農田水利設施供給效果評估

李景景+朱玉春

摘要：通過對寧夏農田水利設施的實地調查，采用有序Probit模型實證分析了農田水利已有設施的供給效果和管理效果。結果表明，水利設施維護、權責明晰度、水費收繳管理、水利管理者產生是否民主及是否重視農戶需求是影響農戶評價農田水利設施供給效果和管理效果的共同因素。而耕地面積、灌溉便利性、變化情況對農戶評價農田水利設施供給效果有顯著影響，與鄰村相比，則對農戶評價農田水利設施管理效果產生了重要的影響。

關鍵詞：寧夏；農田水利設施；供給效果；有序Probit模型

中圖分類號： F323.21文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2014）06-0419-04

收稿日期：2013-12-11

基金項目：國家自然科學基金（編號：71273210）；中央高校基本科研業務費專項（編號：2013RWZD01）。

作者簡介：李景景（1988—），女，陜西渭南人，碩士研究生，從事管理科學與工程研究。E-mail：laraljj@163.com。

通信作者：朱玉春，教授，博士生導師，從事區域經濟、公共經濟及管理、技術經濟及管理、數量經濟與投資經濟研究。E-mail：zhuyuchun321@126.com。農田水利設施是發展農村經濟的重要保障，是保證農業生產穩定進行的重要條件，也是確保糧食生產安全的物質基礎，已有研究證明全世界1/3的糧食豐收歸功于小型農田水利工程[1]，而提高糧食產量的優先選擇在于改善灌溉工程質量[2]。國內學者發現，水利投資與國民經濟尤其是農業部門的發展關系密切，一方面水利投資能夠促進糧食產出，另一方面水利投資與農業經濟之間存在長期的均衡關系[3-5]。而投資帶來的結果直接關系到農田水利設施供給與管理狀況，可見農田水利設施供給與管理的好壞直接影響農業生產和農民生活，進而影響整個農村的穩定發展。但是，我國農田水利設施普遍存在建設滯后、資金投入不足及老化失修等諸多問題[6]，這些問題不僅涉及農田水利設施的基本供給狀況，更與其建后管理水平密切相關。近年來，農田水利基礎設施的供給已不能滿足農戶需求，如何在建后對其管理，真正做到公平公正是農戶更為重視的。因此，本研究主要從農田水利基礎設施供給效果（簡稱供給效果）和建后管理效果兩方面入手，為提高農田水利設施總體供給效果提供理論依據。

農田水利設施作為農村公共產品的重要組成部分，對其供給效果評價可借鑒已有對農村公共產品供給效果評價的理論及方法。李燕凌認為，農村公共產品供給效果既包括物質性效果，也包括農戶對公共品的感覺效果，目前對農戶感覺效果評價多依據滿意度理論[7]。滿意度理論較早應用于消費者對商品和服務的評價領域以及政府績效測評考核中，近年開始逐漸被用于農村公共品領域并取得了一定的成果[8-10]，同時部分學者將Probit、Logit等計量模型運用到對農村公共產品供給農民滿意度及需求意愿中進行評價，研究農民滿意度及投資意愿的影響因素[11-12]。朱玉春等認為，不同的農戶對公共產品的供給效果有不同的感受和評價，因此，體現農戶真實的想法、衡量政府提供的農村公共品是否達到預設目標，最直接可行的辦法就是立足農戶視角[13]。而已有對農田水利設施的研究，一方面將其作為農村公共產品的一部分，分析其對農村公共產品供給效果的影響作用；另一方面多數學者的分析局限在農戶對農田水利設施需求偏好及建設投資意愿等方面[14-15]，很少有學者對其供給與管理效果進行分析，雖有學者對農田水利的建設和管理進行了分析，但未能采用實證分析的方法對其進行深入研究。因此，本研究以滿意度理論為基礎，立足農戶視角，采用有序Probit模型分析農田水利基礎設施供給效果及管理效果，并探索農田水利設施供給與管理效果的主要影響因素，以期為提高農田水利設施總體供給效果提供建議。

1模型設定、數據說明與變量選取

1.1計量模型設定

由于農戶對農田水利設施供給與管理效果評價的數據是有序多分類的，且自變量多以離散型為主，因此選用有序Probit模型作為本研究的實證模型，其基本形式如下：

y*i=Xiβ+εi（i=1，2，…，n）。

農戶對農田水利設施供給效果不同評價結果分為5個等級，設v1

yi=1y*i≤vi

2v1

3v2

4v3

5y*i>v4。

若εi正態分布的累積概率函數為Φ（x），那么y=1，2，3，4，5的概率分別為：

P（y=1|xi）=Φ（v1-xiβ）；

P（y=2|xi）=Φ（v2-xiβ）-Φ（v1-xiβ）；

P（y=3|xi）=Φ（v3-xiβ）-Φ（v2-xiβ）；

P（y=4|xi）=Φ（v4-xiβ）-Φ（v3-xiβ）；

P（y=5|xi）=1-Φ（v4-xiβ）。

其中：y*i為不可觀測的因變量，表示農戶對農田水利設施供給評價； yi是可觀測的變量，表示在{1，2，…，n}上取值的有效響應；xi為實際觀測的自變量； β為待估的參數向量； εi為相互獨立且服從正態分布的隨機變量，即εi～N（0，σ2）。

1.2數據來源及描述性統計

所用數據來源于2013年4月的實地問卷調查，該調查主要針對農戶對農田水利設施需求意愿及滿意度情況而進行，實地調查范圍涉及寧夏回族自治區3個縣（市）9個鄉（鎮）16個村莊共360戶農戶，調查對象為年滿18歲、沒有交流困難并積極配合調查的農民。此次調查共發放調查問卷360份，根據研究需要對回收的問卷進行篩選，最終獲得有效問卷341份，占全部問卷總數的94.72%。

由表1可知調查對象具有以下特征：男女比例較接近，但女性所占比例略高于男性，年齡結構層中，45歲以上者達6627%，35歲及以下者不足10%，可能是由于寧夏氣候導致農耕主要從5月開始，而筆者調研的時間為4月，多數中青年人在這個時間段選擇外出務工；以小學及以下、初中文化程度為主，分別占49.56%、43.11%，高中及以上的僅占6.54%；多數以3～5人的中小型家庭為主，占62.17%；有50.44%的家庭中有子女上學；僅有1.18%是村干部，4.69%為黨員；94.13%當前在務農。

1.3變量選取

在借鑒已有研究的基礎上，根據農戶對農田水利設施供給效果和管理效果的評價結果，并結合實際調查情況，筆者在研究過程中選取了四大類共14個自變量，即農戶基本特征，包括性別、年齡、受教育程度、耕地面積和耕地塊數；運營狀況包括農戶對灌溉便利性評價、農田水利設施維護狀況、農田水

農戶基本特征

統計類型指標數量（人）比例（%）性別男15946.63女18253.37年齡18～25歲51.4726～35歲236.7436～45歲8725.5146～55歲11232.8456～70歲11433.43受教育程度小學及以下16949.56初中14743.11高中226.45大專及以上30.09家庭規模1～2人3510.263～5人21262.176～8人8324.34>8人113.24子女上學是17250.44否16949.56務農是32194.13否205.87村干部是41.18否33798.82黨員是164.69否32595.31

利設施在建設及管理等方面的權責明晰度、農戶對水價評價及對水費收繳管理的評價；相關比較主要是橫向與縱向的比較，包括農田水利設施近5年變化情況及與鄰村比較的情況；水利設施管理者則主要包括農田水利管理者產生是否民主、是否重視農戶需求2個方面。因變量分別為農戶對農田水利設施供給效果的評價結果及農戶對農田水利設施建后管理效果的評價結果，變量定義、統計性描述及預期方向見表2。表2變量說明和統計性描述

變量類型變量變量定義均值標準差預期因變量

農戶對農田水利設施供給效果的評價結果（y1）很不好=1，不好=2，一般=3，較好=4，很好=5

3.584

0.838

農戶對農田水利設施管理效果的評價結果（y2）很不好=1，不好=2，一般=3，較好=4，很好=5

3.405

0.771

農戶基本特征性別（x1）男=1，女=00.4660.500？年齡（x2）18～25歲=1，26～35歲=2，36～45歲=3，46～55歲=4，56～70歲=53.900.922-受教育程度（x3）小學及以下=1，初中=2，高中=3，大專及以上=41.5870.652？耕地面積（x4）按實際的耕地面積計9.41610.039？耕地塊數（x5）按實際的耕地塊數計5.8375.435-運營狀況灌溉便利性（x6）很便利=5，較便利=4，一般=3，不便利=2，很不便利=14.2960.925+水利設施維護（x7）很好=5，較好=4，一般=3，不好=2，很不好=13.6480.707+權責明晰度（x8）權責很明晰=5，權責較明晰=4，權責不明晰=3，權責很不明晰=23.9710.774+水價評價（x9）水價很高=5，水價較高=4，水價合適=3，水價偏低=2，水價很低=13.7510.686-水費收繳管理（x10）很好=5，較好=4，一般=3，不好=2，很不好=13.2930.673+相關比較變化情況（x11）明顯變化=5，變得較好=4，一般=3，變得不好=2，變得很不好=13.6210.728+鄰村比較（x12）

遠比鄰村好=5，比鄰村較好=4，差不多=3，不及鄰村=2，比鄰村差得遠=13.088

0.667

+

水利管理者產生是否民主（x13）很民主=5，較民主=4，一般=3，不民主=2，很不民主=13.2430.692+重視農戶需求（x14）很重視=2，一般=1，不重視=01.1880.715+注：“+”表示自變量對因變量有正向影響，“-”表示自變量對因變量有負向影響，“？”表示自變量對因變量的影響方向不確定。

2模型估計與結果分析

2.1農戶對農田水利設施供給與管理效果評價

調查結果（表3）顯示，9.97%的農戶認為農田水利設施供給效果很好，50.73%的農戶認為較好，27.57%的農戶處于中間狀態，認為供給效果不好或很不好的農戶占11.73%，可見農田水利設施供給的效果比較理想。農戶認為農田水利設施管理很好或較好的農戶只有45.46%，不足一半；43.70%的農戶處于中間狀態；10.84%的農戶認為不好或很不好。總體來看，認為農田水利設施供給效果和管理效果一般、不好或很不好的農戶仍有較大部分，這一方面說明對農田水利基礎設施供給和管理不滿意的農戶仍占較大比例，而這會影響農田水利設施的總體供給效果；另一方面說明農田水利設施供給與管理水平還需進一步提高。

農田水利設施供給評價和管理評價（%）

評價內容所占比例（%）認為很好

的農戶認為較好

的農戶認為一般

的農戶認為不好

的農戶認為很不

好的農戶供給評價9.9750.7327.5711.140.59管理評價6.1639.3043.7010.550.29

2.2估計結果及分析

本研究利用Stata 12.0統計軟件對農田水利設施供給效果評價和管理效果評價分別作有序Probit回歸處理，回歸結果見表4。由表4可知，2組模型的對數似然比均小于-257，LR統計量均超過200，對數似然比檢驗的顯著性水平均為0000，說明這2組模型的整體擬合效果較理想，解釋變量的作用方向基本符合預期。表4供給效果與管理效果評價影響因素的有序Probit回歸處理結果

變量類型變量名稱y1y2系數Z值系數Z值農戶基本特征性別（x1）0.1671.200.1280.97年齡（x2）-0.064-0.85-0.108-1.50受教育程度（x3）-0.096-0.830.1221.12耕地面積（x4）0.022**2.230.0020.25耕地塊數（x5）-0.014-0.77-0.012-0.74運營狀況灌溉便利性（x6）0.211***2.700.0410.55水利設施維護（x7）0.847***5.630.560***3.92權責明晰度（x8）0.187*1.930.474***5.07水價評價（x9）-0.090-0.83-0.049-0.47水費收繳管理（x10）0.205*1.690.256*1.87相關比較變化情況（x11）0.849***5.700.1190.87鄰村比較（x12）0.0730.610.312***2.76水利管理者產生是否民主（x13）0.213*1.850.367***3.31重視農戶需求（x14）0.262**2.550.220**2.26注：y1、y2對數似然比分別為-257.415、-293.620；其偽判決系數分別為0.373、0.255；其LRχ2（14）分別為306.31、200.42。***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.10水平顯著。

2.2.1農戶基本特征從模型估計的結果來看，農戶基本特征中僅耕地面積在0.05水平上對農戶評價農田水利設施供給效果產生了重要的正向影響，其系數為0.022。可能是因為近年政府加大了對農田水利設施建設投入，被調查地區農田水利設施基本建設完成，除小部分地區外，已有的供給能夠覆蓋幾乎所有的耕地，能很好地滿足農業生產的基本需求，所以農戶對農田水利設施供給比較滿意；耕地面積對管理效果的估計結果不顯著，可能是因為管理主要涉及人的行為，即管理的好壞，人起決定性作用，其他客觀因素多是通過影響人的行為來影響管理的最終結果。此外，性別和受教育程度2個變量在模型中的估計結果都不顯著，說明農戶年齡對農戶評價農田水利設施供給效果沒有直接影響；而受教育程度的系數在2個模型中一負一正，這可能是因為隨著受教育程度的提高，農戶對農田水利設施供給有了更高的需求，希望農田水利設施的供給能進一步提升，如進行節水灌溉等。年齡與耕地塊數的估計結果不顯著，但與預測結果一致，系數都為負，一方面年齡大的農戶由于身體原因，對農田水利設施的供給有了更高的要求，希望在使用的過程中能更加省事省力，同時年齡大的農戶種地時間長，經驗豐富，對農田水利設施供給情況容易產生不滿意的情緒；另一方面，耕地塊數較多的農戶灌溉較不方便，加之常常耗時耗力，導致其不滿意。

2.2.2運營狀況從表4中可以看出，除水價評價外，其余4個運營狀況變量對農戶評價農田水利設施供給效果有顯著影響；水價評價、灌溉便利性均未對管理效果的評價產生顯著影響。2個模型中水價評價的影響雖與預測結果一致，但影響不顯著。回歸結果中，水價評價的系數為負，說明水價越高，農戶對農田水利設施供給越不滿意，因為較高的水價增加了農戶的生產成本。水價評價不顯著的可能原因是調查區域的水費是按1年每667 m2收取的，相對于化肥投入、農藥投入等，灌溉投入占農業總投入的比例較低，所以水價對農戶的評價并未產生顯著影響。水利設施維護對2個模型中的因變量均產生了非常顯著的影響，維護是建后對農田水利設施管理的重要方面，因為維護不僅涉及人力、財力及物力的投入，更涉及對投入資源的配置。因此，農田水利設施維護狀況越好，說明對資源的投入及配置做得越好，即管理得越好。同時，良好的維護能在滿足農業生產需求的基礎上提高灌溉用水效率，因此農戶對農田水利供給評價較高。與此同時，水費收繳管理在2個模型中的估計結果都通過了0.10的顯著性檢驗。實際調查中農戶反映，水費收繳有固定的時間（一般1年收取1次），并且新建及維護農田水利設施也并未向農戶強制收取費用，體現了相關管理制度的公正原則，因此農戶對供給及管理都比較滿意。而權責明晰度分別在0.10和0.01水平上對評價供給效果和管理效果產生重要的正向影響。權責是否明晰，首先要求在農田水利設施供給方面，對相關主體的權責進行分配。由于農田水利設施建設投資主體呈現多元化，因此明確各主體的權利責任對農田水利設施穩定有序發展具有重要的作用，而對于建后的管理工作更需要明確管理主體的權責，避免發生糾紛與矛盾。灌溉便利性則對供給評價在0.01水平上產生重要的正向影響，即現有水利設施越便利，越能在使用的過程中為農戶節省人力與物力，因此農戶對供給評價很高；該變量未對管理評價產生顯著影響，可能更多的是因為灌溉是否方便是對農田水利設施建設的要求，即建設越完備，就越方便，而與管理得好壞關系不大。

2.2.3相關比較變化情況在0.01水平上對農戶評價農田水利設施供給效果產生了重要的正向影響，由于近5年新修農田水利設施較多，很好地滿足了農業生產需要，提高了農民收益，因此，農戶滿意度高；對管理效果的影響雖與預期結果一致，但是不顯著，可能是因為新修農田水利設施增多的同時，水利設施的管理也得到了一定提升，但對管理的需求未得到滿足。而與鄰村相比在0.01水平上對農戶評價農田水利設施管理效果具有重要的正向影響，說明農戶具有較強的攀比心理，尤其是管理涉及很多無形方面，包括農戶的心理感知，因此本村與鄰村相比成為農戶衡量管理效果的一個重要途徑。與鄰村相比，本村在管理方面做得越好，農戶對農田水利設施管理效果的評價越高，該變量未對供給評價產生顯著影響，可能是因為在評價供給效果時能否滿足農業灌溉需求是主要的衡量標準。

2.2.4水利管理者水利管理者的產生是否民主在2個模型中對因變量在0.10、0.01水平上都有顯著影響，可見其對管理效果的影響更為顯著。說明通過民主方式選擇農田水利管理者，能提高農戶對供給效果和管理效果的評價結果。管理者在管理活動中具有主導地位，對管理效果的好壞有直接影響。農戶認為，水利管理者應由農戶自己選擇，因為只有農戶自己選擇的管理者才能切實代表農戶的利益。此外，水利管理者是否重視農戶需求是評價供給效果和管理效果的重要因素，均通過了0.05的顯著性檢驗，影響方向與預期一致。作為農田水利設施的直接消費者，農戶的需求是農田水利設施供給的重要依據，水利管理者重視農戶需求，將農戶的需求及意愿傳遞給農田水利設施的供給者，這有利于提高農田水利設施的供給效果，提高農戶滿意度。

3結論與政策啟示

本研究根據對寧夏的實地調查數據，采用有序Probit模型對農田水利設施供給效果與管理效果進行評價，得到的結論主要包括：（1）有5個因素共同影響農戶評價農田水利設施供給效果和管理效果，但各因素的影響程度存在一定的差異，提高農田水利總體供給效果可以重點從這5個因素入手；（2）有4個變量對兩者產生了不同影響，其中耕地面積、灌溉便利性及近5年農田水利設施變化情況對農戶評價農田水利設施供給效果有顯著的影響，而與鄰村相比則對農戶評價農田水利設施管理效果產生了重要的影響。

通過實證分析得出的政策啟示有：一是繼續加大對農田水利設施維護的投入，尤其是對渠系末端水利設施的維護，改善老化失修及滲漏淤積的現象，提高灌溉的便利性，使水資源利用效率提升，并且降低農戶的灌溉成本；二是進一步建立和完善農田水利設施管理機制，包括水利管理者的選舉制度、權責分配制度及水費收繳管理制度，并確保制度實施的公平性與公正性；三是鼓勵農戶參與，作為農田水利設施最直接的消費者，農戶對其供給效果的好壞、是否滿足農業生產需求最有發言權，農戶越能通過參與表達意愿及意見，農田水利設施供給效果得到的評價就會越高。

參考文獻：

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3結論與政策啟示

本研究根據對寧夏的實地調查數據，采用有序Probit模型對農田水利設施供給效果與管理效果進行評價，得到的結論主要包括：（1）有5個因素共同影響農戶評價農田水利設施供給效果和管理效果，但各因素的影響程度存在一定的差異，提高農田水利總體供給效果可以重點從這5個因素入手；（2）有4個變量對兩者產生了不同影響，其中耕地面積、灌溉便利性及近5年農田水利設施變化情況對農戶評價農田水利設施供給效果有顯著的影響，而與鄰村相比則對農戶評價農田水利設施管理效果產生了重要的影響。

通過實證分析得出的政策啟示有：一是繼續加大對農田水利設施維護的投入，尤其是對渠系末端水利設施的維護，改善老化失修及滲漏淤積的現象，提高灌溉的便利性，使水資源利用效率提升，并且降低農戶的灌溉成本；二是進一步建立和完善農田水利設施管理機制，包括水利管理者的選舉制度、權責分配制度及水費收繳管理制度，并確保制度實施的公平性與公正性；三是鼓勵農戶參與，作為農田水利設施最直接的消費者，農戶對其供給效果的好壞、是否滿足農業生產需求最有發言權，農戶越能通過參與表達意愿及意見，農田水利設施供給效果得到的評價就會越高。

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3結論與政策啟示

本研究根據對寧夏的實地調查數據，采用有序Probit模型對農田水利設施供給效果與管理效果進行評價，得到的結論主要包括：（1）有5個因素共同影響農戶評價農田水利設施供給效果和管理效果，但各因素的影響程度存在一定的差異，提高農田水利總體供給效果可以重點從這5個因素入手；（2）有4個變量對兩者產生了不同影響，其中耕地面積、灌溉便利性及近5年農田水利設施變化情況對農戶評價農田水利設施供給效果有顯著的影響，而與鄰村相比則對農戶評價農田水利設施管理效果產生了重要的影響。

通過實證分析得出的政策啟示有：一是繼續加大對農田水利設施維護的投入，尤其是對渠系末端水利設施的維護，改善老化失修及滲漏淤積的現象，提高灌溉的便利性，使水資源利用效率提升，并且降低農戶的灌溉成本；二是進一步建立和完善農田水利設施管理機制，包括水利管理者的選舉制度、權責分配制度及水費收繳管理制度，并確保制度實施的公平性與公正性；三是鼓勵農戶參與，作為農田水利設施最直接的消費者，農戶對其供給效果的好壞、是否滿足農業生產需求最有發言權，農戶越能通過參與表達意愿及意見，農田水利設施供給效果得到的評價就會越高。

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