西北干旱區交易成本對農戶農業節水行為意愿的影響研究*

姚增福，唐華俊

(1.桂林航天工業學院經濟與貿易系，廣西桂林　541004； 2.中國農業科學院農業資源與農業區劃研究所，北京　100081)

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西北干旱區交易成本對農戶農業節水行為意愿的影響研究*

姚增福1，唐華俊2※

(1.桂林航天工業學院經濟與貿易系，廣西桂林541004； 2.中國農業科學院農業資源與農業區劃研究所，北京100081)

農戶是現代節水農業發展的微觀基礎，農戶行為意愿的強度是其農業節水選擇行為的主導因子，提高農戶農業節水行為意愿有利于提高現代農業節水技術的推廣效率，對實現現代農業建設目標具有重要的戰略意義。文章基于甘肅省張掖市農業節水戶的150份調查數據，引入交易成本與資源稟賦理論，采用因子分析與結構方程模型實證檢驗了交易成本的3個維度(資產專用性、不確定性及交易頻率)對農戶節水行為意愿的作用強度。研究結果表明：農戶節水行為意愿主要受經濟理性認知影響，價值理性與生存理性強度依次減弱； 農戶自身稟賦、社會資源稟賦、自然資源稟賦對資產專用性影響效應顯著； 節水行為外部不確定性、與科研單位的交易頻率及節水技術調整頻率都增加了農業節水行為的交易成本； 資產專用性、不確定性及交易頻率分別對農戶農業節水行為意愿產生了顯著的正向、負向、負向效應，路徑系數分別為0.201、-0.171、-0.014。

交易成本資源稟賦節水行為意愿結構方程模型價值理性

0　引言

《國務院關于實行最嚴格水資源管理制度的意見》中指出“到2030年全國用水總量控制在7000億m3以內； 農田灌溉水有效利用系數提高到0.6以上”(國發[2012]3號)。農業水資源短缺且區域分布不均，已成為我國農業生產最重要的制約因素之一。西北農業用水長期占總用水量的85%左右，農田灌溉水有效利用系數不足0.5，節水潛力較大。由于缺少準確對節水主體的補償激勵機制，降低了各節水主體節水行為意愿，造成了用水者對水資源的過度開發與低效率利用，水資源浪費現象嚴重，導致西北地區生態環境的進一步惡化，最終導致國家水資源管理總體目標難以實現。農戶是現代農業節水的微觀基礎，在現實外部環境影響下，農戶行為意愿的強度是農業節水選擇行為的主導內因。系統分析農戶農業節水行為意愿的強度，有利于提高政策運行績效與現代農業節水技術的推廣效率，更有利于西北地區水資源的保護與高效利用，對促進西北地區社會、經濟及生態環境的協調發展具有重要的戰略意義。

近年來，國內外學者對農戶農業節水行為及其行為意愿的影響因素進行了研究。國外學者多從外部環境角度，分析認為土壤環境、農戶經營規模、租地制及水資源的可獲得性等顯著影響了農戶農業節水技術的采用行為[1-2]，同時認為在不同環境下采用不同的經濟激勵機制能夠促進節水意愿的提升[3-4]。國內學者多從內外部環境視角，研究認為外部主要受農村文化、農戶的價值觀念、農戶所處的社會階層、農村基層組織、農業保險及農業推廣體系等方面影響，內部則受農戶的文化素質、風險偏好、農戶對農業新技術的態度等方面影響[5-6]。關于節水行為意愿影響因素的研究，學者根據計劃行為理論，引入認知變量，通過Logistic模型分析了節水行為意愿的影響因素，分析認為年齡、收入因子、制度因子、增收因子及風險因子都是顯著的影響變量[7]。眾多學者利用Logistic模型對農戶采用農業節水技術及其它新技術行為意愿的影響因素進行了研究[8-9]。

縱觀國內外學者的研究成果，從交易成本視角利用結構方程進行研究的很少。農戶行為意愿的強度是農業節水行為選擇的基礎，交易成本高低又是其行為意愿的主導因子。因此，該文基于交易成本理論，從交易的資產專用性、不確定性及交易頻率等3個維度視角，利用結構方程模型與因子分析方法，數量檢驗主導農戶農業節水行為交易成本的關鍵因子，并測量其行為意愿強度。

1　農戶農業節水行為意愿的交易成本理論框架

該文嘗試通過農戶農業節水行為交易成本的理論闡釋與設立相關的研究假設，實證檢驗研究假設的成立，確定交易成本的3個維度的影響因子與交易成本對農戶節水行為意愿的影響強度，實證交易成本理論在節水農戶行為意愿研究中運用的適用性，同時也為政府制定準確與有效的扶持政策提供參考。

農戶農業節水行為問題的研究符合威廉姆森分析范式，主要體現在3個方面：(1)農戶面臨的農業節水環境是不確定的。水權市場的不完善、農業節水投入機制不健全、水價政策體系不完備及農戶參與灌溉管理缺失等外部環境的不確定性，造成了農戶對農業節水行為認知是有限理性的，無法準確計算出農業節水行為的投入產出效益。農業節水的水利設施具有公共產品的屬性[10]，這就會造成水利設施所在區域的一些農戶具有機會主義行為，即“你投入我受益、我投入你收益”的情況。(2)農戶農業節水資產具有很強的專用性。資產專用性是最重要的，是交易成本經濟學區別其它理論最重要的特點[11]。農業節水設施建設地點是固定的，移動成本極高，農業節水一系列的配套設施具有很強的用途專用性，同時農戶農業節水的人力資本投入，如接受的農業節水技術、種植模式的培訓及積累的節水經驗，都具有很強的專用性。(3)農戶采用農業節水技術需要不斷與科研部門等相關主體頻繁接觸，增加了交易頻率，對交易成本產生較大的影響。

2　農戶農業節水行為意愿指標體系及模型構建

2.1指標體系構建

(1)資產專用性。該文構建農戶資源稟賦專用性、區域自然資源稟賦專用性及區域社會資源稟賦專用性等3個一級指標，全面考察資產專用性維度[12]。

①農戶資源稟賦專用性。農戶稟賦*孔祥智等指出，忽略家庭其他成員的個人稟賦，一方面因為戶主的稟賦在家庭的經營決策中起著決定性作用，另一方面因為家庭其他成員稟賦的影響一定程度上可以在戶主稟賦和家庭稟賦中體現出來(如家庭收支、社會網絡等)。包括家庭稟賦與以戶主為代表的成員稟賦[13]，農戶稟賦是影響其采納節水灌溉技術行為的重要因素[14]。該文設計描述農戶資源稟賦的4個潛變量，即農戶自身特征、家庭經濟狀況、教育背景、資本投入能力。具體可觀測指標設置見表1。

②社會資源稟賦專用性。微觀層面的社會資本關注行動者所在的社會網絡整體的結構性特征及網絡間的互動、制約對個體社會資源獲取能力的影響。社會資本不能被個體直接擁有與運用，而是蘊含在社會團體、社會網絡之中，只有通過成為該網絡的成員、或建立起網絡連帶，才能接近與使用該資本[15]。該文借鑒社會資本分析范式來詮釋社會資源稟賦[16](表2)。

③自然資源稟賦專用性。資源條件限制迫使農戶考慮選擇采用可以節約該資源的技術[17]。自然資源稟賦的特點是制定區域農業節水模式的邏輯起點，因此，該文選擇可觀測變量見表3。

表1　農戶資源稟賦專用性指標設置

指標指標描述變量說明農戶自身特征戶主年齡被調查者年齡健康狀況1=健康;2=一般;3=差是否有外出打工經歷1=是;2=否耕地面積單位:667m2地塊數單位:個單位地塊面積單位:667m2家庭經濟狀況家庭年收入單位:元節水農業收入占總收入比重百分數教育背景戶主學歷層次1=小學及以下;2=初中;3=高中;4=中專及以上子女最高學歷1=小學及以下;2=初中;3=高中;4=中專及以上是否參加過農民學?；蛱镩g學校的培訓1=是;2=否是否加入不同類型的節水等協會組織1=是;2=否資本投入灌溉設施投入單位:元農業節水機械投入單位:元勞動力投入數量單位:個土地租金投入單位:元農業節水易耗品、管理等投入單位:元

表2　社會資源稟賦專用性指標設置

表3　自然資源稟賦專用性指標設置

(2)不確定性。不確定是指在有限理性與機會行為影響下造成了交易環境的不確定與交易者行為的不確定性[11]?，F行水價政策、水權市場發育、節水技術應用及制度等環境都對農戶農業節水意愿產生了不同程度的影響[18-19]，基于此判斷，該文選擇水價政策體系、水權市場發育程度、節水技術應用、農業節水外部政策等4個潛變量表達不確定性(表4)。

表4　不確定性指標設置

指標指標描述變量說明水價政策體系降水量不同年份,灌溉水價波動是否較大1=是;2=否水權市場發育程度獲得灌溉所需水量是否容易1=是;2=否節水技術應用農業節水技術掌握難度是否較大1=是;2=否農業節水技術應用的效益是否很大1=是;2=否農業節水外部政策您認為農業節水補償標準是否合適1=是;2=否您認為農業節水補償方式是否合適1=是;2=否

(3)交易頻率。交易頻率是指在某段時期的交易次數[11]，交易頻率越高，建立專門規制結構就越具有經濟性[19]。農戶采用農業節水技術更愿意與科研部門、技術企業、政府部門及人員接觸，使交易內部化，形成一個簡單互動規制結構降低交易成本(表5)。

(4)節水農業采用意愿。主體行為意愿主要受到不同行為認知的影響，該文將農戶從事節水農業行為理性認知區分為生存理性、經濟理性及價值理性(表6)。

表5　交易頻率指標設置

指標指標描述變量說明農戶與科研部門的接觸因為采用農業節水與科研部門接觸是否頻繁1=是;2=否農戶與技術企業的接觸農業節水技術企業是否經常指導生產1=是;2=否農戶與政府部門的接觸各級政府部門是否經常來指導農業節水生產1=是;2=否農戶與金融機構的接觸因為采用節水農業是否經常向金融結構借貸1=是;2=否種植結構調整對節水的要求因種植結構調整需要是否經常調整不同的農業節水技術1=是;2=否

表6　農業節水意愿指標設置

2.2結構方程模型構建

農戶農業節水意愿強度測量結構方程模型具體數學表達式為：

y1=γ11x11+γ12x12+γ13x13+…γ19x19+ζ1

(1)

y2=β21y1+γ21x21+γ22x22+γ23x23+…+γ2， 32x2， 32+ζ2

(2)

y3=β31y1+γ31x31+γ32x32+…γ35x35+ζ3

(3)

y4=β41y1+γ41x41+γ42x42+…γ46x46+ζ4

(4)

式中，y1、y2、y3、y4分別代表潛變量農業節水行為意愿、資產專用性、交易頻率、不確定性； x是表征各潛變量的可觀測變量，x11→x19表明有9個可觀測變量解釋農業節水行為意愿潛變量，x21→x2， 32表明有32可觀測變量解釋資產專用性潛變量，x31→x35表明有5個可觀測變量解釋交易頻率潛變量，x41→x46表明有6個可觀測變量解釋不確定性潛變量； γ11→γ46表示各潛變量與其相對應可觀測變量之間的載荷系數； β21→β41分別表示資產專用性、交易頻率、不確定性與農業節水行為意愿之間的路徑系數； ζ1→ζ4表示各潛變量被其相對應的可觀測變量解釋產生的殘差項。

2.3數據來源說明

該文研究調查時間為2012年5～7月，對甘肅省張掖市的安陽、實驗坊、黨寨、小滿、大滿、堿灘、大滿等地區進行了150份問卷調查，問卷共分為農戶家庭背景、農業節水意愿、與相關部門的接觸與節水農業不確定性等4個部分，具體可觀測變量的設計見該文2.1指標體系構建，共發放問卷170份，有效問卷150份。

3　數據結果與分析

3.1信度與效度檢驗

(1)結構效度檢驗。利用SPSS16.0軟件計算系數矩陣，計算結果為大部分系數值大于0.3，其單邊檢驗值均小于0.05，KMO的值為0.712，Bartlett球體檢驗Approx.Chi-Square統計值為1768.094,顯著性概率為0.000,小于0.001,說明數據具有很高的相關性，適宜做因子分析。

(2)信度檢驗。采用內部一致性α檢驗對統計量進行信度分析，結果為：資產專用性構想層面的18個題項Cronbach′α值為0.850,不確定性構想層面的6個題項Cronbach′α值為0.652,交易頻率構想層面的2個題項Cronbach′α值為0.753,農業節水意愿構想層面的3個題項Cronbach′α值為0.760,從Cronbach′α值的結果看，問卷有較好的內部一致性，適合做因子分析。

3.2結構方程檢驗——驗證性因子分析

利用AMOS7.0軟件，基于30個可觀測變量對資產專用性、不確定性、交易頻率、農業節水意愿等潛變量的作用路徑與結構方程模型進行數理檢驗。從表7可知，各觀測變量的C.R值都大于2*根據榮泰生(2009)的建議，只要C.R大于2，則表明估計值與零存在顯著差異。[20]，最大的載荷系數γ214的值為92.698,最小的載荷系數γ215的值為3.726,并且都在99%與95%置信度下顯著，說明潛變量與可觀測變量之間的載荷系數估計具有顯著性，即可觀測變量對潛變量的衡量具有較高的會聚有效性。資產專用性、不確定性、交易頻率潛變量對農業節水意愿潛變量的C.R值最大的為β41等于4.090,在95%置信度下顯著，最小的為β31等于2.029,在95%置信度下顯著，β21等于3.092,在95%置信度下顯著，且都大于2，說明選擇的資產專用性、不確定性、交易頻率潛變量對農業節水意愿潛變量的解釋力較強(圖1)。

注：路徑系數值右上角的*、**及***分別表示，結果通過1%、5%及10%的顯著性檢驗圖1　結構方程路徑

表7　路徑/載荷系數估計結果

變量作用關系變量標準化路徑/載荷系數及檢驗值EstimateS.E.C.R.P節水意愿β21<---資產專用性0.2010.1063.092**節水意愿β31<---交易頻率-0.0140.0072.029**節水意愿β41<---不確定性-0.1710.0104.090**從事生態節水農業是為了生存γ11<---節水意愿10.05976.725***您認為從事糧食規模生產能夠充分體現自己的價值γ12<---節水意愿0.3240.06150.273***您認為從事節水農業比傳統農業能獲得更高的收入γ13<---節水意愿0.9040.06355.932***是否有外出打工經歷γ21<---資產專用性10.04135.386***是否接受過新技術培訓或輔導γ22<---資產專用性0.0660.03942.235***節水農產品是否參加了農業保險γ23<---資產專用性0.2740.02381.908***是否加入不同類型的節水等協會組織γ24<---資產專用性0.1230.02964.565***是否參加過農民學?；蛱镩g學校的培訓γ25<---資產專用性0.1560.02478.943***節水農業收入占總收入的比重γ26<---資產專用性40.5622.50416.946***平均積溫γ27<---資產專用性0.060.02249.661***單位地塊面積γ28<---資產專用性-0.080.06325.827***地塊數γ29<---資產專用性-1.2540.25628.321***耕地面積γ210<---資產專用性11.5980.51223.875***是否是黨員γ211<---資產專用性-0.0460.03256.059***是否是村干部γ212<---資產專用性-0.1250.02478.943***農業節水易耗品、管理等投入γ213<---資產專用性-33.5082.01536.220***農業節水機械投入γ214<---資產專用性17.8518.80792.698***土地租金投入γ215<---資產專用性12.0945.2053.726***家庭年收入γ216<---資產專用性37.19691.49622.655***交通是否便利γ217<---資產專用性-0.1440.02840.900***所在地區的缺水程度γ218<---資產專用性-1.2040.05729.452***離最近的一條渠距離多遠γ219<---資產專用性0.4080.03773.773***因為采用農業節水與科研部門接觸是否頻繁γ31<---交易頻率-0.0060.03451.764***因種植結構調整需要是否經常調整不同的農業節水技術γ32<---交易頻率-0.0040.03358.986***您認為農業節水補償方式是否合適γ41<---不確定性10.04441.806***您認為農業節水補償標準是否合適γ42<---不確定性0.5020.0445.342***農業節水技術應用的效益是否很大γ43<---不確定性0.4350.04331.624***農業節水技術掌握難度是否較大γ44<---不確定性0.2360.03534.652***獲得灌溉所需水量是否容易γ45<---不確定性0.1890.03436.038***降水量不同年份,灌溉水價波動是否較大γ46<---不確定性0.0370.03436.038***Chi-square=1818.2Degreesoffreedom=1268Prob=0.000 注:“*”、“**”及“***”分別代表在1%、5%及10%水平上顯著,C.R值即t值

結構方程模型估計結果表明：絕對擬合指數(χ2/df為1.434,RMSEA的值為0.044)、相對擬合指數(NFI、TLI、CFI的值分別為0.999、0.965、0.94)、信息指數(AIC、CAIC的值分別為214.225與0)指標值都符合建議值的要求，測量模型的總體擬合情況較好，說明模型的選擇與可觀測變量對潛變量、潛變量對潛變量的解釋力都很好。

3.3結果分析

(1)農業節水意愿。由表7可知，農業節水行為理性認知中生存理性、經濟理性及價值理性等可觀測變量對農業節水意愿潛變量解釋力很強(標準載荷因子系數都大于0.5)。而經濟理性(標準載荷因子系數最大，為0.633)對農業節水意愿解釋力最強，說明農戶節水行為主要是受經濟理性認知的影響，即節水能獲得更高的收益是農戶節水行為主要目的，價值理性認知的影響次之，影響最小的是生存理性，同時表明這樣一種認知邏輯順序，即經濟理性→價值理性→生存理性。

(2)資產專用性。從表7可以看出，農戶外出務工獲得了更多的收入與接收了更多信息，有利于農業節水技術的采用，而耕地面積的大小又是能否有效利用節水灌溉技術的關鍵(標準載荷系數為11.598)。土地的細碎化弱化了節水技術的推廣與應用效應，沒有形成較強的資產專用性，更增加了節水農業規制成本。家庭年收入與節水農業收入在總收入中的比重增加，大大提高了農戶節水技術的采用，同時促進了農戶節水行為的積極性。農戶通過加入節水協會組織及參加農民學?；蜣r民田間學校的培訓等非學歷教育增加了人力資本專用性，選擇節水行為的可能性增大，同時降低了節水技術采用的管理成本。農業節水機械投入與轉入土地的租金投入大大提高了有形資產用途的專用性，不采用節水行為的交易成本很高。此項結果與劉一明，羅必良(2011)研究中的結論一致[21]。

社會資源稟賦中黨員與干部等2個表征政治身份的變量對資產專用性產生了顯著負效應，可能的解釋是，節水農業投入具有公共物品屬性，黨員與干部大都是節水農業實際管理者，相比普通農戶，在社會網絡結構中獲取與運用個體社會資源的能力較強，降低了交易成本。而是否接受過新技術培訓或輔導與節水農產品是否參加了農業保險等2個變量，提高了品牌資產的專用性，增加了農戶改變行為選擇的成本。

自然資源稟賦變量中交通是否便利與所在地區的缺水程度等2個變量、離最近的一條河流距離與當地溫度是否對自然灌溉產生了不利影響等2個變量分別對資產專用性產生了較強負效應與正效應，表明區域缺水程嚴重、交通不便、離灌溉渠距離較遠、當地積溫過高等自然資源稟賦明顯增加了本地區農戶資產專用性，采用節水農業可節約資源轉型的成本。

(3)不確定性。不確定性的6個可觀測變量具有較強的正向效應，表明水價政策體系、水權市場發育程度、節水技術應用、農業節水外部政策等變量顯著增加了從事節水農業的不確定性，提高了從事節水農業的交易成本。數據結果顯示，農業節水補償標準與補償方式等2個變量對不確定性影響效應很大(標準載荷系數分別為0.502、1，且在90%顯著性水平下通過檢驗)，說明從事節水農業不確定性更多是因為補償標準與方式帶來的。

(4)交易頻率。因種植結構調整需要調整節水技術、與科研部門接觸頻繁等2個變量對交易頻率的影響為負，且在90%顯著性水平下通過檢驗。表明因為種植結構調整節水技術調整的次數與成本提高了，同時也增加了與科研部門主動接觸的頻率，掌握技術的時間、精力、管理及機會成本投入也增加。

(5)結構方程路徑。從圖1可知，交易成本的3個維度資產專用性、不確定性及交易頻率對農業節水意愿產生了顯著的影響效應，其中資產專用性對農業節水意愿的路徑系數為0.201,且在95%顯著性水平下通過檢驗，表明農戶擁有的資產專用性越強從事節水農業的意愿越強； 不確定性對農業節水意愿的路徑系數為-0.171,且通過95%顯著性水平檢驗，說明從事節水農業的不確定性增加了行為選擇的交易成本，大大降低了從事節水農業的行為意愿； 交易頻率對農業節水意愿的路徑系數為-0.014,也通過了95%顯著性水平檢驗，說明因從事節水農業會極大增加交易頻率，提高交易成本，農業節水行為意愿很低。

4　結論與建議

該文利用甘肅省張掖市從事節水農業戶的150份調查數據，采用因子分析與結構方程模型，數理檢驗了農戶農業節水行為交易成本的資產專用性、不確定性及交易頻率等3個維度的影響因素，并分析了交易成本的3個維度對農戶農業節水行為意愿的影響強度。

基于以上的實證分析，該文提出以下政策建議。

(1)農戶節水行為的認知理性是政策制定的瞄準點。通過以上實證分析結果顯示，節水農戶從傳統農業轉變到節水農業主要目的是獲得更高的收益，即主要受經濟理性認知的影響，其次受到價值理性認知的影響，生存理性認知影響最弱，絕大多數農戶認知邏輯順序為經濟理性→價值理性→生存理性。明確現階段節水農戶行為認知理性所處的階段，政府應該從提高節水農業收益，降低節水農戶經營抗風險能力及提高節水農業市場地位等方面制定有針對性的政策，這樣才更能體現政策制定的有效性與準確性。

(2)農戶資源稟賦、社會資源稟賦、自然資源稟賦極大提高了農業節水資產的專用性。在區域資源稟賦約束下，政府應該建立完善的培訓機制與信息網絡平臺，提高節水農戶自身稟賦，擴大節水農戶獲得節水信息渠道，改善農戶資源稟賦與社會資源稟賦，降低農戶節水行為交易成本，提高采用節水農業行為意愿的強度，這是現階段政策調控的重點所在。

(3)節水農業外部環境不確定性增加了農戶交易成本，降低了農業節水意愿。政府應該繼續在水價政策體系、水權市場發育程度、節水技術應用、農業節水外部政策環境等方面加大改革的力度，創造一個寬松、良好的節水農業外部環境，降低因環境不確定性而帶來的高交易成本，提高農業節水行為意愿。

(4)交易頻率的增加極大地提高了節水農業的交易成本。交易頻率增加主要源于農戶與科研單位的頻繁接觸、因種植結構調整帶來的節水技術改變的頻繁[22-23]。需要政府因時因地根據種植結構的調整，在當地建立完善的農業節水技術推廣體系與服務體系，建立統一的規制結構降低交易成本。

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RESEARCH ON THE EFFECT OF TRANSACTION TO FARMERS AGRICULTURAL WATER-SAVING BEHAVIORAL WILLINGNESS IN THE NORTHWEST ARID AREA*

Yao Zengfu1，Tang Huajun2※

(1.Department of Economics and Business, Guilin University of Aerospace Technology, Guilin, Guangxi 541004,China; 2.Institute of Agricultural Resources and Regional Planning of , Chinese Academy of Agricultural Sciences,, Beijing 100081, China)

Farmers are the micro-foundation for the development of modern water-saving agriculture, and the strength of farmers′ agricultural water-saving behavioral willingness is the dominant factor of the agricultural water-saving choice behavior. Improving the water-saving willingness has effect on promotingmodern agricultural water-saving technology and realizing the goal of modern agriculture. The article empirically tested the effects of three dimensions (asset specificity, uncertainty and transaction frequency) of transaction costson agricultural water-saving behavioral willingness of farmers by using factor analysis and structural equation model, and introducing the theory of transaction cost and resource endowment, based on 150 survey data of farmers engaged in agricultural water-saving in Zhangye city Gansu province. The results showed that the agricultural water-saving behavioral willingness was mainly affected by economic rationality, followed by the strength of value rationality and survival rationality. Farmers′ endowment, social resources endowment, and natural resources endowment hadsignificant effects on asset specificity in transaction costs dimensions. External uncertainty of water-saving behavior, transaction frequency with scientific research units and the frequency of water-saving technology adjusting all increased the transaction costs of agricultural water-saving behavior. Asset specificity, uncertainty, and the frequency of trades had positive, negative and negative effect on farmer agricultural water-saving behavioral willingness, respectively, with the path coefficients of 0.201, -0.171 and -0.014, respectively.

transaction cost; resource endowment; water-savingbehavioral willingness; structural equation model; value rationality

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160517

2014-12-16

姚增福(1978—)，男，黑龍江湯原人，副教授。研究方向：農村區域發展及農戶行為經濟學?！ㄓ嵶髡撸禾迫A俊(1960—)，男，四川閬中人，研究員,中國工程院院士。研究方向：農業遙感及農作物空間分布。Email:hjtang@mail.caas.net.cn

F323.213； S274

A

1005-9121[2016]05-0112-08

*資助項目：國家社科基金一般項目“西部農戶農業環境效率、要素配置效率及其提升機制研究”(15BGL131)； 教育部人文社會科學研究青年項目“外部性約束下種糧大戶響應行為績效提升研究：基于政府培育和市場邊界視角”(13YJC630206)