田 甜，楊鋼橋，趙 微，汪文雄，吳九興

（華中農(nóng)業(yè)大學土地管理學院，湖北 武漢 430070）

農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目行為決策研究
——基于武漢城市圈農(nóng)地整理項目的實證分析

田 甜，楊鋼橋，趙 微，汪文雄，吳九興

（華中農(nóng)業(yè)大學土地管理學院，湖北 武漢 430070）

研究目的：揭示農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的行為決策機理, 為今后制定激勵農(nóng)民參與的相關政策提供科學依據(jù)。研究方法：基于成本收益理論視角構建農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目行為決策模型，采用農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證檢驗。研究結(jié)果：農(nóng)民參與行為決策由參與行為預期收益與成本所決定；農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知、農(nóng)民參與對項目工程質(zhì)量影響的判斷、周圍村民意見、是否村干部、政府對農(nóng)民參與所持的態(tài)度、項目信息公開透明程度、農(nóng)民年齡等對農(nóng)民參與行為決策影響顯著。研究結(jié)論：在今后農(nóng)地整理項目開展中要加大農(nóng)地整理政策的宣傳力度，支持和引導項目區(qū)農(nóng)民積極參與項目的各項決策，建立健全公眾參與機制，加強農(nóng)村社區(qū)“和諧”、“民主參與”等社會文化的建設。

土地整理；農(nóng)民參與；成本收益理論；行為決策；武漢城市圈

10余年來，農(nóng)地整理在增加耕地面積、提高耕地質(zhì)量、促進農(nóng)村環(huán)境改善、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展等方面取得了巨大成就，但是，目前仍存在一些問題，如土地整理資金管理不嚴[1]、管理效率低下[2]、項目資金的挪用和擠占嚴重影響了項目工程質(zhì)量和預期效益，導致有些地方出現(xiàn)激烈的社會沖突[3]；規(guī)劃設計脫離實際，不科學合理，導致項目變更頻繁，工程設施竣工后無法使用[4]。這不僅影響了農(nóng)村土地整理的可持續(xù)發(fā)展，而且影響了農(nóng)村社會的穩(wěn)定與和諧。在項目建設和管理過程中缺乏完善的公眾參與機制[5]，作為直接利益相關主體的農(nóng)民被完全排除在決策主體與過程之外[6]，受益農(nóng)民參與不充分等都是其主要原因[7]。農(nóng)民參與農(nóng)地整理既是規(guī)范和推進農(nóng)地整理的要求，又是維護農(nóng)民切身權益[8]，調(diào)動農(nóng)民積極性，保證項目科學、順利實施的關鍵[9]。

鑒于農(nóng)民參與的重要性，眾多學者對不同領域的農(nóng)民參與行為進行了深入研究。研究主要集中于農(nóng)村專業(yè)合作社[10-11]、農(nóng)田水利建設和管理[12-13]、農(nóng)村合作醫(yī)療[14]和社會養(yǎng)老保險[15]以及退耕還林[16-17]等領域，為研究農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目起到了一定的借鑒作用。聚焦于農(nóng)地整理領域，國外學者側(cè)重于研究農(nóng)地整理中公眾參與的機制和模式[18-20]，國內(nèi)學者側(cè)重于研究農(nóng)民參與的現(xiàn)狀及政策建議[6,8]、參與項目投資或融資[2,21-22]、參與項目規(guī)劃設計及后期管護行為[23-24]，以及農(nóng)民參與的制度保障和法律機制研究[25]。農(nóng)民作為理性的“經(jīng)濟人”，農(nóng)民參與行為也是一種經(jīng)濟行為，然而從經(jīng)濟學視角研究農(nóng)民參與行為決策卻很鮮見。因此，本文從經(jīng)濟學視角利用成本收益理論構建農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目行為決策模型，并采用實地調(diào)查數(shù)據(jù)加以實證，以揭示農(nóng)民參與行為的決策機理，為今后政府制定激勵農(nóng)民參與的相關政策提供科學依據(jù)。

1 基于成本收益理論的農(nóng)民參與行為決策分析

1.1 農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的成本收益構成

農(nóng)民參與的預期收益是指農(nóng)民預期參與項目可能獲得的直接或間接的收益，包括貨幣收益和非貨幣收益。貨幣收益主要指農(nóng)民參與所能得到的直接經(jīng)濟報酬，非貨幣收益主要指農(nóng)民參與所獲得的精神上的滿足感，如農(nóng)民參與體現(xiàn)公民權利、實現(xiàn)自我價值、提升社會地位等。另一方面，農(nóng)民參與也要付出一定的成本，包括貨幣成本和非貨幣成本。貨幣成本主要是參與過程中搜集有關農(nóng)地整理項目信息的費用、參與相關會議所支付的交通費及通訊費、因參與而產(chǎn)生的機會成本。非貨幣成本是指參與過程中耗費的時間、體力、腦力等支出，農(nóng)民參與的心理成本，如地方政府、村委會、周圍村民對其參與行為不認同和不支持所造成的心理負擔。

將農(nóng)民參與項目的預期收益設為R，貨幣收益和非貨幣收益分別設為R1和R2，且R = R1+ R2。將農(nóng)民參與項目的預期成本設為C，貨幣成本和非貨幣成本分別設為C1和C2，且C = C1+ C2。將農(nóng)民參與的預期凈收益設為△R，則△R=R-C。因此可以設定農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目行為決策函數(shù)如下：

1.2 農(nóng)民參與成本與收益的影響因素分析

（1）農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知。主要指農(nóng)民對農(nóng)地整理的目的與意義、項目建設內(nèi)容與標準、項目運作程序、項目管理制度等信息的了解程度。農(nóng)民對項目的認知程度越高，參與項目的信息收集成本就越低，進而影響農(nóng)民的參與行為決策。（2）農(nóng)民對參與行為的態(tài)度。主要指對參與行為預期影響的判斷。如農(nóng)民通過各種方式參與農(nóng)地整理項目，可以提高項目規(guī)劃設計的合理性，提高項目工程設施的質(zhì)量，提升項目產(chǎn)出效益等。農(nóng)民對參與行為持認同或肯定的態(tài)度，參與的預期收益就越大，參與項目的積極性更高。（3）社會資本。指農(nóng)民所處的社會關系網(wǎng)絡，以信任、互惠和合作三大基本要素作為主要表征的一種參與網(wǎng)絡[26]，是農(nóng)民擁有的社會資源和社會關系。農(nóng)民社會關系網(wǎng)絡中其他群體參與行為的“示范效應”和“伙伴群體效應”會顯著降低農(nóng)民參與項目的成本，并可能獲得被周圍群體認同或信任，以及村莊歸屬感等非貨幣收益。（4）地方政府的態(tài)度與相關制度。地方政府的態(tài)度是指地方政府是否支持農(nóng)民參與項目，相關制度是指與農(nóng)地整理有關的制度安排，包括項目信息公開制度、農(nóng)民參與政策等。地方政府對農(nóng)民參與行為持支持態(tài)度，農(nóng)民參與受行政方面的阻礙就小，參與的成本就越低。完善的項目信息公開制度，降低了農(nóng)民獲取項目信息的成本；健全的農(nóng)民參與政策，為農(nóng)民參與項目提供了制度保障，降低了農(nóng)民參與的成本。（5）其他因素。農(nóng)民的行為決策微觀上還受農(nóng)民個體特征及家庭資源稟賦的影響[27]。農(nóng)民的個體特征主要包括農(nóng)民年齡、文化程度等。不同年齡和文化程度的農(nóng)民存在生理、心理、社會閱歷和自我價值觀等方面的差異，其參與的預期收益不同，因而參與行為決策也不同。農(nóng)民家庭資源稟賦主要包括承包地面積、勞動力資源和經(jīng)濟狀況。

由上述分析得知，農(nóng)民參與的預期收益與成本受以上5個因素的共同影響，可用以下公式來表示：

式2—式3中，X表示影響農(nóng)民參與的預期收益和成本的相關因素向量，因此農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的概率可以表示為：

式4—式5中，x1，x2，x3，x4，x5分別表示上述分析得出的影響農(nóng)民參與的預期收益和成本的各種因素。

2 實證分析

2.1 模型選擇

為深入分析各影響因素對農(nóng)民參與行為決策的作用程度及方向，本文利用Probit模型對理論分析模型進行實證驗證。模型具體形式如下：

式6中，μ是估計方程的擾動項，服從標準正態(tài)分布，因而農(nóng)民參與行為決策模型可以表示為：

式8中，Φ為標準正態(tài)累計分布函數(shù)；Y*是不可觀測的潛在變量；Y是實際觀測到的因變量，表示農(nóng)民是否參與農(nóng)地整理項目，0為“不參與”，1為“參與”；X是實際觀測到的自變量。

2.2 變量定義

選取“農(nóng)民是否參與農(nóng)地整理項目”作為因變量，“農(nóng)民沒參與 = 0”，“農(nóng)民參與 = 1”。將自變量選取分為以下幾個方面：（1）農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知包括農(nóng)民對項目政策認知、項目益處認知；（2）農(nóng)民對參與行為的態(tài)度包括農(nóng)民對參與行為影響項目規(guī)劃設計的合理性、項目工程設施質(zhì)量、項目產(chǎn)出效益的判斷；（3）社會資本包括是否為村干部、周圍村民、村委會等主體的意見對農(nóng)民參與行為的影響；（4）地方政府態(tài)度與相關制度包括地方政府對農(nóng)民參與所持的態(tài)度、項目信息公開透明程度、農(nóng)民參與政策；（5）其他輔助性變量，農(nóng)民個體特征變量包括年齡、文化程度、是否為黨員等，家庭資源稟賦變量用家庭承包耕地面積、農(nóng)業(yè)收入比例、非農(nóng)勞動力比例來衡量。各變量的具體定義及預期作用方向見表1。

2.3 研究區(qū)域選擇與數(shù)據(jù)來源

（1）研究區(qū)域選擇。近年來，湖北省農(nóng)地整理事業(yè)取得了較大成效，2001—2011年間共實施了900多個農(nóng)地整理項目①根據(jù)湖北國土資源廳項目報表（2001—2011年）相關數(shù)據(jù)計算得到。，其中約68.92%的項目集中在武漢城市圈②武漢城市圈，是指以武漢為中心，以100 km為半徑的城市群落，包括武漢及黃石、鄂州、孝感、黃岡、咸寧、仙桃、潛江、天門8個周邊城市，又稱“1+8”城市圈。，故本文選擇武漢城市圈為研究區(qū)域，選定武漢市江夏區(qū)、武漢市蔡甸區(qū)、咸寧市嘉魚縣、鄂州市鄂城區(qū)和鄂州市華容區(qū)7個農(nóng)地整理項目區(qū)作為問卷調(diào)查區(qū)域。

（2）數(shù)據(jù)來源。數(shù)據(jù)來源于課題組2012年4月對上述調(diào)查區(qū)域內(nèi)農(nóng)民進行的面對面的封閉式問卷調(diào)查。數(shù)據(jù)資料的收集采用隨機抽樣調(diào)查的方法，在每個項目區(qū)發(fā)放問卷40—100份。本次調(diào)查共發(fā)放問卷407份，剔除出現(xiàn)錯誤信息或信息漏答的問卷，有效問卷為390份，問卷有效率達到95.82%。

2.4 實證結(jié)果

因問卷中農(nóng)民對參與行為的態(tài)度、社會資本、地方政府態(tài)度與相關制度等潛在變量是采用Likert 5點量表進行測量，為保證調(diào)查問卷的可信度，在數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析之前需對調(diào)查問卷進行信度和效度分析。信度檢驗主要是檢驗結(jié)果的一致性、穩(wěn)定性和可靠性[28]。本文采用Cronbach’a系數(shù)檢驗問卷各個測量項目的一致性。根據(jù)多數(shù)學者觀點，通常信度系數(shù)值在0.7以上，量表信度較佳[28]。經(jīng)計算，調(diào)查數(shù)據(jù)整體的Cronbach’a系數(shù)達到0.83以上，問卷整體可信度較高。效度檢驗是檢驗問卷測驗的準確性，即測驗能夠反映所要測量特性的程度。檢驗指標通常有內(nèi)容效度、收斂效度和區(qū)別效度[28]。問卷中潛在變量的度量方式都選自現(xiàn)有文獻中較為成熟的量表。此外在正式調(diào)研之前還進行了預調(diào)研，根據(jù)預調(diào)研情況對問卷測量項目進行了修正，確保被調(diào)查者能準確理解項目內(nèi)容，故量表的內(nèi)容效度較高。采用因子分析的載荷值來判斷各觀察變量的收斂效度和區(qū)別效度，一般認為因子載荷值及共同因子載荷值大于0.5時，收斂效度和區(qū)別效度較高[28]。經(jīng)計算，參與行為的態(tài)度、社會資本、地方政府態(tài)度與相關制度等潛在變量的觀測變量因子載荷均在0.5以上，具有較好的收斂效度和判別效度 。

本文選取的自變量較多，為避免變量間的多重共線性問題對估計結(jié)果產(chǎn)生影響，計算了所有指標之間的相關系數(shù)。所有指標之間相關系數(shù)均小于0.5，故不存在多重共線性問題。模型使用Eviews 6.0軟件，采用極大似然估計法對模型進行估計（表2）。

從模型的赤池信息量、施瓦茨信息量以及平均最大似然值看，模型通過似然比顯著性檢驗，模型整體效果良好?？傮w來說，該模型和檢驗結(jié)果具有統(tǒng)計學意義。

2.5 結(jié)果分析

（1）在農(nóng)民對農(nóng)地整理項目認知變量中，項目政策認知和項目益處認知對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，通過了1%的顯著性檢驗，與理論預期一致，是影響農(nóng)民參與行為的重要因素。這與其他學者研究得出的農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目規(guī)劃設計的意愿以及參與項目的程度與農(nóng)民對項目的認知程度成正比的結(jié)論相一致[6,23-24]。

表1 變量說明和統(tǒng)計性描述Tab.1 Variables and statistical description

（2）在參與行為態(tài)度變量中，農(nóng)民參與可以提高項目工程設施質(zhì)量的影響判斷對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，通過了5%的顯著性檢驗，與理論預期一致?，F(xiàn)階段農(nóng)地整理項目工程設施質(zhì)量問題凸顯，嚴重制約了農(nóng)民正常的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，影響了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益。因此，農(nóng)民對自身參與農(nóng)地整理項目提高項目工程質(zhì)量的期望越高，參與行為的預期收益就越高，參與項目的可能性就越大。

表2 probit 模型運行結(jié)果Tab.2 The results of the Probit model

（3）在社會資本變量中，周圍村民意見對參與行為的影響、農(nóng)民是否是村干部對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，各自通過了5%和1%的顯著性檢驗，與理論預期一致。農(nóng)民是否是村干部變量的估計參數(shù)絕對值最大，是影響農(nóng)民行為決策的關鍵性因素。社會資本在促進農(nóng)村社區(qū)中基層政府、村干部以及農(nóng)民之間合作的過程中起到了非常重要的作用，一定程度上降低了農(nóng)民的參與成本，提高了農(nóng)民參與的積極性。

（4）在地方政府態(tài)度與相關制度安排變量中，地方政府對農(nóng)民參與所持的態(tài)度和項目信息公開透明程度對農(nóng)民參與行為決策正向影響顯著，與理論預期一致。地方政府對農(nóng)民參與項目越重視，項目信息公開程度越高，農(nóng)民參與項目的可能性就越大。農(nóng)民參與行為決策對地方政府的態(tài)度和相關制度具有較強的依賴性，不同的制度與政策環(huán)境將對農(nóng)民參與的預期成本和收益產(chǎn)生重要影響。

（5）在其他輔助性變量中，農(nóng)民年齡和家庭耕地面積對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，通過了10%的顯著性檢驗，與理論預期一致。農(nóng)民年齡越大，家庭承包耕地面積越大，參與項目的積極性越高。年齡較大的農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時間較長，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴程度較高，故參與農(nóng)地整理項目的積極性較高。家庭承包耕地面積大小決定了其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營規(guī)模，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模較大的農(nóng)民，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入較多，承擔的風險較大，因而迫切希望參與到農(nóng)地整理項目中，以提高農(nóng)地整理項目工程質(zhì)量，降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的風險，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的收益。

3 結(jié)論及建議

（1）農(nóng)民作為理性的“經(jīng)濟人”，追求自身利益的最大化是其參與行為的目標。當農(nóng)民參與農(nóng)地整理項目的預期收益大于預期成本時，農(nóng)民才會選擇參與農(nóng)地整理項目。

（2）農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，是影響農(nóng)民參與行為的重要因素。目前，農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知程度較低，這是制約農(nóng)民積極參與農(nóng)地整理項目的重要原因之一。因此，在農(nóng)地整理項目各個階段，特別是立項階段，政府相關部門應加大農(nóng)地整理政策的宣傳力度，通過社區(qū)廣播、當?shù)仉娨暸_、宣傳欄和宣傳單等多種渠道，宣傳農(nóng)地整理項目的基本信息和功能，提高農(nóng)民對農(nóng)地整理項目的認知，促使其產(chǎn)生積極的參與行為響應。

（3）農(nóng)民對參與行為的態(tài)度對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響。目前，大部分農(nóng)民對自身參與行為持認同的態(tài)度，但在項目實施過程中卻存在農(nóng)民參與意愿及程度低[6]、參與不深入[8]等問題。其主要原因在于目前農(nóng)地整理項目采取的是“自上而下”的政府主導的決策模式，農(nóng)民作為被動的接受者，其利益訴求無法充分表達，這是制約農(nóng)民積極參與農(nóng)地整理項目的重要原因之二。因此，今后農(nóng)地整理項目的實施應將“自上而下”的模式轉(zhuǎn)變成“自下而上，上下結(jié)合”的模式，支持和引導項目區(qū)農(nóng)民積極參與項目的各項決策，監(jiān)督項目施工建設及項目資金使用。

（4）農(nóng)民的社會資本對農(nóng)民參與行為決策具有顯著的正向影響，其中是否是村干部是影響農(nóng)民參與行為決策的關鍵性因素。目前，由于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展比較落后，公共空間狹小，信息閉塞，農(nóng)民的社會互動及社團參與較少，嚴重阻礙了農(nóng)村社會資本的培育[28]，這是制約農(nóng)民積極參與農(nóng)地整理項目的重要原因之三。因此，在今后農(nóng)村社區(qū)建設過程中要增強農(nóng)民之間的合作和互動程度，提高社區(qū)發(fā)展凝聚力，提升農(nóng)村的社會資本水平，促進農(nóng)村社會的自我組織、自我管理、自我服務和自我發(fā)展。政府部門應采取相關措施提高村委會組織的管理能力，培養(yǎng)德才兼?zhèn)涞霓r(nóng)村基層干部，充分發(fā)揮村干部在積極參與農(nóng)村基礎設施建設等各項農(nóng)村公共事務的帶頭作用。

（5）地方政府態(tài)度與項目制度安排對農(nóng)民參與行為決策正向影響顯著。目前，有些地方政府還未完全意識到農(nóng)民參與的重要性，對農(nóng)民參與的支持程度不高，項目實施過程中有關信息公開程度低，農(nóng)地整理制度安排中缺乏明確的農(nóng)民參與規(guī)程，這是制約農(nóng)民積極參與農(nóng)地整理項目的重要原因之四。因此，今后農(nóng)地整理制度改革的重要內(nèi)容就是建立健全的公眾參與特別是農(nóng)民參與機制，對公眾參與的內(nèi)容和職責作出清晰、明確的界定，充分保障農(nóng)民的參與權；同時要建立有效的項目信息公開機制，保障農(nóng)民的知情權，降低農(nóng)民參與的制度成本和信息成本。

（References）：

［1］嚴麗平，邵霞珍，吳次芳.我國土地整理中存在的問題及發(fā)展展望［J］.農(nóng)機化研究，2006，（12）：48-50.

［2］董利民.土地整理融資機制研究［D］.武漢：華中農(nóng)業(yè)大學，2005.

［3］熊衍仁，譚豐華，易冰源.農(nóng)村土地整理過程中農(nóng)民土地權益保障問題淺探［J］.山西農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2011，10（3）：273-276.

［4］樊閩，賈文濤.新農(nóng)村建設視野下的土地整理［J］.中國土地，2006，（3）：11-13.

［5］王文玲，闞酉潯，汪文雄，等.公眾參與土地整理的研究綜述［J］.華中農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2011，（3）：71-75.

［6］吳九興，楊鋼橋.農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與現(xiàn)狀及其原因分析——基于湖北省部分縣區(qū)的問卷調(diào)查［J］.華中農(nóng)業(yè)大學學報（社會科學版），2013，（1）：66-71.

［7］吳九興.農(nóng)地整理項目農(nóng)民參與機制研究［D］.武漢：華中農(nóng)業(yè)大學，2012.

［8］王璦玲，李占軍，張建國，等.農(nóng)民參與土地整理現(xiàn)狀及政策建議［J］.中國土地科學，2008，22（5）：42-47.

［9］劉建生，胡衛(wèi)軍，梁晨雯，等.論土地整理中的公眾參與［J］.河北農(nóng)業(yè)科學，2010，14（2）：115-117.

［10］蔡榮，韓洪云.農(nóng)戶參與合作社的行為決策及其影響因素分析——以山東省蘋果種植戶為例［J］.中國農(nóng)村觀察，2012，（5）：32-40.

［11］鄭適，王志剛.農(nóng)戶參與專業(yè)合作經(jīng)濟組織影響因素的分析［J］.管理世界，2009，（4）：171-172.

［12］朱紅根，翁貞林，康蘭媛.農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設意愿影響因素的理論與實證分析——基于江西省619戶種糧大戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.自然資源學報，2010，25（4）：539-546.

［13］蔡榮，蔡書凱.農(nóng)田灌溉設施建設的農(nóng)戶參與意愿及其影響因素——以安徽省巢湖市740戶稻農(nóng)為例［J］.資源科學，2013，35（8）：1661-1667.

［14］李燕凌，李立清.新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)戶參與行為分析——基于Probit 模型的半?yún)?shù)估計［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009，（9）：63-75.

［15］吳玉鋒.新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險參與行為實證分析——以村域社會資本為視角［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2011，（10）：64-76.

［16］柯水發(fā)，趙鐵珍.農(nóng)戶參與退耕還林意愿影響因素實證分析［J］.中國土地科學，2008，22（7）：27-33.

［17］秦艷紅，康慕誼.基于機會成本的農(nóng)戶參與生態(tài)建設的補償標準——以吳起縣農(nóng)戶參與退耕還林為例［J］.中國人口·資源與環(huán)境，2011，21（12）：65-68.

［18］Sonnenberg, J.K.B. Land consolidation and restitution of property rights：a case study in the Czech Republic. In：Proceedings of the seminar on land Markets and Land Consolidation in Central Europe，UDMS，2000.

［19］Sorensen，A. Land Readjustment，Urban Planning and Urban Sprawl in the Tokyo Metropolitan Area［J］. Urban Studies，1999，36（13）：2333-2360.

［20］Thapa G.B.，Niroula G.S. Alternative options of land consolidation in the mountains of Nepal：An analysis based on stakeholders'opinions［J］. Land Use Policy，2008，25（3）：338-350.

［21］白雪華，吳次芳，艾亮輝.土地整理項目融資PPP模式［J］.中國土地，2003，（1）：20-23.

［22］鮑海君，吳次芳，徐建春.BOT：土地整理融資新模式［J］.中國土地，2002，（6）：24-26.

［23］吳詩嫚，楊鋼橋，汪文雄.農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目規(guī)劃設計意愿的影響因素研究［J］.中國土地科學，2013，27（6）：66-72.

［24］汪文雄，楊鋼橋，李進濤.農(nóng)戶參與農(nóng)地整理項目后期管護意愿的影響因素研究［J］.中國土地科學，2010，24（3）：42-47.

［25］趙謙.構建中國農(nóng)民參與農(nóng)村土地整理制度之思考［J］.中國土地科學，2011，25（7）：37-44.

［26］崔寶玉.欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村社區(qū)公共產(chǎn)品農(nóng)民參與供給研究——以安徽省為例［D］.杭州：浙江大學，2009.

［27］孔祥智，方松海，龐曉鵬等.西部地區(qū)農(nóng)戶稟賦對農(nóng)業(yè)技術采納的影響分析［J］.經(jīng)濟研究，2004，（6）：87-95.

［28］張文彤，董偉.SPSS統(tǒng)計分析高級教程［M］.北京：高等教育出版社，2004.

［29］胡榮，胡康.城鄉(xiāng)居民社會資本構成的差異［J］.廈門大學學報（哲學社會科學版） ，2008，（6） ：64-69.

（本文責編：仲濟香）

Farmers' Decision-making Behaviors of Participating in Farmland Consolidation Project: An Empirical Analysis of Land Consolidation Project in Wuhan Fringe

TIAN Tian, YANG Gang-qiao, ZHAO Wei, WANG Wen-xiong, WU Jiu-xing
（College of Land Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China）

The purpose of this paper is to reveal the behavioral decision-making mechanism of the farmers regarding the participation in farmland consolidation project, and to provide a scientific basis for formulating relevant policy to encourage farmers' participation in farmland consolidation project. This paper takes advantage of cost-benefit theory perspective to build behavior decision model of farmers involved in land consolidation project, and employ the survey data for empirical test. The empirical results show that participation decision-making behaviors of farmers are decided on the size of prospective earnings and cost of participative behavior. The factors such as farmers' cognition on land consolidation project, farmers' judgment of participating that improves the quality of project engineering facilities, the opinion of villagers around, the identity of village cadres, the attitude of the government on farmers' participation, thepublicity and transparency degree of project information, farmers' age and family contracted farmland area together have significant impacts on farmers' participation decisions. Among them, farmers' cognition on land consolidation project variable is the important factor that affects farmers' participation behavior; the variable of identity of village cadres is the key factor that affects farmers' participation behavior. The paper concludes that some measures may be taken in land consolidation project, such as to strengthen the land consolidation policy propaganda, support and guide farmers in project area to actively participate in the decision of project, establish the perfect public participation mechanism, and strengthen constructing the social culture in rural community, e.g., “harmony”, and “democratic participation”.

land consolidation; farmers' participation; cost-benefit theory; decision-making behavior; Wuhan Fringe

F301.2

A

1001-8158（2014）08-0049-08

2013-12-30

2014-05-09

國家社會科學基金 （12BGL078）；國家自然科學基金 （71073065，71403094）；中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項基金資助（2012SC33）。

田甜（1987-），女，湖北咸寧人，博士研究生。主要研究方向為土地經(jīng)濟與管理。E-mail: landuotiantian@163.com

楊鋼橋（1966-），男，湖南邵陽人，教授，博士。主要研究方向為土地利用與管理。E-mail: ygq@mail.hzau.edu.cn