農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為的影響因素分析
——基于對(duì)河南省方城縣農(nóng)戶的調(diào)查

袁俊林,杜威漩

(河南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,河南 洛陽(yáng)　471023)

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農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為的影響因素分析
——基于對(duì)河南省方城縣農(nóng)戶的調(diào)查

袁俊林,杜威漩

(河南科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,河南 洛陽(yáng)471023)

摘要：利用河南省方城縣192個(gè)樣本農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù),運(yùn)用博弈模型邏輯和二元Logistic回歸分析,分別從理論和實(shí)證上探究農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為的影響因素。研究表明:農(nóng)戶擁有耕地?cái)?shù)量、家庭勞動(dòng)力短缺狀況、種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重、政府對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)投入情況、小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度等因素對(duì)農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為正向影響顯著,而村莊農(nóng)戶數(shù)量對(duì)農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為負(fù)向影響顯著。最后基于實(shí)證分析結(jié)果提出了相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)戶;小型農(nóng)田水利設(shè)施;管護(hù)行為;影響因素

水利是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展之根基,而小型農(nóng)田水利設(shè)施(以下簡(jiǎn)稱小農(nóng)水)作為農(nóng)村生產(chǎn)性公共產(chǎn)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(nóng)民增產(chǎn)、農(nóng)業(yè)增效及國(guó)家糧安全等方面發(fā)揮著大中型農(nóng)田水利設(shè)施不可替代的作用。我國(guó)自農(nóng)村稅費(fèi)改革以后,義務(wù)工和勞動(dòng)積累工被取消,農(nóng)民參與小農(nóng)水管護(hù)積極性下降、投工投勞人數(shù)顯著減少等問(wèn)題日益突出。為了解決這一問(wèn)題,中央出臺(tái)了“一事一議”等配套政策以動(dòng)員農(nóng)戶參與小農(nóng)水的建設(shè)和管護(hù)。但從目前全國(guó)的情況來(lái)看,這一制度具體落實(shí)過(guò)程效率低下、效果甚微,當(dāng)前農(nóng)村社區(qū)成功進(jìn)行“一事一議”不到全國(guó)的10%[1]。長(zhǎng)期以來(lái),農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)微觀經(jīng)營(yíng)主體和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的單位,其行為動(dòng)機(jī)可直接或間接影響到制度實(shí)施的最終效果,如果缺少農(nóng)民參與,任何建設(shè)活動(dòng)和治理方法都不可能得到令人滿意的結(jié)果[2]。因此,當(dāng)前要調(diào)動(dòng)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的積極性,就必須要從理論和實(shí)證上探究農(nóng)戶參與集體行動(dòng)的影響因素。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)小農(nóng)水管護(hù)問(wèn)題進(jìn)行了大量研究,主要集中在以下3個(gè)方面:①關(guān)于小農(nóng)水管護(hù)主體研究。鄧淑珍[3]、李少抒等[4]認(rèn)為,在灌溉區(qū)成立農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)能夠調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的參與積極性,增強(qiáng)農(nóng)戶投工投勞意愿,彌補(bǔ)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(nóng)田水利設(shè)施的良性運(yùn)轉(zhuǎn)。賈林州等[5]基于對(duì)小農(nóng)治水的實(shí)地調(diào)研,提出強(qiáng)化契約合作主體中集體協(xié)同能力,穩(wěn)固農(nóng)村基層組織主體地位才是重構(gòu)農(nóng)村水利制度的唯一途徑。韓俊等[6]指出由于小農(nóng)水具有基礎(chǔ)性、公益性的特點(diǎn),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(nóng)水建后管護(hù)主體資金幫扶,保證水利設(shè)施持久、高效運(yùn)轉(zhuǎn)。②關(guān)于小農(nóng)水管護(hù)機(jī)制研究。于良等[7]對(duì)我國(guó)目前小農(nóng)水管護(hù)所面臨的問(wèn)題進(jìn)行梳理,構(gòu)建博弈數(shù)理模型深化研究,提出建立多元化、多渠道、多主體農(nóng)村水利設(shè)施投融資管護(hù)機(jī)制,創(chuàng)新水利融資渠道,以此推動(dòng)農(nóng)村水利事業(yè)的良性發(fā)展。何平均等[8]認(rèn)為,自市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)以來(lái),國(guó)家對(duì)小農(nóng)水重視不足,中央財(cái)政支農(nóng)資金疲憊,水利治理投入比重偏低。因此,要強(qiáng)化政府職責(zé),整合財(cái)政資金,構(gòu)建公共財(cái)政支持小農(nóng)水長(zhǎng)效管護(hù)機(jī)制。③關(guān)于農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為的影響因素研究。胡曉光等[9]以河南南陽(yáng)市為例,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶選擇參與小農(nóng)水管護(hù)行為受農(nóng)戶社會(huì)資本、農(nóng)戶受教育程度、身邊人參與管護(hù)的比例、農(nóng)戶對(duì)小農(nóng)水管護(hù)方式認(rèn)知及政府扶持力度等因素的影響,其中政府扶持力度對(duì)農(nóng)戶參與行為的影響最顯著?？紫橹堑萚10]、郭玲霞等[11]建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型,對(duì)農(nóng)戶管護(hù)行為的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析,并提出政策建議。

總體來(lái)看,國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)小農(nóng)水管護(hù)問(wèn)題的研究,主要從管護(hù)主體、管護(hù)機(jī)制等方面展開(kāi)了定性或定量分析,并對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。這些學(xué)者早期的探索給筆者提供了很好的啟示,但現(xiàn)有相關(guān)實(shí)證分析選取變量涉及集體層面的因素并不多見(jiàn),然而對(duì)于農(nóng)村準(zhǔn)公共產(chǎn)品的小農(nóng)水管護(hù)來(lái)說(shuō),個(gè)體理性和集體理性兩者之間并不可完全畫(huà)等號(hào),忽略個(gè)體層面或集體層面的任一因素都可能會(huì)影響政策實(shí)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(gè)體層面,也涉及集體層面,著重從農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶村莊特征及農(nóng)戶心理認(rèn)知狀況4個(gè)方面選取變量,分別對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為的影響因素進(jìn)行理論與實(shí)證分析,旨在為構(gòu)建農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為的表露機(jī)制提供參考依據(jù)。

1理論分析框架

“理性小農(nóng)學(xué)派”認(rèn)為農(nóng)戶是理性的,其行為動(dòng)機(jī)是追求自身利益最大化。因此,農(nóng)戶是否參與小農(nóng)水管護(hù)取決于能否給自身和家庭帶來(lái)最大化的效用,只有在潛在利潤(rùn)的激勵(lì)誘導(dǎo)下農(nóng)戶才愿意參與小農(nóng)水管護(hù)。運(yùn)用成本收益分析法,用式(1)表示農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的決策模型:

(1)

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

該決策模型顯示:農(nóng)戶的正常收益、預(yù)期成本和預(yù)期收益影響農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的行為決策,只有當(dāng)F>0時(shí),農(nóng)戶才會(huì)參與管護(hù);當(dāng)F=0時(shí),農(nóng)戶持無(wú)所謂的態(tài)度;當(dāng)F<0時(shí),農(nóng)戶則不愿參與。上述模型中,農(nóng)戶的預(yù)期成本和正常收益是2個(gè)相對(duì)較容易確定的變量,而難以確定的是預(yù)期收益,它是由農(nóng)戶內(nèi)在因素及其所處外部環(huán)境等多重因素決定的。

借鑒朱紅根等[12]關(guān)于采用博弈模型的思路對(duì)農(nóng)戶管護(hù)行為的影響因素進(jìn)行理論分析。

假設(shè)村莊內(nèi)有m個(gè)農(nóng)戶,其策略是選擇參與或不參與小農(nóng)水管護(hù),如果農(nóng)戶采取合作策略,即參與管護(hù),設(shè)其勞動(dòng)貢獻(xiàn)量為gi;若農(nóng)戶不參與管護(hù),則相應(yīng)的勞動(dòng)貢獻(xiàn)量為0,G代表當(dāng)前村莊小農(nóng)水質(zhì)量:

(2)

式中：G0為村莊原有的小農(nóng)水質(zhì)量情況;ri為單個(gè)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)對(duì)整體水利設(shè)施的影響系數(shù)。農(nóng)戶年齡、受教育程度以及對(duì)小農(nóng)水管護(hù)方面的心理認(rèn)知情況影響其參與小農(nóng)水管護(hù)的積極性,進(jìn)一步影響小農(nóng)水整體狀況。因此,ri受戶主個(gè)體特征和心理認(rèn)知情況的影響。設(shè)農(nóng)戶效用函數(shù)為

(3)

這時(shí),村莊內(nèi)每個(gè)農(nóng)戶面臨同一個(gè)問(wèn)題,即在其他農(nóng)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(yōu)策略(xi,gi)以使效用函數(shù)Ui最大化,其中:

(4)

式中：Mi為農(nóng)戶i的務(wù)農(nóng)收入;px為私人產(chǎn)品價(jià)格;pg為農(nóng)戶i參與各項(xiàng)小農(nóng)水管護(hù)所承擔(dān)的平均費(fèi)用。

假設(shè)農(nóng)戶效用函數(shù)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(chǎn)品消費(fèi)量變化和小農(nóng)水消費(fèi)量變化所造成農(nóng)戶效用變化的比率(0<α,β<1),反映出私人產(chǎn)品和小農(nóng)水對(duì)農(nóng)戶的重要性。由于在私人產(chǎn)品消費(fèi)和小農(nóng)水消費(fèi)之間存在替代效應(yīng),在農(nóng)戶收入既定的情況下,假設(shè)α+β≤1。顧及不同農(nóng)戶間經(jīng)濟(jì)收入水平和地理位置的差異,且依據(jù)農(nóng)戶效用最大化的拉格朗日條件,得出農(nóng)戶i參與小農(nóng)水管護(hù)的納什均衡解,其反應(yīng)函數(shù)如下:

(6)

式中：m為村莊成員規(guī)模。令σ=α/β,表示農(nóng)戶對(duì)于私人產(chǎn)品與小農(nóng)水消費(fèi)的相對(duì)重要性,代入式(6)得:

(7)

式(7)對(duì)σ求導(dǎo)得:

(8)

從最優(yōu)反應(yīng)函數(shù)式(6)～(8)中可以看出:一方面,農(nóng)戶務(wù)農(nóng)收入Mi越高,農(nóng)戶參與管護(hù)對(duì)村莊小農(nóng)水整體質(zhì)量的實(shí)際影響系數(shù)ri越高,農(nóng)戶越愿意參與小農(nóng)水管護(hù);進(jìn)一步分析可知,Mi受農(nóng)戶擁有耕地?cái)?shù)量、種糧補(bǔ)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(gè)體特征和心理認(rèn)知情況等影響。另一方面,農(nóng)戶所承擔(dān)各項(xiàng)小農(nóng)水管護(hù)平均費(fèi)用pg越高、原有水利設(shè)施狀況G0越好、農(nóng)戶對(duì)私人產(chǎn)品與小農(nóng)水消費(fèi)的相對(duì)重要性σ越大、村莊成員規(guī)模m越大,農(nóng)戶越不愿意參與小農(nóng)水管護(hù);進(jìn)一步分析可得,pg受資金不足狀況、家庭勞動(dòng)力短缺狀況等農(nóng)戶家庭特征的影響,m則受村莊農(nóng)戶數(shù)量等農(nóng)戶村莊特征的影響。

2調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本農(nóng)戶的基本特征

2.1調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)源

筆者所用數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組在2014年12月至2015年3月對(duì)河南省方城縣的實(shí)地調(diào)研。方城縣處于河南的西南部,南陽(yáng)盆地之東北隅,是全國(guó)商品糧油生產(chǎn)基地縣、全國(guó)農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)示范縣、小農(nóng)水重點(diǎn)建設(shè)縣。為確保該研究能夠真實(shí)反映農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的影響因素,課題組力求找出被調(diào)查對(duì)象的代表性特征與普遍性傾向，依照隨機(jī)抽樣的原則,在方城縣轄區(qū)17個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、辦事處)中隨機(jī)抽取10個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、辦事處),每個(gè)鄉(xiāng)(鎮(zhèn)、辦事處)隨機(jī)抽取2個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)選取10戶,共計(jì)200個(gè)樣本農(nóng)戶。采用一對(duì)一走訪座談的形式,發(fā)放調(diào)研問(wèn)卷并要求其現(xiàn)場(chǎng)填寫(xiě),對(duì)于文盲或半文盲的農(nóng)民,使用一問(wèn)一答的方式,由調(diào)查者代替填寫(xiě)問(wèn)卷。該次調(diào)研共發(fā)放問(wèn)卷200份,剔除填寫(xiě)內(nèi)容不規(guī)范的無(wú)效卷,最終確定192份為有效收回問(wèn)卷,有效率為96%。

2.2樣本農(nóng)戶的基本特征

樣本農(nóng)戶具有以下基本特征:①受訪者以男性為主,占樣本總數(shù)的84.53%,這符合研究所需的決策主體結(jié)構(gòu);樣本農(nóng)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(shù)的49.48%,其次是41～50歲,占33.33%;樣本農(nóng)戶受教育程度大多集中在小學(xué)及小學(xué)以下、初中這個(gè)階段,分別占總數(shù)的41.67%和37.5%,文化程度偏低。②從家庭擁有耕地?cái)?shù)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(qū)農(nóng)戶耕地?fù)碛辛窟m中;在家庭農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中有70.84%農(nóng)戶認(rèn)為存在家庭勞動(dòng)力短缺情況,這與現(xiàn)實(shí)情況較吻合。③盡管種糧補(bǔ)貼能提高農(nóng)戶種糧收益,但有94.79%的農(nóng)戶所獲種糧補(bǔ)貼與種糧投入比例低于20%,補(bǔ)貼額較低對(duì)提高農(nóng)戶種糧積極性有抑制作用。④在家庭收入構(gòu)成方面,有74.49%的農(nóng)戶種糧收入占家庭總收入比重低于50%,表明在所調(diào)研的農(nóng)戶中,種糧收入并不是其家庭收入的主要來(lái)源,這一特征與我國(guó)農(nóng)村家庭的總體現(xiàn)狀大致相符[13]。綜合來(lái)說(shuō),樣本農(nóng)戶表現(xiàn)出老齡化趨勢(shì)明顯、受教育程度較低、家庭勞動(dòng)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(qiáng)的代表性。

3計(jì)量模型選擇與變量選取

3.1計(jì)量模型選擇

筆者研究的農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為,其行為動(dòng)機(jī)只有2種:參與或不參與管護(hù),因傳統(tǒng)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(guān)系,其應(yīng)用在因變量為定性變量的預(yù)測(cè)分析中具有較高的準(zhǔn)確度和預(yù)見(jiàn)性。在模型設(shè)定時(shí),將農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)與否作為因變量,農(nóng)戶“參與”定義為“y=1”,反之則定義為“y=0”,設(shè)y=1的概率為p,則y的分布函數(shù)為

(9)

將農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)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(jì)法對(duì)其回歸參數(shù)進(jìn)行評(píng)估。其概率函數(shù)基本形式為

(10)

式中：Pi為農(nóng)戶參與管護(hù)的概率;α為回歸截距項(xiàng);Xi為農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的第i種影響因素;βi為影響因素的回歸系數(shù);n為影響因素的個(gè)數(shù);η為誤差項(xiàng);ri為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3.2變量選取

農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為各變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

a. 農(nóng)戶個(gè)體特征。選取年齡與受教育程度來(lái)反映此特征。預(yù)期農(nóng)戶的年齡對(duì)其參與管護(hù)行為的影響可正可負(fù)。因?yàn)?一方面,隨著農(nóng)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(nóng)水管護(hù);另一方面,年齡越大的農(nóng)戶,積累的經(jīng)驗(yàn)越豐富,判斷力愈加敏銳,具有一定的預(yù)見(jiàn)力和前瞻性,則愿意參與小農(nóng)水管護(hù)。農(nóng)戶受教育程度對(duì)其參與管護(hù)行為的影響可能為正,因?yàn)槲幕皆礁叩霓r(nóng)戶,越能充分認(rèn)識(shí)到小農(nóng)水的重要性,另外豐富的知識(shí)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(yù)期收益。

1.項(xiàng)目設(shè)計(jì)應(yīng)具有一定的針對(duì)性與時(shí)效性。思想政治理論課實(shí)踐教學(xué)實(shí)施項(xiàng)目教學(xué)法是為了將課堂教學(xué)中的抽象理論具體化和形象化，通過(guò)開(kāi)展項(xiàng)目活動(dòng)真正打動(dòng)、感染和說(shuō)服學(xué)生，進(jìn)而讓他們對(duì)自身及社會(huì)存在的問(wèn)題能夠正確地認(rèn)識(shí)與反思，因此在進(jìn)行項(xiàng)目設(shè)計(jì)時(shí)應(yīng)覆蓋教材中理論教學(xué)的內(nèi)容并進(jìn)行整合，體現(xiàn)理論教學(xué)的成果。思想政治理論課特別強(qiáng)調(diào)新成果的“三進(jìn)”，因此在實(shí)踐教學(xué)項(xiàng)目設(shè)計(jì)時(shí)要特別注意這一點(diǎn)，將國(guó)內(nèi)外的新形勢(shì)和新動(dòng)向、黨在新時(shí)期的方針、政策和理論新成果融入到項(xiàng)目當(dāng)中來(lái)。

表1　變量的統(tǒng)計(jì)性描述

b. 農(nóng)戶家庭特征。將此特征界定為5個(gè)方面:農(nóng)戶擁有耕地?cái)?shù)量、資金不足狀況、家庭勞動(dòng)力短缺狀況、種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重等。預(yù)期擁有耕地?cái)?shù)量越多的農(nóng)戶,為維持正常的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)就會(huì)越依賴小農(nóng)水,耕地規(guī)模大的農(nóng)戶其農(nóng)業(yè)收入水平也可能相對(duì)較高,因而參與管護(hù)積極性就越強(qiáng)；預(yù)期農(nóng)戶資金越充足,家庭勞動(dòng)力越不短缺,則越可能參與管護(hù)；種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例越高,越能激發(fā)農(nóng)戶的種糧積極性,越能激勵(lì)其參與小農(nóng)水管護(hù)；種糧收入在家庭總收入中占有的比重越大,表明農(nóng)戶從事糧食生產(chǎn)收入在其家庭總收入來(lái)源中占據(jù)的地位越重要,那么其參與小農(nóng)水管護(hù)意愿就越強(qiáng)。

c. 農(nóng)戶村莊特征。選取村莊農(nóng)戶數(shù)量來(lái)描述此特征。預(yù)期村莊成員規(guī)模負(fù)向影響農(nóng)戶參與管護(hù)行為。集體行動(dòng)理論認(rèn)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(dòng)的機(jī)會(huì)減少,這不僅妨礙構(gòu)建合作的聲譽(yù)激勵(lì)機(jī)制,而且也會(huì)制約社群內(nèi)形成相互信任、互利共贏的氛圍[14]。在現(xiàn)實(shí)中,村莊是小農(nóng)水管護(hù)這一集體行動(dòng)的基本單位,當(dāng)該村小農(nóng)水狀況良好時(shí),每個(gè)農(nóng)戶不管對(duì)其貢獻(xiàn)與否都能從中受益,這就造成一群理性的農(nóng)戶聚在一起在面對(duì)小農(nóng)水管護(hù)時(shí),其中的每一個(gè)人都想讓其他人付出勞動(dòng),而自己坐享天成、造成“搭便車”困境。因此,預(yù)期村莊農(nóng)戶數(shù)量越多對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為的負(fù)向影響越大。

d. 農(nóng)戶心理認(rèn)知狀況。選取政府對(duì)小農(nóng)水管護(hù)投入情況、小農(nóng)水管護(hù)資金應(yīng)由誰(shuí)負(fù)擔(dān)、小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度、對(duì)現(xiàn)階段小農(nóng)水運(yùn)行狀況的整體評(píng)價(jià)等指標(biāo)來(lái)反映此特征。農(nóng)戶參與管護(hù)行為受政府對(duì)小農(nóng)水投入狀況影響預(yù)期可正可負(fù),政府通過(guò)政策傾向、技術(shù)扶持、資金匹配等惠農(nóng)措施來(lái)調(diào)動(dòng)農(nóng)戶參與的積極性,政府支持力度越大,農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的成本越低、阻力越小、意愿也就越強(qiáng)。但是,政府提供的條件越優(yōu)惠,農(nóng)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(nóng)民認(rèn)為小農(nóng)水管護(hù)資金應(yīng)由政府提供,則他們投入資金的意愿就會(huì)減弱;如果農(nóng)民覺(jué)得小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度越高,則其參與管護(hù)的積極性可能就越高;如果農(nóng)民感到現(xiàn)階段小農(nóng)水整體狀況較好,說(shuō)明目前的水利工程狀況已經(jīng)基本滿足其進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、生活需要,則其參與小農(nóng)水管護(hù)積極性就會(huì)較弱。

4計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果與分析

表2　參數(shù)估計(jì)結(jié)果

注:*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

采用Eviews 6.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸處理,評(píng)估結(jié)果見(jiàn)表2。從模型估計(jì)結(jié)果可以看出,似然比指標(biāo)為0.839 787,似然比統(tǒng)計(jì)量為185.763 7，似然比統(tǒng)計(jì)的P值為0,表明該模型整體擬合優(yōu)度較好,方程總體顯著,回歸分析得到的結(jié)果可以作為判斷各影響因素作用大小與方向的依據(jù)。將各因素的顯著性、方向和作用程度歸納總結(jié)如下。

4.1農(nóng)戶個(gè)體特征影響

年齡與受教育程度均沒(méi)通過(guò)顯著性檢驗(yàn),且受教育程度的系數(shù)為負(fù),說(shuō)明農(nóng)戶的學(xué)歷越高,其越不愿參與小農(nóng)水管護(hù)。這與預(yù)期不相符,可能是因?yàn)槭芙逃礁叩娜艘话隳塬@得比常人更高水平的工資,但并不能認(rèn)為他們會(huì)把這些資金投入農(nóng)業(yè)建設(shè)方面,因?yàn)樗麄兊墓ぷ骱蜕钪匦目赡茉缫巡辉诮?jīng)濟(jì)落后的農(nóng)村,其人力資本更傾向于具有投資區(qū)位優(yōu)勢(shì)的大中型城市以重塑自己人生價(jià)值。

4.2農(nóng)戶家庭特征影響

農(nóng)戶資金不足狀況對(duì)其是否參與小農(nóng)水管護(hù)的影響不顯著,但系數(shù)符號(hào)為正,表明農(nóng)戶資金缺口越大,越不愿意參與管護(hù),與預(yù)期相符。因?yàn)樵谫Y金僅能滿足農(nóng)戶基本生產(chǎn)、生活需求的情況下,其不會(huì)投資“準(zhǔn)公共產(chǎn)品”的小農(nóng)水。

農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力短缺狀況對(duì)其參與小農(nóng)水管護(hù)行為正向影響顯著,該變量通過(guò)了5%水平下的顯著性檢驗(yàn),表明農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力越短缺,其越愿意參與管護(hù)活動(dòng),這與預(yù)期分析結(jié)果相悖?？赡艿脑蚴峭晟频霓r(nóng)村水利設(shè)施可以提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力,在推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展中起到事半功倍的效果,這就在一定程度上彌補(bǔ)了農(nóng)戶勞動(dòng)力短缺的現(xiàn)狀。所以,農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力越短缺,越傾向于小農(nóng)水的管護(hù)。

種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn),系數(shù)符號(hào)為正,表明種糧補(bǔ)貼占種糧投入的比例越高,農(nóng)戶越傾向于參與小農(nóng)水管護(hù),這個(gè)結(jié)果和最初預(yù)期一致。由于種糧補(bǔ)貼大多以現(xiàn)金形式直接發(fā)放給農(nóng)戶,種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例越高,對(duì)農(nóng)民增收越有利,種糧行為對(duì)農(nóng)戶也就越重要,農(nóng)戶就越愿意參與小農(nóng)水管護(hù)。

種糧收入占家庭總收入比重同樣通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn),系數(shù)符號(hào)為正,說(shuō)明種糧收入占家庭總收入比重越高的農(nóng)戶,其越愿意參與小農(nóng)水管護(hù),和前文理論預(yù)期相符。

4.3農(nóng)戶村莊特征影響

村莊農(nóng)戶數(shù)量通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn),回歸系數(shù)較高且符號(hào)為負(fù),符合預(yù)期效果,意味著村莊成員規(guī)模越大,農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)的積極性就越弱。

4.4農(nóng)戶心理認(rèn)知狀況影響

政府對(duì)小農(nóng)水管護(hù)投入情況,該變量系數(shù)在10%水平上正向影響顯著,表明政府支持力度對(duì)農(nóng)戶參與管護(hù)具有非常重要的助推作用,若政府給予小農(nóng)水的支持力度越大,農(nóng)戶管護(hù)積極性就越高。

小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度這一變量通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn),系數(shù)符號(hào)為正,說(shuō)明農(nóng)戶認(rèn)為小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越重要,其參與積極性就越高,與預(yù)期結(jié)果相符。

小農(nóng)水管護(hù)資金應(yīng)由誰(shuí)負(fù)擔(dān)、對(duì)現(xiàn)階段小農(nóng)水運(yùn)行狀況的整體評(píng)價(jià)這2個(gè)變量都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。小農(nóng)水管護(hù)資金應(yīng)由誰(shuí)負(fù)擔(dān)這一變量沒(méi)有呈現(xiàn)顯著影響的原因可能為:①由于小農(nóng)水屬于“準(zhǔn)公共產(chǎn)品”,存在受益的非排他性和一定程度上消費(fèi)的非競(jìng)爭(zhēng)性,農(nóng)民在對(duì)其投資投勞時(shí)難免會(huì)產(chǎn)生“搭便車”的機(jī)會(huì)主義行為傾向;②由于政府匹配管護(hù)資金額度有限,而農(nóng)民顧慮到小農(nóng)水對(duì)自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性,所以不得不參與小農(nóng)水管護(hù)。

5結(jié)論與政策建議

5.1結(jié)論

農(nóng)戶擁有耕地?cái)?shù)量、家庭勞動(dòng)力短缺狀況、種糧補(bǔ)貼占種糧投入比例、種糧收入占家庭總收入比重、政府對(duì)小農(nóng)水管護(hù)投入情況、小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要程度等因素對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為有顯著正影響,而村莊農(nóng)戶數(shù)量對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)行為有顯著負(fù)影響。

5.2政策建議

a. 進(jìn)一步完善農(nóng)地流轉(zhuǎn)政策,支持規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的發(fā)展,加強(qiáng)農(nóng)戶間耕地流轉(zhuǎn)的法律規(guī)范,增強(qiáng)耕地流轉(zhuǎn)的實(shí)效性和穩(wěn)定性,以此提升耕種規(guī)模,從而推動(dòng)農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)。

b. 加大農(nóng)業(yè)種植的財(cái)政補(bǔ)貼力度,在現(xiàn)有基礎(chǔ)上適度提高糧食收購(gòu)價(jià)格,提升農(nóng)戶種糧收益在其家庭總收入結(jié)構(gòu)中的比重,以此增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)小農(nóng)水管護(hù)的支付能力。

c. 政府應(yīng)加大村莊小農(nóng)水管護(hù)投入力度,提高村莊小農(nóng)水管護(hù)能力。政府應(yīng)通過(guò)政策傾向、技術(shù)扶持、資金匹配等惠農(nóng)措施激勵(lì)農(nóng)戶的參與式管護(hù)行為,調(diào)動(dòng)農(nóng)戶的參與積極性、能動(dòng)性,從而推動(dòng)農(nóng)戶參與式管護(hù)機(jī)制的良性運(yùn)行。

d. 加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)教育建設(shè),構(gòu)建和完善多元化的農(nóng)民教育培訓(xùn)體系,引導(dǎo)農(nóng)戶充分認(rèn)識(shí)到加強(qiáng)小農(nóng)水管護(hù)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性,增強(qiáng)農(nóng)戶的責(zé)任感及主人翁意識(shí),提高農(nóng)戶參與管護(hù)的自覺(jué)性和積極性。

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基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金(14BJY098)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金(13YJA790016)

作者簡(jiǎn)介：袁俊林(1991—)，男，河南南陽(yáng)人，碩士研究生，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村發(fā)展問(wèn)題研究。E-mail：1137874946@qq.com 通信作者：杜威漩(1965—)，男，河南洛陽(yáng)人，教授，博士，主要從事制度經(jīng)濟(jì)學(xué)及“三農(nóng)”問(wèn)題研究。E-mail：duweixuan1@126.com

DOI：10.3880/j.issn.1003-9511.2016.03.016

中圖分類號(hào)：F302.7

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003-9511(2016)03-0069-06

(收稿日期：2015-10-08編輯：方宇彤)