群体异质性与小型农田水利设施自主治理绩效的相关性
2019-11-28罗芳陈池波
罗芳 陈池波
摘要：小型农田水利设施是典型的公共池塘资源，其自主治理绩效是降低农业生产成本的重要环节，决定着农户的灌溉需求能否得到满足。小型农田水利设施自主治理绩效与群体异质性、用水者规模等制度安排的关系密切。根据湖北省105个自然村1 549户农户的分层随机抽样数据，在对变量进行标准化和主成分因子分析的基础上，利用用水者规模门槛回归模型分析群体异质性与小型农田水利设施自主治理绩效的相关性。结果表明，小规模村落的小型农田水利设施自主治理绩效与群体异质性正相关，中等规模村落两者的关系不显著，大规模村落两者负相关。因此，群体异质性与小型农田水利设施自主治理绩效呈倒“U”形关系。进而得出相应的政策启示，即小规模村落应加速土地流转以及新型农业经营主体在作出决策时须采取集中决策的方式，大规模村落应组建农户用水户协会和农业专业合作社等民间组织，并实行多中心协商的决策机制。
关键词：小型农田水利;自主治理;群体异质性;用水者规模;主成分因子分析;门槛模型
中图分类号： S27文献标志码： A
文章编号：1002-1302（2019）18-0318-07
收稿日期：2018-05-19
基金项目：国家社会科学基金重点项目（编号：15AJY014）;湖北技术创新软科学研究类项目（编号：2017ADC083）。
作者简介：罗 芳（1968—），女，湖南安乡人，博士，教授，主要从事农村经济发展与农民福祉研究。E-mail：luofang68@qq.com。
通信作者：陈池波，博士，教授，博士生导师，主要从事农业经济管理研究。E-mail：chibo@aliyun.com。
公共池塘资源是一种公共资源，整体资源系统被人们共同享有，而资源单位却被个别占有和使用。在这种资源环境下，个人理性可能导致资源利用拥挤或退化[1]。凡是属于最多数人的公共资源常常是受到最少数人关心的事物[2]，直到Ostrom等提出公共池塘资源自主治理理论[3]，它才引起学界的关注。如何实现有效的公共池塘资源自主治理，是一个学界和政界都在求解的世界难题。从瑞士托拜尔高山草场和森林的村民自主治理，日本平野庄、中生庄、良木家庄公共土地的村庄管理，到韦尔塔的灌溉制度[1]，无一不体现了各国在公共池塘资源自主治理之路上的探索。中国乡村社会也经历了村庄治理的演变，从新中国成立前的县政绅治到现在的基层群众自治以及表现在农田灌溉方面的小型农田水利设施自主治理，都凝结着村民的集体智慧，体现了村民的集体理性行动。小型农田水利设施是指灌溉面积667 hm2、排涝面积2 000 hm2、库容10万m3、渠道流量1 m3/s以下的小型农田水利建设工程，包括塘堰、水窖、机电井、灌排泵站、引排水闸、渠沟建筑物等[4]。作为一种典型的公共池塘资源[5-6]，小型农田水利设施具有公益性和民本性的特点[7]，被称为农田水利工程的“最后一公里”，在整个灌溉体系中至关重要，但却未受到足够的重视。小型农田水利设施建设、管护都须要投入大量的资金和人力，由于其受益覆盖面小，相关费用必须由地方政府承担，这给原本捉襟见肘的地方财政又增添了一重压力。另外，小型农田水利设施因成本与收益不成比例而不具备市场化经营条件，导致“重建轻管”现象的发生[8]，进而导致设施损毁老化、完好率低成为常态。为扭转这种小型农田水利设施不符合农业现代化发展要求的局面，20世纪90年代，中国在世界银行等国际组织的协助下，开始尝试以农户加入用水者协会的形式进行自主治理。但是，这个在国际上被许多国家的成功案例证明是行之有效的民间组织在中国却“水土不服”，没有达到预期的效果[9]。因此，评估中国小型农田水利设施自主治理绩效，寻找适合本土的自主治理模式，对于充分发挥基层自治的制度优势，改进和完善相关制度安排，抑制小型农田水利设施自主治理过程中的“小农意识”和“内卷化”思维[10]，提高治理绩效具有重要的现实意义。本研究从用水者规模视角，利用门槛回归模型分析群体异质性对小型农田水利设施自主治理绩效的影响。
1 基于文献梳理和相关理论提出理论假说
社会实践中的相关制度安排往往须要考虑现实问题的诸多方面，这些现实问题涵盖自然、社会、经济、文化等领域，包括资源禀赋特征、社会文化背景、资源使用者特性和规模及其组织形式、资源管理模式等[11]。厘清这些对象属性与公共池塘资源自主治理绩效之间的关系对于具体制度安排具有重要意义。目前，在制度安排的研究中，群体规模和群体异质性是最具争议的属性，它们与公共池塘资源自主治理绩效之间的关系成为关注的焦点[12]。由于研究视角、方法的差异，学者们得出的结论、所持观点各不相同。
对于群体规模与公共池塘资源自主治理绩效之间的关系，传统的群体规模悖论指出，公共池塘资源供给随着群体规模扩大而减少，群体规模越小，自主治理越有效[13]。由于群体规模小，互动交流的机会增多，频繁的交流建立起声誉，互动形成了对未来合作行为的预期;且频繁交流有利于互相监督。因此，较小的群体规模能增强彼此间的信任。除了建立信任能促使小型农田水利设施自主治理更有效外，群体规模还能影响预期以及策略。个体愿意作出贡献，是因为他们认为自己的付出会带来改变，即使收益由所有成员共享。如果个体贡献不能对自主治理带来明显的改变，那么个体贡献的动机消失。个体贡献的显著性与自主治理方式[14]或生产函数[15]有关。在贡献集合体中，个体贡献不会带来变化的感知随着群体规模的增大而增强。另外，试图避免在社会交往中的背叛行为受到惩罚有助于促进合作[16]。随着群体规模扩大，未来受到惩罚威胁的有效性降低。另外，交易成本随群体规模增加而增加，进而提高自主治理成本[13]。但是，后續研究却提出了不同的看法，有研究认为，群体规模对自主治理绩效的影响没有传统观点提出的那么严重。Sandler等将收入效应纳入自主治理绩效，分析得出截然不同的结论[14，17-18]。Chamberlin的正规模型证明，即使一般公共池塘资源的个体贡献减小，公共池塘资源的供给也随群体规模的增大而增加[18]。理论和实证研究都表明，群体规模扩大、个体贡献减少均可使公共池塘资源供给增加，该事实已是多数人的共识[19]。Esteban等利用正规模型阐述了最优公共池塘资源供给水平[20]。在个体贡献的边际成本递增以及作为公共和私人属性混合体的公共池塘资源供给具有群体竞争性的假设前提下，较大的群体规模能够获得更高水平的公共池塘资源供给，群体自主治理绩效与其规模正相关。Oliver等对上述2类不同观点给出的解释是，群体规模对公共池塘资源供给的影响取决于成本，如果公共池塘资源的成本随共享成员的数量增加而增加，那么群体规模越大，集体行动越不频繁;如果公共池塘资源的成本几乎不随群体规模变化，那么群体规模越大，集体行动越频繁，因为规模较大的群体拥有更多的资源和关键群体（对公共池塘资源供给感兴趣且拥有丰富资源的成员）[21]。Brunner等则指出，Olson等预期的公共池塘资源供给与群体规模的反向关系[13]只有在个体努力弹性为[0，1），且公共池塘资源无公共属性时才成立[22]。
群体异质性与公共池塘资源自主治理绩效之间的关系研究也没有形成共识。群体异质性是指在一个以地域或社会阶层划分的利益集团中，成员在社会地位和声望、权利禀赋、财富禀赋、收益分配、受教育程度等方面存在的不平等或差异[11]。群体异质性产生的原因是多方面的，如种族、宗教或其他文化差异以及个体间经济利益差异等[23]，主要类型包括禀赋异质性、政治异质性、财富与权利异质性、文化异质性、经济利益异质性等[24]。群体异质性的影响研究分为两个方面，即理论研究和案例研究，它们提出相互对立的观点;前者认为，异质性有利于公共池塘资源供给（称为“奥尔森效应”），后者的主张则相反。以Olson等为代表的理论研究提出，在一个群体中异质性越明显，即群体成员从公共池塘资源中获益差异越大，该资源供给的可能性越大，因为单个成员从公共池塘资源中的获益越多，其收益占总收益的份额越大，会更重视公共池塘资源的供给，甚至有可能会愿意承担全部成本[13，25]。单个村民提供公共池塘资源惠及其他村民，在这种情况下，他会内部化他所提供的那部分资源[26]，获益较小的其他村民“搭便车”[27]。如果公共治理初期投入了大量的固定成本，则奥尔森效应明显[28]。集体行动的收益是努力程度的非凸性函数，总努力程度有一个门槛值，超过该值之后，群体利益会随着努力程度的增大而增长[29]。与理论研究不同，案例研究主张群体异质性不利于公共池塘资源的供给。Easter等通过对Tamil Nadu10个池塘灌溉群体的考察发现，农户的农地规模变化即农地规模异质性越小，越容易组建用水者协会（WUAs）[30]。Varughese等通过对尼泊尔村庄森林利用的调查发现，财富异质性与集体行动存在负相关关系[31]。还有学者利用数学模型模拟了异质性对公共池塘资源治理绩效的不利影响。Lu用参与者数量代表集体行动成功的概率，通过数学模型模拟效用异质性和成本异质性发现，2种异质性均导致参与者数量的减少以及参与者数量的标准差增加，说明群体异质性使集体行动成功的概率下降[32]。上述2类截然相反的观点表明，群体异质性与公共池塘治理绩效之间的关系实际上是模糊不清的[29]，Bardhan从收益分配异质性视角给出的解释是，一方面，分配极端不平均有利于公共池塘资源的供给，因为主要获益者存在提供公共资源的动机，即便其他人“搭便车”，这就是奥尔森效应;另一方面，在生产函数严格凹性的假设下，分配平均有助于公共池塘资源供，最终净效应取决于这2种相反效应互相抵消的结果[33]。鉴于群体异质性与公共池塘治理绩效之间模糊不清的关系，在收益与努力程度存在正线性关系以及没有正式规则约束资源使用者的假定下，Dayton-Johnson等提出了折中的第3类观点，即认为群体异质性与公共池塘治理绩效的关系曲线呈“U”形，他们的研究结果显示，社区的收益分配越平等，资源保护水平越高;若社区成员的收益水平低于某确定的阈值，不论其他成员采取什么行动，他都不会主动保护资源;当其收益水平超过该阈值后，在其他人保护资源的前提下，他会采取保护资源的行动[34]。
已有研究用理论与实证方法分析了公共池塘资源自主治理绩效与群体规模以及异质性之间的关系，深刻阐释了各国公共池塘资源自主治理的机制，这为世界公共事物治理实践提供了有益的参考。但已有研究仍有不尽完善之处，有待改进，其中最突出的问题是学者们大多分别讨论群体规模、群体异质性对公共池塘资源自主治理绩效的影响，而现实中两者是相互交融作用于公共池塘资源自主治理的[35]。因此，本研究考虑群体规模与群体异质性对公共池塘资源即小型农田水利设施自主治理绩效的联合影响（图1），不人为地割裂两者的作用[12]，这有利于准确了解小型农田水利设施自主治理绩效的影响因素，进而提出更具针对性和实用性的效率改进方案。
小型农田水利设施自主治理须要依靠集体行动。Oliver等的“关键群体”理论指出，集体行动通常取决于行动异于普通成员的“关键群体”[36-37]。关键群体为其他没有作出任何贡献的成员提供一定数量的公共物品或支付初始成本，广泛地带动集体行动， 在组织各类集体行动中发挥着非常重要的作用。集体行动有赖于关键群体的发展，当大多数人在集体行动中几乎不作任何贡献时，关键群体中的少数人选择作出较大贡献。这些少数的贡献远远超出平均水平。因此，总体异质性，尤其是这些特殊个体的数量及其异常行为是预测集体行动可能性、开展程度、最终效果的关键。另外，群体异质性与群体规模存在正相关关系。由于1个新成员会在1个或多个维度上增加多样性，异质性增长的速度可能比群体规模膨胀的速度快[12]。
因此，基于群体异质性与规模正相关关系以及“关键群体”理论提出理论假说：群体异质性与小型农田水利设施自主治理绩效的相关性随用水者规模变化而变化。当用水者规模较小时，随着群体异质性变大，关键群体的作用显得突出而重要，越有可能激励他们为小型农田水利设施的自主治理作出更多的贡献，相应地，他们从自主治理中获得的收益份额也会增大，即便部分收益被其他没有作出任何贡献或所作贡献远不及其所获收益的普通成员获得[28]。因此，概括而言，当用水者规模较小时，群体异质性有助于提高小型农田水利设施自主治理绩效。当用水者规模较大时，随着群体异质性变大，关键群体的作用有2种情形，一方面，异质性能够突显关键群体的重要性，激励其为小型农田水利设施自主治理作出更多的贡献[14，26];另一方面，由于群体规模越大，群体异质性越大，降低了关键群体的地位和影响力，消解了他们为本地区小型农田水利建设多作贡献的积极性[30-31]，消解作用与群体异质性正相关[12]。因此，当用水者规模较大时，群体异质的作用取决于这2股相反力量相互抵消的结果。
2 数据采集与变量选择
2.1 数据采集和变量的描述性统计
根据研究目标及设计方案，本研究调查了湖北省村级农田水利设施管理和农户进行小型农田水利设施自主治理2个层级的相关数据。由于灌溉水系的连通性和分布结构在很大程度上受自然地理环境的影响，因此，为适应河流流域分布特征，选择自然村为样本村落观察对象。数据采集于2018年4月，采用焦点群体访谈和问卷调查2种调查方式。样本采用分层随机抽样方法获得。首先，将湖北省的自然村落按人口数量排序，再三等分，将村落划分为大规模、中等规模、小规模3个等级，在每个人口规模等级中随机抽取35个自然村，然后在这105个样本村中采集农户数据。其次，将每个样本村的农户按人均纯收入排序，再三等分，将农户劃分为高收入、中等收入、低收入3个等级，在每个收入等级中随机抽取5户农户。农户调查问卷共发放1 575份，剔除无效或不完全问卷，收回有效问卷1 549份，有效率为98.3%。
2.2 变量选择及测量
2.2.1 因变量
小型农田水利设施具有非排他性和竞争性，是典型的公共池塘资源，用水者共同拥有整个水利灌溉系统，但是单个用户分别占用资源单位，如灌溉水量等[38]。根据小型农田水利设施自主治理的属性特征[39]，选择水利设施完好程度（y1）、灌溉及时性（y2）、灌溉高峰期供水保障能力（y3）、用水纠纷发生频率（y4）、用水纠纷调解情况（y5）、偷水现象（y6）等6个指标作为小型农田水利设施自主治理绩效指标（表1）。首先对这6个绩效指标进行相关性分析，结果见表2。本研究采用统计软件Stata 14进行实证分析。由表2可知，y1、y2、y3之间相关度较高，y4、y5、y6之间相关度较高，因此，利用主成分因子分析方法降维。虽然由于y1～y6都用李克特（Likert）五点量表表示，绩效随赋值增大而升高，不存在量纲和数量级差异，不必对其标准化，但是考虑到因变量、解释变量、控制变量的单位不同，为便于对比分析自主治理绩效的影响因素[40]，对所有数据（含y1～y6）都进行标准化处理，再检验y1～y6数据是否适合因子分析。KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）检验值为0.73，说明可以进行因子分析。
由表3可知，前2个主成分因子具有大于1的特征值，且这2个因子解释了6个变量组合方差的85.5%。根据灌溉系统治理面临的供给维度和占用维度问题理论[5]，供给绩效和秩序（占用）绩效可利用这2个因子来代表[39]。保留2个主成分因子的正交旋转载荷见表4。
由表4可知，y1～y3与因子1高度相关，y4～y6与因子2高度相关。因此，选择因子1作为因变量Y1（供给绩效），因子2作为因变量Y2（秩序绩效），利用Stata软件计算105个样本村因子1、因子2的得分，即求得Y1、Y2的观察值。再以表3中因子1、因子2的方差贡献率占比为权重计算总绩效指标Y，即Y=（0.504Y1+0.351Y2）/（0.504+0.351）=0.589Y1+0.411Y2。
2.2.2 门槛变量
本研究使用自然村用水户规模（SIZE）作为小型农田水利自主治理的门槛变量。在所调查的样本村落中，农户均以投资或投劳的方式直接参与本村小型农田水利设施的管护。另外，农户缴纳的农田灌溉水费被用于农田水利部门或机构工作人员的薪酬发放或水利设施建设等，因此，缴纳水费可视作农户间接参与小型农田水利设施的治理[39]。
2.2.3 解釋变量
自然村落内农户群体异质性对小型农田水利自主治理绩效的影响是本研究聚焦的主要问题。根据群体异质性的定义（群体中的成员在经济、社会、文化和其他维度存在的差异）[41]，从耕地面积、水田占比、种植结构、农业劳动力、农业纯收入、社会信任、社会网络、宗族势力、宗教信仰、教育（x1～x10）等10个方面测度农户异质性（表1）。标准化的解释变量（x1～x10）取每个样本村落内15户样本农户（因存在无效问卷，少数村落的样本农户低于15户）的标准差或用Blau指数计算。首先，检验x1～x10的相关性。结果显示，x1～x5之间、x6～x9之间的Pearson相关系数都大于0.5，且在5%水平上显著。因此，为了避免解释变量之间的多重共线性，须利用因子分析降维。再检验数据是否适合因子分析。KMO检验值为0.79，说明可以进行因子分析。采用主成分因子分析方法进行分析，结果（表5）显示，前3个主成分因子具有大于1的特征值，且这3个因子解释了10个变量组合方差累计贡献率的85.9%。根据群体异质类型的划分[41]，这3个因子可分别用来表示经济维度、社会维度、其他维度的异质性[39]，保留这3个主成分因子的正交旋转载荷见表6。
由表6可知， x1～x5与因子1高度相关，x6～x9与因子2X2、X3的观察值。再以表5中因子1（X1）、因子2（X2）、因子3（X3）的方差贡献率占比为权重计算总异质性X，即X=（0.465X1+0.256X2+0.138X3）/（0.465+0.256+0.138）=0.541X1+0.298X2+0.161X3。
3 模型设定
根据“1”节中的文献综述及理论假设，群体异质性与小型农田水利设施自主治理绩效可能因用水者规模的不同而呈现非线性关系。为避免人为划分规模可能带来的误差，采用门槛回归模型进行实证分析。门槛回归模型最初由Hansen提出[42]，以下分别介绍单一门槛模型和双重门槛模型[43]。
单一门槛模型设定如下
Yi（Y1i，Y2i）=αX′iI（SIZEi≤γ）+βX′iI（SIZEi>γ）+θx′i+μi。（1）
式中：角标i表示样本村;因变量Y（Y1，Y2）分别表示总绩效（Y）、供给绩效（Y1）、秩序绩效（Y2）;α、β、θ表示待估参数行向量;X′表示解释变量列向量，包括经济维度异质性（X1）、社会维度异质性（X2）、其他维度异质性（X3）;SIZE表示门槛变量用水户规模;γ表示门槛值;I（·）表示指标函数;x′表示控制变量列向量，包括地形地貌特征（x11）、灌溉规范化程度（x12）、农户组织化程度（x13）;μ表示误差项。
双重门槛模型设定如下
Yi（Y1i，Y2i）=αX′iI（SIZEi≤γ1）+βX′iI（γ1
式中：δ表示待估参数行向量;γ1、γ2表示门槛值;ε表示误差项;其他符号解释同公式（1）。
4 回归结果分析
首先，须要确定门槛的个数，以便进一步确定模型的形式。依次在不存在门槛效应、单一门槛、双重门槛、三重门槛等零假设下对公式（1）或公式（2）进行估计，采用自抽样法（Bootstrap）进行门槛效应检验。由表7可知，不存在门槛效应、单一门槛、双重门槛的零假设都在5%显著性水平上被拒绝，但不拒绝不存在三重门槛的零假设，因此，可对公式（2）的双重门槛模型进行估计。
双重门槛的估计值为γ^1=-0.326，γ^2=0.437，均在5%水平上显著。由于用水者规模变量进行过标准化处理，样本村用水者规模的均值为421户，标准差为135户，去标准化后双重门槛的估计值为γ^′1=377，γ^′2=480。因此， 根据此双重门槛估计值可以将自然村划分为较小規模（SIZE≤377户）、中等规模（377户
4.1 群体异质性与小型农田水利自主治理绩效的关系
由表8可知，供给绩效（模型1）、秩序绩效（模型2）、总绩效（模型3）等3个模型的似然比统计量（LR）均在5%水平上显著，说明模型的总体效果都较可靠。首先，考察小规模村落（SIZE≤377户）小型农田水利自主治理绩效。3个模型中X1～X3的系数以及X的系数估计值都为正，除模型1中X3在5%水平上不显著外，其他变量都显著，这就验证了理论假设——当用水者规模较小时，群体异质性有助于提高小型农田水利设施自主治理绩效[28]。由于变量都已标准化，系数估计值的绝对值大小可用于比较解释变量、控制变量对因变量的影响程度。模型1、模型2呈现出相似的特征，即经济维度异质性（X1）对小型农田水利自主治理的供给绩效、秩序绩效以及总绩效的影响最大，其次为社会维度异质性（X2），最后为其他维度异质性（X3）;模型3中，当SIZE≤377户或SIZE>480户时，影响程度由大到小依次是X1、X2、X3，当377户
综上，当用水者规模较小时，群体异质性提高了小型农田水利设施自主治理绩效;当处于中等用水者规模时，群体异质性对小型农田水利设施自主治理绩效的作用不明显，仅显著降低了秩序绩效;当用水者规模较大时，群体异质性显著降低了小型农田水利设施自主治理绩效。以总异质性（X）与自主治理绩效（Y1，Y2，Y）的相关性为例，绘制关系曲线（图2），不难发现，群体异质性与小型农田水利自主治理绩效之间呈倒“U”形关系。
4.2 控制变量的影响
由表8可知，当分别以X1～X3或X为解释变量时，控制变量的影响变化不大，且模型稳健性较好，因此仅对X1～X3作解释变量的结果进行分析。3个模型中的地形地貌变量（x11）系数估计值符号都为正且显著，表示与非平原地带比较，村落处于平原地带有利于提高小型农田水利的自主治理绩效，因为平原地带的水资源较丰富，农户只需较少投入就能满足灌溉需求[44]。3个模型中的灌溉规范化程度变量（x12）系数估计值符号都为正，但仅模型2中是显著的，表示与没成立用水户协会（WUA）比较，村落成立WUA显著提高了农田水利的秩序绩效，说明WUA在解决灌溉纠纷、遏制偷水行为方面作用明显[45]。但是在改进供给绩效和总绩效方面，WUA的作用不明显[9]。农户组织化变量（x13）系数估计值符号都为正，并在模型1、模型3中显著，表示农户加入各类专业合作社显著提高了供给绩效和总绩效。加入专业合作社的农户一般至少有一类主导农产品实现了产供销一体化经营，能够获得合作社提供的相关生产、经营服务[46]，农业生产迈入产业化发展的道路，需要常年都得到良好管护的农田水利设施来保障生产。农户既是农田水利设施的受益人，又是管护者[47]，因此，加入专业合作社可以促使其承担管护农田水利设施的责任，从而提高供给绩效和总绩效。另外，比较控制变量发现，村落的地形地貌特征（x11）对供给绩效以及总绩效的影响最大，其次是农户加入专业合作社（x13）;村落的地形地貌特征对秩序绩效的影响最大（x11），其次是村落成立WUA（x12）。
5 结论与启示
根据已有的群体异质性与公共池塘资源关系研究以及“关键群体”理论，本研究以用水者规模为切入点提出理论假设，同时考虑群体异质性与用水者规模对小型农田水利这一典型公共池塘资源的作用，并利用湖北省105个自然村1 549 户农户的分层随机抽样数据对理论假设进行检验。结果表明，群体异质性与小型农田水利自主治理绩效关系的门槛效应明显。当用水者规模较小时，群体异质性提高了小型农田水利设施自主治理绩效;当处于中等用水者规模时，群体异质性的作用不显著;当用水者规模较大时，群体异质性明显降低了小型农田水利设施自主治理绩效。因此，群体异质性与小型农田水利自主治理绩效之间呈倒“U”形关系。
综上，得出以下政策启示，小型农田水利自主治理切忌“一刀切”，要考虑群体异质性的门槛效应。对于用水者规模较小的村落，可以加速土地流转。在农地确权登记的前提下，鼓励耕地向种粮大户、家庭农场、农民专业合作社等新型农业经营主体集中，农民则就地转化为农业工人，发挥农业生产的规模效应，提高农业劳动生产率。同时，土地集中也伴随着经济异质性的提升，使得小型农田水利的管护责任和收益都向新型农业经营主体集中，有利于治理绩效的提高。另外，在进行小型农田水利治理决策时，可采取以新型农业经营主体为主导的集中决策方式。对于用水者规模较大的村落，则应积极推进民间合作组织的建立，鼓励农户加入WUA以及农业专业合作社等，采取多中心协商的决策机制满足农田灌溉需求;专业合作社向农户提供产供销一条龙服务，以促进农业生产向产业化发展迈进。
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