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1數(shù)據(jù)來源及研究方法選定
1.1數(shù)據(jù)來源本文所用數(shù)據(jù)來自2013年4月份筆者對重慶市潼南縣的實地調(diào)研資料.調(diào)查依據(jù)典型抽樣原則和隨機抽樣原則選取了8個鄉(xiāng)鎮(zhèn)12個村,共獲得120份調(diào)查問卷,通過篩選驗證,有效問卷112份,問卷有效率為93.3%.
1.2研究方法選取Logistic回歸模型在處理因變量為定性變量的分析中,具有很好的預(yù)測準(zhǔn)確度,能有效分析定性變量與其影響因素之間的關(guān)系[11].本文中,因變量為農(nóng)戶是否有參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿,是一個二分變量,因此采用二元Logistic模型.當(dāng)農(nóng)戶有參與建設(shè)意愿時用1表示,反之為0.為了檢驗上述假說,將農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響因素設(shè)為以下函數(shù)形式:式中:Pi為農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的概率;β0為常數(shù)項;解釋變量Xi(i=1,2,3,…,n)為農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的影響因素;βi(i=1,2,3,…,n)為回歸系數(shù),即解釋變量對農(nóng)戶參與意愿的影響程度,βi為正,則解釋變量對農(nóng)戶的參與意愿有正影響,并且其值越大表示農(nóng)戶參與的概率就越大.
2影響因素分析
2.1模型回歸結(jié)果本文運用SPSS17.0統(tǒng)計分析軟件,對影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的各因素進(jìn)行回歸分析,結(jié)果如表2所示:
2.2模型回歸結(jié)果分析
2.2.1農(nóng)戶個人及家庭特征對其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響農(nóng)戶個人及家庭特征中,戶主年齡及健康狀況沒有通過顯著性檢驗,戶主年齡的系數(shù)為負(fù),健康狀況為正.這說明農(nóng)戶年齡越大,健康狀況越差,其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿就越低.這與預(yù)期不一致,可能的原因是年輕的農(nóng)民身體健康狀況較好,其有能力經(jīng)營大規(guī)模農(nóng)田,因而對小型農(nóng)田水利設(shè)施的依耐性較強;而農(nóng)戶年齡越大,身體健康狀況越差,無力從事大規(guī)模的農(nóng)業(yè)生產(chǎn),只是小規(guī)模種植蔬菜等滿足基本生活需求,其生活來源主要靠子女供給、政府補貼等,因而他們的參與意愿較弱.農(nóng)戶文化程度通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為正,表明農(nóng)戶文化程度越高,越能認(rèn)識到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)離不開小型農(nóng)田水利設(shè)施,因此參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿就越強.
2.2.2農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征對其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征中各影響因素的方向均與預(yù)期一致.家庭中農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為正.這說明農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)越多,家庭對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入的人力資源越多,越希望從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中獲得收益,因而有意愿和能力參與小型農(nóng)田水利建設(shè).種糧收入占家庭總收入的比重通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為正.表明種糧收入占家庭總收入的比重越大,說明農(nóng)業(yè)收入是家庭的主要收入來源,為了提高種糧收入,農(nóng)戶愿意參與小型農(nóng)田水利建設(shè).可灌溉耕地面積比重通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為負(fù).這說明農(nóng)戶耕地中可灌溉的農(nóng)田比重越高,則當(dāng)前的水利設(shè)施條件較好,能滿足農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本要求,所以農(nóng)戶對新的農(nóng)田水利設(shè)施的需求就越小,從而其參與意愿就越低.家庭耕地中易旱易澇面積比重對農(nóng)戶的參與意愿有顯著正影響,通過了10%水平的顯著性檢驗.因為水利是農(nóng)業(yè)的根基,水利設(shè)施的好壞與農(nóng)業(yè)穩(wěn)產(chǎn)高產(chǎn)有密切關(guān)系.水利設(shè)施越差的地區(qū),易旱易澇面積越多,農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中抵御自然災(zāi)害的能力就越弱,于是,為了降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風(fēng)險,農(nóng)戶越傾向于參與小型農(nóng)田水利建設(shè).
2.2.3農(nóng)戶心理認(rèn)知狀況對其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響農(nóng)戶對當(dāng)前農(nóng)田水利設(shè)施狀況的評價對其參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)意愿有顯著負(fù)影響,與前文預(yù)測一致,該變量通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為負(fù).表明農(nóng)戶對當(dāng)前農(nóng)田水利設(shè)施狀況的評價越高,則當(dāng)前的水利設(shè)施條件越能滿足農(nóng)戶的生產(chǎn)需求,其參與意愿就越弱.種糧收益和農(nóng)戶對糧食補貼政策的評價是影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的重要因素,分別通過了5%和10%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)都為正.表明農(nóng)戶種糧收益越高,對糧食補貼政策的評價越高,農(nóng)戶參與意愿就越強,這與預(yù)期一致.小型農(nóng)田水利建設(shè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性認(rèn)識對農(nóng)戶的參與有正影響,該變量通過了1%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且系數(shù)為正.表明農(nóng)戶對小型水利設(shè)施的重要性認(rèn)識越高,其越可能參與農(nóng)田水利建設(shè),與預(yù)期相符.
2.2.4農(nóng)戶所在村莊特征對其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響本村小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)資金總?cè)笨跊]有通過顯著性檢驗,但符號為負(fù).說明村莊小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)資金總?cè)笨谠酱?,農(nóng)戶參與建設(shè)意愿就越弱,與預(yù)期一致.因為村莊建設(shè)資金缺口越大,說明當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展水平較低,政府和農(nóng)民的支付能力都有限,只能依靠上級財政劃撥等方式改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件.村戶均水田面積通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗,系數(shù)為正.表明戶均水田面積較大的村,村民對小型農(nóng)田水利設(shè)施的需求更大,村民的參與建設(shè)意愿就更強烈.
3結(jié)論與建議
3.1研究結(jié)論本文以潼南縣調(diào)研數(shù)據(jù)為例,基于二元Logistic回歸模型分析了影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的因素.結(jié)論如下:農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿受個人及家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征、心理認(rèn)知狀況和村莊特征的共同影響,但各特征變量的影響程度和方向具有差異性.其中,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征和心理認(rèn)知狀況對農(nóng)戶的參與意愿影響較大,表現(xiàn)在以下幾個變量:種糧收入占家庭總收入的比重、易旱易澇面積比重、農(nóng)戶對種稻收益和糧食補貼政策的評價等.
3.2建議1)加大對種糧農(nóng)戶的財政補貼力度,擴大補貼范圍,使補貼政策覆蓋到各主要糧食品種.種稻收益和糧食補貼政策評價對農(nóng)戶參與意愿有重要影響作用,因此加大補貼力度,提高農(nóng)戶種糧積極性,適當(dāng)提高糧食價格,增加農(nóng)戶種糧收入,以增強農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)的支付能力.2)加強對農(nóng)戶的宣傳教育,以提高農(nóng)戶的綜合素質(zhì),使其認(rèn)識到小型農(nóng)田水利設(shè)施在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的地位.同時,政府應(yīng)營造有利的政策環(huán)境,完善政府對農(nóng)戶參與的支持方式,積極實施“以獎代補”、“以工代賑”等措施,轉(zhuǎn)變農(nóng)戶的參與意愿為參與行為.3)國家應(yīng)增加對農(nóng)村小型農(nóng)田水利建設(shè)資金的投入,發(fā)揮其投資主體作用,并且多元化投資方式,吸引社會資金的投入,以縮小小型農(nóng)田水利建設(shè)資金總?cè)笨冢?/p>
作者:劉恬何多興單位:西南大學(xué)地理科學(xué)學(xué)院