農戶參與農田水利建設意愿分析范文

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自1980年以來，中國人均糧食產量基本維持在350kg/人以上［1］，接近世界平均水平。中國用世界9%的耕地養活了22%的人口，其中灌溉面積不足耕地總面積的50%，生產了75%的糧食、90%的棉花、蔬菜等經濟作物［2］，灌溉之于國家糧食安全的重要性可見一斑。2011年中央一號文件將農田水利建設明確提升到了國家糧食安全的戰略高度。隨后，政府加大對大、中型水利基礎設施的直接投資，小型農田水利工程建設專項補助資金也逐年遞增，加快了小型農田水利重點縣的建設步伐。同時，政府通過小型農田水利設施的體制改革和市場化改革激勵新的投入主體參與到水利建設中來［3］。小型農田水利簡稱“小水利”，是直接作用于田間地頭的水利設施，又稱為農田水利的“最后一公里”。這類水利設施一般規模較小，灌溉面積不超過666.7hm2、除澇面積低于2000hm2、渠道流量不足1m3/s。

國外將農戶參與小型水利建設稱為參與式灌溉管理或灌溉管理權轉移，主要從4個方面展開相關研究:一是水價政策。關于水價政策能否實現節水目標有三種觀點:①價格機制能有利于水資源的有效管理以及提高農民節水意識的積極主張;②水價政策管理水需求和地區環境收效甚微，并且會導致農場收入下降、農作物品種減少、加劇直接和間接失業的消極主張;③水價對不同的目標或利益集團的影響不一致的折衷主張。二是農田水利建設的投入機制。在發達國家或地區，政府承擔了農田水利建設的大部分成本，而在發展中國家或欠發達地區，民間機構和農戶承擔著較高的農田水利建設成本。水資源投入責任可能按用水份額、取水順序或灌溉面積分配。與配水規則由大部分村民共同制定比較，規則若由政府機構或農村精英制定，農民的投入意愿較低。三是農田水利設施的產出效益。Huang等提出，種植業收入與灌溉高度相關，人均灌溉耕地每增加1hm2，人均種植業收入平均提高3082元。1960—1980年，發展中國家50%～60%的農業產量驟增歸功于灌溉的推廣。四是農田水利基礎設施的治理結構與績效。農戶參與灌溉管理的治理結構將帶來長久收益，把政府包攬的管理職責部分或全部移交給農民協會或其他私人部門是有效的辦法，用水戶與政府合作的共治模式有利于提高農田水利工程的效益，機井項目產權私有化能夠使運行效率得以提升。

國內關于農戶參與小型農田水利管理意愿的研究發現，戶主文化程度及對參與式灌溉管理的認知、非農勞動力占家庭勞動力的比例、有家庭成員是村干部、當地政府支持力度、經濟作物種植面積、灌溉面積、農業支出占家庭總支出的比例、擴大經營規模、降低耕地細碎化程度、水田比重大、穩定土地承包經營權對農戶參與管理意愿有顯著的促進作用，而人情關系、村級灌溉系統配套完好率、耕地總面積、農戶對目前水利設施的滿意度有顯著的抑制作用。還有學者從社會資本的視角探討了農戶的參與意愿，如關系維度社會資本、認知維度社會資本是影響農戶參與用水戶協會意愿的重要因素;信任、交往、親緣和規范等因子對農戶參與農田水利設施投資意愿有顯著的正向影響，安全感因子對農戶參與意愿有顯著的負向影響。作為農業生產的主要勞動力，女性的參與意愿也受到學者的特別關注。婦女的參與意愿與受教育程度、健康狀況、家庭成員的態度、心理素質顯著正相關，與年齡、家庭規模顯著負相關。

綜上所述，國內外學者從農村灌溉系統的政策與制度、投入機制、產出效益、治理結構與績效、參與意愿的影響因素等方面進行了建設性研究，其中，關于農戶參與小水利建設意愿的討論大都使用二元選擇模型，如采用Probit模型、Logit模型等來分析農戶參與小水利建設意愿的影響因素。本研究則采用Heckman兩步法，與二元選擇模型比較，它的優勢在于其不僅能分析農戶參與小水利建設意愿的影響因素，而且還能進一步探究建設參與者愿意承擔的工程投入比例的影響因素。在實證分析的基礎上，本研究基于回歸得到的重要結論引申出相應的政策含義，以期對政府部門加快小水利管理體制改革和市場化進程提供決策依據。

1理論分析和命題

假設村莊有n戶農戶，農戶i的小水利投入為hi。村莊小水利設施總量為H=∑ni=1γihi+H0+G0，其中γi為農戶i在小水利建設中的影響或貢獻系數，H0為村莊原有小水利存量，G0為政府的當期小水利投入。農戶i的預算約束為pxxi+phhi=Mi，其中px、xi分別為農戶消費的“一攬子”商品價格、數量，ph、hi分別為小水利綜合價格、農戶投入，Mi為家庭收入。農戶效用函數采用柯布－道格拉斯函數形式Ui(xi，H)=xαiHβ［23］。等式兩邊取自然對數，得lnUi(xi，H)=αlnxi+βlnH，其中α為效用商品需求彈性，即xi變化1%所導致的Ui變化的百分數;β為效用小水利需求彈性，即H變化1%所導致的Ui變化的百分數。

2數據來源及其描述性統計

采用問卷調查的方式，數據采集于2014年9～10月。調查對象是湖北省農戶，受訪者是戶主或家中的主要勞動力。采用Cronbachα系數來評價信度，先將數據轉換成等級。利用統計軟件Stata14.0，計算信度α=0.698;效度KMO=0.701。可見問卷調查的信度和效度較好，所采集的數據是可靠且有效。之所以對湖北省的農戶參與小水利建設意愿進行研究，是因為該省是產糧大省，在保障國家糧食安全中發揮著重要作用。種糧高度依賴農田水利，因此，糧食產量是反映水利設施保有水平的重要指標。另外，湖北省地處華中地區，在13個糧食主產省中具有代表性。調查共發放問卷300份，收回有效問卷277份，有效率為92.3%。樣本農戶的描述性統計如表1所示。戶主平均年齡48歲，平均受教育年限為6.8年即初中未畢業，受教育程度不符合現代農業生產的要求。50歲以下男勞力戶均0.66人，農村家庭青壯年勞動力明顯不足。平均家庭年收入3.70萬元，其中來自農業的收入僅0.65萬元，占總收入的17.6%，由于農業收益率低，農戶80%以上收入來自非農行業。戶均實際耕種土地面積0.38hm2，其中旱地0.16hm2，占比為42.0%;水田0.22hm2，占比為58.0%。戶均耕地偏少，與糧食主產省所肩負的國家糧食安全這一戰略責任不相匹配。湖北省地貌可劃分山地、丘陵、崗地和平原等4種類型，分別占總面積的44.38%、22.59%、13.16%和19.87%，土地結構大體是“七山一水兩分田”，而樣本的占比分別是22.02%、30.69%、7.22%和52.35%，可見在地貌特征上存在樣本選擇性偏差。36.46%的地方農田水利毀損嚴重，21.30%的農田灌溉嚴重不足，說明湖北省的灌溉發展水平不是十分令人滿意，由于是“千湖之省”，至少15%的農戶“靠天吃飯”。參加用水協會等民間灌溉組織的農戶僅占4.65%，這是因為各地的這類組織并不普遍，僅5.42%農戶表示當地有;61.73%的農戶對村干部的組織能力和廉潔奉公的行政操守表示信任;83.03%的農戶愿意參加小水利建設，其中63.91%的農戶愿意以投工投勞的方式參加;還有38.70%愿意采用出資的方式。出資與投工綜合考量，農戶愿意承擔全部工程的34.15%，剩下的則應由政府承擔。

3模型設定和變量解釋

農戶參與小水利建設意愿分析包含兩層含義:①是否愿意參與小水利建設;②愿意參與的農戶投入力度意愿。本研究擬采用Heckman模型，該模型分為兩步:第一步建立一個二元選擇模型;第二步對于入選者進一步利用普通最小二乘(OLS)法進行回歸分析，并納入了逆米爾斯比λ作為判斷Heckman模型是否有效的變量。該模型能夠較好地消除樣本選擇性偏差的影響。因此，Heckman模型能夠滿足問題分析的需要。

3.1模型設定Heckman模型分為兩步，由此得名Heckman兩步法。第一步，通過Probit二元選擇模型分析農戶意愿決策是否參與小水利建設。根據上述理論分析，回歸方程定義。Heckman模型要求第二步解釋變量的集合是第一步解釋變量集合的嚴格子集［26］。由上可知上述模型設定符合該要求。

3.2自變量解釋自變量包括戶主個人特征、農業生產特征、農田水利及社會環境特征等三類。

3.2．1戶主個人特征僅在第一步Probit模型中出現，主要考慮2個變量:(1)戶主年齡X1。戶主年齡越大，外出務工的可能性降低，從事農業生產的時間增加，對農業收入及農田水利設施的依賴性增強，因此，越愿意參與小水利建設。但是，當歲數到一定程度后，體力開始下降，農民從事農業生產的時間縮短，參與小水利建設的可能性下降。因此，戶主年齡包括X1和X21兩種形式，預期X1符號為正，X21符號為負。(2)戶主受教育年限X2。一方面，戶主受教育程度越高，越有可能外出務工，從而導致參與小水利建設的意愿下降;另一方面，教育程度的提高有助于戶主對農田水利設施重要性的感知度增強，進而導致參與意愿的上升。因此，戶主受教育程度的影響不確定。

3.2．2農業生產特征同時在第一步和第二步的兩個模型中出現，包括5個變量:(1)家庭年收入X3。收入越高，承擔責任的能力越強，由此導致參與建設意愿及愿意投入的比例上升。然而，由于高收入往往伴隨著非農收入遠大于農業收入，投入小水利建設的驅動力不足使得參與意愿和投入意愿下降。因此，該變量的影響不確定。(2)農業收入占家庭總收入的比例X4。農業收入比例越大，對水利設施的需求越強，參與建設的可能性越大。農業收入比例對農戶投入小水利占比意愿的作用稍復雜一些。一方面，農業收入比例越大，農戶對農田水利設施的依賴性越強，導致愿意擔當的建設比例增加;另一方面，由于農業的弱勢產業屬性導致收益率低，農業收入比例越高，必然帶來家庭總收入低下，由此產生的預算約束使得農戶沒有能力承擔較高的建設投入。因此，該變量對農戶投入占比意愿的影響不確定。(3)50歲以下男勞力數量X5。對于挖毛渠、塘堰等有一定勞動強度的工作，一般只有50歲以下的男勞力才能勝任。因此，50歲以下男勞力數量增加有利于投工投勞，參與建設的可能性及愿意承擔的工作量也相應地變大。(4)農戶實際耕種土地面積X6。由于戶均實際耕種土地僅0.38hm2，考慮到自變量變異性及避免回歸出現奇異矩陣而不能得到結果，X6采用0.1hm2做單位。實際耕地越多，農戶從農田設施中的獲益越多，參與小水利建設及承擔更多工作量的意愿也越強。(5)水田占全部耕地的比例X7。由于單位面積的水田耗水量比旱地更多，水田比旱地更依賴水利設施。因此，水田占比越大，參與小水利建設及承擔更多工作量的意愿也越強。

3.2.3農田水利及社會環境特征有3個變量，前兩個變量出現在兩個模型中，第3個變量僅在Probit模型中出現。(1)農田灌溉現狀D1。目前農田灌溉嚴重不足會提高農戶參與小水利建設的意愿。然而，當灌溉嚴重不足時，維修和疏浚的資金和勞動投入缺口很大。由于農戶資源及能力有限，愿意承擔的投入比例會下降。(2)對村干部的信任狀況D2。一般農村都由村干部組織農田水利建設，如果村干部在農民心中有較高的威望，農戶參與小水利建設及承擔工程比例意愿會越強［27］。(3)農戶參加用水協會等民間灌溉組織的情況D3。由于用水協會等是應農民的水利需求自發形成的專業民間組織，遵循自愿參加的原則，在遇到農田灌溉管理與決策的問題時，該組織能夠以較低的交易成本將農戶組織起來。因此參加民間灌溉組織有助于提高農戶參加小水利建設意愿。

4模型估計和結果分析

Heckman兩步法采用統計軟件Stata14.0實現，回歸結果如表2所示。Heckman模型有效的條件是λ值不為零且在統計上顯著［28］。樣本估計的λ值為－25.347，且在10%的顯著性水平上顯著，因此Heckman模型有效。模型的總體擬合統計量Waldchi2(7)=14.161，在5%的顯著性水平上顯著，說明模型的總體回歸效果尚佳。

4.1農戶參與小水利建設意愿的影響因素Heckman模型第一步的因變量是二值變量，參數估計值只能看出解釋變量對因變量即農戶參與小水利建設意愿的影響方向，不代表邊際影響。戶主年齡X1及其平方項X21的符號分別為正和負，與預期相符，但兩個變量都不顯著。戶主受教育年限X2對農戶參與小水利建設意愿有顯著的正影響，戶主受教育程度提高對促進農田水利重要性認知的作用明顯超過對勞動力遷移的作用。家庭年收入X3的符號為負，但不顯著，可見隨著家庭收入增加，與承擔建設的能力增強的作用比較，由于非農收入占主導地位，對農業收入的依賴性下降導致參與小水利建設的驅動力下降的作用略占優勢。農業收入占家庭收入的比例X4符號為正，與預期相符，但不顯著。農業收入比例越高，農戶的水利需求越大，但農業低收益率導致農戶沒有足夠的能力進行水利投入，從而使得該變量不顯著。家中50歲以下男勞力數量X5、水田占耕地的比例X7符號為正，與預期相符，但都不顯著。實際耕地面積X6符號為正，且在5%的顯著性水平上顯著，實際耕地越多，灌溉需求越大，農戶參與水利設施建設的意愿越強。農田灌溉現狀D1、對村干部的信任D2與預期相符且在1%的水平上顯著，灌溉嚴重不足、信任村干部都會明顯促進農戶參與建設的概率。農戶參與民間灌溉組織D3符號為負，與預期相符，不顯著，由于湖北省民間自發的灌溉組織并不多見，只在約6%的村莊存在該類組織，其潛在作用未被農戶認知，因此變量的影響不顯著。

4.2農戶愿意承擔小水利工程量的影響因素———理論命題的檢驗由于Heckman模型第二步采用的是OLS法，估計系數表示解釋變量對因變量即農戶愿意承擔小水利工程量的邊際影響。愿意承擔小水利投入量調查的是“農戶認為全村居民愿意負擔的工程投入比例”數據，這里暗含一個合理的假設，即被調查農戶愿意承擔的工程量與“農戶認為全村居民愿意負擔的工程投入比例”呈正相關關系。下面以上述5個理論命題為線索說明各自變量的影響。(1)命題1，農戶收入Mi越高，小水利投入越多。家庭年收入X3在10%的顯著性水平上顯著，平均而言，農戶收入上升1千元，愿意增加0.106%的小水利投入，命題1得到驗證。(2)命題2，α/β越大，農戶小水利投入越少。α、β分別是效用商品彈性和效用小水利彈性，由于這里討論小水利問題，假設α不變。根據邊際效用遞減規律，如果水利保有量不足，用農田灌溉現狀D1來表征，那么水利投入增加1%，導致農戶效用增加的百分數很大，即β值越大，而α/β則越小。D1在15%的顯著性水平上顯著，與非灌溉嚴重不足比較，灌溉嚴重不足使農戶愿意投入水利工程的比例下降7.311%，因為水利設施存量低，建設需要的總投入大，農戶愿意且能夠承擔的比例自然會下降。然而，灌溉嚴重不足，β值越大，即α/β則越小，實證分析的結論是農戶投入比例下降，證實命題2不成立。(3)命題3，小水利價格ph越高，農戶投入越少。由于ph等于小水利建設成本除以水利設施增量，它與農田灌溉嚴重不足D1正相關。D1符號為負且顯著，灌溉嚴重不足;ph越高，農戶投入越少。因此，命題3得到驗證。(4)命題4，農戶影響系數γi越大，小水利投入越多。農戶影響系數用家中50歲以下男勞力數量X5、實際耕地面積X6、水田所占比例X7來表征，并且γi與X5、X6、X7正相關。X5、X6、X7符號都為負，X5、X6不顯著，X7在1%的水平上顯著。水田比例上升1%，即農戶影響系數越大，小水利投入意愿反而下降0.128%，證實命題4不成立。(5)命題5，其他農戶投入之和∑nj=1j≠iγjhj、村莊原有存量H0、政府的當期投入G0越多，農戶i的投入越少。其他農戶投入、村莊原有水利設施存量、政府投入用灌溉現狀D1來表征。D1在15%的顯著性水平上顯著，與非嚴重不足比較，農田水利嚴重不足，即其他農戶投入、村莊原有存量、政府投入少，農戶的投入比例下降7.311%，證實命題5不成立。另外，農業收入占家庭收入的比例X4不顯著;對村干部的信任D2符號為負且顯著，與不信任村干部比較，信任村干部反而使農戶投入減少9.132%，與預期不符。可以解釋為由于信任村干部，即在政府投入既定的條件下，相信村干部能提高管理效率、降低運營成本，因此，農戶負擔的投入比例存在下降的空間。

5結論及其政策啟示

戶主受教育程度越高，接受地方政府部門提供的農田水利技術培訓的能力強，既能提高農業生產率，又能降低生產成本，因此對農戶參與小水利建設的起到了促進作用。實際耕地面積越大，以及農田灌溉嚴重不足，農戶對水的需求量越大，參與小水利建設的意愿也隨之增加。目前，在許多的農村地區存在一種普遍現象，即農戶難以組織起來從事小型農田水利的集體修繕與維護工作，一個很重要的原因是對村干部的工作能力或廉潔奉公的職業操守持懷疑態度。換言之，對村干部的信任度越高，農戶愿意參與小水利建設的意愿越強。另外，農戶收入越高小水利投入越多、小水利價格越高農戶投入越少的理論命題得到驗證。α/β越大農戶小水利投入越少、農戶影響系數越大小水利投入越多、其他農戶投入、村莊原有存量、政府的當期投入越多農戶投入越少的理論命題被證偽。至于證偽的原因很可能與一個重要調研數據有關，即“農戶認為全村居民愿意負擔的工程投入比例”，在Heckman模型的第二步分析中，將該“工程投入比例”當作“工程投入”使用了，事實上，這兩個概念并非等價。因此，還有待從理論分析的假設、實證檢驗的方法論和數據采集的隨機性等方面查找命題被證偽的深層次原因。基于上述結論，可以得出如下政策啟示:①政府應為農戶提供農田水利專業培訓，內容涵括提高農戶對興修水利及節水重要性的認知、灌溉設施的日常維護方法、節水技術與技巧等方面;②取消或減少農業補貼的“輸血式”增加農民收入的方法，這會導致財政因不堪重負而變得不可持續，應聘請專家學者因地制宜為農戶量身定制致富奔小康的方案，并提供相應的技術與咨詢，這種“造血式”增收方法才能徹底解決貧困問題;③選拔村干部應任人唯賢，讓有能力、有魄力、敢擔當的鄉村精英擔任村干部這一要職，因為他們能大幅提高專項水利資金的使用效率、降低運營成本;④各地應廣泛設立用水者協會等民間組織，它們既可以有效地組織原子化村民參與水利基礎設施建設，又可為廣大農民在向政府表達訴求時發出最強音提供了組織保障。

作者：羅芳 馬衛民 陳麗軍 田苗 單位：黃岡師范學院 商學院 旅游文化與地理科學學院