農戶參與小型農田水利設施管護行為的影響因素分析
——基于對河南省方城縣農戶的調查

袁俊林,杜威漩

(河南科技大學經濟學院,河南 洛陽　471023)

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農戶參與小型農田水利設施管護行為的影響因素分析
——基于對河南省方城縣農戶的調查

袁俊林,杜威漩

(河南科技大學經濟學院,河南 洛陽471023)

摘要：利用河南省方城縣192個樣本農戶的調查數據,運用博弈模型邏輯和二元Logistic回歸分析,分別從理論和實證上探究農戶參與小型農田水利設施管護行為的影響因素。研究表明:農戶擁有耕地數量、家庭勞動力短缺狀況、種糧補貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重、政府對小型農田水利設施管護投入情況、小型農田水利設施管護對農業生產的重要程度等因素對農戶參與小型農田水利設施管護行為正向影響顯著,而村莊農戶數量對農戶參與小型農田水利設施管護行為負向影響顯著。最后基于實證分析結果提出了相關政策建議。

關鍵詞：農戶;小型農田水利設施;管護行為;影響因素

水利是現代農業發展之根基,而小型農田水利設施(以下簡稱小農水)作為農村生產性公共產品的基本組成部分,扮演著將灌溉用水引入田間地頭的角色,其在確保農民增產、農業增效及國家糧安全等方面發揮著大中型農田水利設施不可替代的作用。我國自農村稅費改革以后,義務工和勞動積累工被取消,農民參與小農水管護積極性下降、投工投勞人數顯著減少等問題日益突出。為了解決這一問題,中央出臺了“一事一議”等配套政策以動員農戶參與小農水的建設和管護。但從目前全國的情況來看,這一制度具體落實過程效率低下、效果甚微,當前農村社區成功進行“一事一議”不到全國的10%[1]。長期以來,農戶作為農業微觀經營主體和農業生產最基本的單位,其行為動機可直接或間接影響到制度實施的最終效果,如果缺少農民參與,任何建設活動和治理方法都不可能得到令人滿意的結果[2]。因此,當前要調動農戶參與小農水管護的積極性,就必須要從理論和實證上探究農戶參與集體行動的影響因素。

國內學者對小農水管護問題進行了大量研究,主要集中在以下3個方面:①關于小農水管護主體研究。鄧淑珍[3]、李少抒等[4]認為,在灌溉區成立農民用水者協會能夠調動農戶的參與積極性,增強農戶投工投勞意愿,彌補取消“兩工”后“志愿失靈”造成的“公益真空”,灌溉用水利用率得到有效提高,確保了農田水利設施的良性運轉。賈林州等[5]基于對小農治水的實地調研,提出強化契約合作主體中集體協同能力,穩固農村基層組織主體地位才是重構農村水利制度的唯一途徑。韓俊等[6]指出由于小農水具有基礎性、公益性的特點,具有顯著的正外部性,盈利能力羸弱,所以政府必須給予小農水建后管護主體資金幫扶,保證水利設施持久、高效運轉。②關于小農水管護機制研究。于良等[7]對我國目前小農水管護所面臨的問題進行梳理,構建博弈數理模型深化研究,提出建立多元化、多渠道、多主體農村水利設施投融資管護機制,創新水利融資渠道,以此推動農村水利事業的良性發展。何平均等[8]認為,自市場經濟以來,國家對小農水重視不足,中央財政支農資金疲憊,水利治理投入比重偏低。因此,要強化政府職責,整合財政資金,構建公共財政支持小農水長效管護機制。③關于農戶參與小農水管護行為的影響因素研究。胡曉光等[9]以河南南陽市為例,發現農戶選擇參與小農水管護行為受農戶社會資本、農戶受教育程度、身邊人參與管護的比例、農戶對小農水管護方式認知及政府扶持力度等因素的影響,其中政府扶持力度對農戶參與行為的影響最顯著。孔祥智等[10]、郭玲霞等[11]建立計量經濟學模型,對農戶管護行為的影響因素進行了實證分析,并提出政策建議。

總體來看,國內學者對小農水管護問題的研究,主要從管護主體、管護機制等方面展開了定性或定量分析,并對農戶參與小農水管護行為的影響因素進行了實證分析。這些學者早期的探索給筆者提供了很好的啟示,但現有相關實證分析選取變量涉及集體層面的因素并不多見,然而對于農村準公共產品的小農水管護來說,個體理性和集體理性兩者之間并不可完全畫等號,忽略個體層面或集體層面的任一因素都可能會影響政策實施的最終效果[1]。所以,筆者的研究與以往研究不同之處在于:所選影響因素既涉及個體層面,也涉及集體層面,著重從農戶個體特征、農戶家庭特征、農戶村莊特征及農戶心理認知狀況4個方面選取變量,分別對農戶參與小農水管護行為的影響因素進行理論與實證分析,旨在為構建農戶參與小農水管護行為的表露機制提供參考依據。

1理論分析框架

“理性小農學派”認為農戶是理性的,其行為動機是追求自身利益最大化。因此,農戶是否參與小農水管護取決于能否給自身和家庭帶來最大化的效用,只有在潛在利潤的激勵誘導下農戶才愿意參與小農水管護。運用成本收益分析法,用式(1)表示農戶參與小農水管護的決策模型:

(1)

式中：D(R)為農戶參與小農水管護的決策函數；P為農戶參與小農水管護的概率;E為農戶參與小農水管護的預期收益;C為農戶參與管護的預期成本;R為農戶通常情況下不參與管護的正常收益;F為預期凈收益,即預期收益扣除正常收益和預期成本之后的凈收益。

該決策模型顯示:農戶的正常收益、預期成本和預期收益影響農戶參與小農水管護的行為決策,只有當F>0時,農戶才會參與管護;當F=0時,農戶持無所謂的態度;當F<0時,農戶則不愿參與。上述模型中,農戶的預期成本和正常收益是2個相對較容易確定的變量,而難以確定的是預期收益,它是由農戶內在因素及其所處外部環境等多重因素決定的。

借鑒朱紅根等[12]關于采用博弈模型的思路對農戶管護行為的影響因素進行理論分析。

假設村莊內有m個農戶,其策略是選擇參與或不參與小農水管護,如果農戶采取合作策略,即參與管護,設其勞動貢獻量為gi;若農戶不參與管護,則相應的勞動貢獻量為0,G代表當前村莊小農水質量:

(2)

式中：G0為村莊原有的小農水質量情況;ri為單個農戶參與小農水管護對整體水利設施的影響系數。農戶年齡、受教育程度以及對小農水管護方面的心理認知情況影響其參與小農水管護的積極性,進一步影響小農水整體狀況。因此,ri受戶主個體特征和心理認知情況的影響。設農戶效用函數為

(3)

這時,村莊內每個農戶面臨同一個問題,即在其他農戶行為策略既定和自身稟賦Mi的約束條件下,選擇自己最優策略(xi,gi)以使效用函數Ui最大化,其中:

(4)

式中：Mi為農戶i的務農收入;px為私人產品價格;pg為農戶i參與各項小農水管護所承擔的平均費用。

假設農戶效用函數能夠用柯布—道格拉斯形式如下表示:

(5)

式中：α和β分別為私人產品消費量變化和小農水消費量變化所造成農戶效用變化的比率(0<α,β<1),反映出私人產品和小農水對農戶的重要性。由于在私人產品消費和小農水消費之間存在替代效應,在農戶收入既定的情況下,假設α+β≤1。顧及不同農戶間經濟收入水平和地理位置的差異,且依據農戶效用最大化的拉格朗日條件,得出農戶i參與小農水管護的納什均衡解,其反應函數如下:

(6)

式中：m為村莊成員規模。令σ=α/β,表示農戶對于私人產品與小農水消費的相對重要性,代入式(6)得:

(7)

式(7)對σ求導得:

(8)

從最優反應函數式(6)～(8)中可以看出:一方面,農戶務農收入Mi越高,農戶參與管護對村莊小農水整體質量的實際影響系數ri越高,農戶越愿意參與小農水管護;進一步分析可知,Mi受農戶擁有耕地數量、種糧補貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重等家庭特征影響,ri主要受戶主個體特征和心理認知情況等影響。另一方面,農戶所承擔各項小農水管護平均費用pg越高、原有水利設施狀況G0越好、農戶對私人產品與小農水消費的相對重要性σ越大、村莊成員規模m越大,農戶越不愿意參與小農水管護;進一步分析可得,pg受資金不足狀況、家庭勞動力短缺狀況等農戶家庭特征的影響,m則受村莊農戶數量等農戶村莊特征的影響。

2調查數據來源和樣本農戶的基本特征

2.1調查數據來源

筆者所用數據來源于課題組在2014年12月至2015年3月對河南省方城縣的實地調研。方城縣處于河南的西南部,南陽盆地之東北隅,是全國商品糧油生產基地縣、全國農業綜合開發示范縣、小農水重點建設縣。為確保該研究能夠真實反映農戶參與小農水管護的影響因素,課題組力求找出被調查對象的代表性特征與普遍性傾向，依照隨機抽樣的原則,在方城縣轄區17個鄉(鎮、辦事處)中隨機抽取10個鄉(鎮、辦事處),每個鄉(鎮、辦事處)隨機抽取2個村，每個村隨機選取10戶,共計200個樣本農戶。采用一對一走訪座談的形式,發放調研問卷并要求其現場填寫,對于文盲或半文盲的農民,使用一問一答的方式,由調查者代替填寫問卷。該次調研共發放問卷200份,剔除填寫內容不規范的無效卷,最終確定192份為有效收回問卷,有效率為96%。

2.2樣本農戶的基本特征

樣本農戶具有以下基本特征:①受訪者以男性為主,占樣本總數的84.53%,這符合研究所需的決策主體結構;樣本農戶平均年齡為53歲,分布在21～68歲之間,其中50歲以上占樣本總數的49.48%,其次是41～50歲,占33.33%;樣本農戶受教育程度大多集中在小學及小學以下、初中這個階段,分別占總數的41.67%和37.5%,文化程度偏低。②從家庭擁有耕地數量看,擁有耕地面積0.40 hm2及以下的家庭占15.63%,0.40～0.67 hm2的家庭占64.58%,0.67 hm2及以上的家庭占19.79%,證明此地區農戶耕地擁有量適中;在家庭農業生產中有70.84%農戶認為存在家庭勞動力短缺情況,這與現實情況較吻合。③盡管種糧補貼能提高農戶種糧收益,但有94.79%的農戶所獲種糧補貼與種糧投入比例低于20%,補貼額較低對提高農戶種糧積極性有抑制作用。④在家庭收入構成方面,有74.49%的農戶種糧收入占家庭總收入比重低于50%,表明在所調研的農戶中,種糧收入并不是其家庭收入的主要來源,這一特征與我國農村家庭的總體現狀大致相符[13]。綜合來說,樣本農戶表現出老齡化趨勢明顯、受教育程度較低、家庭勞動力短缺、種糧積極性不高及種糧收入占家庭總收入比重很低等特征,具有較強的代表性。

3計量模型選擇與變量選取

3.1計量模型選擇

筆者研究的農戶參與小農水管護行為,其行為動機只有2種:參與或不參與管護,因傳統的回歸模型其因變量取值限度為(-∞,+∞),不適合此處使用,因此筆者采用的二元Logistic模型,能將回歸變量的值域限制在[0,1]之間,可以有效分析定性變量與其影響因素相互間的關系,其應用在因變量為定性變量的預測分析中具有較高的準確度和預見性。在模型設定時,將農戶參與小農水管護與否作為因變量,農戶“參與”定義為“y=1”,反之則定義為“y=0”,設y=1的概率為p,則y的分布函數為

(9)

將農戶參與小農水管護行為的影響因素作為自變量,并將因變量的取值限定在[0,1]之間,采用最大或然估計法對其回歸參數進行評估。其概率函數基本形式為

(10)

式中：Pi為農戶參與管護的概率;α為回歸截距項;Xi為農戶參與小農水管護的第i種影響因素;βi為影響因素的回歸系數;n為影響因素的個數;η為誤差項;ri為隨機擾動項。

3.2變量選取

農戶參與小農水管護行為各變量的統計性描述如表1所示。

a. 農戶個體特征。選取年齡與受教育程度來反映此特征。預期農戶的年齡對其參與管護行為的影響可正可負。因為,一方面,隨著農戶年齡增加,其接受新生事物的能力逐漸下降,思想可能更趨于封閉、保守,因而不愿參與小農水管護;另一方面,年齡越大的農戶,積累的經驗越豐富,判斷力愈加敏銳,具有一定的預見力和前瞻性,則愿意參與小農水管護。農戶受教育程度對其參與管護行為的影響可能為正,因為文化水平越高的農戶,越能充分認識到小農水的重要性,另外豐富的知識積淀可以輔助其做出更理性的決策,從而降低交易成本,提高預期收益。

1.項目設計應具有一定的針對性與時效性。思想政治理論課實踐教學實施項目教學法是為了將課堂教學中的抽象理論具體化和形象化，通過開展項目活動真正打動、感染和說服學生，進而讓他們對自身及社會存在的問題能夠正確地認識與反思，因此在進行項目設計時應覆蓋教材中理論教學的內容并進行整合，體現理論教學的成果。思想政治理論課特別強調新成果的“三進”，因此在實踐教學項目設計時要特別注意這一點，將國內外的新形勢和新動向、黨在新時期的方針、政策和理論新成果融入到項目當中來。

表1　變量的統計性描述

b. 農戶家庭特征。將此特征界定為5個方面:農戶擁有耕地數量、資金不足狀況、家庭勞動力短缺狀況、種糧補貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重等。預期擁有耕地數量越多的農戶,為維持正常的農業生產就會越依賴小農水,耕地規模大的農戶其農業收入水平也可能相對較高,因而參與管護積極性就越強；預期農戶資金越充足,家庭勞動力越不短缺,則越可能參與管護；種糧補貼占種糧投入比例越高,越能激發農戶的種糧積極性,越能激勵其參與小農水管護；種糧收入在家庭總收入中占有的比重越大,表明農戶從事糧食生產收入在其家庭總收入來源中占據的地位越重要,那么其參與小農水管護意愿就越強。

c. 農戶村莊特征。選取村莊農戶數量來描述此特征。預期村莊成員規模負向影響農戶參與管護行為。集體行動理論認為,和小社群相比,大社群具有諸多困境。在大社群中,成員間頻繁互動的機會減少,這不僅妨礙構建合作的聲譽激勵機制,而且也會制約社群內形成相互信任、互利共贏的氛圍[14]。在現實中,村莊是小農水管護這一集體行動的基本單位,當該村小農水狀況良好時,每個農戶不管對其貢獻與否都能從中受益,這就造成一群理性的農戶聚在一起在面對小農水管護時,其中的每一個人都想讓其他人付出勞動,而自己坐享天成、造成“搭便車”困境。因此,預期村莊農戶數量越多對農戶參與小農水管護行為的負向影響越大。

d. 農戶心理認知狀況。選取政府對小農水管護投入情況、小農水管護資金應由誰負擔、小農水管護對農業生產的重要程度、對現階段小農水運行狀況的整體評價等指標來反映此特征。農戶參與管護行為受政府對小農水投入狀況影響預期可正可負,政府通過政策傾向、技術扶持、資金匹配等惠農措施來調動農戶參與的積極性,政府支持力度越大,農戶參與小農水管護的成本越低、阻力越小、意愿也就越強。但是,政府提供的條件越優惠,農戶也越有可能“搭便車”,從而造成低度的私人參與行為;如果農民認為小農水管護資金應由政府提供,則他們投入資金的意愿就會減弱;如果農民覺得小農水管護對農業生產的重要程度越高,則其參與管護的積極性可能就越高;如果農民感到現階段小農水整體狀況較好,說明目前的水利工程狀況已經基本滿足其進行農業生產、生活需要,則其參與小農水管護積極性就會較弱。

4計量模型估計結果與分析

表2　參數估計結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

采用Eviews 6.0對數據進行回歸處理,評估結果見表2。從模型估計結果可以看出,似然比指標為0.839 787,似然比統計量為185.763 7，似然比統計的P值為0,表明該模型整體擬合優度較好,方程總體顯著,回歸分析得到的結果可以作為判斷各影響因素作用大小與方向的依據。將各因素的顯著性、方向和作用程度歸納總結如下。

4.1農戶個體特征影響

年齡與受教育程度均沒通過顯著性檢驗,且受教育程度的系數為負,說明農戶的學歷越高,其越不愿參與小農水管護。這與預期不相符,可能是因為受教育水平高的人一般能獲得比常人更高水平的工資,但并不能認為他們會把這些資金投入農業建設方面,因為他們的工作和生活重心可能早已不在經濟落后的農村,其人力資本更傾向于具有投資區位優勢的大中型城市以重塑自己人生價值。

4.2農戶家庭特征影響

農戶資金不足狀況對其是否參與小農水管護的影響不顯著,但系數符號為正,表明農戶資金缺口越大,越不愿意參與管護,與預期相符。因為在資金僅能滿足農戶基本生產、生活需求的情況下,其不會投資“準公共產品”的小農水。

農戶家庭勞動力短缺狀況對其參與小農水管護行為正向影響顯著,該變量通過了5%水平下的顯著性檢驗,表明農戶家庭勞動力越短缺,其越愿意參與管護活動,這與預期分析結果相悖。可能的原因是完善的農村水利設施可以提高農業生產能力,在推動農業發展中起到事半功倍的效果,這就在一定程度上彌補了農戶勞動力短缺的現狀。所以,農戶家庭勞動力越短缺,越傾向于小農水的管護。

種糧補貼占種糧投入比例通過了1%水平的顯著性檢驗,系數符號為正,表明種糧補貼占種糧投入的比例越高,農戶越傾向于參與小農水管護,這個結果和最初預期一致。由于種糧補貼大多以現金形式直接發放給農戶,種糧補貼占種糧投入比例越高,對農民增收越有利,種糧行為對農戶也就越重要,農戶就越愿意參與小農水管護。

種糧收入占家庭總收入比重同樣通過了1%水平的顯著性檢驗,系數符號為正,說明種糧收入占家庭總收入比重越高的農戶,其越愿意參與小農水管護,和前文理論預期相符。

4.3農戶村莊特征影響

村莊農戶數量通過了5%水平的顯著性檢驗,回歸系數較高且符號為負,符合預期效果,意味著村莊成員規模越大,農戶參與小農水管護的積極性就越弱。

4.4農戶心理認知狀況影響

政府對小農水管護投入情況,該變量系數在10%水平上正向影響顯著,表明政府支持力度對農戶參與管護具有非常重要的助推作用,若政府給予小農水的支持力度越大,農戶管護積極性就越高。

小農水管護對農業生產的重要程度這一變量通過了5%水平的顯著性檢驗,系數符號為正,說明農戶認為小農水管護對農業生產越重要,其參與積極性就越高,與預期結果相符。

小農水管護資金應由誰負擔、對現階段小農水運行狀況的整體評價這2個變量都沒有通過顯著性檢驗。小農水管護資金應由誰負擔這一變量沒有呈現顯著影響的原因可能為:①由于小農水屬于“準公共產品”,存在受益的非排他性和一定程度上消費的非競爭性,農民在對其投資投勞時難免會產生“搭便車”的機會主義行為傾向;②由于政府匹配管護資金額度有限,而農民顧慮到小農水對自身農業生產的重要性,所以不得不參與小農水管護。

5結論與政策建議

5.1結論

農戶擁有耕地數量、家庭勞動力短缺狀況、種糧補貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重、政府對小農水管護投入情況、小農水管護對農業生產的重要程度等因素對農戶參與小農水管護行為有顯著正影響,而村莊農戶數量對農戶參與小農水管護行為有顯著負影響。

5.2政策建議

a. 進一步完善農地流轉政策,支持規模經營主體的發展,加強農戶間耕地流轉的法律規范,增強耕地流轉的實效性和穩定性,以此提升耕種規模,從而推動農戶參與小農水管護。

b. 加大農業種植的財政補貼力度,在現有基礎上適度提高糧食收購價格,提升農戶種糧收益在其家庭總收入結構中的比重,以此增強農戶對小農水管護的支付能力。

c. 政府應加大村莊小農水管護投入力度,提高村莊小農水管護能力。政府應通過政策傾向、技術扶持、資金匹配等惠農措施激勵農戶的參與式管護行為,調動農戶的參與積極性、能動性,從而推動農戶參與式管護機制的良性運行。

d. 加強農村基礎教育建設,構建和完善多元化的農民教育培訓體系,引導農戶充分認識到加強小農水管護對農業生產的重要性,增強農戶的責任感及主人翁意識,提高農戶參與管護的自覺性和積極性。

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基金項目：國家社會科學基金(14BJY098)；教育部人文社會科學研究規劃基金(13YJA790016)

作者簡介：袁俊林(1991—)，男，河南南陽人，碩士研究生，主要從事農業經濟與農村發展問題研究。E-mail：1137874946@qq.com 通信作者：杜威漩(1965—)，男，河南洛陽人，教授，博士，主要從事制度經濟學及“三農”問題研究。E-mail：duweixuan1@126.com

DOI：10.3880/j.issn.1003-9511.2016.03.016

中圖分類號：F302.7

文獻標識碼：A

文章編號：1003-9511(2016)03-0069-06

(收稿日期：2015-10-08編輯：方宇彤)