鄉村振興背景下農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響因素研究

關鍵詞農田水利設施；管護；農村居民；意愿；影響因素

中圖分類號S27文獻標識碼A

文章編號 0517-6611（2025）13-0174-04

doi：10.3969/j. issn.0517-6611.2025.13. 033

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

Studynthe Influencing Factors ofural Residents’WilingnesstoParticipate inthe Management and Protectionof Farmland WaterConservancyFacilities UndertheBackgroundofRuralRevitalization—EmpiricalAnalysisBasedonSurveyDataof5Viages in Anqing City

LIRong（WaterScienceResearchInstuteof Huaihe WaterResources Commision，AnhuiProvince/Anui KeyLaboratoryofWaterScience and Intelligent Water Conservancy，Hefei，Anhui ）

AbstractFamlandateroservacyfacilitarehyartofgiculturalifrastructueieclyelatdtoieaseoficlural productionandruralresidents’income，andplayanimportantroleinesuringChina’sfoodsecurityandsocialstabiltBasedon3feld questionairesueydatafro52vilgsiAqnCitythispapeostructsinarLogisticegesionaalysisodeltpeploe themaifactorstingruralsentsilingnsstartiateinaageentdprotetoofandateoseailii. Theresultssodatdercatioleligoodrusultiatedlandaaageettfgatiodatee vancyfailiidaeseccliosid cantefectsoallseitdeodsc thegener of farmers and the integrityof farmland water conservancy facilities passed the negative significance test at 0.05 level，the education level ofers，eustofondagetsofdateoseacclisedsit O.05 level，and the cultivated land area and government support degree passd the positive significance test at 0.01 level.

KeyWordsFarmlandwaterconservancyfacility;Managementandprotection;Ruralresident;Willngness;Influencingfactor

農田水利設施與農業生產密切相關，對提升農業生產效率、增加農民收入、保障糧食安全、促進農村地區保持經濟穩定意義重大，也是鄉村振興戰略穩步推進的重要支撐[1]。由于農田水利設施具有公共屬性，有的農村居民在面對農村共同利益時表現出漠不關心的態度，對參與農田水利設施管護的響應薄弱，缺乏參與的意愿[2]。近年來，政府加大了對農田水利設施的資金投入，也出臺了一系列政策，以推動和鼓勵農村居民積極參與農村公共設施的管理，但實施效果依然不佳，導致農田水利設施損壞、老化等問題嚴重，農田水利設施的效能無法充分發揮，對農村居民的生產活動產生嚴重影響[3]。對農村公共設施治理效果起關鍵作用的因素是農村居民參與管護意愿的影響因素[4]。因此，探究影響農村居民參與農田水利設施管護意愿的主要因素，并分析其形成機制，是提高農田灌溉用水效率的基礎，對保障農業生產和促進經濟穩定發展具有重要的理論和實踐價值。

近年來，學術界將農村居民參與農村公共設施管護意愿作為研究重點，也取得了豐富的研究成果。在研究方法方面，陳明睿等[5利用結構方程模型探究農戶參與農渠修建意愿的影響因素，結果表明，在變量關系較為復雜的情況下，結構方程模型可以很好地揭示出潛在的影響因素，表現出較強的分析優勢。齊娟飛等[利用Logistic回歸模型研究了影響農戶參與農村基礎設施管護的主要變量因素，結果表明，二元Logistic回歸模型適宜用于二分類結果概率的預測。魏強采用深度訪談法分析了都江堰灌區農戶參與小型農田水利設施管護的意愿，結果表明，深度訪談法側重定性數據收集。在研究內容方面，曼孜拉·艾爾肯等[8研究指出，家庭收人、政府支持會顯著影響農戶參與農村生活性公共基礎設施的管護意愿。王蕾等研究指出，社會網絡關系、政策效果、農業保險可以顯著影響農戶參與小型農田水利設施供給的意愿。

綜上可知，關于農村居民參與農田水利設施管護意愿的研究已卓有成效，但是大多數為定性研究，在識別影響因素方面略顯薄弱；且大多數研究都是以農村居民面對的客觀現實作為其參與意愿的依據，忽視了農村居民的主觀因素。而農村居民參與農村公共設施管護意愿會同時受到外部因素和內部因素的多重因素影響，并轉變成行為[10]?；诖?，以安慶市352份實地調研數據為樣本，借鑒已有的研究成果，從研究的科學性和合理性角度選取變量因素，構建了Logistic回歸模型，實證研究了影響農村居民參與農田水利設施管護意愿的因素及其作用機制，以期為提升農村居民參與管護的行動效能和推動農業可持續發展提供支持

1理論分析與假設

1.1個人特征受到傳統觀念的長期影響，女性相對較為保守和謹慎，自主決策能力不充分，而男性的思維相對較為活躍，自主決策能力強，參與農田水利設施管護的意愿較強烈。年齡較大的農村居民大多思想較為保守，信息接受能力較低，對農田水利設施管護的信息了解得很少，從而參與管護的意愿較低；年齡較小的農村居民大多對新鮮事物具有較強的接收能力，參與農田水利設施管護的意愿較高。但是也有可能年齡較大的人擁有更高的社會經濟能力，判斷力更強，對農田水利設施運行后帶來的經濟效益和社會效益感受更強，因此更加傾向于親自參與管護[1]。農村居民受教育程度越高，思想態度就會越開放，視野也會更加開闊，對農村公共設施可以帶來經濟效益和社會效益的認知就會越清晰、越深刻，因此參與管護概率就更大。基于此，提出如下假設：

H1：性別對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著負向影響。

H2：年齡對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響不確定。

H3：受教育程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

1.2家庭特征如果農村居民的家庭收入主要來自農業生產，則必然會對農田水利設施具有較強的依賴性，參與農田水利設施管護的意愿就越高[12]。一般情況下，家庭勞動力人數越多，參與農田水利設施管護的意愿越高，但是實際調研發現，勞動力人數較多的家庭基本上都選擇外出務工，基本不依賴于農業生產收入，對農田水利設施的認知和關注度都很低，因此參與管護的概率很低?；诖?，提出如下假設：

H4：家庭收入對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

H5：家庭勞動力人數對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著負向影響，

1.3農村社會環境鄉土社會是農村具有的典型的社會環境特征，鄰里之間的信任和合作是管理好農村公共設施的前提。在調研中發現，鄰里之間越信任、彼此越團結，則村民的鄉土情懷越濃厚，越像家人一樣，越會積極關心村內事務，農村居民參與管護的意愿就越高?；诖?，提出如下假設：

H6：鄰里信任程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

1.4農業生產特點耕地面積越大，進行農田灌溉就會越頻繁，需要的水資源量就越大，農村居民對農田水利設施的依賴性就越強，參與農田水利設施管護的意愿也就越高?；诖耍岢鋈缦录僭O：

H7：耕地面積對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

1.5外部認知特征農田水利設施管理制度制定后，就會對村民形成一種約束力，會進一步促使村民積極主動參與村集體行動，降低“搭便車”行為發生的概率，管理制度越完善農戶就會更加感受到公正公平，因此，農村居民參與管護的意愿也就越高[13]。農田水利設施的完好程度越高，破損率越低，意味著運行效果就會越好，農業生產用水就越順暢，則農村居民就會認為沒有參與管護的必要，就會降低其參與管護的意愿?；诖?，提出如下假設：

H8：農田水利設施管理制度對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

H9：農田水利設施完好程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著負向影響。

1.6政府支持程度首先，政府出臺制定農田水利設施管理相關政策，讓參與管護的農村居民獲得政策上的支持，會加深農村居民對農田水利設施管護重要性的認識。其次，政府加大對農田水利設施管護的資金投入，就會降低農村居民的投入成本，增強農村居民的生產保障能力和收人，同時參與管護的農村居民還可以獲得相應的報酬，也就會提高農村居民參與農田水利設施管護的意愿[14]?；诖?，提出如下假設：

H10：政府的支持程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿有顯著正向影響。

2數據來源與研究方法

2.1數據來源數據來源于2023年9—12月對安徽省安慶市52個村莊農戶的實地問卷調查。經調研發現，研究區農田水利設施有水庫、水渠、池塘等不同形式，水利設施比較健全且管護較為普遍，研究區可以很好地滿足此次研究目標。調查采用隨機抽樣方式，對安慶市5個縣（區）52個村莊的農戶進行調研，共獲得問卷360份，剔除具有缺失值的問卷，最終獲得有效問卷352分，有效率 97.78% 。樣本特征統計見表1。

2.2 研究方法

2.2.1變量選取及解釋。主要研究針對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響因素，選擇農村居民參與農田水利設施管護意愿作為該研究的被解釋變量，在參考已有文獻[15-17]的基礎上，根據樣本地農田水利設施管護的實際情況，對初步構建指標進行簡化篩選，最終確定個人特征、家庭特征、農村社會環境、農業生產特點、外部認知特征、政府支持程度6個方面共10個影響因素。變量含義及描述見表2。

表2變量含義及描述

Table2 Variable meaning and description

2.2.2構建研究模型。在構建研究模型時，將農村居民是否有參與農田水利設施管護的意愿作為因變量，根據因變量的特點，選用二元Logistic回歸分析模型，研究不同解釋變量對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響，公式如下：

式中： P 表示事件發生的概率； α 表示截距項； β_i 表示回歸系數，且 i=1，2，…，n;X_i 表示解釋變量，且 i=1，2，…，n;ε 表示隨機干擾項。

將式（1）重新整理，可得到式（2）：

3結果與分析

3.1多重共線性分析為保證結果的有效性、準確性，需要對變量進行共線性分析，選取的10個解釋變量性別、年齡、受教育程度、家庭收人、家庭勞動力人數、鄰里信任程度、耕地面積、農田水利設施管理制度、農田水利設施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度的容差分別為0.931、0.702、0.765、0.747、0.732、0.629、0.533、0.628、0.588、0.495，均大于0.3，方差膨脹因子（VIF）分別為1.068、1.445、1.302、1.337、1.351、1.590、1.887、1.644、1.725、1.993，均小于2，表明變量間無共線情況，可以進行Logistic回歸分析。

3.2回歸結果分析模型回歸結果見表3。由表3可知，性別、受教育程度、鄰里信任程度、耕地面積、農田水利設施管理制度、農田水利設施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度共7個變量通過顯著性檢驗。

3.2.1個人特征因素。性別對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數為負，原假設H1得到驗證，說明女性相對于男性而言，其參與農田水利設施管護的意愿較低。年齡對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響未通過顯著性檢驗，原假設H2未得到驗證，可能是由于大部分調查對象農村居民的年齡為 40～60 歲，40歲以下和60歲以上農戶偏少，年齡分布不均勻所致。受教育程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數為正，原假設H3得到驗證，這表明隨著農村居民受教育程度的提高，其對新鮮事物的接受能力也逐漸增強，越容易清晰認識到農田水利設施管護的重要性，參與管護的意愿就越強烈

3.2.2家庭特征因素。家庭收入對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響未通過顯著性檢驗，可能是由于家庭收偏低的農村居民會將時間、精力投入到如何提高家庭收入上，而不愿意將時間和精力花費在農田水利設施管護上；家庭收人較高的農村居民偏向于將時間和資金投人到更高利潤的項目上，不愿意參與農田水利設施管護。家庭勞動力人數對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響未通過顯著性檢驗，且系數為負，表明隨著社會經濟的發展和城鎮化進程的推進，農村家庭多余勞動力更愿意選擇進城打工和從事非農產業的概率更大，沒有通過顯著性檢驗可能是由于調查數據不全面所致，有待深入研究。

3.2.3農村社會環境因素。鄰里信任程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數為正，原假設H6得到驗證。表明農村居民對鄰里信任程度越高，越容易與鄰里共同解決農業生產上存在的問題，其內心就越會感覺到平衡，無形中也會提升其成就感，也越愿意承擔農田水利設施管護的責任，因此參與管護的意愿就越強烈。

3.2.4農業生產特點因素。耕地面積對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.01顯著性水平檢驗，且系數為正，原假設H7得到驗證。這是由于耕地面積越大，對農業水資源的需求量就越大，而農田水利設施可以顯著提升農業水資源利用效率，因此，農村居民對其依賴性就越強，參與管護的意愿也就越強烈

3.2.5外部認知特征因素。農田水利設施管理制度對農戶參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數為正，原假設H8得到驗證。表明農田水利設施管理制度的完善程度與農戶參與農田水利設施管護意愿呈現顯著的正相關關系，管理制度的合理性和完善度越高，農戶參與的意愿越強烈。農田水利設施完好程度對農戶參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數為負，原假設H9得到驗證。農田水利設施的完好程度是運行狀況的體現，完好程度越高，則運行越順暢，農田水利設施運行狀況越佳反而會降低農戶參與管護的緊迫感和需求性，也就降低了參與管護的意愿。

3.2.6政府支持程度因素。政府在政策和資金上的支持程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.01顯著性水平檢驗，且系數為正，原假設H10得到驗證。政府對農田水利設施的支持程度直接關系農村居民的參與成本和經濟負擔，政府的支持程度越高，則越會降低農村居民的經濟壓力和心理負擔，就會提升農村居民參與管護的積極性和意愿

4結論與建議

4.1結論性別、受教育程度、鄰里信任程度、耕地面積、農田水利設施管理制度、農田水利設施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度7個變量對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響均達到顯著性水平。其中，性別、農田水利設施完好程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響均通過0.05水平的負顯著檢驗，受教育程度、鄰里信任程度、農田水利設施管理制度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.05水平的正顯著檢驗，耕地面積、政府在政策和資金上的支持程度對農村居民參與農田水利設施管護意愿的影響通過0.01水平的正顯著檢驗。

4.2建議

（1）加大農田水利設施管護重要性的宣傳力度，提升農村居民參與意識。要通過村內政務公開欄、廣播、張貼標語等方式以及利用電視、互聯網技術等渠道，廣泛宣傳農田水利設施管護的重要性和管護內容，提高廣大農村居民對農田水利設施管護的深刻認識，提升農村居民參與管理的積極性。同時，當地政府要對農村居民定期進行農田水利設施管護的培訓，鼓勵和引導農村居民積極發揮主體作用，主動參與管護[18]。此外，還要邀請技術人員下鄉村，面對面向農村居民講解管護方法，提高農村居民的管護技術水平。

（2）提升村莊的自組織能力，促進鄰里信任。首先，鼓勵和引導農村居民學習文化和技術，組織多種集體活動，增強鄰里團結力度，塑造良好的鄉風民風，不斷促進農村居民對鄰里的信任程度。其次，要不斷提升村干部的素質和知識儲備，并樹立典范，提高村干部的公信力，帶領農村居民積極投入到農田水利設施的管護工作[19]

（3）加大政府的支持力度。政府部門要提高對農田水利設施的財政資金投人力度，提升政府的供給能力，要加強與社會企業和金融機構的合作，拓寬籌資渠道。同時，要提高投入資金的使用效率，及時把財務信息公之于眾，接受村民的監督，確保投入的資金使用落到實處。

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