農業現代化和機械化發展［9］。有研究表明，耕地細碎化程度與農業生產成本呈正相關［10，11］，且細碎化降低了糧食產量，不利于土地產出水平［12，13］，不利于農業生產效率的提高［14-16］，制約著農地集約化［17］，也降低了家庭收入水平［18］，束縛著農村勞動力的轉移［19］。

鄉村振興背景下，細碎化的治理是一大趨勢。中國典型地區細碎化治理強調集體組織的土地統籌能力，細碎化治理應充分尊重農戶主體性地位，規范有序推進［20-23］。

1 研究意義

在鄉村振興背景和土地流轉政策實踐之下，耕地細碎化治理成為實現農場穩定發展的突破口［24］，并且耕地細碎化治理具有顯著的經濟、社會效益，在農村社會可持續發展等方面大有裨益［25］。近年來，中國一些地方通過互換、合并地塊等方式解決耕地細碎化問題，成效顯著。尤以1999年廣西省崇左市龍州縣上龍鄉實施的“小塊并大塊”為典型成功經驗。其他地區也對耕地細碎化治理積極探索，如金昌市金川區土地確權工作與“互換并地”（2012年實施）、安徽蒙城縣戶均“一塊田”探索（2010年開始）、湖北省沙洋縣按戶連片耕種（2014年實施）、陜西省榆林市“一戶一田制”和“一組一田制”（2017年實施）。這些地區細碎化治理都以農戶為主體，遵循群眾自愿原則，并通過完善機耕路、水利渠等農業基礎設施來達到治理后的農業高效生產，可見農戶意愿關系到細碎化治理的成功實施。本研究以甘肅省白銀市會寧縣八里灣鄉幾個代表村為例，對鄉村振興背景下農戶耕地細碎化治理的意愿需求進行實證分析，旨在為鄉村振興戰略的實施提供理論依據和生機活力。

2 數據來源與變量描述性統計

2.1 研究區概況

耕地細碎化阻礙著產業興旺和農業現代化的步伐，在耕地拋荒嚴重和農業發展條件不利的西北農村地區尤為嚴重，耕地細碎化的治理也是為鄉村振興起步階段掃清基本障礙，因此，本研究選取中國西北山區會寧縣八里灣鄉團結村、李灣村、紅灣村等村莊作為研究區域，近幾年，這些村莊也在推廣與實施鄉村振興政策。總體來看，研究區村莊地處西北黃土高原地帶，地形為梁峁山地類型，呈東南向西北傾斜狀態，土地構造較為復雜，氣候類型為中溫帶半干旱氣候，年降水量可達260 mm，年平均氣溫為9 ℃左右，主要種植小麥、莜麥、玉米、高粱等。研究區耕地資源豐富但較為分散，近年來青年勞動力都進城務工，農業勞動力基本上都是中老年人，農戶對于地塊集中耕種的意愿較為強烈，也存在部分農戶之間互換地塊現象，所以，選擇該研究區域具有典型性與代表性。

2.2 數據來源

本研究從農戶家庭特征、耕地資源稟賦特征、種植土地細碎化特征、對政策了解程度、農戶心理狀態與認知5 個方面設計問卷，包括戶主年齡、戶主文化水平、家庭主要勞動力健康狀況等18 個指標，通過對研究區農戶調研的方式來獲取數據，調查采取隨機發放問卷的方式，共計回收問卷138 份，剔除無效問卷，剩余有效問卷122 份，問卷有效率為88.41%。

2.3 變量描述性統計

本研究將農戶耕地細碎化治理意愿作為因變量，若農戶愿意進行耕地細碎化治理，以減少地塊數量形成規模種植，提高農業生產效率，則Y=1，反之則Y=0。自變量為影響農戶參與細碎化治理的一系列因素，本研究將問卷設計中的18 個指標整理，通過建立模型以顯著性水平來篩選變量，最終選取的變量作為自變量。

3 研究方法與模型構建

3.1 變量說明

3.1.1 被解釋變量 本研究的因變量Y為農戶耕地細碎化治理意愿，指在保證農戶耕地質量不下降和數量不減少的情況下，農戶之間是否愿意將耕地互換使得自家土地連片并且地塊與地塊之間距離很近，這樣一方面方便機械化耕種，另一方面也有助于促進農業現代化。設置兩個選項（1=愿意；0=不愿意）供農戶選擇。若農戶愿意進行耕地細碎化治理，則Y=1；若不愿意，則Y=0。

3.1.2 解釋變量 解釋變量為影響農戶參與耕地細碎化治理的一系列因素，本研究最終篩選出以包括戶主文化水平（X1）、家庭勞動力人數（X2）等在內的12 個自變量，具體變量定義與數據統計見表1。

3.2 二元Logistic 回歸模型

實證研究過程中，由于因變量是農戶耕地細碎化治理意愿，即農戶是否愿意參與耕地細碎化整治，該變量為非連續數值型變量，用0 和1 來表示，自變量通常有分類變量或者數值型變量，針對變量的特點和結果需要，本研究選用二元離散選擇模型和非線性概率模型——Logistic 回歸分析模型，其將邏輯分布作為隨機誤差項概率分布，適用于二項分布的數據特征。通過Logistic 回歸可以求出對因變量發生概率有顯著影響的自變量，亦可進行判別分析，在自變量組合的情況下來估計因變量各類別的發生概率。本研究二元Logistic 回歸模型中，因變量用Y表示，Xi為自變量（i為自變量個數，i=12）。其基本形式如下：

表1 變量描述性統計

式中，P( )Y= 1 為農戶愿意耕地細碎化治理；1-P( )

Y= 0 為農戶不愿意參與耕地細碎化治理；M為變量Xi的線性組合；Xi為自變量；α為常數項；bi為第i個解釋變量的系數，表示自變量Xi對P的影響水平；ε為隨機誤差項。對式（1）、式（2）、式（3）進行對數轉換得式（4）：

得到概率函數與解釋變量之間的函數關系式，可以借用SPSS 軟件進行Logistic 回歸模型中參數的估計。

4 結果與分析

4.1 變量多重共線性檢驗

本研究最終選擇12 個解釋變量，由于變量相對較多，且某些變量是由其他變量算術計算得到，所以可能某些變量之間存在多重共線性。多重共線性是指模型中變量之間存在相關關系，從而使得模型估計結果有誤，或者模型估計不準確，所以首先要進行共線性檢驗。

一般用方差膨脹因子（Variance inflation factor）來衡量變量之間的多重共線性，簡稱VIF，解釋變量之間存在多重共線性時的方差為a，不存在多重共線性時的方差為b，VIF=a∕b，即反映多重共線性導致的方差增加程度，VIF越大，表明解釋變量之間多重共線性越嚴重。通常情況下，判斷規則是只要VIF小于等于10，即可判斷不存在多重共線性，當VIF大于10 時存在多重共線性。

多重共線性檢驗可借助于Stata 13.0統計軟件，檢驗結果見表2。由表2可知，VIF的最大值為8.21，小于10的臨界值，因此，解釋變量之間不存在多重共線性。

4.2 模型綜合檢驗

模型綜合檢驗統計結果如表3 所示，Omnibus Tests of Model Coefficients 為模型系數的綜合檢驗，為Logistic 回歸模型中所有參數是否均為0 的似然比檢驗結果，P越小，模型效果越好，小于0.05 表示本模型擬合時選擇的變量至少有1 個變量的OR（試驗組的事件發生幾率與對照組的事件發生幾率比值）有統計學意義。模型的Cox & SnellR2和NagelkerkeR2都相對較高，這說明模型擬合效果較好，模型符合率達95.9%，所選擇的變量能夠較好地解釋結果變量。

表2 多重共線性檢驗結果

表3 模型綜合檢驗統計

根據Logistic 回歸模型，對樣本重新判別分類，通常選取閾值為0.5，大于0.5 時表示農戶愿意參與耕地細碎化治理，反之則表示不愿意。此模型對觀測數據進行預測，擬合分類結果見表4，不愿意進行耕地細碎化治理的農戶有54 戶，其中3 戶屬于判斷錯誤，正確率為94.4%，愿意進行耕地細碎化治理的農戶有68 戶，其中有2 戶屬于判斷錯誤，正確率為97.1%，模型總體預測正確率為95.9%，即符合率越高，說明本模型總體擬合效果較好。

表4 擬合分類

4.3 模型回歸結果分析

Logistic模型回歸結果如表5所示，分析結果如下：

1）戶主文化水平（X1）、家庭勞動力人數（X2）、對鄉村振興政策了解程度（X10）、從眾心理（周圍親戚朋友或鄰居對您做事的影響程度）（X11）、對今后農業機械化生產的態度（X12）5 個變量對耕地細碎化治理意愿有顯著的正影響。其中，戶主文化水平、對鄉村振興政策了解程度、從眾心理在5%水平顯著，家庭勞動力人數、對今后農業機械化生產的態度通過了10%的統計檢驗。戶主文化水平回歸系數為正數，達1.137，表明戶主文化水平越高，該農戶更愿意參與耕地細碎化治理，因為戶主文化水平越高，在鄉村振興背景下農戶更容易意識到小規模經營不利于農業現代化和農業規模經營，從而有更大的意愿采取地塊合并等方式來擴大農業生產規模，提高農業生產各環節效率、降低成本，且該變量在5%水平顯著（P=0.034）。

2）家庭主要勞動力健康狀況（X3）、耕地肥沃程度（X6）、地塊到家的距離（X7）3 個變量對農戶耕地細碎化治理有顯著的負影響，且都在5%水平顯著。家庭主要勞動力健康狀況系數B為-1.351，表明家庭主要勞動力健康狀況越差，對耕地細碎化治理的意愿需求越高，主要原因是農戶家庭耕地細碎化程度越大，對于勞動力健康較差的家庭來說，更費時、費工、費力，所以更愿意參與耕地細碎化治理以形成耕地規模經營，而節省勞動力和時間，可避免在分散地塊之間來回奔波勞動。耕地肥沃程度系數為-1.700，表明農戶家耕地質量越好，農戶參與細碎化治理的意愿越低，因為擔心地塊合并之后耕地總體治理質量降低而影響糧食產量，伴隨著生產成本增加等其他負面影響。地塊到家的距離系數為-1.479，表明地塊離家越遠，農戶更愿意進行細碎化治理，希望地塊合并以減少距離，降低時間成本。

3）家庭主要收入來源（X4）、耕地面積（X5）、地塊數量（X8）、平均地塊面積（X9）對農戶參與耕地細碎化治理的意愿無顯著影響，即沒有通過統計學檢驗，但耕地面積對農戶耕地細碎化治理意愿影響程度為負（系數為-0.103），可能原因是地塊面積越大，農戶經營狀況一般比較良好，對細碎化治理后的擔心程度也越多。地塊數量的系數為0.444，表明地塊數量越多，農戶更愿意細碎化治理，因為地塊數量越多，一般而言對應著地塊越分散，從而更愿意地塊合并縮小地塊的分散性以方便耕種。

5 小結與討論

5.1 小結

基于甘肅省白銀市會寧縣八里灣鄉團結村等幾個村莊的農戶調研數據，研究鄉村振興背景下農戶耕地細碎化治理意愿及影響因素，分析發現，農戶參與耕地細碎化治理的意愿不是很高，55.74%的農戶愿意通過“地塊互換”等方式進行耕地細碎化治理，44.26%的農戶不愿意，主要原因是土地對于農戶來說有很大的情感意義。所以，該區域在鄉村振興政策的激勵下，應通過廣泛宣傳、提高農戶認知等方式來促進農戶對細碎化治理的認可，這對該區域實現產業興旺等鄉村振興目標有很大的現實意義。根據本研究結果，影響農戶參與細碎化治理的因素主要有戶主受教育程度、戶主文化水平、家庭主要勞動力健康狀況等。進一步統計發現在調查的農戶中，有38.52%的農戶對鄉村振興不了解甚至沒有聽說過，所以在農村地區應積極加大鄉村振興的宣傳與相關知識普及。

表5 農戶耕地細碎化治理意愿回歸結果

5.2 討論

鄉村振興戰略目標之一是產業興旺，產業要實現振興，必須以耕地資源為依托，目前在農村部分地區，耕地細碎化導致的耕地拋荒和農業生產效率低下阻礙著產業興旺的實現，農戶作為耕地經營的主體，可以通過土地流轉方式以弱化耕地細碎化，由于農戶對鄉土極為留戀，很多時候不愿意將土地流轉以解放勞動力，從而使土地流轉不能從根本上解決細碎化，近年來隨著機械化生產的推廣，農戶希望能夠規模經營提高農業各環節效率，細碎化治理也必須是以農戶為主體，所以有必要研究影響農戶參與細碎化治理意愿的因素，而影響因素在不同社會條件和自然條件下不同，雖然中國一些地區細碎化治理的實踐比較成功，可以借鑒學習，但是特定條件下如何實現耕地細碎化治理仍然是一大難題。