農戶參與小型農田水利建管意愿影響因素的實證分析
——基于21個省3 552份問卷的調查數據

毛綿逵，張鴻玉(河海大學公共管理學院，南京 211100)

1 問題的提出與文獻回顧

羅興佐基于荊門五村的調查結果指出，政府期望通過產權改制，利用市場連接水利單位與農戶間的合作供水關系，但沒有權威的水利單位和用水戶協會，無法解決由于搭便車而導致的合作難問題，農民合作會陷入困境[1]。而我國農村小型農田水利設施存在投入不足、建設滯后、損毀嚴重等問題，迫切需要增加建設和管護投入[2]。但長期以來農田水利建設主要由政府主導，如何調動農戶的積極性，引導農戶參與小型農田水利的建設和管理，需要從理論與實證上分析影響其參與意愿的因素。

奧斯特羅姆基于對公共池塘資源所面臨困難及原因的研究認為，要持續利用公共資源，需要合理的制度安排，使各利益相關者通過平等的相互交流，共同構建集體行動的實際運行規則[3]。在農田水利設施的投入和管護方面，有國外學者認為，在市場和社會主導的公共供給體制下，把政府的管理職責部分或全部移交給農民協會或私人部門，是有效的變革方向[4],建立用水組織是農田灌溉管理由集權向分權轉化的重要途徑[5]。但Macmillan等人認為政府的作用更為重要，政府財政的投入對可持續的農田基礎設施供給，起到更大的作用[6]。

在農民參與小型農田水利設施建管意愿上，國內學者做了大量的實證研究。有學者研究了農戶文化程度、家庭農業勞動力數量、農業收入比重、農田水利設施狀況、易澇易旱面積、糧食補貼、農田水利設施建設重要度等變量對農戶參與意愿的影響[7-10]。劉輝等研究了農戶年齡、身體健康狀況對參與意愿的影響[7]；朱紅根等通過Logistic模型分析，認為村莊雙季稻種植比重和兄弟姐妹數量對參與意愿有顯著影響[8]；劉恬等的研究認為可灌溉耕地面積比重和人均水田面積對農戶的參與意愿及參與方式影響較大[9]。影響農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經濟發展水平[10]。

從前人研究可以看出，國內學者以農戶個體為研究對象，主要運用二元Logistic模型對農戶參與意愿影響因素進行實證分析，并選取了不同的描述變量。國外學者更多的是從農民組織和成員異質性的角度來考察集體行為對農田灌溉設施建設的影響。由于政治、經濟、文化、社會環境錯綜復雜，影響農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上，增加了社會性別、社會資本和社會信任等變量，運用多元線性回歸分析方法，對農戶參與意愿的影響因素進行了分析。

2 數據及樣本描述

本文采用的數據源于針對全國21個省(市、自治區)，涉及351個村莊的農戶問卷，該調查在2013年12月至2014年3月展開，每個村莊隨機抽取依然有農業生產活動的10～15戶農戶進行問卷調查，共獲得3 552份有效問卷。

表1為樣本描述統計結果，樣本農戶的平均年齡是43.75歲，其中處于30～49歲年齡段的農戶比例偏高，同時他們也是家庭主要勞動力。從樣本受教育程度看，初中及以下為主，這與當前農村居民總體受教育程度依然偏低的現實相吻合，同時與全國人口受教育程度的基本狀況基本吻合 。樣本農戶中，56.5%的家庭承包土地數量在0.333 hm2以內，22.4%的家庭承包土地數量為0.333～0.667 hm2，所有樣本農戶家庭承包地平均為0.638 hm2。這意味著，絕大多數樣本農戶都屬于小農耕種狀態。而樣本農戶中，表示會繼續從事農業生產的農戶比例達到65.1%。

數據采集中，通過“家里是否有親戚在政府機關或事業單位”的方式反映農戶社會資本的高低，數據顯示，農戶家庭社會資本總體上不高。通過被調查者對于“農戶不相信村干部的話”這一陳述的認知情況，反映村民對村干部的信任度。總體上看，村民對干部的信任度偏低。此外，只有11.7%的樣本農戶獲得過農田水利設施購置補貼。

表1 樣本描述統計結果 %

從勞動力比例均值看，農村勞動力資源仍集中于農業生產，但非農業勞動力投入也占有相當的比例，農戶收入來源呈現多元特征。樣本農戶中，農戶家庭上一年平均總收入為5.05萬元，農業收入比例較高，而農業收入主要以種植業為主，從較高的種植業比例中可以看出農田灌溉設施對農業生產的重要性。

從灌溉設施類型比例來看，傳統的水渠和小水庫灌溉比例稍高，除水窖外，各設施類型比例差別不大。農村小水利設施在數量、質量和效用上依然存在著問題，其中數量不夠的比例達37.9%，水利設施損壞比例為53.6%，不能滿足基本需求的比例占40.3%，總體上看，目前水利設施建設管理狀況不能滿足農戶灌溉用水的需要。而用水協會作為農戶用水合作組織僅占5.2%，所以調動農戶合作積極性，參與農田水利設施建設有其必要性。

3 理論假說及研究設計

3.1 理論假說

“理性小農學派”認為小農是“理性的小農”，是一個權衡長短期利益并為利益最大化而作出合理決策的人，能夠對其所支配的資源作出合理有效的策略。因此，只有當農田水利投資能給農戶及家庭帶來合理的效用時，農戶才愿意參與農田水利建設。如下數學式表示農戶的決策行為：

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

式中：D(R)為農戶參與小型農田水利建設的決策函數；R為農戶當前不參與管護的收益；E為預期收益；C為預期成本。

該數學式表明，只有當農戶的預期收益E與預期成本C的差值大于當期收益R時，農戶才會參與小型農田水利建設和管護。農戶的當前收益和預期參與成本是比較容易確定的，而農戶的預期收益受農戶的個人因素及周圍外部因素的影響[11]。從表2中第4列通過雙變量相關分析得到的各自變量與參與意愿的皮爾遜相關系數，可以看出各自變量至少在p<0.1水平上顯著相關，說明各自變量與參與意愿有相關關系，據此并依據理性小農、效用最大化理論作出如下假設。

(1)社會性別、文化程度、承包地面積、農業勞動力人數、收入來源、農田水利購置補貼、社會資本、繼續從事農業生產的預期與農戶參與意愿呈正相關。在農村社會，家庭生產生活中的男女各有分工，女性主要管理家庭事務，而男性在農業生產活動的決策上占有主導地位，熟知農業生產決策利弊的男性更易認識到設施管護的重要性，在參與積極性上要高于女性。文化程度越高，意味著認知水平越高，越能意識到農田水利設施建管的重要性，參與意愿越高。承包地面積和勞動力人數越多，收入來源中農業收入比重越大，說明農戶對農業收入依賴程度越高，而農田水利設施的建管有利于農業生產的發展和農民收入的提高，因此，農戶對小型農田水利設施的參與意愿更高。發放農田水利購置補貼能在資金上鼓勵和調動農民的積極性，使其有更高的參與意愿。擁有一定的社會資本能夠使經濟行為人之間通過重復交往共享信息，從而減少交易成本，提高合作效率，參與意愿也隨之增強[12]。本文用“家里是否有親戚在政府機關或事業單位”這一變量來代表社會資本，家里有親戚在政府機關或事業單位的農戶，參與意愿可能更高。雖然非農化日益成為農村社會的一個顯著特征，但農業生產仍是農民主要的生活來源，而農田水利設施建管的投入事關生計，因此，有繼續從事農業生產預期的農戶參與意愿更高。

表2 線性回歸模型中所用變量的描述性統計結果

(2)年齡、農田水利設施數量、農戶對干部的信任度與農戶的參與意愿呈負相關。年齡越大，勞動能力下降，則不從事或少從事農業勞動，因此對農業生產投入關注度降低，參與意愿也低。而農田水利設施數量越是缺乏，為獲得灌溉需求，農戶的參與意愿越高。政府政策和村莊公共事務的執行和組織有賴于村干部的組織領導，而一個缺乏社會信任的干群關系則不利于有效的組織協調，因此，對干部信任度越低的農戶，參與意愿越低。

3.2 研究設計

結合已有研究及本次調查問卷，選取了表2中的變量來試圖解釋影響農戶參與農田水利設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性變量，所以將定類自變量轉換成虛擬變量。模型公式為：

y=a+b1x1+b2x2+…+bixi+c

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

此次分析所選取的因變量取自問卷中的參與意愿量表，分別是農戶對以下4種小型農田水利設施的參與意愿：①渠道清淤或維修；②灌溉機井建設或維修；③提灌泵站建設或維修；④小水庫或水塘的清淤或維修。每個變量都有5個水平，即都不愿意、不清楚、出工、出錢、既出工又出錢。4個變量代表了4種不同的小型農田水利設施類型。為了提高樣本的代表性，采用因子分析的方法將農戶對①～④這4種小型農田水利設施的參與意愿提取為一個變量。表3為參與意愿量表的因素分析結果，通過主成分分析抽取和最大方差法旋轉，累積解釋量達到72.312%，KMO值為0.813，大于0.8，說明變量間的關系良好，適合作因素分析，并提取1個變量，即“小型農田水利設施參與意愿”，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果

4 結果分析

表4為農田水利設施建設和管理意愿影響因素多元線性回歸統計結果，除“繼續從事農業生產預期”變量外，其余自變量對參與意愿均有顯著影響。其中性別和文化程度通過了p<0.01統計水平上的顯著性檢驗，且符號為正，說明男性比女性的參與意愿更高，因為家庭中男女分工不同，熟悉農業生產事務的男性更能意識到參與農田小水利設施建設的重要性；初中比小學程度參與度要高，高中及以上比初中程度有更高的解釋力，說明隨著文化程度的提高，有較高水平認知的農戶參與意愿越高。年齡通過了p<0.1統計水平上的顯著性檢驗，但是符號為負，說明年齡越大，參與意愿越低。

承包地面積、家庭農業勞動力人數和農業收入變量分別通過了p<0.01和p<0.05統計水平上的顯著性檢驗，方向都為正，說明承包地面積和農業勞動力人數越多，以農業收入為主的農戶參與意愿越高，因為以農業為主要生計的農戶越重視農田水利設施的建設。

家里有親戚在事業單位或政府機關這一變量通過了p<0.01統計水平上的顯著性檢驗，方向為正，說明有親戚在事業單位的農戶參與意愿更高，社會資本在農戶的生產活動中能夠提供便利和共享信息，促進農戶的參與動力。有農田水利設施購置補貼變量通過了p<0.01水平上的顯著性檢驗，方向為正,說明發放農田水利設施購置補貼能夠調動農戶參與的積極性。

農田水利設施數量不夠變量通過了p<0.05統計水平上的顯著性檢驗，說明農田水利設施的數量越缺乏，需求得不到滿足，農戶參與建設和管理的意愿越高。老百姓不相信干部的話通過了p<0.05水平上的顯著性檢驗，符號為正，說明越是同意這一觀點的農戶參與意愿越低，意味著干群信任度越低，參與意愿越低。

表4 農戶參與農田水利設施建管意愿影響因素線性回歸估計結果

繼續從事農業生產預期變量未通過顯著性檢驗，說明這一變量對農戶的參與意愿影響很小，雖然農戶有繼續從事農業生產的預期，但是農戶處于當前的農業生產發展狀況中，而且預期具有不確定性，并不能影響農戶當前的參與意愿。

從標準化回歸系數來看，10個顯著回歸系數的自變量中，初中和高中及以上文化程度的β系數絕對值分別達到0.095和0.096，說明在這些自變量中文化程度變量對參與意愿的解釋力最高，是主要的影響因素；按順序農業勞動力人數、承包地面積、農田水利設施建設或購置補貼、家里有親戚在事業單位或政府機構變量的β系數絕對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，說明從農業勞動力人數到家里有親戚在事業單位或政府機構等變量的解釋力逐漸降低，但總體上，這些變量對參與意愿的影響力處于很高的程度；性別變量β系數絕對值為0.075，說明此變量對參與意愿的影響較高；農田水利設施數量不夠、農業收入來源和同意老百姓不相信干部的話、年齡變量β系數絕對值分別為0.066、0.065、0.062、0.054，這4個變量對參與意愿的解釋力相對較高；而未來3 a會從事農業生產變量的β系數絕對值為0.037，對參與意愿的影響程度較低。

5 結論與建議

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

(1)性別、文化程度、年齡對農戶參與意愿有顯著影響。具體來講，男性比女性的意愿高，文化程度越高的農戶參與意愿越高，而年齡越大，參與意愿越低。認為應提倡在農村開展女性參與意識的教育，增加女性參與公共事務決策的機會，以提升其參與意識；開展農業文化知識和素質培訓是重中之重，以此提高農戶對科學文化的認知水平，引導農戶認識農田水利設施建管理重要性，從思想上改變農民保守的發展觀念。

(2)社會資本對農戶參與意愿有重要影響。數據分析說明，有親戚在事業單位或政府機構的參與意愿更高。因此要鼓勵農民合作，利用社會關系資源推動農民合作行動，建立用水合作組織，以解決農田水利設施的供給不足問題。

(3)農田水利設施建設或購置補貼和農田水利設施數量評價對參與意愿有顯著影響。有農田水利設施建設或購置補貼和設施數量不夠的情況下，農戶參與意愿更高。所以應采取“政府鼓勵，農民參與”的策略，在政府投入建設農田水利設施的同時給與農戶適當的補貼，在擴大補貼范圍的基礎上增加力度，調動其參與的主觀能動性。

(4)承包地面積、農業勞動力數量和收入來源與參與意愿呈正向影響。承包地面積和農業勞動力人數越多，以農業收入為主的農戶參與意愿越高。所以，應加大種糧補貼的力度，通過宏觀調控保證糧食收購價格平穩，從而提高農業收入比重，讓農民在非農化日益發展的情況下注重農業生產。

(5)農戶對干部信任度對參與意愿有負向影響。數據分析表明，認為干部的話越不可信的農戶，參與意愿越低。因此應加強對村干部辦事能力的培訓和思想教育，讓干部充分理解黨“從群眾中來,到群眾中去”的思想路線，做好鄉村基層組織建設，搞好干部和群眾間關系，調動村民參與村莊公共事務管理的積極性。

(6)繼續從事農業生產的預期對農戶參與意愿影響甚小。雖然農戶有繼續從事農業生產的預期，但是預期具有不確定性，并不能影響農戶當前的參與意愿。

□

[1] 羅興佐.治水：國家介入與農民合作——荊門五村研究[D].武漢：華中師范大學，2005.

[2] 林萬龍.經濟發展水平制約下的城鄉公共品統籌供給：理論分析及其現實含義[J].中國農村觀察，2005,(2)：31-36.

[3] Ostrom E. Crafting institutions for self-governing irrigation systems[M]. University of Michigan: ICS Press, 1991.

[4] Gheblawi, Estimating the value of stoehastic irrigation water deliveries in southern Alberta: adiserete sequential stoehastic programming approach[M]. Canada: University of Alberta Press, 2004：30-92.

[5] Ruth Meinzen. Rival charities[J]. Public Economics,1998,66:467-499.

[6] Macmillan. Models of critical information infrastructure protection[J].Science Direct-Critical Infrastructure Protection, 2000,(8) :6-7.

[7] 劉 輝，陳思羽.農戶參與小型農田水利建設意愿影響因素的實證分析——基于對湖南省糧食主產區475戶農戶的調查[J].中國農村觀察，2012,(2)：54-66.

[8] 朱紅根.農戶參與農田水利建設意愿影響因素的理論與實證分析[J].自然資源學報，2010,(4):539-546.

[9] 劉 恬，何多興.農戶參與小型農田水利建設意愿及影響因素分析——以重慶市潼南縣為例[J].西南師范大學學報，2014,(39)：45-50.

[10] 張 寧.干旱地區農村小型水利工程參與式管理的農戶行為分析[J].中國農村水利水電，2006,(11):22-24.

[11] 王濟川，郭志剛.Logistic回歸模型——方法與應用[M].北京：高等教育出版社，2007.

[12] 趙永剛，何愛平.農村合作組織、集體行動和公共水資源的供給——社會資本視角下的渭河流域農民 用水協會績效分析[J].重慶工商大學學報：工商論壇,2007,(1)：78-82.