農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建管意愿影響因素的實(shí)證分析
——基于21個(gè)省3 552份問(wèn)卷的調(diào)查數(shù)據(jù)

毛綿逵，張鴻玉(河海大學(xué)公共管理學(xué)院，南京 211100)

1 問(wèn)題的提出與文獻(xiàn)回顧

羅興佐基于荊門(mén)五村的調(diào)查結(jié)果指出，政府期望通過(guò)產(chǎn)權(quán)改制，利用市場(chǎng)連接水利單位與農(nóng)戶間的合作供水關(guān)系，但沒(méi)有權(quán)威的水利單位和用水戶協(xié)會(huì)，無(wú)法解決由于搭便車而導(dǎo)致的合作難問(wèn)題，農(nóng)民合作會(huì)陷入困境[1]。而我國(guó)農(nóng)村小型農(nóng)田水利設(shè)施存在投入不足、建設(shè)滯后、損毀嚴(yán)重等問(wèn)題，迫切需要增加建設(shè)和管護(hù)投入[2]。但長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)田水利建設(shè)主要由政府主導(dǎo)，如何調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的積極性，引導(dǎo)農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利的建設(shè)和管理，需要從理論與實(shí)證上分析影響其參與意愿的因素。

奧斯特羅姆基于對(duì)公共池塘資源所面臨困難及原因的研究認(rèn)為，要持續(xù)利用公共資源，需要合理的制度安排，使各利益相關(guān)者通過(guò)平等的相互交流，共同構(gòu)建集體行動(dòng)的實(shí)際運(yùn)行規(guī)則[3]。在農(nóng)田水利設(shè)施的投入和管護(hù)方面，有國(guó)外學(xué)者認(rèn)為，在市場(chǎng)和社會(huì)主導(dǎo)的公共供給體制下，把政府的管理職責(zé)部分或全部移交給農(nóng)民協(xié)會(huì)或私人部門(mén)，是有效的變革方向[4],建立用水組織是農(nóng)田灌溉管理由集權(quán)向分權(quán)轉(zhuǎn)化的重要途徑[5]。但Macmillan等人認(rèn)為政府的作用更為重要，政府財(cái)政的投入對(duì)可持續(xù)的農(nóng)田基礎(chǔ)設(shè)施供給，起到更大的作用[6]。

在農(nóng)民參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建管意愿上，國(guó)內(nèi)學(xué)者做了大量的實(shí)證研究。有學(xué)者研究了農(nóng)戶文化程度、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)收入比重、農(nóng)田水利設(shè)施狀況、易澇易旱面積、糧食補(bǔ)貼、農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)重要度等變量對(duì)農(nóng)戶參與意愿的影響[7-10]。劉輝等研究了農(nóng)戶年齡、身體健康狀況對(duì)參與意愿的影響[7]；朱紅根等通過(guò)Logistic模型分析，認(rèn)為村莊雙季稻種植比重和兄弟姐妹數(shù)量對(duì)參與意愿有顯著影響[8]；劉恬等的研究認(rèn)為可灌溉耕地面積比重和人均水田面積對(duì)農(nóng)戶的參與意愿及參與方式影響較大[9]。影響農(nóng)戶參與小型水利工程管理的因素也包括周圍人參與管理比例及所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[10]。

從前人研究可以看出，國(guó)內(nèi)學(xué)者以農(nóng)戶個(gè)體為研究對(duì)象，主要運(yùn)用二元Logistic模型對(duì)農(nóng)戶參與意愿影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，并選取了不同的描述變量。國(guó)外學(xué)者更多的是從農(nóng)民組織和成員異質(zhì)性的角度來(lái)考察集體行為對(duì)農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的影響。由于政治、經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)環(huán)境錯(cuò)綜復(fù)雜，影響農(nóng)戶參與意愿的因素眾多，已有研究很難涵蓋所有方面。本研究在前人研究的基礎(chǔ)上，增加了社會(huì)性別、社會(huì)資本和社會(huì)信任等變量，運(yùn)用多元線性回歸分析方法，對(duì)農(nóng)戶參與意愿的影響因素進(jìn)行了分析。

2 數(shù)據(jù)及樣本描述

本文采用的數(shù)據(jù)源于針對(duì)全國(guó)21個(gè)省(市、自治區(qū))，涉及351個(gè)村莊的農(nóng)戶問(wèn)卷，該調(diào)查在2013年12月至2014年3月展開(kāi)，每個(gè)村莊隨機(jī)抽取依然有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的10～15戶農(nóng)戶進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，共獲得3 552份有效問(wèn)卷。

表1為樣本描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，樣本農(nóng)戶的平均年齡是43.75歲，其中處于30～49歲年齡段的農(nóng)戶比例偏高，同時(shí)他們也是家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力。從樣本受教育程度看，初中及以下為主，這與當(dāng)前農(nóng)村居民總體受教育程度依然偏低的現(xiàn)實(shí)相吻合，同時(shí)與全國(guó)人口受教育程度的基本狀況基本吻合 。樣本農(nóng)戶中，56.5%的家庭承包土地?cái)?shù)量在0.333 hm2以內(nèi)，22.4%的家庭承包土地?cái)?shù)量為0.333～0.667 hm2，所有樣本農(nóng)戶家庭承包地平均為0.638 hm2。這意味著，絕大多數(shù)樣本農(nóng)戶都屬于小農(nóng)耕種狀態(tài)。而樣本農(nóng)戶中，表示會(huì)繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶比例達(dá)到65.1%。

數(shù)據(jù)采集中，通過(guò)“家里是否有親戚在政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位”的方式反映農(nóng)戶社會(huì)資本的高低，數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶家庭社會(huì)資本總體上不高。通過(guò)被調(diào)查者對(duì)于“農(nóng)戶不相信村干部的話”這一陳述的認(rèn)知情況，反映村民對(duì)村干部的信任度。總體上看，村民對(duì)干部的信任度偏低。此外，只有11.7%的樣本農(nóng)戶獲得過(guò)農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼。

表1 樣本描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果 %

從勞動(dòng)力比例均值看，農(nóng)村勞動(dòng)力資源仍集中于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，但非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力投入也占有相當(dāng)?shù)谋壤r(nóng)戶收入來(lái)源呈現(xiàn)多元特征。樣本農(nóng)戶中，農(nóng)戶家庭上一年平均總收入為5.05萬(wàn)元，農(nóng)業(yè)收入比例較高，而農(nóng)業(yè)收入主要以種植業(yè)為主，從較高的種植業(yè)比例中可以看出農(nóng)田灌溉設(shè)施對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性。

從灌溉設(shè)施類型比例來(lái)看，傳統(tǒng)的水渠和小水庫(kù)灌溉比例稍高，除水窖外，各設(shè)施類型比例差別不大。農(nóng)村小水利設(shè)施在數(shù)量、質(zhì)量和效用上依然存在著問(wèn)題，其中數(shù)量不夠的比例達(dá)37.9%，水利設(shè)施損壞比例為53.6%，不能滿足基本需求的比例占40.3%，總體上看，目前水利設(shè)施建設(shè)管理狀況不能滿足農(nóng)戶灌溉用水的需要。而用水協(xié)會(huì)作為農(nóng)戶用水合作組織僅占5.2%，所以調(diào)動(dòng)農(nóng)戶合作積極性，參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)有其必要性。

3 理論假說(shuō)及研究設(shè)計(jì)

3.1 理論假說(shuō)

“理性小農(nóng)學(xué)派”認(rèn)為小農(nóng)是“理性的小農(nóng)”，是一個(gè)權(quán)衡長(zhǎng)短期利益并為利益最大化而作出合理決策的人，能夠?qū)ζ渌涞馁Y源作出合理有效的策略。因此，只有當(dāng)農(nóng)田水利投資能給農(nóng)戶及家庭帶來(lái)合理的效用時(shí)，農(nóng)戶才愿意參與農(nóng)田水利建設(shè)。如下數(shù)學(xué)式表示農(nóng)戶的決策行為：

D(R)=P[(E-C)>R]

式中：D(R)為農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的決策函數(shù)；R為農(nóng)戶當(dāng)前不參與管護(hù)的收益；E為預(yù)期收益；C為預(yù)期成本。

該數(shù)學(xué)式表明，只有當(dāng)農(nóng)戶的預(yù)期收益E與預(yù)期成本C的差值大于當(dāng)期收益R時(shí)，農(nóng)戶才會(huì)參與小型農(nóng)田水利建設(shè)和管護(hù)。農(nóng)戶的當(dāng)前收益和預(yù)期參與成本是比較容易確定的，而農(nóng)戶的預(yù)期收益受農(nóng)戶的個(gè)人因素及周圍外部因素的影響[11]。從表2中第4列通過(guò)雙變量相關(guān)分析得到的各自變量與參與意愿的皮爾遜相關(guān)系數(shù)，可以看出各自變量至少在p<0.1水平上顯著相關(guān)，說(shuō)明各自變量與參與意愿有相關(guān)關(guān)系，據(jù)此并依據(jù)理性小農(nóng)、效用最大化理論作出如下假設(shè)。

(1)社會(huì)性別、文化程度、承包地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、收入來(lái)源、農(nóng)田水利購(gòu)置補(bǔ)貼、社會(huì)資本、繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期與農(nóng)戶參與意愿呈正相關(guān)。在農(nóng)村社會(huì)，家庭生產(chǎn)生活中的男女各有分工，女性主要管理家庭事務(wù)，而男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的決策上占有主導(dǎo)地位，熟知農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策利弊的男性更易認(rèn)識(shí)到設(shè)施管護(hù)的重要性，在參與積極性上要高于女性。文化程度越高，意味著認(rèn)知水平越高，越能意識(shí)到農(nóng)田水利設(shè)施建管的重要性，參與意愿越高。承包地面積和勞動(dòng)力人數(shù)越多，收入來(lái)源中農(nóng)業(yè)收入比重越大，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)收入依賴程度越高，而農(nóng)田水利設(shè)施的建管有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展和農(nóng)民收入的提高，因此，農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施的參與意愿更高。發(fā)放農(nóng)田水利購(gòu)置補(bǔ)貼能在資金上鼓勵(lì)和調(diào)動(dòng)農(nóng)民的積極性，使其有更高的參與意愿。擁有一定的社會(huì)資本能夠使經(jīng)濟(jì)行為人之間通過(guò)重復(fù)交往共享信息，從而減少交易成本，提高合作效率，參與意愿也隨之增強(qiáng)[12]。本文用“家里是否有親戚在政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位”這一變量來(lái)代表社會(huì)資本，家里有親戚在政府機(jī)關(guān)或事業(yè)單位的農(nóng)戶，參與意愿可能更高。雖然非農(nóng)化日益成為農(nóng)村社會(huì)的一個(gè)顯著特征，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍是農(nóng)民主要的生活來(lái)源，而農(nóng)田水利設(shè)施建管的投入事關(guān)生計(jì)，因此，有繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期的農(nóng)戶參與意愿更高。

表2 線性回歸模型中所用變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(2)年齡、農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量、農(nóng)戶對(duì)干部的信任度與農(nóng)戶的參與意愿呈負(fù)相關(guān)。年齡越大，勞動(dòng)能力下降，則不從事或少?gòu)氖罗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)，因此對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入關(guān)注度降低，參與意愿也低。而農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量越是缺乏，為獲得灌溉需求，農(nóng)戶的參與意愿越高。政府政策和村莊公共事務(wù)的執(zhí)行和組織有賴于村干部的組織領(lǐng)導(dǎo)，而一個(gè)缺乏社會(huì)信任的干群關(guān)系則不利于有效的組織協(xié)調(diào)，因此，對(duì)干部信任度越低的農(nóng)戶，參與意愿越低。

3.2 研究設(shè)計(jì)

結(jié)合已有研究及本次調(diào)查問(wèn)卷，選取了表2中的變量來(lái)試圖解釋影響農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建管意愿的影響因素。由于本研究建立的是多元線性回歸模型，要求自變量與因變量需為連續(xù)性變量，所以將定類自變量轉(zhuǎn)換成虛擬變量。模型公式為：

y=a+b1x1+b2x2+…+bixi+c

式中：y為因變量(農(nóng)戶參與意愿)；x為自變量(影響因素)；b為回歸系數(shù)；i為自變量個(gè)數(shù)；c為常量。

此次分析所選取的因變量取自問(wèn)卷中的參與意愿量表，分別是農(nóng)戶對(duì)以下4種小型農(nóng)田水利設(shè)施的參與意愿：①渠道清淤或維修；②灌溉機(jī)井建設(shè)或維修；③提灌泵站建設(shè)或維修；④小水庫(kù)或水塘的清淤或維修。每個(gè)變量都有5個(gè)水平，即都不愿意、不清楚、出工、出錢(qián)、既出工又出錢(qián)。4個(gè)變量代表了4種不同的小型農(nóng)田水利設(shè)施類型。為了提高樣本的代表性，采用因子分析的方法將農(nóng)戶對(duì)①～④這4種小型農(nóng)田水利設(shè)施的參與意愿提取為一個(gè)變量。表3為參與意愿量表的因素分析結(jié)果，通過(guò)主成分分析抽取和最大方差法旋轉(zhuǎn)，累積解釋量達(dá)到72.312%，KMO值為0.813，大于0.8，說(shuō)明變量間的關(guān)系良好，適合作因素分析，并提取1個(gè)變量，即“小型農(nóng)田水利設(shè)施參與意愿”，共可解釋全量表72.312%的變異量。

表3 參與意愿量表因素分析結(jié)果

4 結(jié)果分析

表4為農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理意愿影響因素多元線性回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果，除“繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期”變量外，其余自變量對(duì)參與意愿均有顯著影響。其中性別和文化程度通過(guò)了p<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，說(shuō)明男性比女性的參與意愿更高，因?yàn)榧彝ブ心信止げ煌煜まr(nóng)業(yè)生產(chǎn)事務(wù)的男性更能意識(shí)到參與農(nóng)田小水利設(shè)施建設(shè)的重要性；初中比小學(xué)程度參與度要高，高中及以上比初中程度有更高的解釋力，說(shuō)明隨著文化程度的提高，有較高水平認(rèn)知的農(nóng)戶參與意愿越高。年齡通過(guò)了p<0.1統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，但是符號(hào)為負(fù)，說(shuō)明年齡越大，參與意愿越低。

承包地面積、家庭農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)和農(nóng)業(yè)收入變量分別通過(guò)了p<0.01和p<0.05統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，方向都為正，說(shuō)明承包地面積和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)越多，以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶參與意愿越高，因?yàn)橐赞r(nóng)業(yè)為主要生計(jì)的農(nóng)戶越重視農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)。

家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)關(guān)這一變量通過(guò)了p<0.01統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，方向?yàn)檎f(shuō)明有親戚在事業(yè)單位的農(nóng)戶參與意愿更高，社會(huì)資本在農(nóng)戶的生產(chǎn)活動(dòng)中能夠提供便利和共享信息，促進(jìn)農(nóng)戶的參與動(dòng)力。有農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼變量通過(guò)了p<0.01水平上的顯著性檢驗(yàn)，方向?yàn)檎?說(shuō)明發(fā)放農(nóng)田水利設(shè)施購(gòu)置補(bǔ)貼能夠調(diào)動(dòng)農(nóng)戶參與的積極性。

農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠變量通過(guò)了p<0.05統(tǒng)計(jì)水平上的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)田水利設(shè)施的數(shù)量越缺乏，需求得不到滿足，農(nóng)戶參與建設(shè)和管理的意愿越高。老百姓不相信干部的話通過(guò)了p<0.05水平上的顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，說(shuō)明越是同意這一觀點(diǎn)的農(nóng)戶參與意愿越低，意味著干群信任度越低，參與意愿越低。

表4 農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建管意愿影響因素線性回歸估計(jì)結(jié)果

繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預(yù)期變量未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這一變量對(duì)農(nóng)戶的參與意愿影響很小，雖然農(nóng)戶有繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期，但是農(nóng)戶處于當(dāng)前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展?fàn)顩r中，而且預(yù)期具有不確定性，并不能影響農(nóng)戶當(dāng)前的參與意愿。

從標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)來(lái)看，10個(gè)顯著回歸系數(shù)的自變量中，初中和高中及以上文化程度的β系數(shù)絕對(duì)值分別達(dá)到0.095和0.096，說(shuō)明在這些自變量中文化程度變量對(duì)參與意愿的解釋力最高，是主要的影響因素；按順序農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)、承包地面積、農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)或購(gòu)置補(bǔ)貼、家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)構(gòu)變量的β系數(shù)絕對(duì)值依次由高到低分別為0.089、0.088、0.085、0.084，處于0.08至0.09之間，說(shuō)明從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)到家里有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)構(gòu)等變量的解釋力逐漸降低，但總體上，這些變量對(duì)參與意愿的影響力處于很高的程度；性別變量β系數(shù)絕對(duì)值為0.075，說(shuō)明此變量對(duì)參與意愿的影響較高；農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠、農(nóng)業(yè)收入來(lái)源和同意老百姓不相信干部的話、年齡變量β系數(shù)絕對(duì)值分別為0.066、0.065、0.062、0.054，這4個(gè)變量對(duì)參與意愿的解釋力相對(duì)較高；而未來(lái)3 a會(huì)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變量的β系數(shù)絕對(duì)值為0.037，對(duì)參與意愿的影響程度較低。

5 結(jié)論與建議

農(nóng)民作為小型農(nóng)田水利設(shè)施使用的主體，加強(qiáng)其在設(shè)施建設(shè)和管理中的參與是保證農(nóng)田水利供給的重要措施。然而農(nóng)民是否愿意參與其中受到多種因素的影響，本文通過(guò)線性回歸模型分析得出以下結(jié)論及建議。

(1)性別、文化程度、年齡對(duì)農(nóng)戶參與意愿有顯著影響。具體來(lái)講，男性比女性的意愿高，文化程度越高的農(nóng)戶參與意愿越高，而年齡越大，參與意愿越低。認(rèn)為應(yīng)提倡在農(nóng)村開(kāi)展女性參與意識(shí)的教育，增加女性參與公共事務(wù)決策的機(jī)會(huì)，以提升其參與意識(shí)；開(kāi)展農(nóng)業(yè)文化知識(shí)和素質(zhì)培訓(xùn)是重中之重，以此提高農(nóng)戶對(duì)科學(xué)文化的認(rèn)知水平，引導(dǎo)農(nóng)戶認(rèn)識(shí)農(nóng)田水利設(shè)施建管理重要性，從思想上改變農(nóng)民保守的發(fā)展觀念。

(2)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶參與意愿有重要影響。數(shù)據(jù)分析說(shuō)明，有親戚在事業(yè)單位或政府機(jī)構(gòu)的參與意愿更高。因此要鼓勵(lì)農(nóng)民合作，利用社會(huì)關(guān)系資源推動(dòng)農(nóng)民合作行動(dòng)，建立用水合作組織，以解決農(nóng)田水利設(shè)施的供給不足問(wèn)題。

(3)農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)或購(gòu)置補(bǔ)貼和農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量評(píng)價(jià)對(duì)參與意愿有顯著影響。有農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)或購(gòu)置補(bǔ)貼和設(shè)施數(shù)量不夠的情況下，農(nóng)戶參與意愿更高。所以應(yīng)采取“政府鼓勵(lì)，農(nóng)民參與”的策略，在政府投入建設(shè)農(nóng)田水利設(shè)施的同時(shí)給與農(nóng)戶適當(dāng)?shù)难a(bǔ)貼，在擴(kuò)大補(bǔ)貼范圍的基礎(chǔ)上增加力度，調(diào)動(dòng)其參與的主觀能動(dòng)性。

(4)承包地面積、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量和收入來(lái)源與參與意愿呈正向影響。承包地面積和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)越多，以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶參與意愿越高。所以，應(yīng)加大種糧補(bǔ)貼的力度，通過(guò)宏觀調(diào)控保證糧食收購(gòu)價(jià)格平穩(wěn)，從而提高農(nóng)業(yè)收入比重，讓農(nóng)民在非農(nóng)化日益發(fā)展的情況下注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(5)農(nóng)戶對(duì)干部信任度對(duì)參與意愿有負(fù)向影響。數(shù)據(jù)分析表明，認(rèn)為干部的話越不可信的農(nóng)戶，參與意愿越低。因此應(yīng)加強(qiáng)對(duì)村干部辦事能力的培訓(xùn)和思想教育，讓干部充分理解黨“從群眾中來(lái),到群眾中去”的思想路線，做好鄉(xiāng)村基層組織建設(shè)，搞好干部和群眾間關(guān)系，調(diào)動(dòng)村民參與村莊公共事務(wù)管理的積極性。

(6)繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期對(duì)農(nóng)戶參與意愿影響甚小。雖然農(nóng)戶有繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預(yù)期，但是預(yù)期具有不確定性，并不能影響農(nóng)戶當(dāng)前的參與意愿。

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