節水生產行為、非農就業與農戶收入溢出

陳宏偉，穆月英

（中國農業大學經濟管理學院，北京 100083）

我國糧食生產呈現出用水需求增加而供給不足的特點。降雨不足和地表水嚴重短缺迫使大量超采地下水以維持糧食生產灌溉需求，其中，貢獻全國糧食產量30%的華北平原地下水超采問題尤為嚴重，成為世界上面積最大的地下水漏斗區，水資源短缺問題已嚴重威脅到糧食安全，引發一系列生態環境問題。同時，糧食生產用水效率低下，糧食灌溉用水浪費和污染現象突出。2019年我國農田灌溉水有效利用系數為0.559，單方水的糧食產量為1.1千克，而發達國家灌溉水利用系數在0.7～0.8之間，單方水糧食產量可達2.5～3.0千克，可見我國糧食生產環節的節水潛力巨大。

《全國農業可持續發展規劃（2015-2030年）》提出要加快發展節水農業，推廣抗旱品種，節水保墑，管道輸水、噴灌、微灌等多種節水生產方式。農戶糧食節水生產行為強調節約灌溉用水量、緩解農業水資源短缺，采用農藝節水、工程節水、生物節水等方式，通過輸水配水、田間灌水、作物吸收等環節水資源與其他要素的合理配置，發揮提高糧食產量、增加家庭收入的溢出效應。而在實踐過程中節水農業推廣與農戶節水生產行為采納相脫節，節水灌溉設備老化失修，用水計量手段不完善，導致大水漫灌現象時有發生。糧食節水生產行為的農戶采納程度偏低，采納持續性弱[1]，其收入溢出效應存在顯著的區域和農戶個體差異。

農戶節水生產行為的增收差異一方面受到年齡、受教育程度、經營規模以及土地細碎化程度等因素的影響[2]，另一方面，隨著城鎮化進程的加快，大量農村勞動力持續向非農行業轉移。2020年農村勞動力非農就業數量高達2.86億人，其中戶籍鄉鎮內非農就業農民工1.16億人，外出農民工1.70億人，非農收入成為農戶家庭收入的主要部分。糧食生產與非農就業的關系發生了巨大變化，而糧食節水生產行為具備勞動節約屬性，其采納對農戶收入影響的差異可能會受到非農就業的調節作用。因此，在非農就業的背景下探究糧食節水生產行為的收入溢出機制與路徑，具有重要的現實意義。

關于節水生產行為的經濟效應研究主要包括節本和增產增收兩個方面。成本節約方面，以農戶家庭或社區為基礎的節水生產行為可以減少作物水分利用、提高水分生產率[3]，農戶采納干濕交替灌溉能夠減少38%的灌溉時間，相應地節約泵送能源和灌溉用水[4-5]，灌溉水使用量減少25%～30%[6]。除節水之外，膜下滴灌還具有節約種苗費用、農藥化肥費用和投工費用等其他生產投入的溢出效果[7]。增產增收方面，農戶采納滴灌的農業增收效應主要通過產量效應和溢價效應得到實現[8]，能夠使每噸灌溉水增加17.16千克的蔬菜產量、45.90元的蔬菜收入[9]，能夠使種植戶家庭胡蘿卜單產水平提高21%[10]，黃騰等得出抗旱品種、覆膜、噴灌和滴灌四類有效節水灌溉能夠使農業畝均收入提升19.66%[11]。但也有學者得出，采納節水生產行為后水生產力有所提高，但農作物的產量和用水量均出現下降的趨勢[12]。胡倫等分析了農戶節水灌溉的減貧效應，得出農戶節水灌溉的意愿每提高1個單位，貧困發生率下降10.5%[13]。

目前，分析節水生產行為對農戶收入影響的實證研究較為豐富，但仍存在一些拓展空間：一是多數研究僅集中于量化節水生產行為的增收效果，而對其增收機制的實證研究不足，較少對非農就業這一關鍵影響路徑展開分析。二是已有文獻多集中于研究整體或單一節水生產行為的農戶采納，而節水生產行為涵蓋農藝節水、工程節水、生物節水等，不同行為間因替代互補關系而相互影響，僅分析單個節水生產行為的采納效果存在偏差。本文基于河北、山東、河南三省糧食種植戶的調查數據，綜合運用協方差層次分析法（Cov-AHP）、工具變量分位數回歸模型、中介效應模型和門檻回歸模型對節水生產行為的采納強度與農戶收入溢出機制進行實證分析。

一、理論分析與模型構建

1.理論分析

（1）節水生產行為對農戶增收的直接和間接效應。農戶層面的節水生產行為包括農藝節水、工程節水、生物節水等，農戶節水生產行為在節水的同時，能夠提高農業生產效率，產生勞動要素節約偏向，農戶根據要素稀缺性特征釋放農業勞動力轉移到非農行業[14-15]，從而具有收入溢出效應。因此，節水生產行為的收入溢出機制包括農業收入效應和要素替代效應。節水生產行為對農業收入的影響包括兩個方面：一是節本增產效應。節水生產行為能夠節約農業水費，節省農業用工投入，減少農藥化肥支出[3，7]。同時，節水生產行為能夠提高灌溉用水效率，增加畝均產量，從而帶來農業收入增加[8-10]。二是提高抗風險能力。生計能力不足、用水矛盾突出的農戶群體收入水平較低，通過推廣采納節水生產行為，可以改善當地的生態環境條件，提高其獲取公共服務的能力，從而提升收入水平。同時，農戶節水生產行為中的干中學，能夠增進人力資本、社會資本等生計資本，提高災害風險預防和抵御風險沖擊的能力[13]。

節水生產行為對農戶收入的要素替代效應體現在：農戶節水生產行為采納如抗旱品種能夠減少灌溉次數、噴灌/微灌等能夠減少灌溉人工投入，從而降低對農業勞動力的需求，縮短農業生產時間，理性農戶會選擇優化家庭勞動力配置，使家庭剩余農業勞動力向非農行業轉移[11，13]。同時，節水生產行為采納帶來的農業生產勞動強度的下降，使得女性及老齡化勞動力能夠勝任農業生產，從而釋放出更多勞動力進行非農就業[14]。另外，采納節水生產行為的農戶出于對節水灌溉設備高成本投入的需求，更傾向于進行非農就業，從而提升非農收入和家庭收入水平。

H1：節水生產行為能夠顯著增加農業收入，并通過非農就業提高非農收入。

（2）節水生產行為的農戶增收異質性。農戶間存在生產資料占有、知識儲備、經營能力的稟賦差異，具有收入優勢的農戶往往具備較強的資源利用、技術習得能力，更容易獲取節水生產行為采納程度提高所帶來的益處。農戶工程節水生產行為的前期投資及日常維護成本較高[16]，高農業收入農戶能夠承擔較高的節水設施管護費用和技術風險，更好地發揮節水生產行為的比較優勢，進一步提升農業收入水平，即節水生產行為采納的“馬太效應”。而高非農收入的農戶家庭往往較少將所獲收入用于農業投資，而是用于住房、教育、醫療等方面[17]，使得節水生產行為的要素替代效應弱化，即農戶節水生產行為采納的“重心轉變效應”。

H2：節水生產行為對高農業收入農戶的農業增收作用更為顯著，對低非農收入農戶的非農收入提升作用更加明顯。

（3）節水生產行為的農戶增收門檻機制。根據勞動力務工距離的遠近，可以將非農就業劃分為本地非農就業和外出務工兩種類型，農戶節水生產行為采納推動家庭勞動力向非農行業轉移，本地非農就業能夠提高農戶家庭收入水平同時兼顧農業生產，從而進一步增強對節水生產行為的支付能力和抗風險能力，契合節水生產行為減輕人工投入的特點[18]，且本地非農就業比例越高，節水生產行為的要素替代效應越大，增收效果越顯著。勞動力外出務工使得工資性收入成為農戶家庭收入的主要部分[19]，隨著家庭勞動力外出務工比例的提高，引致從業重心向非農轉變，從而減少務農時間投入[20]，不利于節水生產行為的要素替代效應的發揮。

H3：本地非農就業、外出務工均在節水生產行為的農戶增收機制中發揮門檻效應。

為此，本文構建糧食節水生產行為對農戶收入溢出機制的理論分析框架，如圖1所示。

圖1 糧食節水生產行為的農戶收入溢出分析框架

2.模型構建

（1）基準模型。為研究節水生產行為對農戶收入的影響，本文將基準模型設置如下：

式（1）中，Incomei表示第i個農戶的收入水平，WPi表示節水生產行為，Xi表示一系列控制變量，αi表示待估參數，εi表示隨機誤差項。

（2）工具變量分位數模型。檢驗節水生產行為對農戶收入的異質性影響是分析農戶增收“分化”的重要手段。考慮到節水生產行為與農戶收入可能存在互為因果關系的內生性問題，而分位數回歸模型可能造成參數估計的不一致性。因此，采用由Chernozhukov等[21]提出的工具變量分位數回歸模型（IVQR）分析節水生產行為對農戶收入的影響。模型設定如下：

其中，τ表示特定分位點，λ、θ表示待估參數，Z表示工具變量，q(.)表示分位數函數方程，式（3）為引入工具變量后的目標函數，根據加權離差絕對值之和最小原則展開如下，得到分位數回歸估計量：

式（4）中，ρτ為損失函數，δ表示待估參數，在模型估計之前需要檢驗工具變量的有效性和弱工具變量問題。

（3）中介效應模型。從理論分析可知，節水生產行為可能通過非農就業對農戶收入產生影響，因此，建立中介效應模型進行影響路徑分析。借鑒溫忠麟等[22]的中介效應檢驗方法，首先設定式（1）檢驗節水生產行為對農戶收入的直接影響，其次運用式（5）和式（6）檢驗節水生產行為是否通過影響非農就業間接影響農戶收入。

其中，Migi表示非農就業，βi、ρi表示估計參數，只有α1顯著才繼續檢驗β1、ρ1與ρ2，反之不存在中介效應。在α1通過檢驗的前提下，若β1與ρ2均顯著表明節水生產行為對收入的影響至少有一部分是通過非農就業實現的。在前面兩步檢驗均通過的情況下，若ρ1顯著且與β1ρ2同號，表明非農就業起部分中介作用，反之為遮掩效應。

（4）門檻回歸模型。由于節水生產行為的增收效果可能會因非農就業距離和程度不同而存在差異，為避免主觀選定閾值而造成估計偏誤，借鑒Hansen[23]提出的門檻回歸模型，以統計推斷的方法生成門檻值，劃分非農就業程度的區間，以存在2個門檻值為例，模型設定如下：

式（7）中，I(.)表示指標函數，γi表示特定的門檻值，ηi和λi為待估系數，μi為隨機誤差項。由于可能在兩個或兩個以上的門檻，需要通過自抽樣檢驗以判定具體門檻個數。

3.農戶節水生產行為測度

農戶可能集成采納一項或多項節水生產行為，而以是否采納節水生產行為或采納數量進行賦值，無法體現出不同行為相對重要性的差異，以及不同行為間的替代或互補關系。Cov-AHP方法基于層次分析法的分析框架，但以平均協方差替代主觀權重判斷，根據得到的各節水生產行為的權重系數，測算出綜合采納強度，能夠體現各類節水生產行為的替代互補關系及集成效果[2]。

具體計算步驟如下：第一步，明確節水生產行為清單，根據農戶樣本矩陣依次構造協方差矩陣、相對協方差矩陣、判斷矩陣。

二、數據來源與變量說明

1.數據來源

為掌握我國糧食生產及水資源利用狀況與方式，課題組于2019年7月在河北、山東和河南3省的糧食主產區域開展了糧食種植戶問卷調查。調研區域以灌區為主，主要依靠地表水和開采地下水進行灌溉，基礎設施配套較為完善，是保障我國北方糧食供給的重要地區。問卷調查對象的選取采取多階段分層抽樣和隨機抽樣結合的方式，首先在每個省份隨機抽取2個糧食主產縣，選定河北省清苑縣、南和縣，山東省曹縣、齊河縣，河南省永城縣、息縣作為調研區域，然后采用同樣的分層隨機抽樣方法在每個縣抽取4個鄉鎮，每個鄉鎮抽取2個行政村，每個行政村抽取12戶農戶。調查內容主要涵蓋了糧食種植戶家庭基本情況、成本收益情況、節水生產行為認知與采納情況、水資源認知與利用情況，所在村基本信息等，共收回農戶問卷576份，篩選后符合研究需要的有效農戶樣本數量540戶，有效率為93.75%。

2.變量說明

（1）被解釋變量：家庭總收入、農業收入、非農收入。分別用家庭人均純收入、家庭人均經營性收入、家庭人均工資性收入表示。

（2）解釋變量：節水生產行為。主要包括抗旱品種、留茬免耕、地膜覆蓋、地面管道、地下管道、噴灌/微灌等6種行為[5，24]，基于調研數據運用Cov-AHP方法進行測算，得到客觀權重依次為0.156、0.198、0.175、0.220、0.196和0.056，隨機一致性比率CR等于0.018＜0.100，表明判斷矩陣通過一致性檢驗。

非農就業。非農就業是指農村戶籍勞動力轉移到非農部門就業的過程[25]，包括本地非農就業和外出務工兩種類型[17]。由于勞動力非農就業是家庭決策行為，本文選取糧食種植戶家庭在本鄉鎮范圍以內務工人口占比和家庭在鄉鎮范圍以外務工人口占比來分別衡量本地非農就業和外出務工程度。以鄉鎮范圍為劃分標準的原因是：鄉鎮外非農就業農戶在能力積累和勞動時間損失方面與本地就業農戶存在顯著差異，能夠體現不同非農就業類型的異質性影響[20]。

（3）控制變量：性別、年齡、受教育年限和風險態度等戶主稟賦變量；種植年限、種植規模、是否加入合作社、社會網絡、與縣城距離等家庭稟賦變量；是否屬于河北省、是否屬于河南省等地區差異變量（以山東省為對照）。

（4）工具變量：灌溉機械的抽水深度、生態環境效益。抽水深度反映了水資源的短缺程度，與農戶節水生產行為采納情況高度相關，而抽水深度不會直接影響被訪者家庭收入狀況；資源節約帶來的生態環境效益是農戶節水生產行為的直接動機，而生態環境效益僅通過影響節水生產行為進而影響農戶收入，兩個工具變量均符合相關性和外生性要求。變量定義與描述性統計結果見表1。

表1 變量定義與描述性統計

三、結果分析

1.節水生產行為影響農戶收入的基準回歸結果

節水生產行為與農戶家庭收入變量間可能存在反向因果的內生性問題，為弱化內生性導致的估計偏誤，運用兩階段工具變量的CMP方法，以抽水深度和生態環境效益作為工具變量，第一階段均以節水生產行為作為被解釋變量，第二階段分別以家庭總收入、農業收入、非農收入為被解釋變量，表2中模型（1）、（2）和（3）的atanhrho值均在1%的水平上顯著，拒絕了節水生產行為變量外生的原假設，表明三個模型均存在內生性問題且CMP估計結果更為有效。第一階段估計結果中，抽水深度、生態環境效益與節水生產行為這一內生變量均顯著相關，因此，選取抽水深度、生態環境效益作為工具變量較為合適，不存在弱工具變量的問題。

表2 節水生產行為對農戶收入影響的CMP估計結果

將表2中節水生產行為變量對三類農戶收入影響的系數進行對比，節水生產行為變量對家庭總收入、農業收入和非農收入的影響均顯著為正，分別為0.228、0.591和0.195，且對非農收入的影響系數顯著小于農業收入，說明節水生產行為的農業產出增長效應大于要素替代效應，調研區域的山東、河南、河北是勞動力的主要輸出地，存在大量農業剩余勞動力，農戶節水生產行為能夠節約勞動、灌溉水等農業生產要素投入，直接增加農業收入，同時，節水生產行為節約的農業勞動投入能夠推動勞動力非農就業，從而提升非農收入，使得農戶家庭總收入增加，H1得證。

控制變量中，受教育年限、風險態度、加入合作社和社會網絡對三類收入的影響系數均顯著為正，農戶家庭勞動力受教育程度越高有助于提升自身農業生產能力，加入合作社能夠獲取技術培訓，提高議價能力和銷售收入，均能夠直接提升農業收入，而較高的受教育水平往往更容易獲取非農就業機會，提升非農收入。農戶社會網絡數量是社會資本的體現，能夠消除信息不對稱，獲得更多的收入來源渠道，提高家庭各項收入水平。風險態度較為積極的農戶家庭能夠獲取較高收入水平，與常識一致，而性別、年齡、種植年限和土地細碎化的系數均不顯著。

2.節水生產行為對異質性農戶收入的影響

分別選取農戶家庭農業收入與非農收入的25%、50%和75%三個典型分位點，同樣以抽水深度和生態環境效益作為節水生產行為的工具變量，運用工具變量分位數回歸模型（IVQR）分析節水生產行為對異質性農業收入與非農收入的影響，估計結果分別如表3中的模型（4）和模型（5）所示。可以看出，節水生產行為對25%、50%、75%分位點農業收入的正向影響逐步擴大，相比于低農業收入農戶，高農業收入農戶采納節水生產行為后的收入增加幅度更大，即存在“馬太效應”。

表3 節水生產行為影響農戶收入的工具變量分位數回歸估計結果

對于非農收入相對較低的農戶家庭（50%及以下分位數），節水生產行為的非農收入增加效果更加明顯，即節水生產行為能夠顯著提升低非農收入農戶的非農收入水平，而對于高非農收入農戶家庭（75%分位數），節水生產行為的非農收入增收效應不再顯著，這是由于非農就業距離的差異，外出務工的農業經營決策者對農業生產的重視程度較低，而能夠獲取較高非農收入的勞動力外出務工改變了農戶從業重心，使得農業生產逐步減少，節水生產行為的非農增收效果進一步弱化，與鄒杰玲等[20]的研究結論一致，H2得證。

3.非農就業的中介效應分析

為進一步明確非農就業在節水生產行為和農戶收入之間發揮的中介作用，運用中介效應模型進行檢驗，估計結果如表4所示。模型（6）和（7）中節水生產行為影響農戶收入的總效應系數為0.254且通過顯著性檢驗。本地非農就業和外出務工方程中，節水生產行為對本地非農就業有顯著的正向影響，而對外出務工的系數顯著為負，可能的原因是采納節水生產行為帶來的務農時間節省有助于勞動力在本鄉鎮內從事非農行業，同時兼顧農業生產，而遠距離外出務工則具有較強的非農化傾向，甚至放棄農業生產，因此，采納節水生產行為不利于從事遠距離外出務工，與劉魏等[17]的結論一致。兩個模型中家庭總收入方程的節水生產行為系數均顯著，分別為0.262和0.156，本地非農就業、外出務工的系數均顯著為正，表明兩個中介變量的間接效應均顯著。因此，本地非農就業和外出務工均在節水生產行為對農戶家庭收入的影響中發揮中介作用。

表4 節水生產行為影響農戶收入的中介效應檢驗結果

將以上結果進行匯總，節水生產行為對農戶收入的直接效應為正，其中本地非農就業的間接效應為正，而外出務工的間接效應為負，表明采納節水生產行為不僅對農戶家庭農業收入有直接的改善作用，還會通過本地非農就業間接提高農戶收入，中介效應占比為21.039%。而外出務工則在節水生產行為提升農戶收入的影響機制中有部分抑制作用，即“遮掩效應”，遮掩效應占比為36.615%。可見，從影響機制的角度也證實了前述研究結論的穩健性。

4.非農就業的門檻效應檢驗

根據基準回歸結果，節水生產行為對農戶家庭總收入具有促進作用，但對于不同非農就業類型和程度的農戶家庭，該促進作用是否存在門檻特征即非線性增收效應，有待進一步驗證。本文以無非農就業農戶樣本為對照組，分別以有本地非農就業、有外出務工農戶樣本為處理組，以本地非農就業比例和外出務工比例為門檻變量，依次在單一門檻、雙重門檻、三重門檻假設下進行估計，借助Bootstrap方法重復抽樣500次得到P值、門檻估計值和置信區間，具體門檻模型估計結果見表5。根據估計結果，勞動力本地非農就業的兩個門檻值分別為0.143和0.285，因此，將農戶劃分為低本地非農就業程度（q＜0.143）、中等本地非農就業程度（0.143≤q＜0.285）和高本地非農就業程度（q≥0.285）三類。根據外出務工的兩個門檻值0.2和0.4，將農戶劃分為低外出務工程度（q＜0.2）、中等外出務工程度（0.2≤q＜0.4）和高外出務工程度（q≥0.4）三類。

表5 非農就業的門檻效應檢驗結果

可以看出，當本地非農就業比例低于0.143時，該階段節水生產行為對農戶收入的影響主要表現為農業勞動力投入過剩的“擁擠效應”，即農戶家庭中低邊際產出勞動力持續參與農業生產，節水生產行為難以發揮出勞動力節約的要素替代效應，造成農業勞動力投入過剩，采納節水生產行為的增收效果較小。當本地非農就業比例高于0.143時，節水生產行為對農戶收入的影響顯著提升，當本地非農就業比例高于0.285時，節水生產行為的勞動力要素節約效應充分釋放，增收效應得到進一步強化。因此，跨越本地非農就業的門檻，是發揮節水生產行為收入溢出效應的重要路徑。當外出務工比例提升至第一門檻值（0.2）和第二門檻值（0.4）之間時，節水生產行為的增收效果逐步弱化，農戶的從業重心開始向非農改變，逐步減少農業生產勞動力投入。而當外出務工比例大于0.4時，節水生產行為對農戶收入的提升作用不再顯著，進一步印證了外出務工的從業重心轉變機制，H3得證。

5.穩健性檢驗

為了檢驗基準模型回歸結果的穩健性，將解釋變量節水生產行為采納程度替換為是否采納節水生產行為（0-1變量），同樣以抽水深度和生態環境效益作為工具變量，運用工具變量的CMP方法進行穩健性檢驗，結果如表6所示。模型（10）、（11）和（12）的atanhrho值均在1%的水平上顯著，表明農戶節水生產行為采納為內生變量。第一階段估計結果中，抽水深度、生態環境效益與節水生產行為均高度相關，顯著拒絕原假設，排除了弱工具變量的可能性。節水生產行為對家庭總收入、農業收入、非農收入的正向影響顯著性均保持不變，相對大小與基準模型保持一致，驗證了估計結果的穩健性。

表6 穩健性檢驗結果

四、結論與啟示

本文基于非農就業的視角，利用河北、山東、河南3個省份540戶糧食種植戶的微觀數據，運用協方差層次分析法（Cov-AHP）測算得到農戶節水生產行為集成采納強度，在此基礎上，運用工具變量分位數模型分析節水生產行為集成采納對異質性農戶收入的影響，進一步運用中介效應模型和門檻回歸模型驗證本地非農就業與外出務工兩種非農就業類型的異質性作用。主要結論如下：

第一，不同節水生產行為采納存在關聯性，其相對重要性存在顯著差異，農戶采納抗旱品種、留茬免耕、地膜覆蓋、地面管道、地下管道、噴灌/微灌等6種節水生產行為的客觀權重依次為0.156、0.198、0.175、0.220、0.196和0.056，地面管道、留茬免耕和地下管道的權重較高。

第二，節水生產行為能夠顯著提高農戶家庭的農業收入與非農收入水平，且農業增收效應大于要素替代效應。從作用邏輯來看，節水生產行為對異質性農業收入和非農收入的影響存在顯著差異，節水生產行為對農業收入的影響存在“馬太效應”，即對于具有比較優勢的高農業收入農戶，節水生產行為的農業增收作用更加明顯；節水生產行為對非農收入的影響存在“重心轉變效應”，即節水生產行為對于低非農收入農戶的非農收入提升作用更為顯著，而對于高非農收入農戶，節水生產行為對非農收入的提升作用較小。

第三，勞動力本地非農就業和外出務工兩種非農就業類型均顯著提高農戶收入水平，節水生產行為對農戶收入的影響機制中本地非農就業發揮中介效應，即節水生產行為有助于勞動力本地非農就業進而提升農戶收入水平；外出務工在節水生產行為提升農戶收入機制中存在遮掩效應，即節水生產行為不利于農戶外出務工進而降低農戶收入，部分遮掩了節水生產行為對農戶收入的提升效果。

第四，節水生產行為的農戶增收效應因勞動力本地非農就業和外出務工比例的差異而均存在雙重門檻效應，當本地非農就業比例分別跨越0.143和0.285的門檻值，節水生產行為的增收效應呈階梯型上升；當外出務工比例分別跨越0.2和0.4時，其增收效應隨著節水生產行為強度的提升而持續下降。

基于上述研究結論，得出如下的政策啟示。第一，通過政策扶持和市場機制激勵糧食種植戶采納節水生產行為。一方面，通過補貼節水設備初期投入與供給日常維護服務等，降低農戶節水生產行為采納成本和技術風險，提高農戶采納地面管道、留茬免耕和地下管道等節水生產行為的主動性，解決節水農業推廣的“最后一公里”問題。另一方面，建立糧食生產節水推廣的市場機制，推進農業水價綜合改革，完善農業水價形成機制，用市場杠桿促進農戶采納節水生產行為，實現糧食節水生產行為的可持續性。

第二，引導糧食生產剩余勞動力合理有序向非農部門轉移。在進城農民工回流規模不斷擴大的背景下，鼓勵勞動力返鄉擇業，實現就地就近就業，使其在本地非農就業的基礎上兼顧糧食生產，利用非農就業經歷真正服務于農業生產，充分發揮節水生產行為的增收效果；對于較少從事糧食生產、遠距離務工、以工資性收入為主的農戶，應當順應其非農化傾向。

第三，針對節水生產行為對農戶收入的異質性影響，對于稟賦約束導致農業收入不高的農戶，應強化農村勞動力的人力資本積累，將節水農業推廣與農民職業教育相結合，提升農戶科技素質，強化對農戶農田灌溉水資源管理知識的推廣普及；對于兼業程度較高而農業收入較低的農戶，應鼓勵其進行土地流轉和生產托管，以便充分釋放土地等生產要素，促進糧食節水生產的整體推進。