毛绵逵，张鸿玉(河海大学公共管理学院，南京 211100)

1 问题的提出与文献回顾

罗兴佐基于荆门五村的调查结果指出，政府期望通过产权改制，利用市场连接水利单位与农户间的合作供水关系，但没有权威的水利单位和用水户协会，无法解决由于搭便车而导致的合作难问题，农民合作会陷入困境[1]。而我国农村小型农田水利设施存在投入不足、建设滞后、损毁严重等问题，迫切需要增加建设和管护投入[2]。但长期以来农田水利建设主要由政府主导，如何调动农户的积极性，引导农户参与小型农田水利的建设和管理，需要从理论与实证上分析影响其参与意愿的因素。

奥斯特罗姆基于对公共池塘资源所面临困难及原因的研究认为，要持续利用公共资源，需要合理的制度安排，使各利益相关者通过平等的相互交流，共同构建集体行动的实际运行规则[3]。在农田水利设施的投入和管护方面，有国外学者认为，在市场和社会主导的公共供给体制下，把政府的管理职责部分或全部移交给农民协会或私人部门，是有效的变革方向[4],建立用水组织是农田灌溉管理由集权向分权转化的重要途径[5]。但Macmillan等人认为政府的作用更为重要，政府财政的投入对可持续的农田基础设施供给，起到更大的作用[6]。

在农民参与小型农田水利设施建管意愿上，国内学者做了大量的实证研究。有学者研究了农户文化程度、家庭农业劳动力数量、农业收入比重、农田水利设施状况、易涝易旱面积、粮食补贴、农田水利设施建设重要度等变量对农户参与意愿的影响[7-10]。刘辉等研究了农户年龄、身体健康状况对参与意愿的影响[7]；朱红根等通过Logistic模型分析，认为村庄双季稻种植比重和兄弟姐妹数量对参与意愿有显著影响[8]；刘恬等的研究认为可灌溉耕地面积比重和人均水田面积对农户的参与意愿及参与方式影响较大[9]。影响农户参与小型水利工程管理的因素也包括周围人参与管理比例及所在地区经济发展水平[10]。

从前人研究可以看出，国内学者以农户个体为研究对象，主要运用二元Logistic模型对农户参与意愿影响因素进行实证分析，并选取了不同的描述变量。国外学者更多的是从农民组织和成员异质性的角度来考察集体行为对农田灌溉设施建设的影响。由于政治、经济、文化、社会环境错综复杂，影响农户参与意愿的因素众多，已有研究很难涵盖所有方面。本研究在前人研究的基础上，增加了社会性别、社会资本和社会信任等变量，运用多元线性回归分析方法，对农户参与意愿的影响因素进行了分析。

2 数据及样本描述

本文采用的数据源于针对全国21个省(市、自治区)，涉及351个村庄的农户问卷，该调查在2013年12月至2014年3月展开，每个村庄随机抽取依然有农业生产活动的10～15户农户进行问卷调查，共获得3 552份有效问卷。

表1为样本描述统计结果，样本农户的平均年龄是43.75岁，其中处于30～49岁年龄段的农户比例偏高，同时他们也是家庭主要劳动力。从样本受教育程度看，初中及以下为主，这与当前农村居民总体受教育程度依然偏低的现实相吻合，同时与全国人口受教育程度的基本状况基本吻合 。样本农户中，56.5%的家庭承包土地数量在0.333 hm2以内，22.4%的家庭承包土地数量为0.333～0.667 hm2，所有样本农户家庭承包地平均为0.638 hm2。这意味着，绝大多数样本农户都属于小农耕种状态。而样本农户中，表示会继续从事农业生产的农户比例达到65.1%。

数据采集中，通过“家里是否有亲戚在政府机关或事业单位”的方式反映农户社会资本的高低，数据显示，农户家庭社会资本总体上不高。通过被调查者对于“农户不相信村干部的话”这一陈述的认知情况，反映村民对村干部的信任度。总体上看，村民对干部的信任度偏低。此外，只有11.7%的样本农户获得过农田水利设施购置补贴。

表1 样本描述统计结果 %

从劳动力比例均值看，农村劳动力资源仍集中于农业生产，但非农业劳动力投入也占有相当的比例，农户收入来源呈现多元特征。样本农户中，农户家庭上一年平均总收入为5.05万元，农业收入比例较高，而农业收入主要以种植业为主，从较高的种植业比例中可以看出农田灌溉设施对农业生产的重要性。

从灌溉设施类型比例来看，传统的水渠和小水库灌溉比例稍高，除水窖外，各设施类型比例差别不大。农村小水利设施在数量、质量和效用上依然存在着问题，其中数量不够的比例达37.9%，水利设施损坏比例为53.6%，不能满足基本需求的比例占40.3%，总体上看，目前水利设施建设管理状况不能满足农户灌溉用水的需要。而用水协会作为农户用水合作组织仅占5.2%，所以调动农户合作积极性，参与农田水利设施建设有其必要性。

3 理论假说及研究设计

3.1 理论假说

“理性小农学派”认为小农是“理性的小农”，是一个权衡长短期利益并为利益最大化而作出合理决策的人，能够对其所支配的资源作出合理有效的策略。因此，只有当农田水利投资能给农户及家庭带来合理的效用时，农户才愿意参与农田水利建设。如下数学式表示农户的决策行为：

D(R)=P[(E-C)>R]

式中：D(R)为农户参与小型农田水利建设的决策函数；R为农户当前不参与管护的收益；E为预期收益；C为预期成本。

该数学式表明，只有当农户的预期收益E与预期成本C的差值大于当期收益R时，农户才会参与小型农田水利建设和管护。农户的当前收益和预期参与成本是比较容易确定的，而农户的预期收益受农户的个人因素及周围外部因素的影响[11]。从表2中第4列通过双变量相关分析得到的各自变量与参与意愿的皮尔逊相关系数，可以看出各自变量至少在p<0.1水平上显著相关，说明各自变量与参与意愿有相关关系，据此并依据理性小农、效用最大化理论作出如下假设。

(1)社会性别、文化程度、承包地面积、农业劳动力人数、收入来源、农田水利购置补贴、社会资本、继续从事农业生产的预期与农户参与意愿呈正相关。在农村社会，家庭生产生活中的男女各有分工，女性主要管理家庭事务，而男性在农业生产活动的决策上占有主导地位，熟知农业生产决策利弊的男性更易认识到设施管护的重要性，在参与积极性上要高于女性。文化程度越高，意味着认知水平越高，越能意识到农田水利设施建管的重要性，参与意愿越高。承包地面积和劳动力人数越多，收入来源中农业收入比重越大，说明农户对农业收入依赖程度越高，而农田水利设施的建管有利于农业生产的发展和农民收入的提高，因此，农户对小型农田水利设施的参与意愿更高。发放农田水利购置补贴能在资金上鼓励和调动农民的积极性，使其有更高的参与意愿。拥有一定的社会资本能够使经济行为人之间通过重复交往共享信息，从而减少交易成本，提高合作效率，参与意愿也随之增强[12]。本文用“家里是否有亲戚在政府机关或事业单位”这一变量来代表社会资本，家里有亲戚在政府机关或事业单位的农户，参与意愿可能更高。虽然非农化日益成为农村社会的一个显著特征，但农业生产仍是农民主要的生活来源，而农田水利设施建管的投入事关生计，因此，有继续从事农业生产预期的农户参与意愿更高。

表2 线性回归模型中所用变量的描述性统计结果

(2)年龄、农田水利设施数量、农户对干部的信任度与农户的参与意愿呈负相关。年龄越大，劳动能力下降，则不从事或少从事农业劳动，因此对农业生产投入关注度降低，参与意愿也低。而农田水利设施数量越是缺乏，为获得灌溉需求，农户的参与意愿越高。政府政策和村庄公共事务的执行和组织有赖于村干部的组织领导，而一个缺乏社会信任的干群关系则不利于有效的组织协调，因此，对干部信任度越低的农户，参与意愿越低。

3.2 研究设计

结合已有研究及本次调查问卷，选取了表2中的变量来试图解释影响农户参与农田水利设施建管意愿的影响因素。由于本研究建立的是多元线性回归模型，要求自变量与因变量需为连续性变量，所以将定类自变量转换成虚拟变量。模型公式为：

y=a+b1x1+b2x2+…+bixi+c

式中：y为因变量(农户参与意愿)；x为自变量(影响因素)；b为回归系数；i为自变量个数；c为常量。

此次分析所选取的因变量取自问卷中的参与意愿量表，分别是农户对以下4种小型农田水利设施的参与意愿：①渠道清淤或维修；②灌溉机井建设或维修；③提灌泵站建设或维修；④小水库或水塘的清淤或维修。每个变量都有5个水平，即都不愿意、不清楚、出工、出钱、既出工又出钱。4个变量代表了4种不同的小型农田水利设施类型。为了提高样本的代表性，采用因子分析的方法将农户对①～④这4种小型农田水利设施的参与意愿提取为一个变量。表3为参与意愿量表的因素分析结果，通过主成分分析抽取和最大方差法旋转，累积解释量达到72.312%，KMO值为0.813，大于0.8，说明变量间的关系良好，适合作因素分析，并提取1个变量，即“小型农田水利设施参与意愿”，共可解释全量表72.312%的变异量。

表3 参与意愿量表因素分析结果

4 结果分析

表4为农田水利设施建设和管理意愿影响因素多元线性回归统计结果，除“继续从事农业生产预期”变量外，其余自变量对参与意愿均有显著影响。其中性别和文化程度通过了p<0.01统计水平上的显著性检验，且符号为正，说明男性比女性的参与意愿更高，因为家庭中男女分工不同，熟悉农业生产事务的男性更能意识到参与农田小水利设施建设的重要性；初中比小学程度参与度要高，高中及以上比初中程度有更高的解释力，说明随着文化程度的提高，有较高水平认知的农户参与意愿越高。年龄通过了p<0.1统计水平上的显著性检验，但是符号为负，说明年龄越大，参与意愿越低。

承包地面积、家庭农业劳动力人数和农业收入变量分别通过了p<0.01和p<0.05统计水平上的显著性检验，方向都为正，说明承包地面积和农业劳动力人数越多，以农业收入为主的农户参与意愿越高，因为以农业为主要生计的农户越重视农田水利设施的建设。

家里有亲戚在事业单位或政府机关这一变量通过了p<0.01统计水平上的显著性检验，方向为正，说明有亲戚在事业单位的农户参与意愿更高，社会资本在农户的生产活动中能够提供便利和共享信息，促进农户的参与动力。有农田水利设施购置补贴变量通过了p<0.01水平上的显著性检验，方向为正,说明发放农田水利设施购置补贴能够调动农户参与的积极性。

农田水利设施数量不够变量通过了p<0.05统计水平上的显著性检验，说明农田水利设施的数量越缺乏，需求得不到满足，农户参与建设和管理的意愿越高。老百姓不相信干部的话通过了p<0.05水平上的显著性检验，符号为正，说明越是同意这一观点的农户参与意愿越低，意味着干群信任度越低，参与意愿越低。

表4 农户参与农田水利设施建管意愿影响因素线性回归估计结果

继续从事农业生产预期变量未通过显著性检验，说明这一变量对农户的参与意愿影响很小，虽然农户有继续从事农业生产的预期，但是农户处于当前的农业生产发展状况中，而且预期具有不确定性，并不能影响农户当前的参与意愿。

从标准化回归系数来看，10个显著回归系数的自变量中，初中和高中及以上文化程度的β系数绝对值分别达到0.095和0.096，说明在这些自变量中文化程度变量对参与意愿的解释力最高，是主要的影响因素；按顺序农业劳动力人数、承包地面积、农田水利设施建设或购置补贴、家里有亲戚在事业单位或政府机构变量的β系数绝对值依次由高到低分别为0.089、0.088、0.085、0.084，处于0.08至0.09之间，说明从农业劳动力人数到家里有亲戚在事业单位或政府机构等变量的解释力逐渐降低，但总体上，这些变量对参与意愿的影响力处于很高的程度；性别变量β系数绝对值为0.075，说明此变量对参与意愿的影响较高；农田水利设施数量不够、农业收入来源和同意老百姓不相信干部的话、年龄变量β系数绝对值分别为0.066、0.065、0.062、0.054，这4个变量对参与意愿的解释力相对较高；而未来3 a会从事农业生产变量的β系数绝对值为0.037，对参与意愿的影响程度较低。

5 结论与建议

农民作为小型农田水利设施使用的主体，加强其在设施建设和管理中的参与是保证农田水利供给的重要措施。然而农民是否愿意参与其中受到多种因素的影响，本文通过线性回归模型分析得出以下结论及建议。

(1)性别、文化程度、年龄对农户参与意愿有显著影响。具体来讲，男性比女性的意愿高，文化程度越高的农户参与意愿越高，而年龄越大，参与意愿越低。认为应提倡在农村开展女性参与意识的教育，增加女性参与公共事务决策的机会，以提升其参与意识；开展农业文化知识和素质培训是重中之重，以此提高农户对科学文化的认知水平，引导农户认识农田水利设施建管理重要性，从思想上改变农民保守的发展观念。

(2)社会资本对农户参与意愿有重要影响。数据分析说明，有亲戚在事业单位或政府机构的参与意愿更高。因此要鼓励农民合作，利用社会关系资源推动农民合作行动，建立用水合作组织，以解决农田水利设施的供给不足问题。

(3)农田水利设施建设或购置补贴和农田水利设施数量评价对参与意愿有显著影响。有农田水利设施建设或购置补贴和设施数量不够的情况下，农户参与意愿更高。所以应采取“政府鼓励，农民参与”的策略，在政府投入建设农田水利设施的同时给与农户适当的补贴，在扩大补贴范围的基础上增加力度，调动其参与的主观能动性。

(4)承包地面积、农业劳动力数量和收入来源与参与意愿呈正向影响。承包地面积和农业劳动力人数越多，以农业收入为主的农户参与意愿越高。所以，应加大种粮补贴的力度，通过宏观调控保证粮食收购价格平稳，从而提高农业收入比重，让农民在非农化日益发展的情况下注重农业生产。

(5)农户对干部信任度对参与意愿有负向影响。数据分析表明，认为干部的话越不可信的农户，参与意愿越低。因此应加强对村干部办事能力的培训和思想教育，让干部充分理解党“从群众中来,到群众中去”的思想路线，做好乡村基层组织建设，搞好干部和群众间关系，调动村民参与村庄公共事务管理的积极性。

(6)继续从事农业生产的预期对农户参与意愿影响甚小。虽然农户有继续从事农业生产的预期，但是预期具有不确定性，并不能影响农户当前的参与意愿。

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[1] 罗兴佐.治水：国家介入与农民合作——荆门五村研究[D].武汉：华中师范大学，2005.

[2] 林万龙.经济发展水平制约下的城乡公共品统筹供给：理论分析及其现实含义[J].中国农村观察，2005,(2)：31-36.

[3] Ostrom E. Crafting institutions for self-governing irrigation systems[M]. University of Michigan: ICS Press, 1991.

[4] Gheblawi, Estimating the value of stoehastic irrigation water deliveries in southern Alberta: adiserete sequential stoehastic programming approach[M]. Canada: University of Alberta Press, 2004：30-92.

[5] Ruth Meinzen. Rival charities[J]. Public Economics,1998,66:467-499.

[6] Macmillan. Models of critical information infrastructure protection[J].Science Direct-Critical Infrastructure Protection, 2000,(8) :6-7.

[7] 刘 辉，陈思羽.农户参与小型农田水利建设意愿影响因素的实证分析——基于对湖南省粮食主产区475户农户的调查[J].中国农村观察，2012,(2)：54-66.

[8] 朱红根.农户参与农田水利建设意愿影响因素的理论与实证分析[J].自然资源学报，2010,(4):539-546.

[9] 刘 恬，何多兴.农户参与小型农田水利建设意愿及影响因素分析——以重庆市潼南县为例[J].西南师范大学学报，2014,(39)：45-50.

[10] 张 宁.干旱地区农村小型水利工程参与式管理的农户行为分析[J].中国农村水利水电，2006,(11):22-24.

[11] 王济川，郭志刚.Logistic回归模型——方法与应用[M].北京：高等教育出版社，2007.

[12] 赵永刚，何爱平.农村合作组织、集体行动和公共水资源的供给——社会资本视角下的渭河流域农民 用水协会绩效分析[J].重庆工商大学学报：工商论坛,2007,(1)：78-82.