農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的制約因素及對策研究
——基于黑龍江省30家農(nóng)民用水合作組織的實證分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋（東北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030）

農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的制約因素及對策研究
——基于黑龍江省30家農(nóng)民用水合作組織的實證分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋
（東北農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030）

通過對黑龍江省30家農(nóng)民用水合作組織的調(diào)查，運用因子分析和多元有序Logistic回歸分析方法，實證分析了制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的因素。因子分析結果表明，制度因素、農(nóng)戶因素、物質(zhì)資本因素、外部關系因素和人力資本因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展起制約作用。通過多元有序Logistic回歸分析得知，制度因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展影響最為顯著性，農(nóng)戶因素、物資資本因素及外部關系因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展顯著性也較強，而外部關系因素的顯著性影響稍弱些。最后提出健全組織機構，多渠道吸納資金，加強對農(nóng)戶的宣傳、培訓，加強政府的引導與監(jiān)督，著重培養(yǎng)農(nóng)民用水合作組織的專職人員等5項建議，以保障保障農(nóng)民用水合作組織的持續(xù)發(fā)展。

農(nóng)民用水合作組織；制約因素；因子分析；多元有序Logistic回歸分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋.農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的制約因素及其對策研究［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學，2016，43（4）：172-179.

作為參與式灌溉管理改革的產(chǎn)物，農(nóng)民用水合作組織是由農(nóng)戶按照合作互助、民主管理和自我服務的原則自愿組建的，主要參與農(nóng)業(yè)灌溉、水費收取、用水糾紛調(diào)解和農(nóng)田水利工程設施及末級渠系建設管護等工作的一種非營利性的經(jīng)濟組織和自治組織，其表現(xiàn)形式為農(nóng)民用水戶協(xié)會、水利合作社、灌溉合作社等。1995年我國第一批農(nóng)民用水合作組織在湖南、湖北成立，經(jīng)過幾年的試點管理，2003年在全國范圍內(nèi)進入推廣普及階段。然而，目前農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展水平卻參差不齊，只有1/3的組織運行良好，1/3勉強支撐，而剩下的1/3運行狀況很差，甚至早已“名存實亡”。了解農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展狀況，分析制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的因素，并據(jù)此提出改善措施，是保證農(nóng)民用水合作組織持續(xù)有效發(fā)展的關鍵。

農(nóng)民用水戶協(xié)會是參與式灌溉管理制度改革的產(chǎn)物［1］。水資源短缺以及資金短缺［2］決定了有必要將灌溉管理權力下放或轉(zhuǎn)移給農(nóng)戶從而實現(xiàn)對水資源的有效管理和綜合利用［3］。由于農(nóng)戶全方位、多層次參與協(xié)會的管理決策，對農(nóng)戶的行為、態(tài)度產(chǎn)生了積極影響，大大增加了整體的社會資本，提高了水資源的使用效率，發(fā)揮最大的灌溉潛力［4］。然而，在制度改革下形成的農(nóng)民用水戶協(xié)會仍然受原有灌溉制度的影響，改革不徹底，無法真正發(fā)揮作用［5］。而水權是影響用水戶協(xié)會可行性的關鍵制約因素，用水戶協(xié)會如果不能擁有水權就無法對水資源的分配、管理作出正確決定［6］。此外，在灌溉管理權完全轉(zhuǎn)移給農(nóng)戶的同時，政府也應在政策上和法律上給予一定的保障和認可，否則用水戶協(xié)會難以真正發(fā)揮功效［7］。而農(nóng)民用水戶協(xié)會從引入中國以來整體成效顯著，但部分用水戶協(xié)會仍出現(xiàn)“水土不服”的現(xiàn)象［8］。國內(nèi)學者對于用水戶協(xié)會的研究也逐漸從其成立必要性分析轉(zhuǎn)為發(fā)展因素等分析，要實現(xiàn)用水戶協(xié)會的可持續(xù)發(fā)展，必須從內(nèi)、外部兩方面著手，只依靠政府這一外部力量推動只會形式意義大于實際效果，違背了用水戶協(xié)會內(nèi)生型合作的本意［9］。用水戶能否真正參與灌排水工作、市場化的用水機制以及按市場原理制定的水價是影響用水戶協(xié)會能否發(fā)揮功效的關鍵因素［10］。王紅雨［11］認為需要建立一種激勵機制調(diào)動用水戶的積極性，實現(xiàn)“建”與“管”的有效對接，增強其規(guī)范運行和可持續(xù)發(fā)展的能力。趙立娟等［12］以內(nèi)蒙古3個旗縣區(qū)的用水戶為調(diào)研對象，按照相對重要性指數(shù)對影響用水戶協(xié)會發(fā)展的因素進行了排序，依次為政府的支持力度不足、水利工程設施完好程度、缺乏好的帶頭人、缺乏相關項目的牽頭、制度環(huán)境因素的制約以及農(nóng)戶及政府的認識不足。馮天權等［13］認為要實現(xiàn)農(nóng)民用水戶協(xié)會的可持續(xù)發(fā)展，需要加大對農(nóng)戶的培訓力度，對協(xié)會規(guī)范管理，正確處理與村委會的關系，此外還要加大政府的扶持、引導和監(jiān)督。

1 研究假設

制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的因素是多方面的，本研究在國內(nèi)外已有研究成果的基礎上，假設制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的因素有五大類：人力資本因素、物質(zhì)資本因素、制度因素、農(nóng)戶因素以及外部關系因素。其中人力資本因素、物質(zhì)資本因素、制度因素屬于合作組織的內(nèi)部因素，農(nóng)戶因素以及外部關系因素屬于制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的外部因素。

1.1 人力資本因素

合作組織擁有的人力資源是其正常開展各項活動的重要前提條件，也決定了合作組織其他資源功能的發(fā)揮，因而對其健康成長具有重要影響。農(nóng)民用水合作組織屬于專業(yè)服務組織，負責人和專職人員（渠系管護人員、設施維修人員、財務人員等）的素質(zhì)對組織的發(fā)展具有重要影響作用。本研究假設合作組織的人力資本因素有3方面，包括負責人的文化程度、負責人是否擔任村干部、是否有專職人員。

1.2 物質(zhì)資本因素

良好的物質(zhì)基礎是合作組織發(fā)展的根基，擁有的資源越豐富，越有利于其開展各項活動，從而保障合作組織的有效發(fā)展。農(nóng)民用水合作組織的重要物質(zhì)資源主要有辦公場所、渠系、工程設施以及水源等。本研究假設用合作組織是否有辦公場所、渠系及工程設施是否有產(chǎn)權、渠系及工程設施的完好率、渠系及工程設施是否有維修基金、是否擁有穩(wěn)定的經(jīng)濟來源、灌溉水源是否充足等6個方面來概括制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的物質(zhì)資本因素。

1.3 制度因素

設計合理的組織制度能否按章實施是保障組織有效運行的基礎，也體現(xiàn)了組織的經(jīng)營管理水平。設計合理且得到良好執(zhí)行的制度也可以表明組織發(fā)展良好。合作組織的制度是多方面的，各項制度也是相輔相成的，共同決定合作組織發(fā)展的好壞。制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的制度主要有選舉制度、機構組建制度、灌溉管理制度、水費征收制度、工程管理制度、財務管理制度、會議決策制度等7個方面。本研究假設這7個方面都是制約合作組織發(fā)展的制度因素。

1.4 農(nóng)戶因素

農(nóng)民用水合作組織既要服務農(nóng)戶也要依靠廣大農(nóng)戶的力量才能持續(xù)發(fā)展。農(nóng)戶對農(nóng)民用水合作組織越了解，農(nóng)戶越會主動加入合作組織、對組織的各項活動參與度也越高。農(nóng)戶的高度參與可以促進用水合作組織的良好發(fā)展，發(fā)展良好的用水組織也更會吸引農(nóng)戶的加入、參與。本研究假設農(nóng)戶因素對農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的制約可概括為農(nóng)戶對合作組織的了解程度、農(nóng)戶加入的方式以及農(nóng)戶對各項活動的參與率3個方面。

1.5 外部關系因素

政府等外部組織的推動力量是保障合作組織發(fā)展的關鍵。適當?shù)恼龀?、引導以及外部組織的監(jiān)督、指導有利于合作組織的規(guī)范發(fā)展。假設制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的外部關系因素為是否有上級監(jiān)管單位、是否得到政府的支持以及其他行政組織的參與情況3個方面。

2 　實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

選取黑龍江省30家農(nóng)民用水合作組織作為調(diào)查對象，其中22家農(nóng)民用水戶協(xié)會、8家水利合作社。五常市4家農(nóng)民用水戶協(xié)會為彩橋農(nóng)民用水戶協(xié)會、小石廟子農(nóng)民用水戶協(xié)會、勝遠農(nóng)民用水戶協(xié)會、雙山農(nóng)民用水戶協(xié)會；齊齊哈爾市7家農(nóng)民用水戶協(xié)會為豐收農(nóng)民用水戶協(xié)會、海洋農(nóng)民用水戶協(xié)會、金光農(nóng)民用水戶協(xié)會、泰來農(nóng)場灌區(qū)北區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會、泰來農(nóng)場灌區(qū)南區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會、小泉子農(nóng)民用水戶協(xié)會、邵文村農(nóng)民用水戶協(xié)會；綏化市5家農(nóng)民用水戶協(xié)會為和平灌區(qū)四支渠農(nóng)民用水戶協(xié)會、和平灌區(qū)五支渠農(nóng)民用水戶協(xié)會、長崗灌區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會、大興村農(nóng)民用水戶協(xié)會、平安村農(nóng)民用水戶協(xié)會；鶴崗市4家農(nóng)民用水戶協(xié)會為敖來灌區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會、黎明農(nóng)民用水戶協(xié)會、紅豐農(nóng)民用水戶協(xié)會、紅光農(nóng)民用水戶協(xié)會；七臺河市2家農(nóng)民用水戶協(xié)會為泥鰍河灌區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會、鐵山村農(nóng)民用水戶協(xié)會；另外還選取了齊齊哈爾市的8家水利合作社，分別為富興水利噴灌服務專業(yè)合作社、鑫水水利噴灌服務專業(yè)合作社、富華水利噴灌服務專業(yè)合作社、萬興水利專業(yè)合作社、泉海農(nóng)田水利灌溉農(nóng)民專業(yè)合作社、順通水利灌溉專業(yè)合作社、國剛水利合作社、后興山農(nóng)田水利灌溉農(nóng)民專業(yè)合作社。針對選取的農(nóng)民用水合作組織發(fā)放問卷30份，回收問卷30份，有效問卷30份。針對農(nóng)戶發(fā)放問卷150份，回收142份，其中有效問卷134份。

2.2 研究方法

因子分析法是用少數(shù)幾個公因子描述許多指標或因素之間的聯(lián)系，即將相互關系比較密切的若干變量歸在同一類中，每一類變量成為一個新的公因子，以較少的幾個公因子反映原始資料大部分信息的方法。因子分析的主要應用有兩方面：一是尋求基本結構，即通過因子分析能夠找到較少的幾個公因子，它們能夠代表數(shù)據(jù)的基本結構，反映了信息的本質(zhì)特征。二是通過因子分析可以將原始觀測變量的信息轉(zhuǎn)換成公因子的因子值，利用因子值直接對樣本進行分類和綜合評價或進行其他的統(tǒng)計分析，如回歸分析、判別分析等。本研究采用因子分析法，排除原有22個變量之間的共線性，提取出制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的公因子，利用因子值計算調(diào)查的30家農(nóng)民用水合作組織發(fā)展狀況的綜合得分，等距分為5個等級，對提取的公因子進行回歸分析明確各個公因子的影響程度及顯著性大小。由于按綜合得分等距分為5個等級的因變量是有先后順序關系的多分類變量，適宜采用多元有序Logistic回歸分析。

2.3 變量說明

考慮樣本數(shù)據(jù)的全面性和實際可操作性，根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)從人力資本、物質(zhì)資本、制度、農(nóng)戶以及外部關系5個方面共選取22個變量作為因子分析的基礎。變量的定義和均值見表1。

2.4 因子分析

2.4.1 數(shù)據(jù)檢驗 基于對調(diào)研過程中獲得數(shù)據(jù)的統(tǒng)計，利用SPSS統(tǒng)計軟件對統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行適合性檢驗，得到KMO和Bartlett檢驗的結果見表2。

KMO檢驗統(tǒng)計量是用于比較變量間簡單相關系數(shù)和偏相關系數(shù)的指標，取值在0～1之間，值越接近1，意味著變量間的相關性越強，原有變量越適合做因子分析。Bartlett檢驗是用于檢驗數(shù)據(jù)分布以及各個變量間的獨立情況。一般情況，只有KMO值＞0.5、Bartlett檢驗值＜0.05時，才能進行因子分析。表2 中，KMO值為0.775，且Bartlett檢驗P=0.000，表明樣本數(shù)據(jù)比較適合做因子分析。

2.4.2 確定公因子 利用SPSS軟件采用主成分分析法對影響農(nóng)民用水合作組織的各個變量進行因子分析，并選擇方差最大正交旋轉(zhuǎn)法進行因子旋轉(zhuǎn)，得到如表3所示的各個因子和各變量相關程度的因子載荷系數(shù)。對因子載荷系數(shù)較大的自變量進行歸類，提取了5個公因子，5個公因子的累計方差貢獻率達到80.917%，因此提取這5個公因子是比較合適的，能夠代替初始的22個變量來反映制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的因素。

表1 實證模型變量的定義和平均值

表2 KMO和Bartlett檢驗

表3表明，不同公因子在不同的變量上有明顯差別。公因子F1和變量X15（財務管理制度）、X12（灌溉管理制度）、 X13（水費征收制度）、 X14（工程管理制度）、X10（選舉制度）、 X16（會議決策制度）、X11（機構組建制度）有較大載荷，可歸類為制度因子，其中變量X15（財務管理制度）和 X12（灌溉管理制度）對制度因子影響最大。公因子F2和變量X17（農(nóng)戶對合作組織的了解）、 X18（農(nóng)戶加入方式）、 X19（農(nóng)戶參與率）有較大的載荷系數(shù)，歸類為農(nóng)戶因子，其中變量X17（農(nóng)戶對合作組織的了解）和X19（農(nóng)戶參與率）對農(nóng)戶因子影響最大。公因子F3和變量X8（穩(wěn)定的經(jīng)濟來源）、X7（渠系、工程設施是否有維修基金）、X6（渠系、工程設施完好率）、X9（灌溉水源是否充足）、X5（渠系、工程設施是否有產(chǎn)權）、X4（辦公場所）有較大載荷，可以歸類為物資資本因子，其中變量X8（穩(wěn)定的經(jīng)濟來源）和X7（渠系、工程設施是否有維修基金）對物質(zhì)資本因子影響最大。公因子F4和變量X22（其他行政組織的參與情況）、 X21（是否得到政府的支持）、 X20（是否有上級監(jiān)管單位）有較大載荷系數(shù)，歸類為外部關系因子，變量X22（其他行政組織的參與情況）對外部關系因子具有重要影響。公因子F5和變量X3（專職人員）、X1（負責人文化程度）、X2（負責人身份）有較大的載荷系數(shù)，歸類為人力資本因子，其中X3（專職人員）、X1（負責人文化程度）對人力資本因子影響較大。因此，F(xiàn)1、F2、F3、F4、F5可分別表示為制度因子、農(nóng)戶因子、物質(zhì)資本因子、外部關系因子和人力資本因子。

2.4.3 計算各因子得分及綜合得分 根據(jù)表4因子得分系數(shù)矩陣，可以將公因子表示成各個變量的線性組合，由此計算出5個公因子的得分，并可直接用于替代22個變量進行相關分析與回歸分析。最終的因子得分公式如下：

表3 經(jīng)方差最大正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷系數(shù)

由F1制度因子、F2農(nóng)戶因子、F3物質(zhì)資本因子、F4外部關系因子和F5人力資本因子對方差的貢獻率分別為19.864%、17.061%、15.387%、14.438%、14.167%，5個因子的累計貢獻率為80.917%，可以得出農(nóng)民用水合作組織發(fā)展情況的綜合得分如下：

通過計算，可以得到調(diào)查的30家農(nóng)民用水合作組織的F1制度因子得分、F2農(nóng)戶因子得分、F3物質(zhì)資本因子得分、F4外部關系因子得分和F5人力資本因子得分以及綜合得分。按照綜合得分F的高低，對調(diào)查的30家農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展情況進行排名，詳見表5。

表4 因子得分系數(shù)矩陣

表5 30家農(nóng)民用水合作組織發(fā)展綜合情況

對30家農(nóng)民用水合作組織按綜合得分進行等距分類，即以0.254分為距將30家合作組織分為5個等級。第1等級1.961～1.707分，共有4家合作組織；第2等級1.707～1.453分，共有4家合作組織；第3階段1.453～1.199分，共有9家合作組織；第4階段1.199～0.945分，共有6家合作組織；第5階段0.945～0.691分，共有7家合作組織。從第1～5等級將30家合作組織依次命名為“優(yōu)秀”、“良好”、“中等”、“較差”、“差”5類。

2.5 多元有序Logistic回歸分析

本研究采用多元有序Logistic回歸分析，鏈接函數(shù)是Logit函數(shù)，函數(shù)形式為f（x）=ln〔x/（1-x）〕。將按綜合得分等距分的5個等級作為因變量，依次將“優(yōu)秀”、“良好”、“中等”、“較差”、“差”賦值為5、4、3、2、1，以第1等級“優(yōu)秀”作為參考類。通過因子分析已經(jīng)將制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展的22個原始觀測變量轉(zhuǎn)化為5個公因子變量，同時將這22個原始觀測變量的實際數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為5個公因子的因子值，然后用這5個公因子代替原來的22個原始觀測變量進行回歸分析，以確定各個因子對農(nóng)民用水合作組織發(fā)展情況制約程度的大小。

2.5.1 模型檢驗 根據(jù)因子分析得出公因子的因子值，利用SPSS軟件對因子值進行檢驗，結果見表6及表7。從表6可以看出，P=0.713＞0.05，說明模型選擇Logit鏈接函數(shù)是恰當?shù)?。從?可以看出，最終模型的-2對數(shù)似然值小于模型中只包含常數(shù)項時的-2對數(shù)似然值，且P值為0，說明模型擬合優(yōu)于僅包含常數(shù)項的模型；統(tǒng)計量Cox&Snell R2為 0.863，Nagelkerke2為0.900，均接近于1，說明模型擬合程度較高。

2.5.2 回歸結果分析 多元有序Logistic回歸分析的結果見表8，5個因子P≤0.05，即5個因子對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展都有顯著影響。其中F1制度因子的顯著性值最小且Wald值最大，說明制度因子對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展影響最為顯著；F2農(nóng)戶因子、F3物質(zhì)資本因子、F4外部關系因子對合作組織的發(fā)展影響也很顯著；而F5人力資本因子對合作組織的發(fā)展也顯著，但顯著性稍弱些。

表6 模型平行性檢驗

表7 模型擬合信息

表8 制約農(nóng)民用水合作組織發(fā)展因素的多元有序Logistic回歸分析結果

3 結論與建議

制度因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展有重大影響，主要由財務管理制度和灌溉管理制度決定。因此，應健全組織機構，規(guī)范合作組織的發(fā)展以保障組織運行的制度基礎。參照合作社的機構設置進行機構組建，由農(nóng)戶共同參與選舉，用水戶代表大會、執(zhí)委會以及監(jiān)督機構，保障各項制度執(zhí)行的基礎。合作組織應制定自己的財務管理制度而不是混于其他組織，同時規(guī)范操作使財務管理更加嚴格與完善，便于用水戶參與和監(jiān)督。此外，組織應嚴格執(zhí)行灌溉管理制度，提高農(nóng)業(yè)灌溉效益和供水可靠性，同時盡可能節(jié)約用水、降低用水成本。

農(nóng)戶因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展有較大影響，主要由農(nóng)戶對合作組織的了解和農(nóng)戶參與率決定。加強對農(nóng)戶的宣傳、培訓，提高農(nóng)戶的參與率。灌區(qū)應通過發(fā)放宣傳資料、走訪、座談、廣播電視等手段，使合作組織家喻戶曉，人人形成共識。普及對用水戶代表的培訓，尤其是關于協(xié)會運行管理中的職責、任務、規(guī)章制度以及有關灌溉管理和工程管理的基本知識，從而提高農(nóng)戶參與組織管理的能力。

物質(zhì)資本因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展有較大影響，主要由穩(wěn)定的經(jīng)濟來源和渠系、工程設施是否有維修基金決定。合作組織應多措并舉以穩(wěn)固發(fā)展的物質(zhì)根基，既要節(jié)約成本，更要多渠道的吸納資金?？梢钥紤]吸收民間資本參與資本運作、分紅，依托農(nóng)機合作社或種植業(yè)合作社共享資源、共同發(fā)展，創(chuàng)辦實業(yè)等多種方式來創(chuàng)收。

外部關系因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展有較大影響，主要由其他行政組織的參與情況決定。政府要適度放權，同時要加強引導與監(jiān)督。建立清晰的權責體系，將適當層級的渠系、水利工程產(chǎn)權交給農(nóng)戶、交給農(nóng)民用水合作組織，真正實現(xiàn)農(nóng)戶參與灌溉管理，實現(xiàn)農(nóng)田水利建設的良性發(fā)展。在加強對農(nóng)民用水合作組織的扶持與引導方面，既要在資金上大力扶持，更要加大對工程設施、技術、人員方面的投入。此外，不定期地派專人進行檢查、對農(nóng)戶進行滿意度調(diào)查、了解農(nóng)民用水合作組織的運行情況，并針對問題提出改進措施，實現(xiàn)黑龍江省農(nóng)民用水合作組織質(zhì)量上的真正發(fā)展，而不僅僅是數(shù)量上的發(fā)展。

人力資本因素對農(nóng)民用水合作組織的發(fā)展也有影響，只是影響稍弱，主要由專職人員和負責人文化程度決定?，F(xiàn)有的農(nóng)民用水合作組織的負責人大多為村干部、灌區(qū)責任人，小部分還有農(nóng)村生產(chǎn)能手，都具有較高的文化素質(zhì)以及經(jīng)營管理經(jīng)驗，對農(nóng)田灌溉也有不同程度的了解，能夠滿足合作組織對負責人的要求。此外，應著重培養(yǎng)農(nóng)民用水合作組織需要的專職人員，例如渠系管護人員、設施維修人員、財務人員等；加強對成員的培訓和教育，提高水利建設與設施維修的技能。

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［13］馮天權，劉久泉.促進漳河灌區(qū)農(nóng)民用水戶協(xié)會可持續(xù)發(fā)展淺議［J］.中國農(nóng)村水利水電，2012（11）：148-149，153.

（責任編輯 崔建勛）

Research on restricting factors and countermeasures of farmers' water cooperative organization — Based on an empirical analysis of 30 farmers' water cooperative organizations in Heilongjiang province

LIU Lin-jing，JIA Shu-yan，LI Jia-yang
（College of Economics and Management，Northeast Agricultural University，Harbin 150030，China）

Based on the survey of 30 farmers' water cooperation organizations in Heilongjiang province，the article used the factor analysis and orderly multivariate logistic regression analysis to analyze the factors restricting the development of farmers' water cooperation organization.The results showed that the institutional factors，farmers，material capital，external relations and human capital factors played a role in the development of cooperative organization.Through orderly multivariate logistic regression analysis，the institutional factors affecting the development of farmers' water cooperation organization most significantly；the effects of farmers，material capital and external relationship factors on the development of cooperation organization were also strong，while the external relations significantly affected slightly weaker.Finally，the article put forward some suggestions，including sounding organization structure，absorbing funds through various channels，improving the propaganda and train of the organization，strengthening the government's guidance and supervision ，cultivating farmers' water cooperation organization of professionals，in order to ensure the sustainable development of farmers' water cooperation organization.

farmers' water cooperation organization；restricting factors；factor analysis；orderly multivariate logistic regression analysis

F306.4

A

1004-874X（2016）04-0172-08

10.16768/j.issn.1004-874X.2016.04.031

2015-12-13

國家社會科學基金（14BJY092）；東北農(nóng)業(yè)大學青年骨干教師項目（15XG25）；東北農(nóng)業(yè)大學碩士研究生科技創(chuàng)新項目（yjscx14031）；黑龍江軟科學項目（GY2016RK0021）

劉琳婧（1993-），女，在讀碩士生，E-mail: sophialiulj@sina.com

顏華（1976-），女，博士，教授，E-mail：colouryan@sina.com