農民對參與式水資源管理的認知響應

郭玲霞， 封建民

(咸陽師范學院 旅游與資源環境學院， 陜西 咸陽 712000)

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農民對參與式水資源管理的認知響應

郭玲霞， 封建民

(咸陽師范學院 旅游與資源環境學院， 陜西 咸陽 712000)

摘要：[目的] 促進農民充分參與水資源管理，提高管理效率。[方法] 以甘肅省高臺縣農戶為對象，運用參與式調查數據，建立結構方程模型，分析農民對參與式水資源管理的認知和響應。[結果] 農民的認知程度對其滿意程度和參與意愿路徑系數分別為0.18(t=4.08)和0.42(t=7.03)，滿意程度對參與意愿的路徑系數為0.45(t=3.86)。 (1) 農民的認知程度對其滿意程度和參與意愿有顯著的正面影響，滿意程度對參與意愿有顯著的正面影響； (2) 對認知程度影響最顯著的外生結構變量為個人因素，觀測變量為自信程度和受教育程度； (3) 對影響滿意程度影響最顯著的外生變量為生產狀況，觀測變量為耕地面積、農業收入比例、家庭人均純收入； (4) 對參與意愿影響最顯著的外生變量為家庭特征，觀測變量為家庭人均純收入。[結論] 應加大宣傳力度，提高農民認知水平；提高水資源管理效率，增加農民收入和滿意程度；建立完善管理制度，為農民參與創造條件。

關鍵詞：農民； 參與式水資源管理； 認知； 響應； 結構方程模型

隨著社會經濟快速發展、人口急劇增長、環境污染加劇以及水資源管理危機，中國水資源嚴重缺乏，水污染愈演愈烈，水資源的可持續發展利用受到嚴重威脅[1]。促進公眾公平、充分、積極參與水資源管理是參與式水資源管理的真諦，是集成水資源管理的重要內容以及提高水資源管理效率的有效手段。十八大報告明確提出“加強水源地保護和用水總量管理，推進水循環利用，建設節水型社會”。農民是用水者協會的主體，也是節水型社會建設的主力軍。在節水型社會建設中，農民用水者協會作為公眾參與式水資源管理的基層組織和基本單位，已成為聯系農民和水資源管理部門的紐帶。目前，農民用水者協會已成為水資源管理領域研究的熱點問題。王金霞[2]、成誠等[3]對灌區尺度水資源管理制度的研究表明，自20世紀90年代開始,黃河流域參與式水資源管理制度改革取得了很大的進展, 傳統的集體管理已經逐步被承包管理和用水者協會管理所取代。在水資源管理績效方面，農民用水者協會在解決水事糾紛、減少用水戶的水費開支、節約農業勞動力、渠系建設與維護、提高弱勢群體灌溉公平性等方面取得了一定成效[4-9]，用水者協會的成立對農戶灌溉水資源供應和農業生產、生產投資、作物用水量等方面具有積極影響[10-12]。參與是水資源管理的關鍵問題，然而農戶參與灌溉管理的意愿受到戶主的文化程度、戶主對參與式灌溉管理認知程度、非農勞動力占家庭勞動力比例、農戶社會資本等因素的影響[13-14]。從性別角度來看，限制婦女參與用水者協會的因素是沒有機會參與、家庭勞動繁重、科學文化素質低、對用水者協會認知不足等[15-16]。綜上所述，目前幾乎所有研究都認可且非常重視參與的重要性，卻忽視了農民對參與式水資源管理的認知及認知與響應的關系，而充分的認知恰是參與的前提和基礎。明晰農民對參與式水資源管理的認知和響應關系，是促進農民參與水資源管理的核心問題。因此，本文運用參與式農村評估方法進行實地調查并獲取數據，建立結構方程模型(structure equation modeling, SEM)，探索農民對水資源管理的認知和響應關系，研究結果將為農戶對水資源的感知和響應研究提供基礎，為區域節水型社會建設提供科學依據。

1研究區域與研究方法

1.1　研究區域概況

高臺縣地處98°57′27″—100°06′42″E，39°03′50″—39°59′52″N。位于河西走廊中部，黑河中游下段，隸屬甘肅省張掖市。所屬8個灌區(圖1)，136個行政村，農業戶數為34 139[17]。由于水資源嚴重短缺，生態環境脆弱，多年來，一直受到國家和政府的關注。2002年被確定為國家第一批節水型社會試點區域，近年來大力發展節水型社會建設，形成了政府調控、市場引導、公眾參與的節水型社會運行機制[18]。

圖1　高臺縣8個灌區分布

1.2　研究方法

1.2.1理論模型結構方程模型(SEM)是用于討論觀測變量與潛在變量關系以及潛在變量與潛在變量關系的多元統計分析方法，融合了因子分析和路徑分析兩種統計技術。一般步驟包括：理論模型建立、數據檢驗、模型路徑系數估計、整體模型擬合檢驗以及模型修正[19-20]。

農民是節水型社會建設的主體，農民參與是提高管理效率、促進水資源高效利用、實現用水公平合理的有效途徑。因此，農民參與水資源管理既是目標，也是手段。農民是否愿意積極參與水資源管理，一方面取決于其自身對于水資源管理的認知水平。農民的個人因素、家庭因素、生產狀況決定了其對水資源的認知，也決定了其是否愿意、能否參與用水者協會管理工作。另一方面也受水資源管理現狀的影響。研究表明，農民的滿意程度是評價用水者協會管理績效的重要且有效的指標[21-22]。農村水資源管理的服務對象是農民，水資源管理績效通常體現在農民對生產生活用水的滿足程度，對水資源供給服務評價的評價。因此，理論模型的建立基于以下假設。 (1) 農民的滿意程度與其參與意愿存在著相關關系(H1)。農民對水資源管理服務及管理績效的滿意程度越高，則參與用水者協會管理以及支持家人參與的意愿越強烈。(2) 農民的認知程度與其滿意度之間存在著相關關系(H2)。農民對用水者協會的組織形式、運行制度及職能等方面的理解和認識，直接關系到對用水者協會管理績效的滿意程度。認識越深刻，了解越多則對用水者協會的評價越客觀。(3) 農民的認知程度與其參與意愿存在著相關關系(H3)。對用水者協會的認識和理解越深刻，參與協會管理及支持鼓勵家人參與的可能性越大。(4) 農民的個人因素—認知程度、個人因素—參與意愿、家庭特征—認知程度、家庭特征—滿意程度、家庭特征—參與意愿、生產狀況—認知程度、生產狀況—滿意程度、生產狀況—參與意愿之間存在著相關關系(H4)。農民的個體特征決定了其水資源知識、態度和行為，家庭及生產方面的特征決定了其對水資源的需求和期待，從而影響對用水者協會的認知程度、滿意程度及參與意愿。

基于以上假設，建立農民認知—響應理論模型，包含6個結構變量和23個測量指標(圖2，表1)。內生結構變量為認知程度、滿意程度和參與意愿。外生結構變量為個人因素、家庭特征、生產狀況。結構變量對應的觀測變量如表1所示。通過問卷調查，獲取所有觀測變量信息。年齡、受教育程度、家庭規模、勞動力比例、負擔系數、家庭人均純收入、耕地面積、農業收入占家庭收入的比例9個指標根據答案轉換為5級量表，其余15個觀測變量的評價均按照各自定義分為5級量表。

表1　結構方程模型指標體系

1.2.2數據檢驗運用SPSS統計軟件對調查數據進行初步整理與檢驗，對于異常數據進行必要的核對、校正和剔除，對缺少的數據采用樣本均值替代法進行處理，經過計算得到調查樣本對于模型中觀測變量的評價均值以及Cronbach Alpha信度系數。結果表明所有單項與項目整體相關度全部大于0.5，因此所有觀察變量視為可信，全部予以保留。整體測量指標的標準化信度0.8以上，說明此問卷具有較高的內在一致性。然后對調查數據進行單變項和多變項的多元正態分布檢驗。卡方檢驗結果顯示，大部分數據為近似正態性分布，偏度和峰度基本都小于1。由于最大似然估計法的健全性，唯有在峰度的絕對值大于25時，才會對估計產生足夠的影響性[20]。侯杰泰等[19]也認為在多數情況下，尤其是當樣本數未達數千時，就算變量不是正態分布，最大似然法估計仍是合適的，因此選擇最常用的最大似然法作為模型的估計方法。

圖2　農民對參與式水資源管理的認知-響應模型

1.3　數據來源

本文以農戶為研究對象，進行參與式問卷調查，前期預調查58個樣本數據顯示，農民認知程度樣本方差為1.207 8，樣本均值為2.95，在0.05顯著性水平下，規定抽樣誤差不超過0.1。根據簡單隨機不重復抽樣計算得出農民認知程度研究最小樣本量為478。發放問卷600份，獲得有效問卷578份，其中男性302份，女性273份。從性別上看，受訪者男性略多于女性。從年齡上看，受訪者以40~60歲最多，共占了調查樣本的63.15%，30~39歲和60歲以上分別占16.26%和15.74%，小于30歲最少，占4.84%。從文化程度來看，受訪者受教育程度以小學和初中為主，共占了樣本總量的70.07%。

2計算過程與結果

運用LISREL軟件，輸入協方差矩陣及DA(開始)、MO(模型構建)、OU(結果輸出)語句，采樣最大似然估計法進行路徑系數估計(圖3)、進行t檢驗，并對模型整體擬合度進行檢驗(表2)。

各結構變量之間的標準化路徑系數t檢驗值(t>2)都在0.01水平上顯著，說明理論模型得到了較好的驗證，實證研究支持理論假設。23個觀測變量中，用水沖突發生頻率(x12)標準化系數值較小(0.09)，但所有觀測指標t檢驗值都在0.01水平上顯著，說明測量模型中的觀測變量對特定結構變量的影響都是顯著的，能夠很好地解釋相應的潛變量，因此沒有剔除觀測變量。

圖3　結構方程模型的標準化解

2.1　認知程度、滿意程度與參與意愿關系

3個內生結構變量之間存在顯著且重要的路徑關系。

認知程度對滿意程度的路徑系數為0.18(t=4.08)，表明農民對用水者協會的職能和組織形式等基本情況的認知對其滿意程度具有正面影響。認知程度每提高1個單位，滿意程度增加0.18倍。農民對用水者協會的組織形式、運行制度及職能等方面的理解和認識，直接關系到對用水者協會管理績效的滿意程度。認識越深刻，了解越多則對用水者協會的評價越客觀。調查發現，農民通常會將對用水者協會的理解和期待與現實狀況進行對比，評價其管理和服務績效。有些農民認為近些年來由于用水者協會的成立，在水利設施的維護、節水技術推廣和公平用水方面有了很大改善，這是協會有效管理的結果。認知程度對參與意愿的路徑系數為0.42(t=7.03)，表明農民對水資源管理的認知程度對其參與協會管理的意愿具有顯著的正面影響，認知程度每提高1個單位，參與意愿增加0.42倍。很多農民認為在當前用水緊張的情況下成立用水者協會是非常必要的，協會在解決用水糾紛、協調灌溉時間、水費收取等方面有著重要作用，這都是和自己的利益緊密相關的，他們會配合協會各項工作，如果有機會，也會參與協會管理工作，或者支持自己家人參與。滿意程度對參與意愿的路徑系數為0.45(t=3.86)，表明滿意程度每提高1個單位，參與意愿增加0.45倍。農民對水資源管理的滿意程度顯著影響著參與水資源管理的意愿。滿意度高，表示對協會管理績效持肯定態度，因此，愿意參與并支持家人參與協會管理。

2.2　認知程度的影響因素分析

3個內生觀測變量和3個外生結構變量對認知程度的路徑系數均通過了顯著性檢驗。內生觀測變量對認知程度的貢獻依次為用水者協會職能了解程度0.91，對用水者協會組織形式了解程度0.89，對用水者協會成立必要性的認知0.66。表明農民對用水者協會職能的認知水平較高，組織形式次之，必要性最低。農民對用水者協會在水費收繳、統一供水、渠系維護、解決糾紛等方面的職能非常熟悉，而對協會的人員構成、領導機構以及產生過程并不是非常清楚，對“為什么成立協會？”及“成立協會的必要性”認識還比較模糊。對認知程度影響最為顯著的外生結構變量是個人因素，其次為家庭特征和生產狀況，路徑系數分別為0.77(t=14.62)，0.19(t=5.29)，0.09(t=12.20)。對應12個外生觀測變量對認知程度的影響表現在，個人因素中，影響最顯著的變量是自信程度，路徑系數為0.93×0.77=0.72，表明自信程度每增加1個單位，認知程度提高0.72倍；受教育程度次之，路徑系數為0.78×0.77=0.60，表明受教育程度每增加1個單位，認知程度提高0.72倍；家庭特征中，影響最顯著的變量是家庭人均純收入，路徑系數為0.53×0.19=0.10，表明家庭人均純收入每增加1個單位，認知程度提高0.10倍；生產狀況中，影響最顯著的變量是耕地面積，路徑系數為0.90×0.09=0.08，表明耕地面積每增加1個單位，認知程度提高0.08倍。調查過程中發現，對用水者協會成立的意義，協會的主要職能和組織結構的認識程度差異較大，究其原因，一方面與認知事物本身有直接關系，在這里表現為參與式是水資源管理及用水者協會，它的普及程度以及發揮的作用有直接決定了農民的認知水平。另一方面受認知主體的影響，被調查者個人的年齡、文化水平、信息來源、關注程度，家庭背景、經濟水平以及生產活動對其認知程度具有一定影響。

2.3　滿意程度的影響因素分析

6個內生觀測變量和2個外生結構變量對滿意程度的路徑系數均通過了顯著性檢驗。內生觀測變量對滿意程度的貢獻依次為：財務透明程度0.86，灌溉滿足程度0.76，水費高低0.30，供水及時程度0.27，總體滿意度0.26，用水設施維護0.12。表明農民對財務透明程度、灌溉用水滿足程度的滿意度較高，這主要是由于協會每次都將水費開支情況進行公示，農民對協會的財務管理信任度較高，而且通過協會的努力，供水量比原來有所增加，因此，滿意度較高。水費、供水及時程度、用水設施維護以及總體滿意程度較低。農民反映目前的水費超出了他們的承受能力，在農業生產投資中占了很大比例，此外，供水的及時性無法保證，渠系襯砌和維護還不夠理想，總體上對協會滿意程度不高。對滿意程度影響最為顯著的外生結構變量是生產狀況，其次為家庭特征，路徑系數分別為0.27(t=3.66)，0.09(t=12.20)。農民的生產狀況和家庭特征與水資源需求有直接關系，因此，也是影響水資源管理滿意程度的中醫因素。對應的6個外生觀測變量對滿意程度的影響表現在，生產狀況中，影響最為顯著的變量是耕地面積，路徑系數為0.90×0.27=0.24，表明耕地面積每增加1個單位，滿意程度提高0.24倍；其次為農業收入占家庭總收入的比例，路徑系數為0.83×0.27=0.22，表明農業收入比例每增加1個單位，滿意程度提高0.22倍。耕地規模和農業收入比例是表現家庭農業生產規模以及對農業生產依賴程度的重要指標，規模越大，對水資源的需求量越大，能否保證生產生活中的水資源需求是評價協會管理工作的重要內容，也是農民滿意度的直接體現。家庭特征中，影響最為顯著的變量是家庭人均純收入，路徑系數為0.53×0.09=0.05，表明家庭人均純收入每增加1個單位，滿意程度提高0.05倍。在干旱區，水資源是制約農業生產經濟效益的制約因素，也是決定性因素，因此，農民的家庭收入水平與其對水資源管理的滿意程度具有重要的關系。

2.4　參與意愿的影響因素分析

2個內生觀測變量和3個外生結構變量對滿意程度的路徑系數均通過了顯著性檢驗。內生觀測變量對參與意愿的貢獻依次為，支持家人參與0.56，參與愿意0.16。表明支持家人參與是農民表達參與意愿的主要形式。調查中發現，部分男性由于常年外出打工，他們認為在農業生產生活中參與較少，因此，愿意支持家人參與，而部分女性則認為用水者協會管理是拋頭露面的事，自信心不足，但愿意支持家人參與。對參與意愿影響最為顯著的外生結構變量是家庭特征，其次為生產狀況和個人因素，路徑系數分別為0.27(t=3.66)，0.10(t=2.07)，0.09(t=12.20)。對應12個外生觀測變量對參與意愿的影響表現在，家庭特征中，影響最為顯著的變量是家庭人均純收入，路徑系數為0.53×0.27=0.14，表明家庭人均純收入每增加1個單位，參與意愿提高0.14倍；生產狀況中，影響最為顯著的變量是耕地面積，路徑系數為0.90×0.10=0.09，表明耕地面積每增加1個單位，滿意程度提高0.09倍；個人因素中，影響最為顯著的變量是自信程度，路徑系數為0.93×0.09=0.08。調查發現，經濟條件是決定農民在社區威望的重要因素，一方面，參與用水者協會管理能夠更好地滿足生產和生活用水，同時，參與協會管理也是個人能力和地位的體現。

2.5　模型整體擬合度

衡量模型對數據擬合程度的指標有擬合優度的卡方(Chi-square)檢驗χ2，近似誤差的均方根RMSEA(root mean square error of approximation)、擬合優度指數GFI(goodness of fit index)、調整擬合優度指數AGFI(adjusted goodness of fit index)。目前對于結構方程模型的擬合指數還沒有統一的標準，一般認為χ2/df<2，GFI>0.90，AGFI>0.90，RMSEA≤0.05，并且RMSEA的90%置信區間上限≤0.08，則模型的擬合程度較好[19-20]。在本研究所用模型中，各擬合指數如表2所示。RMSEA的90%置信區間=(0.043，0.055)。因此，該模型具有較好的擬合優度。

表2　整體模型擬合度參數

3結論與討論

公眾參與是參與式水資源管理的必要途徑和重要目標，農民對水資源管理的認知程度、滿意程度和參與意愿之間有重要聯系，本文通過建立結構方程模型，對調查數據進行評價和檢驗。結果表明，測量模型中的觀測變量對潛變量具有顯著影響，測量模型具有較高的目標可靠性；模型的整體擬合性能良好，結構模型中各潛變量之間的路徑系數與假定基本符合；理論模型可靠，研究假設成立。

從變量之間的路徑關系可以看出： (1) 農民的認知程度對其滿意程度和參與意愿有顯著的正面影響，滿意程度對參與意愿有顯著的正面影響。 (2) 個人因素對認知程度影響最顯著，家庭特征和生產狀況次之；生產狀況對滿意程度影響最顯著，家庭特征次之；家庭特征對參與意愿影響最顯著，生產狀況和個人因素次之。(3) 觀測變量中，自信程度和受教育程度對認知程度的影響較大，耕地面積、農業收入占家庭總收入的比例、家庭人均純收入對滿意程度的影響較大。(4) 家庭人均純收入對參與意愿的影響最大。

在本研究的基礎上,提出以下建議： (1) 加大宣傳培訓力度，提高農民認知水平。通過宣傳和培訓，增強農戶對水資源利用、管理的認知，對用水者協會的組織形式、運行制度及職能等方面的理解和認識，以及對公眾參與水資源管理的必要性和重要性的理解。 (2) 提高水資源管理效率，增加農民收入，增強農民滿意程度。努力提高水資源管理效率，確保生產生活用水的質量，促進農民收入增加，進而提升農民對水資源管理的滿意程度。 (3) 建立和完善管理制度，為農民參與創造條件。完善水資源管理中農戶參與的機制和過程，在人事、財務、資源分配等比較敏感的問題上，讓農民感受到協會的公平、公開，從而信任這個組織。完善農民用水者協會公眾參與制度，為農民公平參與創作機會。

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Famer’s Cognition and Response to Participatory Water Resource Management

GUO Lingxia, FENG Jianmin

(CollegeofTourism&ResourcesandEnvironmental,XiangyangNormalUniversity,Xianyang,Shaanxi712000,China)

Abstract：[Objective] To promote public participate in water resources management and improve management effect.[Methods] Taking farmers living in Gaotai County, Gansu Province as the case, by using participatory research data, the structure equation model(SEM) was built, and famer’s cognition and response to participatory water resources were analyzed. [Results] The path coefficients of farmer’s cognition to its satisfaction and willingness were 0.18(t=4.08) and 0.42(t=7.03), while the path coefficient of satisfaction to willingness was 0.45(t=3.86). (1) Farmer’s cognition of water resources management had positively relationships with its satisfaction and willingness to participate the water users association(WUA), and the satisfaction positively effects willingness too. (2) The main exogenous structural variables affecting farmer’s cognition was personal factor, and the main exogenous observation variables were self-confidence and education level. (3) The main exogenous structural variables effect farmer’s satisfaction was agriculture production status, and the main exogenous observation variables were arable land, the proportion of agriculture income and household per capital net income. (4) The main exogenous structural variables affecting farmer’s willingness to participate in WUA is household status, and the main exogenous observation variable is households per capital net income. [Conclusion] We should promote propaganda and training to improve farmers’ knowledge and cognition of water resources usage and management. The water resources management efficiency must be improved in order to increase farmers’ income and satisfaction degree. At last, management system should be built to create opportunity and condition for farmers’ participation.

Keywords:famer; participatory water resources management; cognition; response; structural equation model (SEM)

文獻標識碼：A

文章編號：1000-288X(2015)03-0331-07

中圖分類號：X22

收稿日期：2014-01-26修回日期：2014-04-17

資助項目：陜西省普通高校優勢學科建設項目“歷史地理學”(10722,0602)； 陜西省教育廳科學研究項目“陜北生態脆弱性農戶環境感知研究”(14JK1800)； 咸陽師范學院專項科研基金項目“黑河流域集成水資源管理研究”(11xsyk108)； 咸陽師范學院“青藍人才”資助項目(XSYQL201508)

第一作者：郭玲霞(1984—)，女(漢族)，甘肅省天水市人，博士，講師，主要從事區域環境與資源開發。E-mail：guolingxia1984@163.com。