农户参与农田水利建设意愿分析范文

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自1980年以来，中国人均粮食产量基本维持在350kg/人以上［1］，接近世界平均水平。中国用世界9%的耕地养活了22%的人口，其中灌溉面积不足耕地总面积的50%，生产了75%的粮食、90%的棉花、蔬菜等经济作物［2］，灌溉之于国家粮食安全的重要性可见一斑。2011年中央一号文件将农田水利建设明确提升到了国家粮食安全的战略高度。随后，政府加大对大、中型水利基础设施的直接投资，小型农田水利工程建设专项补助资金也逐年递增，加快了小型农田水利重点县的建设步伐。同时，政府通过小型农田水利设施的体制改革和市场化改革激励新的投入主体参与到水利建设中来［3］。小型农田水利简称“小水利”，是直接作用于田间地头的水利设施，又称为农田水利的“最后一公里”。这类水利设施一般规模较小，灌溉面积不超过666.7hm2、除涝面积低于2000hm2、渠道流量不足1m3/s。

国外将农户参与小型水利建设称为参与式灌溉管理或灌溉管理权转移，主要从4个方面展开相关研究:一是水价政策。关于水价政策能否实现节水目标有三种观点:①价格机制能有利于水资源的有效管理以及提高农民节水意识的积极主张;②水价政策管理水需求和地区环境收效甚微，并且会导致农场收入下降、农作物品种减少、加剧直接和间接失业的消极主张;③水价对不同的目标或利益集团的影响不一致的折衷主张。二是农田水利建设的投入机制。在发达国家或地区，政府承担了农田水利建设的大部分成本，而在发展中国家或欠发达地区，民间机构和农户承担着较高的农田水利建设成本。水资源投入责任可能按用水份额、取水顺序或灌溉面积分配。与配水规则由大部分村民共同制定比较，规则若由政府机构或农村精英制定，农民的投入意愿较低。三是农田水利设施的产出效益。Huang等提出，种植业收入与灌溉高度相关，人均灌溉耕地每增加1hm2，人均种植业收入平均提高3082元。1960—1980年，发展中国家50%～60%的农业产量骤增归功于灌溉的推广。四是农田水利基础设施的治理结构与绩效。农户参与灌溉管理的治理结构将带来长久收益，把政府包揽的管理职责部分或全部移交给农民协会或其他私人部门是有效的办法，用水户与政府合作的共治模式有利于提高农田水利工程的效益，机井项目产权私有化能够使运行效率得以提升。

国内关于农户参与小型农田水利管理意愿的研究发现，户主文化程度及对参与式灌溉管理的认知、非农劳动力占家庭劳动力的比例、有家庭成员是村干部、当地政府支持力度、经济作物种植面积、灌溉面积、农业支出占家庭总支出的比例、扩大经营规模、降低耕地细碎化程度、水田比重大、稳定土地承包经营权对农户参与管理意愿有显著的促进作用，而人情关系、村级灌溉系统配套完好率、耕地总面积、农户对目前水利设施的满意度有显著的抑制作用。还有学者从社会资本的视角探讨了农户的参与意愿，如关系维度社会资本、认知维度社会资本是影响农户参与用水户协会意愿的重要因素;信任、交往、亲缘和规范等因子对农户参与农田水利设施投资意愿有显著的正向影响，安全感因子对农户参与意愿有显著的负向影响。作为农业生产的主要劳动力，女性的参与意愿也受到学者的特别关注。妇女的参与意愿与受教育程度、健康状况、家庭成员的态度、心理素质显著正相关，与年龄、家庭规模显著负相关。

综上所述，国内外学者从农村灌溉系统的政策与制度、投入机制、产出效益、治理结构与绩效、参与意愿的影响因素等方面进行了建设性研究，其中，关于农户参与小水利建设意愿的讨论大都使用二元选择模型，如采用Probit模型、Logit模型等来分析农户参与小水利建设意愿的影响因素。本研究则采用Heckman两步法，与二元选择模型比较，它的优势在于其不仅能分析农户参与小水利建设意愿的影响因素，而且还能进一步探究建设参与者愿意承担的工程投入比例的影响因素。在实证分析的基础上，本研究基于回归得到的重要结论引申出相应的政策含义，以期对政府部门加快小水利管理体制改革和市场化进程提供决策依据。

1理论分析和命题

假设村庄有n户农户，农户i的小水利投入为hi。村庄小水利设施总量为H=∑ni=1γihi+H0+G0，其中γi为农户i在小水利建设中的影响或贡献系数，H0为村庄原有小水利存量，G0为政府的当期小水利投入。农户i的预算约束为pxxi+phhi=Mi，其中px、xi分别为农户消费的“一揽子”商品价格、数量，ph、hi分别为小水利综合价格、农户投入，Mi为家庭收入。农户效用函数采用柯布－道格拉斯函数形式Ui(xi，H)=xαiHβ［23］。等式两边取自然对数，得lnUi(xi，H)=αlnxi+βlnH，其中α为效用商品需求弹性，即xi变化1%所导致的Ui变化的百分数;β为效用小水利需求弹性，即H变化1%所导致的Ui变化的百分数。

2数据来源及其描述性统计

采用问卷调查的方式，数据采集于2014年9～10月。调查对象是湖北省农户，受访者是户主或家中的主要劳动力。采用Cronbachα系数来评价信度，先将数据转换成等级。利用统计软件Stata14.0，计算信度α=0.698;效度KMO=0.701。可见问卷调查的信度和效度较好，所采集的数据是可靠且有效。之所以对湖北省的农户参与小水利建设意愿进行研究，是因为该省是产粮大省，在保障国家粮食安全中发挥着重要作用。种粮高度依赖农田水利，因此，粮食产量是反映水利设施保有水平的重要指标。另外，湖北省地处华中地区，在13个粮食主产省中具有代表性。调查共发放问卷300份，收回有效问卷277份，有效率为92.3%。样本农户的描述性统计如表1所示。户主平均年龄48岁，平均受教育年限为6.8年即初中未毕业，受教育程度不符合现代农业生产的要求。50岁以下男劳力户均0.66人，农村家庭青壮年劳动力明显不足。平均家庭年收入3.70万元，其中来自农业的收入仅0.65万元，占总收入的17.6%，由于农业收益率低，农户80%以上收入来自非农行业。户均实际耕种土地面积0.38hm2，其中旱地0.16hm2，占比为42.0%;水田0.22hm2，占比为58.0%。户均耕地偏少，与粮食主产省所肩负的国家粮食安全这一战略责任不相匹配。湖北省地貌可划分山地、丘陵、岗地和平原等4种类型，分别占总面积的44.38%、22.59%、13.16%和19.87%，土地结构大体是“七山一水两分田”，而样本的占比分别是22.02%、30.69%、7.22%和52.35%，可见在地貌特征上存在样本选择性偏差。36.46%的地方农田水利毁损严重，21.30%的农田灌溉严重不足，说明湖北省的灌溉发展水平不是十分令人满意，由于是“千湖之省”，至少15%的农户“靠天吃饭”。参加用水协会等民间灌溉组织的农户仅占4.65%，这是因为各地的这类组织并不普遍，仅5.42%农户表示当地有;61.73%的农户对村干部的组织能力和廉洁奉公的行政操守表示信任;83.03%的农户愿意参加小水利建设，其中63.91%的农户愿意以投工投劳的方式参加;还有38.70%愿意采用出资的方式。出资与投工综合考量，农户愿意承担全部工程的34.15%，剩下的则应由政府承担。

3模型设定和变量解释

农户参与小水利建设意愿分析包含两层含义:①是否愿意参与小水利建设;②愿意参与的农户投入力度意愿。本研究拟采用Heckman模型，该模型分为两步:第一步建立一个二元选择模型;第二步对于入选者进一步利用普通最小二乘(OLS)法进行回归分析，并纳入了逆米尔斯比λ作为判断Heckman模型是否有效的变量。该模型能够较好地消除样本选择性偏差的影响。因此，Heckman模型能够满足问题分析的需要。

3.1模型设定Heckman模型分为两步，由此得名Heckman两步法。第一步，通过Probit二元选择模型分析农户意愿决策是否参与小水利建设。根据上述理论分析，回归方程定义。Heckman模型要求第二步解释变量的集合是第一步解释变量集合的严格子集［26］。由上可知上述模型设定符合该要求。

3.2自变量解释自变量包括户主个人特征、农业生产特征、农田水利及社会环境特征等三类。

3.2．1户主个人特征仅在第一步Probit模型中出现，主要考虑2个变量:(1)户主年龄X1。户主年龄越大，外出务工的可能性降低，从事农业生产的时间增加，对农业收入及农田水利设施的依赖性增强，因此，越愿意参与小水利建设。但是，当岁数到一定程度后，体力开始下降，农民从事农业生产的时间缩短，参与小水利建设的可能性下降。因此，户主年龄包括X1和X21两种形式，预期X1符号为正，X21符号为负。(2)户主受教育年限X2。一方面，户主受教育程度越高，越有可能外出务工，从而导致参与小水利建设的意愿下降;另一方面，教育程度的提高有助于户主对农田水利设施重要性的感知度增强，进而导致参与意愿的上升。因此，户主受教育程度的影响不确定。

3.2．2农业生产特征同时在第一步和第二步的两个模型中出现，包括5个变量:(1)家庭年收入X3。收入越高，承担责任的能力越强，由此导致参与建设意愿及愿意投入的比例上升。然而，由于高收入往往伴随着非农收入远大于农业收入，投入小水利建设的驱动力不足使得参与意愿和投入意愿下降。因此，该变量的影响不确定。(2)农业收入占家庭总收入的比例X4。农业收入比例越大，对水利设施的需求越强，参与建设的可能性越大。农业收入比例对农户投入小水利占比意愿的作用稍复杂一些。一方面，农业收入比例越大，农户对农田水利设施的依赖性越强，导致愿意担当的建设比例增加;另一方面，由于农业的弱势产业属性导致收益率低，农业收入比例越高，必然带来家庭总收入低下，由此产生的预算约束使得农户没有能力承担较高的建设投入。因此，该变量对农户投入占比意愿的影响不确定。(3)50岁以下男劳力数量X5。对于挖毛渠、塘堰等有一定劳动强度的工作，一般只有50岁以下的男劳力才能胜任。因此，50岁以下男劳力数量增加有利于投工投劳，参与建设的可能性及愿意承担的工作量也相应地变大。(4)农户实际耕种土地面积X6。由于户均实际耕种土地仅0.38hm2，考虑到自变量变异性及避免回归出现奇异矩阵而不能得到结果，X6采用0.1hm2做单位。实际耕地越多，农户从农田设施中的获益越多，参与小水利建设及承担更多工作量的意愿也越强。(5)水田占全部耕地的比例X7。由于单位面积的水田耗水量比旱地更多，水田比旱地更依赖水利设施。因此，水田占比越大，参与小水利建设及承担更多工作量的意愿也越强。

3.2.3农田水利及社会环境特征有3个变量，前两个变量出现在两个模型中，第3个变量仅在Probit模型中出现。(1)农田灌溉现状D1。目前农田灌溉严重不足会提高农户参与小水利建设的意愿。然而，当灌溉严重不足时，维修和疏浚的资金和劳动投入缺口很大。由于农户资源及能力有限，愿意承担的投入比例会下降。(2)对村干部的信任状况D2。一般农村都由村干部组织农田水利建设，如果村干部在农民心中有较高的威望，农户参与小水利建设及承担工程比例意愿会越强［27］。(3)农户参加用水协会等民间灌溉组织的情况D3。由于用水协会等是应农民的水利需求自发形成的专业民间组织，遵循自愿参加的原则，在遇到农田灌溉管理与决策的问题时，该组织能够以较低的交易成本将农户组织起来。因此参加民间灌溉组织有助于提高农户参加小水利建设意愿。

4模型估计和结果分析

Heckman两步法采用统计软件Stata14.0实现，回归结果如表2所示。Heckman模型有效的条件是λ值不为零且在统计上显著［28］。样本估计的λ值为－25.347，且在10%的显著性水平上显著，因此Heckman模型有效。模型的总体拟合统计量Waldchi2(7)=14.161，在5%的显著性水平上显著，说明模型的总体回归效果尚佳。

4.1农户参与小水利建设意愿的影响因素Heckman模型第一步的因变量是二值变量，参数估计值只能看出解释变量对因变量即农户参与小水利建设意愿的影响方向，不代表边际影响。户主年龄X1及其平方项X21的符号分别为正和负，与预期相符，但两个变量都不显著。户主受教育年限X2对农户参与小水利建设意愿有显著的正影响，户主受教育程度提高对促进农田水利重要性认知的作用明显超过对劳动力迁移的作用。家庭年收入X3的符号为负，但不显著，可见随着家庭收入增加，与承担建设的能力增强的作用比较，由于非农收入占主导地位，对农业收入的依赖性下降导致参与小水利建设的驱动力下降的作用略占优势。农业收入占家庭收入的比例X4符号为正，与预期相符，但不显著。农业收入比例越高，农户的水利需求越大，但农业低收益率导致农户没有足够的能力进行水利投入，从而使得该变量不显著。家中50岁以下男劳力数量X5、水田占耕地的比例X7符号为正，与预期相符，但都不显著。实际耕地面积X6符号为正，且在5%的显著性水平上显著，实际耕地越多，灌溉需求越大，农户参与水利设施建设的意愿越强。农田灌溉现状D1、对村干部的信任D2与预期相符且在1%的水平上显著，灌溉严重不足、信任村干部都会明显促进农户参与建设的概率。农户参与民间灌溉组织D3符号为负，与预期相符，不显著，由于湖北省民间自发的灌溉组织并不多见，只在约6%的村庄存在该类组织，其潜在作用未被农户认知，因此变量的影响不显著。

4.2农户愿意承担小水利工程量的影响因素———理论命题的检验由于Heckman模型第二步采用的是OLS法，估计系数表示解释变量对因变量即农户愿意承担小水利工程量的边际影响。愿意承担小水利投入量调查的是“农户认为全村居民愿意负担的工程投入比例”数据，这里暗含一个合理的假设，即被调查农户愿意承担的工程量与“农户认为全村居民愿意负担的工程投入比例”呈正相关关系。下面以上述5个理论命题为线索说明各自变量的影响。(1)命题1，农户收入Mi越高，小水利投入越多。家庭年收入X3在10%的显著性水平上显著，平均而言，农户收入上升1千元，愿意增加0.106%的小水利投入，命题1得到验证。(2)命题2，α/β越大，农户小水利投入越少。α、β分别是效用商品弹性和效用小水利弹性，由于这里讨论小水利问题，假设α不变。根据边际效用递减规律，如果水利保有量不足，用农田灌溉现状D1来表征，那么水利投入增加1%，导致农户效用增加的百分数很大，即β值越大，而α/β则越小。D1在15%的显著性水平上显著，与非灌溉严重不足比较，灌溉严重不足使农户愿意投入水利工程的比例下降7.311%，因为水利设施存量低，建设需要的总投入大，农户愿意且能够承担的比例自然会下降。然而，灌溉严重不足，β值越大，即α/β则越小，实证分析的结论是农户投入比例下降，证实命题2不成立。(3)命题3，小水利价格ph越高，农户投入越少。由于ph等于小水利建设成本除以水利设施增量，它与农田灌溉严重不足D1正相关。D1符号为负且显著，灌溉严重不足;ph越高，农户投入越少。因此，命题3得到验证。(4)命题4，农户影响系数γi越大，小水利投入越多。农户影响系数用家中50岁以下男劳力数量X5、实际耕地面积X6、水田所占比例X7来表征，并且γi与X5、X6、X7正相关。X5、X6、X7符号都为负，X5、X6不显著，X7在1%的水平上显著。水田比例上升1%，即农户影响系数越大，小水利投入意愿反而下降0.128%，证实命题4不成立。(5)命题5，其他农户投入之和∑nj=1j≠iγjhj、村庄原有存量H0、政府的当期投入G0越多，农户i的投入越少。其他农户投入、村庄原有水利设施存量、政府投入用灌溉现状D1来表征。D1在15%的显著性水平上显著，与非严重不足比较，农田水利严重不足，即其他农户投入、村庄原有存量、政府投入少，农户的投入比例下降7.311%，证实命题5不成立。另外，农业收入占家庭收入的比例X4不显著;对村干部的信任D2符号为负且显著，与不信任村干部比较，信任村干部反而使农户投入减少9.132%，与预期不符。可以解释为由于信任村干部，即在政府投入既定的条件下，相信村干部能提高管理效率、降低运营成本，因此，农户负担的投入比例存在下降的空间。

5结论及其政策启示

户主受教育程度越高，接受地方政府部门提供的农田水利技术培训的能力强，既能提高农业生产率，又能降低生产成本，因此对农户参与小水利建设的起到了促进作用。实际耕地面积越大，以及农田灌溉严重不足，农户对水的需求量越大，参与小水利建设的意愿也随之增加。目前，在许多的农村地区存在一种普遍现象，即农户难以组织起来从事小型农田水利的集体修缮与维护工作，一个很重要的原因是对村干部的工作能力或廉洁奉公的职业操守持怀疑态度。换言之，对村干部的信任度越高，农户愿意参与小水利建设的意愿越强。另外，农户收入越高小水利投入越多、小水利价格越高农户投入越少的理论命题得到验证。α/β越大农户小水利投入越少、农户影响系数越大小水利投入越多、其他农户投入、村庄原有存量、政府的当期投入越多农户投入越少的理论命题被证伪。至于证伪的原因很可能与一个重要调研数据有关，即“农户认为全村居民愿意负担的工程投入比例”，在Heckman模型的第二步分析中，将该“工程投入比例”当作“工程投入”使用了，事实上，这两个概念并非等价。因此，还有待从理论分析的假设、实证检验的方法论和数据采集的随机性等方面查找命题被证伪的深层次原因。基于上述结论，可以得出如下政策启示:①政府应为农户提供农田水利专业培训，内容涵括提高农户对兴修水利及节水重要性的认知、灌溉设施的日常维护方法、节水技术与技巧等方面;②取消或减少农业补贴的“输血式”增加农民收入的方法，这会导致财政因不堪重负而变得不可持续，应聘请专家学者因地制宜为农户量身定制致富奔小康的方案，并提供相应的技术与咨询，这种“造血式”增收方法才能彻底解决贫困问题;③选拔村干部应任人唯贤，让有能力、有魄力、敢担当的乡村精英担任村干部这一要职，因为他们能大幅提高专项水利资金的使用效率、降低运营成本;④各地应广泛设立用水者协会等民间组织，它们既可以有效地组织原子化村民参与水利基础设施建设，又可为广大农民在向政府表达诉求时发出最强音提供了组织保障。

作者：罗芳 马卫民 陈丽军 田苗 单位：黄冈师范学院 商学院 旅游文化与地理科学学院