農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的實(shí)證分析——基于江西農(nóng)戶的調(diào)查

■周利平 蘇紅 鄧群釗

一、引言

水資源被喻為21世紀(jì)的“石油”，是維系人類社會進(jìn)步和文明不可替代的基礎(chǔ)性自然資源和戰(zhàn)略性經(jīng)濟(jì)資源[1]。然而，隨著經(jīng)濟(jì)的增長和氣候的變化，水資源短缺已成為全球化的問題，成為制約各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展尤其是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要瓶頸。如何解決這個(gè)問題，尤其是解決好農(nóng)業(yè)水資源短缺的問題，已引起國際社會的普遍關(guān)注。傳統(tǒng)上解決水資源短缺問題主要是求助于工程和技術(shù)手段，工程和技術(shù)手段固然重要，然而眾多研究表明，水資源的管理不善也是導(dǎo)致水資源短缺的重要原因之一。因此，在20世紀(jì)八九十年代，世界各國紛紛發(fā)起灌溉管理體制改革運(yùn)動，主要做法是將灌溉管理權(quán)從政府向用水戶轉(zhuǎn)移，由農(nóng)戶組建農(nóng)民用水協(xié)會來進(jìn)行管理。農(nóng)民參與灌溉管理提高了水供給服務(wù)，改善了灌溉系統(tǒng)的維護(hù)質(zhì)量，擴(kuò)大了灌溉面積，減少了對環(huán)境的負(fù)外部性，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率及收入[2]。然而，現(xiàn)實(shí)情況是，農(nóng)戶缺乏參與灌溉管理的積極性并且參與程度低。因此，如何吸納農(nóng)戶參與到灌溉管理中來，是擺在學(xué)者們面前的突出問題。大量研究表明，農(nóng)民參與灌溉管理受多種因素的影響，其中參與意愿是最主要的因素。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，意愿是影響行為的動機(jī)因素，它是衡量人們?yōu)閳?zhí)行此行為在多大程度上愿意去進(jìn)行嘗試的指標(biāo)，也是衡量人們?yōu)榇舜蛩阃度攵嗌倬θプ龅闹笜?biāo)[3]。作為首要因素，人們想要參與的意念越強(qiáng)烈，其行為也就越頻繁。因此，參與灌溉管理的意愿是農(nóng)戶參與灌溉管理行為的最佳預(yù)測指標(biāo)。作為理性微觀活動主體的農(nóng)戶，對參與灌溉管理的意愿，將直接影響參與灌溉管理行為的實(shí)施[4]。

國內(nèi)外學(xué)者對農(nóng)戶參與灌溉管理行為進(jìn)行了許多有價(jià)值的研究，而且所涉及的內(nèi)容相當(dāng)豐富[5]，但值得注意的是，現(xiàn)有研究主要選擇年齡、受教育程度、非農(nóng)勞動力占家庭勞動力比例和家庭收入等個(gè)體與家庭特征因素作為農(nóng)戶參與灌溉管理行為的解釋變量，而尚未深入分析農(nóng)戶的政治身份、農(nóng)戶參與認(rèn)知和村莊特征等因素對其參與行為的影響。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多研究水資源較缺乏地區(qū)的農(nóng)戶參與灌溉管理行為[6]，而很少關(guān)注水資源相對豐富的南方農(nóng)戶的參與灌溉管理行為。

二、研究假設(shè)

借鑒已有相關(guān)研究成果，并結(jié)合本研究的調(diào)研數(shù)據(jù)，本文將影響農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的因素分為農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、村莊特征、農(nóng)戶的認(rèn)知狀況和政府支持5組解釋變量(見表1)。

(一)農(nóng)戶個(gè)體特征因素

本文選取了農(nóng)戶的年齡、性別、文化程度、政治面貌四個(gè)變量來反映其個(gè)體特征。第一，年齡。農(nóng)戶年齡越大，對新事物的認(rèn)識程度可能越低，且能力和精力也下降，進(jìn)而其參與灌溉管理的意愿也就越低。第二，性別。理論上認(rèn)為，戶主在家庭勞動力安排和生產(chǎn)決策方面擁有決定權(quán)，且男性戶主對新生事物的接受能力要高于女性戶主，因而男性戶主更愿意參與灌溉管理。第三，文化程度。文化程度越高，農(nóng)戶接受新事物的能力就越強(qiáng)越快，就越能夠發(fā)現(xiàn)參與灌溉管理可能帶來的預(yù)期利潤，越有可能參與灌溉管理。第四，政治面貌。與非黨員相比，黨員的政治覺悟相對較高，參與灌溉管理意愿的可能性較高。

(二)農(nóng)戶家庭特征因素

主要包括家庭人口規(guī)模、灌溉水田面積、家庭總收入、種糧收入占家庭總收入的比例、家庭成員中是否有村干部。第一，家庭人口規(guī)模。家庭人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)勞動力越多，就可以分出一部分人來看水護(hù)水，因而參與灌溉管理的可能性就越低。第二，灌溉水田面積。灌溉面積越大，需要的用水量就越多，為了獲得足夠的水量，確保作物收成，參與灌溉管理的意愿就越強(qiáng)烈。第三，家庭總收入。家庭總收入越高就越有能力去嘗試新事物，因此產(chǎn)生參與灌溉管理的意愿就高。第四，種糧收入占家庭總收入的比例。家庭收入主要來源于種糧收入，這說明該家庭對灌溉的依賴程度高，因而更傾向選擇參與灌溉管理。第五，家庭成員中是否有村干部。家庭有人當(dāng)村干部，則該家庭有更多的機(jī)會接觸和了解參與式灌溉管理，其參與灌溉管理的積極性可能較高。

表1 解釋變量及其作用方向

(三)村莊特征因素

包括村中是否有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)中擔(dān)任干部、村離縣城的距離。第一，村中是否有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)中擔(dān)任干部。有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)擔(dān)任干部的村，能夠獲得更多有關(guān)參與灌溉管理的信息，更能敏銳地預(yù)期到參與灌溉管理的利益，因此，參與灌溉管理的意愿就高。第二，村離縣城的距離。離縣城的距離越遠(yuǎn)，表明該村的市場化程度低，對農(nóng)業(yè)的依存度就高，參與灌溉管理的積極性也高。

(四)農(nóng)戶的認(rèn)知狀況因素

包括農(nóng)戶對參與灌溉管理的了解程度、對農(nóng)田水利設(shè)施狀況的滿意度兩個(gè)變量。第一，了解程度。農(nóng)戶對參與灌溉管理越了解越傾向于參與灌溉管理。第二，農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度。農(nóng)戶對水利設(shè)施狀況越滿意，說明水利設(shè)施的完好率就越高，需要農(nóng)戶付出的灌溉工程維護(hù)成本越低，農(nóng)戶的參與意愿會越高。

(五)政府支持因素

政府支持不僅可以降低推行參與式灌溉管理的成本，而且可以降低農(nóng)民參與灌溉管理的成本，因而其參與的意愿就越強(qiáng)。

三、調(diào)查情況與模型選擇

本文研究數(shù)據(jù)來源于課題組對江西省南昌市城郊農(nóng)戶參與灌溉管理情況的實(shí)地調(diào)查。課題組共發(fā)放調(diào)查問卷400份，收回390份，回收率97.5%，有效問卷352份，有效率達(dá)90.3%。

調(diào)查樣本農(nóng)戶具有以下基本特征:第一，受訪農(nóng)戶平均年齡為43.11歲，年齡在50歲以下的占71%，其文化程度以初中及以下為主，多數(shù)受訪農(nóng)戶是非黨員。第二，戶均家庭人數(shù)為5.68個(gè)，5～8人的家庭約為60%，灌溉水田面積平均為10.15畝，灌溉水田面積在10畝以下的調(diào)查農(nóng)戶約為70%。第三，在家庭收入方面，種糧收入占家庭總收入的比重為60%的農(nóng)戶約62%?？傮w來說，被調(diào)查農(nóng)戶具有代表性。

根據(jù)前文分析可知，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿受農(nóng)戶個(gè)體特征因素、家庭特征因素、村莊特征因素、農(nóng)戶對參與灌溉管理的認(rèn)知及政府支持等因素的影響，其中即有虛擬變量，又有定距變量。本文的被解釋變量為農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿，有“愿意”和“不愿意”兩種情況，為二分類選擇變量，因此，選擇二元Logistic模型進(jìn)行分析。

四、模型估計(jì)結(jié)果

本文運(yùn)用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件，將自變量全部引入回歸方程，建立Logistic回歸模型，采用極大似然法對模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì) (結(jié)果見表2)。從估計(jì)結(jié)果來看，Hosmer－Lemeshow 檢驗(yàn)值等于 10.759，p=0 .216＞0.05，未達(dá)到顯著水平，整體回歸模型的適配度良好，表示自變量可以有效預(yù)測因變量。模型總的正確預(yù)測百分比為88.4%，說明模型的預(yù)測效果較為理想。

(一)農(nóng)戶個(gè)體特征影響

農(nóng)戶的年齡對其參與灌溉管理意愿有顯著的負(fù)影響。年齡變量在模型中通過了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且符號為負(fù)，這說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)戶年齡越大其參與灌溉管理意愿的可能性越小，這與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，在30歲以下、30～49歲、50～59歲、60歲及以上的農(nóng)戶中，其參與灌溉管理的意愿分別為 78.13%、76.67%、63.24%、58.71%，這表明隨著農(nóng)戶年齡的增加，其參與意愿反而下降。

性別對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的正影響。性別變量在模型中通過了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且符號為正，這與前文預(yù)期一致。這說明，與女性農(nóng)戶相比，男性農(nóng)戶更愿意參與灌溉管理。調(diào)查結(jié)果也顯示，男女農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿分析為90.1%、60.45%。

農(nóng)戶的文化程度和政治面貌對其參與灌溉管理意愿影響不顯著。調(diào)查結(jié)果顯示，在文化程度為文盲、小學(xué)、初中、高中及以上的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為 76.2%、78.4%、76.9%、75.7%，四者之間的差異不大且變化無規(guī)律。一般來說，農(nóng)戶文化程度越高接受新事物的能力就越強(qiáng)越快，越能夠發(fā)現(xiàn)參與灌溉管理可能帶來的預(yù)期利潤，因而更可能傾向于參與灌溉管理。但是，文化程度高的農(nóng)戶，從事非農(nóng)活動的可能性也越大，從而參與意愿可能越低。因此，文化程度的影響不顯著。政治面貌的影響不顯著的原因可能是，黨員農(nóng)戶樣本量太少。

(二)農(nóng)戶家庭特征影響

家庭人口規(guī)模對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的負(fù)影響。家庭人口規(guī)模變量在模型中通過了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)，這說明在其他條件不變的情況下，家庭人口規(guī)模越大，參與灌溉管理意愿越低，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，農(nóng)家庭人數(shù)在4人及以下、5～8人、9人及以上的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為 74.51%、73.19%、71.4%，雖然差距不大，但卻呈下降趨勢。

灌溉水田面積對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的正影響。灌溉水田面積變量在模型中通過了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)戶家庭擁有的灌溉水田面積越大，越意愿參與灌溉管理。調(diào)查結(jié)果顯示，在灌溉水田面積為5畝以下、5～10畝、10畝以上的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為 61.18%、73.9%、85.1%，比例持續(xù)上揚(yáng)。

家庭總收入對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的正影響。家庭總收入變量在模型中通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，家庭總收入越多的農(nóng)戶，越傾向于參與灌溉管理，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，在家庭總收入為1萬元以下、1萬～2萬、2萬～3萬、3萬元以上的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為71.42%、75.17%、78.5%、80.2%，所占比例呈上升的變化趨勢。

種糧收入占家庭總收入的比例對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的正影響。種糧收入占家庭總收入的比例變量在模型中通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，種糧收入在家庭總收入中所占比重越大，農(nóng)戶家庭產(chǎn)生參與灌溉管理意愿的可能性越大，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，在種糧收入占家庭總收入為30%以下、30% ～60%、60%以上的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為81.32%、86.09%、88.35% ，呈逐步上升的態(tài)勢。

表2 農(nóng)戶參與灌溉管理意愿影響因素的模型估計(jì)結(jié)果

家庭成員中是否有村干部對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著的正影響。家庭成員中是否有村干部變量，在模型中通過了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，相對于沒有村干部的家庭，有村干部農(nóng)戶家庭產(chǎn)生參與灌溉管理意愿的可能性越大，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，在有村干部的家庭中，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿高達(dá)92.38%，而在沒有村干部的家庭中，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿僅為42.26%，所占比例不足前者的一半。

(三)村莊特征影響

村中是否有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)中擔(dān)任干部對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著正影響。村中是否有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)中擔(dān)任干部變量，在模型中通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，相對于沒有縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)干部的農(nóng)村，有縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)干部的農(nóng)村參與灌溉管理意愿的可能性越大，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，在有縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)干部的農(nóng)村中，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿為83.15%，而在沒有縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)干部的農(nóng)村中，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿僅為51.71%，前者所占比例明顯高于后者。

村離縣城的距離對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿影響不顯著。調(diào)查結(jié)果顯示，離縣城距離在25公里以下、25～50公里、50～75公里、75公里以上的農(nóng)村中，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿分別為39.32%、46.59%、42.06%、44.13%。由此可見，隨著離縣城距離的增加，具有參與灌溉管理意愿的農(nóng)戶所占比例的變化并沒有規(guī)律，其原因可能與該變量的設(shè)定有關(guān)。本研究所選擇的樣本村都是南昌市周邊的農(nóng)村，市場發(fā)育程度都較高，因此離縣城距離的遠(yuǎn)近不能區(qū)分農(nóng)村市場化程度的高低。

(四)農(nóng)戶的認(rèn)知狀況

農(nóng)戶對參與灌溉管理的了解程度對其參與灌溉管理意愿有顯著正影響。農(nóng)戶對參與灌溉管理的了解程度變量，在模型中通過了5%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)戶越了解參與灌溉管理，就越愿意參與到灌溉管理中來，與前文預(yù)期一致。調(diào)查結(jié)果顯示，對參與灌溉管理了解程度為“不了解”、“一般”、“很了解”的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分別為 37.7%、63.35% 、78.73%，所占比例呈上升變化趨勢。

農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度對其參與灌溉管理意愿有顯著正影響。農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度變量，在模型中通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，農(nóng)戶對現(xiàn)有農(nóng)田水利設(shè)施越滿意，農(nóng)戶越具有參與灌溉管理的意愿。調(diào)查結(jié)果顯示，對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意程度為“非常不滿意”、“比較滿意”、“滿意”、“非常滿意”的農(nóng)戶中，參與灌溉管理的意愿分析為 30.0%、50.6%、71.43%、79.67%，所占比例呈上升趨勢。

(五)政府支持的影響

縣鄉(xiāng)政府是否支持農(nóng)戶參與灌溉管理對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿有顯著正影響?？h鄉(xiāng)政府是否支持農(nóng)戶參與灌溉管理這一變量，在模型中通過了1%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，這說明在其他條件不變的情況下，政府對農(nóng)戶參與灌溉管理越支持，農(nóng)戶參與灌溉管理的概率越高。調(diào)查結(jié)果顯示，在縣鄉(xiāng)政府支持的農(nóng)村，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿為93.28%，而在縣鄉(xiāng)政府不支持的農(nóng)村，農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿不足24.14%。

五、結(jié)論與啟示

本文基于對南昌市532位農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用二元Logistic模型分析影響農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的因素。結(jié)果表明:性別、灌溉水田面積、家庭總收入、種糧收入占家庭總收入的比例、家庭成員中是否有村干部、村中是否有人在縣鄉(xiāng)機(jī)關(guān)擔(dān)任干部、農(nóng)戶對參與灌溉的了解程度、農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施滿意程度、縣鄉(xiāng)政府是否支持農(nóng)戶參與灌溉管理等因素，顯著正向影響農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿;農(nóng)戶的年齡、家庭人口規(guī)模等因素，顯著負(fù)向影響農(nóng)戶參與灌溉管理的意愿。而農(nóng)戶的文化程度、政治面貌、村離縣城的距離等因素，對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿無顯著影響。

基于以上研究結(jié)論，在推行參與式灌溉管理過程中，應(yīng)注意以下幾點(diǎn):第一，各級行政主管部門要結(jié)合實(shí)際，利用報(bào)紙、廣播、電視、宣傳車、橫幅、召開群眾大會等形式，大力宣傳農(nóng)戶參與灌溉管理的目的意義、政策要求，使農(nóng)戶充分了解參與式灌溉管理的必要性與可行性，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶從逐步了解參與式灌溉管理到積極支持參與灌溉管理，進(jìn)而熱情參與到灌溉管理中。第二，加大對農(nóng)田水利設(shè)施的投入，完善農(nóng)田水利配套設(shè)施，減輕農(nóng)戶參與灌溉管理的負(fù)擔(dān)。良好的工程狀況是農(nóng)戶參與灌溉管理的前提，其可以提高用水管理和工程管理的效率，在一定程度上能夠調(diào)動用水戶的參與意識，增強(qiáng)他們的主人翁責(zé)任感。第三，應(yīng)該發(fā)揮鄉(xiāng)村干部在促進(jìn)農(nóng)戶參與灌溉管理中的示范帶頭作用。第四，加大扶持力度，發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用。各級政府要從資金、技術(shù)和制度等方面對參與式灌溉管理大力扶持，政府的資金、制度支持是推動農(nóng)戶參與灌溉管理的持續(xù)動力。

[1]劉七軍.傳統(tǒng)水文化的生態(tài)智慧——節(jié)水型社會建設(shè)的靈魂[J].水利發(fā)展研究，2010，(9).

[2]Abernethy，C L.Performance Measurement in Canal Water Management:a Discussion.Overseas Development Institute London， 1986.

[3]Fishbein，M.and Ajzen，I.Belief， Attitude， Intention and Behavior:an Introduction to Theory and Research.MA:Addison－Wesley， 1975.

[4]張兵，等.農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響因素分析——基于蘇北地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009，(2).

[5]翁貞林.小型農(nóng)田水利農(nóng)戶參與式管理:研究進(jìn)展及其述評[J].江西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版)，2012，(2).

[6]王金霞，等.地下水灌溉系統(tǒng)產(chǎn)權(quán)制度的創(chuàng)新與理論解釋[J].經(jīng)濟(jì)研究，2000，(4).