低收入農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為對(duì)其農(nóng)業(yè)收入影響的研究——以江蘇、河南兩省為例

孟德鋒，廉俊霞

(1.南京審計(jì)大學(xué)，江蘇 南京 211815；2.河南省沁陽(yáng)市水利局，河南 沁陽(yáng) 454550)

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低收入農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為對(duì)其農(nóng)業(yè)收入影響的研究
——以江蘇、河南兩省為例

孟德鋒1，廉俊霞2

(1.南京審計(jì)大學(xué)，江蘇 南京 211815；2.河南省沁陽(yáng)市水利局，河南 沁陽(yáng) 454550)

基于江蘇和河南兩省1076戶(hù)農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法，分析了不同層面的低收入農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉用水及時(shí)性和農(nóng)業(yè)收入的影響。研究結(jié)果顯示：農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為提高了自身的灌溉及時(shí)性，在操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則到憲政規(guī)則漸次升高的制度安排層面，灌溉及時(shí)性提高幅度更大。低收入農(nóng)戶(hù)參與層次的提高可以獲得更好的灌溉及時(shí)性，而且比同層次高收入農(nóng)戶(hù)的灌溉及時(shí)性更強(qiáng)。農(nóng)戶(hù)參與層次越高，其農(nóng)業(yè)收入提高越明顯。參與層次越高，低收入農(nóng)戶(hù)的參與行為帶來(lái)的增收效果越明顯，而且均高于同一個(gè)參與層面的高收入組農(nóng)戶(hù)。

參與式灌溉管理；用水協(xié)會(huì)；參與層次；農(nóng)戶(hù)收入

0　引言

十八屆五中全會(huì)提出，到2020年“我國(guó)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧”。目前，我國(guó)大量的貧困人口等低收入群體主要居住在農(nóng)村地區(qū)，傳統(tǒng)的作物種植是其收入的主要來(lái)源。提高作物產(chǎn)量，進(jìn)而增加農(nóng)業(yè)收入是脫貧的主要路徑之一。作物產(chǎn)量的提高和灌溉用水的使用聯(lián)系密切，因此，通過(guò)改善灌溉用水的管理，提高低收入農(nóng)戶(hù)獲取灌溉用水的可獲性和便利程度，是脫貧的可能途徑之一。

20世紀(jì)50年代以來(lái)，灌溉管理改革領(lǐng)域的分權(quán)改革日益深入。政府將支渠以下的小型水利設(shè)施的管理權(quán)限轉(zhuǎn)交給農(nóng)戶(hù)自主組建的農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)(簡(jiǎn)稱(chēng)用水協(xié)會(huì))，由農(nóng)戶(hù)自行負(fù)責(zé)灌溉設(shè)施的維護(hù)、灌溉用水的分配等具體事務(wù)，被稱(chēng)為農(nóng)戶(hù)參與式灌溉管理。我國(guó)1995年在湖北等省開(kāi)始第一批用水協(xié)會(huì)試點(diǎn)，2000年以后在全國(guó)推廣，截止2014年底，我國(guó)用水協(xié)會(huì)數(shù)量已達(dá)8.34萬(wàn)家。貧困家庭等低收入農(nóng)戶(hù)參與用水協(xié)會(huì)的灌溉管理，能否獲取更加便利的灌溉條件，是關(guān)系到脫貧目標(biāo)能否如期實(shí)現(xiàn)的一個(gè)主要問(wèn)題。

目前，考察參與式灌溉管理政策效果的文獻(xiàn)主要集中在灌溉用水的獲取上，對(duì)作物產(chǎn)量及農(nóng)戶(hù)收入討論較少，對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)增收的討論更少。實(shí)證文獻(xiàn)中，王金霞等[1]的研究表明，用水者協(xié)會(huì)管理在微觀上不能激勵(lì)農(nóng)民節(jié)水，只有給予水資源承包者貨幣激勵(lì)才能節(jié)水，但這種節(jié)水方式不會(huì)導(dǎo)致貧困的增加。但是，Bandyopadhyay et al[2]認(rèn)為參與式灌溉管理能提高參與貧困農(nóng)戶(hù)的水稻單產(chǎn)；孟德鋒等[3]認(rèn)為參與式灌溉管理提高了農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入，特別是低收入農(nóng)戶(hù)收入提高更多。這些文獻(xiàn)結(jié)論不一致，最大可能的原因在于農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理的層次、水平、深度等方面存在較大差異，因此，用水者參與的層次與水平在很大程度上決定了灌溉管理改革的成敗[4]。

本文利用江蘇和河南兩省1076戶(hù)農(nóng)戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶(hù)參與用水協(xié)會(huì)管理的制度安排角度入手，試圖回答以下問(wèn)題：(1)參與式灌溉管理是否對(duì)灌溉用水情況產(chǎn)生積極影響？這種影響在農(nóng)戶(hù)的不同參與層次上是否存在差異？低收入農(nóng)戶(hù)是否能獲得更好的灌溉條件？(2)參與式灌溉管理對(duì)農(nóng)民收入是否產(chǎn)生了顯著的積極影響，在制度安排的不同層面的農(nóng)戶(hù)參與行為是否對(duì)農(nóng)民收入的影響有顯著差異？低收入農(nóng)戶(hù)在不同的參與層面，是否能獲得比高收入農(nóng)戶(hù)更好的增收效果？

1　研究假說(shuō)

制度安排是影響公共池塘資源的主要因素，奧斯特羅姆等[5]認(rèn)為，制度安排是一個(gè)多層次規(guī)則體系，由操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則和憲政規(guī)則3個(gè)漸次升高的層次組成，其中，操作規(guī)則直接影響行動(dòng)場(chǎng)景中參與者做出日常決策；集體選擇規(guī)則通過(guò)決定操作規(guī)則活動(dòng)參與者的資質(zhì)與改變操作規(guī)則所使用的具體規(guī)則來(lái)影響操作活動(dòng)與結(jié)果；最高層面的憲政規(guī)則，通過(guò)確定集體選擇活動(dòng)參與者的資質(zhì)與設(shè)計(jì)集體選擇規(guī)則所使用的規(guī)則來(lái)影響集體選擇規(guī)則，并進(jìn)而影響操作活動(dòng)與結(jié)果。因此，本文認(rèn)為農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理可以看成是制度安排的農(nóng)戶(hù)參與行為，也可以分成操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則和憲政規(guī)則3個(gè)層面的農(nóng)戶(hù)參與活動(dòng)。本文提出參與式灌溉管理對(duì)灌溉系統(tǒng)和農(nóng)民收入影響的兩個(gè)假說(shuō)如下。

假說(shuō)1：農(nóng)戶(hù)在制度安排3個(gè)層面的參與行為，能夠提高其灌溉用水的及時(shí)性。在操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則和憲政規(guī)則3個(gè)層次逐漸提高的參與活動(dòng)中，農(nóng)戶(hù)獲取灌溉用水及時(shí)性會(huì)逐級(jí)提高。和高收入農(nóng)戶(hù)相比，低收入農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為帶來(lái)的灌溉及時(shí)性提高的幅度更大，而且隨著參與行為層次的逐級(jí)提高，灌溉用水及時(shí)性提高的幅度也更大。

雖然政府支持用水協(xié)會(huì)成立的主要目的是將灌溉設(shè)施維護(hù)的責(zé)任交給用水協(xié)會(huì)，但是，農(nóng)戶(hù)成立用水協(xié)會(huì)，主要目的在于獲得一定的當(dāng)?shù)毓喔人Y源的分配權(quán)。農(nóng)戶(hù)參與用水協(xié)會(huì)的管理，也是為了在制定用水分配和獲取灌溉用水方面，獲取自己合理的利益，比如地塊位于河流下游的農(nóng)戶(hù)，在參與用水協(xié)會(huì)管理方面，要比上游的農(nóng)戶(hù)更加積極。農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理的制度安排的層次越高，農(nóng)戶(hù)獲取水資源分配的權(quán)利得到實(shí)現(xiàn)的程度越高，能夠在灌溉用水的獲取上獲得更多的決定權(quán)，因此，能夠提高自身獲取可靠、充足的灌溉用水的實(shí)現(xiàn)程度。

對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，一般情況下，其收入來(lái)源依賴(lài)于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例很高，而且其耕地位于河流下游，灌溉條件較差，因此，其通過(guò)參與灌溉管理，獲取充足灌溉用水的激勵(lì)更強(qiáng)。而且，在我國(guó)成立用水協(xié)會(huì)的試點(diǎn)過(guò)程中，不管是用水協(xié)會(huì)由一系列水利項(xiàng)目推動(dòng)成立的,還是當(dāng)?shù)卣疄閷?shí)現(xiàn)政績(jī)推動(dòng)的，其均要求有對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)的照顧政策，如水費(fèi)的減免、幫助其灌溉等等。因此，用水協(xié)會(huì)在具體運(yùn)行中除實(shí)施較為公平合理的用水分配外，對(duì)低收入群體實(shí)施了傾斜的照顧政策，如果這些政策實(shí)施到位，則低收入農(nóng)戶(hù)在水資源分配的權(quán)利上可以得到較好的保障，則其灌溉用水及時(shí)性可以得到提高。層次更高的制度安排，顯然在確立對(duì)低收入群體的這些政策方面，有更加重要的決定作用，因此，低收入農(nóng)戶(hù)參與更高層次的制度安排參與活動(dòng)，有望獲得更好的灌溉及時(shí)性條件。

假說(shuō)2：制度安排3個(gè)層面的農(nóng)戶(hù)參與行為，能夠提高農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入。在操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則和憲政規(guī)則3個(gè)層次上，農(nóng)戶(hù)參與更高層次的制度安排活動(dòng)，其農(nóng)業(yè)收入提高的幅度越大。對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，其參與灌溉管理行為帶來(lái)的農(nóng)業(yè)收入的增加值將大于高收入農(nóng)戶(hù)，而且隨著參與層次的提高，其農(nóng)業(yè)收入提高的幅度會(huì)更大。

農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為，可以獲得更好的灌溉條件，而在作物生長(zhǎng)不同時(shí)期獲取及時(shí)、充分的灌溉有利于提高作物產(chǎn)量。農(nóng)戶(hù)在制度安排不同層面的參與行為所帶來(lái)的灌溉及時(shí)性的提高，也會(huì)使作物產(chǎn)量提高的幅度產(chǎn)生差異，層次更高的參與行為所提高的作物產(chǎn)量幅度更大。在作物價(jià)格不變的條件下，增加作物產(chǎn)量顯然有助于提高農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入。常態(tài)下作物價(jià)格是波動(dòng)的，如果價(jià)格下降幅度不大，作物單產(chǎn)的增加能帶來(lái)的總收益的增加大于作物價(jià)格下降所帶來(lái)的總收益的減少，那么總的種植業(yè)收入是增加的。另外，用水戶(hù)參與式灌溉管理是在一定區(qū)域范圍內(nèi)進(jìn)行的，因此，區(qū)域性作物單產(chǎn)的提高對(duì)整體的作物價(jià)格影響不大，實(shí)際中較大的可能性是作物單產(chǎn)的提高帶來(lái)農(nóng)戶(hù)種植業(yè)收入的提高。因此，制度安排不同層面的農(nóng)戶(hù)參與行為所帶來(lái)的農(nóng)戶(hù)收入的提高幅度隨參與層次的提高而加大。

對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，其農(nóng)業(yè)灌溉及時(shí)性的提高有利于在同等生產(chǎn)條件下獲得更高的產(chǎn)量，而層次更高的參與活動(dòng)，顯然有助于作物產(chǎn)量更大程度的提高，因此，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化不大的情況下，低收入農(nóng)戶(hù)有望獲得比高收入農(nóng)戶(hù)更高的農(nóng)業(yè)收入。

2　研究方法、變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1研究方法

農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理的行為可能具有一定的內(nèi)生性，主要是農(nóng)戶(hù)參與行為可能存在自我選擇問(wèn)題，這會(huì)導(dǎo)致樣本選擇偏誤。如果假設(shè)這一偏誤是基于農(nóng)戶(hù)的可觀測(cè)特征變量產(chǎn)生的，那么利用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)來(lái)估計(jì)其政策效應(yīng)就是一種可行且可靠的選擇[6]。

在農(nóng)戶(hù)參與行為的績(jī)效評(píng)估中，依據(jù)農(nóng)戶(hù)是否參與，把農(nóng)戶(hù)分為兩組：處理組為參與活動(dòng)組(D=1)，控制組為不參與活動(dòng)組(D=0)。Rosenbaum[7]和 Mustaq，et al[8]提出的傾向得分匹配法就是尋找和處理組的第i個(gè)農(nóng)戶(hù)最大程度相似的控制組農(nóng)戶(hù)，來(lái)代替第i個(gè)農(nóng)戶(hù)不參與某項(xiàng)管理活動(dòng)的虛擬情形，然后用第i個(gè)農(nóng)戶(hù)實(shí)際參與該項(xiàng)管理活動(dòng)后的績(jī)效變量，扣除不參與該項(xiàng)管理活動(dòng)的績(jī)效變量，得出第i個(gè)農(nóng)戶(hù)實(shí)際參與所產(chǎn)生的績(jī)效變量變化的凈效應(yīng)，盡可能降低自我選擇產(chǎn)生的樣本選擇偏誤問(wèn)題。

傾向得分匹配法的基本做法有兩步，首先需要計(jì)算第i個(gè)農(nóng)戶(hù)的傾向得分，也就是將第i個(gè)農(nóng)戶(hù)多個(gè)可觀察特征變量組成的多維協(xié)變量X，轉(zhuǎn)化成一維變量的傾向得分P(X)，即該農(nóng)戶(hù)參與某項(xiàng)管理活動(dòng)的條件概率為：P(Xi) =Pr[D= 1 |Xi]

(1)

其次，將傾向得分最接近的處理組的第i個(gè)農(nóng)戶(hù)和相對(duì)應(yīng)的控制組農(nóng)戶(hù)進(jìn)行匹配，就可以計(jì)算出第i個(gè)農(nóng)戶(hù)參與某項(xiàng)管理活動(dòng)的平均處理效應(yīng)ATT：

ATT=E[Y1i-Y0i|Di=1]=E[Y1i|Di=1,P(Xi)]-E[Y0i|Di=0,P(Xi)]

(2)

式(2)中，Y1i和Y0i分別表示第i個(gè)農(nóng)戶(hù)分別在參與和不參與某一項(xiàng)管理活動(dòng)兩種情況下灌溉系統(tǒng)和種植業(yè)收入的績(jī)效變量。

在運(yùn)用傾向得分匹配法時(shí)，傾向得分可以采用二元選擇模型—— Logit 或 Probit 等概率模型進(jìn)行估計(jì)，依據(jù)傾向得分對(duì)兩組農(nóng)戶(hù)的匹配常用的方法有最近鄰匹配法(Nearest Neighbor Matching)、半徑匹配法(Radius Matching)以及核匹配法(Kernel Matching)3種。如果配對(duì)中未參與者數(shù)量遠(yuǎn)多于參與者，那么最近鄰匹配最為適合；如果配對(duì)中參與者數(shù)量更多，則核匹配是最佳選擇[6]。

2.2變量選擇

2.2.1不同層面參與活動(dòng)變量Mushtaq，et al[8]將以塘壩管理的集體行動(dòng)為例，將集體行動(dòng)按制度安排的3個(gè)層面進(jìn)行了區(qū)分，認(rèn)為憲政規(guī)則活動(dòng)包括了用水者組織的設(shè)計(jì)和建立，確立該組織的任務(wù)和基本權(quán)利結(jié)構(gòu)以及決策方式，以及建立一個(gè)選拔塘壩日常管理的管理員的機(jī)制；集體規(guī)則活動(dòng)則包括確立塘壩運(yùn)行維護(hù)的規(guī)則，包括在不同水資源獲取條件下的用水分配規(guī)則、塘壩蓄水決策、確定水費(fèi)價(jià)格水平、沖突爭(zhēng)議的解決方式和塘壩的現(xiàn)代化和改善提高的規(guī)則等；操作規(guī)則活動(dòng)則是在實(shí)施塘壩的運(yùn)行、維護(hù)、融資、爭(zhēng)議解決以及塘壩的設(shè)施改善過(guò)程中發(fā)生的一系列具體的決策和行動(dòng)。

依據(jù)該研究的定義和解釋?zhuān)疚脑诩w活動(dòng)的3個(gè)制度安排層面選擇了有代表性的參與活動(dòng)變量：憲政選擇規(guī)則層面選擇農(nóng)戶(hù)是否參加用水者大會(huì)和是否參加會(huì)長(zhǎng)選舉2項(xiàng)代表性活動(dòng)，集體選擇規(guī)則層面選擇了參與用水分配計(jì)劃決策、參與灌溉設(shè)施維護(hù)計(jì)劃決策、參與水費(fèi)價(jià)格決策以及參與沖突管理決策等4項(xiàng)有代表性的活動(dòng)，操作規(guī)則層面選擇了農(nóng)戶(hù)協(xié)助用水協(xié)會(huì)巡查偷水情況、協(xié)助灌溉設(shè)施維護(hù)、參加灌溉管理培訓(xùn)以及協(xié)助實(shí)際解決用水沖突等4項(xiàng)有代表性的活動(dòng)。

本文設(shè)置的農(nóng)戶(hù)的參與行為變量分成全部參與活動(dòng)、憲政規(guī)則參與活動(dòng)、集體選擇規(guī)則參與活動(dòng)和操作規(guī)則參與活動(dòng)4個(gè)變量，均為虛擬變量。其中，全部參與活動(dòng)變量設(shè)定為至少參與以上10種代表性活動(dòng)中1項(xiàng)的農(nóng)戶(hù)為1，1項(xiàng)也沒(méi)有參與的農(nóng)戶(hù)為0；憲政規(guī)則參與活動(dòng)設(shè)定為至少參與2項(xiàng)代表性活動(dòng)中1項(xiàng)的農(nóng)戶(hù)為1，其他為0；集體選擇規(guī)則參與活動(dòng)設(shè)定為至少參加4項(xiàng)代表性活動(dòng)中1項(xiàng)的農(nóng)戶(hù)為1，其他為0；操作規(guī)則參與活動(dòng)設(shè)定為至少參加4項(xiàng)代表性活動(dòng)中1項(xiàng)的農(nóng)戶(hù)為1，其他為0。

各個(gè)變量的具體說(shuō)明和描述統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

2.2.2參與活動(dòng)的績(jī)效變量與低收入農(nóng)戶(hù)分組灌溉及時(shí)性變量設(shè)定為農(nóng)戶(hù)是否認(rèn)為當(dāng)年的灌溉及時(shí)性比往年提高，如果是則為1，否則為0。農(nóng)業(yè)收入變量選擇農(nóng)戶(hù)作物種植的單位面積平均純收入。2個(gè)變量的具體說(shuō)明和描述統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

低收入農(nóng)戶(hù)分組：根據(jù)農(nóng)戶(hù)調(diào)查問(wèn)卷中設(shè)計(jì)的問(wèn)題“您認(rèn)為自家在用水協(xié)會(huì)(村集體)中處于什么樣的收入水平？”的答案，采用收入組5分法，1為低收入組(含貧困組)，2為中低收入組，3為中等收入組，4為中高收入組，5為高收入組。實(shí)地調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，除部分農(nóng)戶(hù)沒(méi)回答該問(wèn)題外，只有72戶(hù)農(nóng)戶(hù)認(rèn)為自家屬于低收入組，由于樣本數(shù)量過(guò)少，因此，本文將5組合并為2組，將1和2合并為低收入組，其他3組3、4和5整合為高收入組。

表1　基本變量的描述統(tǒng)計(jì)

2.2.3Logit 模型中的自變量采用Logit模型來(lái)得到農(nóng)戶(hù)參與某一個(gè)制度安排層面參與活動(dòng)的傾向得分值，需要將農(nóng)戶(hù)和社區(qū)的特征變量作為自變量。本文選擇的自變量如下：

農(nóng)戶(hù)的家庭特征變量。農(nóng)戶(hù)戶(hù)主的特征變量，如年齡、受教育年限、是否是其他協(xié)會(huì)成員等，以及農(nóng)戶(hù)的家庭中老人和小孩的人數(shù)比例、非農(nóng)勞動(dòng)力人數(shù)占家庭勞動(dòng)力人數(shù)的比例等，都是已有文獻(xiàn)中常用的控制變量。本文還加入了家人是否有村鎮(zhèn)干部的變量，表示農(nóng)戶(hù)的社會(huì)資本。

農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征變量。選擇地塊是否處于村莊河流下游、好地面積比例、離家距離、采用其他水源灌溉方式的比例、是否采用壟灌或者小畦灌溉技術(shù)、受災(zāi)情況、作物品種等7個(gè)主要變量。

灌溉組織特征變量。選擇總灌溉面積、是否處于河流流域下游、灌溉方式(1為提水灌溉、2為自流、3為井灌)、灌溉系統(tǒng)的配套完好率和地區(qū)變量(以南京為參照)，說(shuō)明地理位置和灌溉基礎(chǔ)設(shè)施上的差異。各個(gè)變量的具體說(shuō)明和描述統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

2.3數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自2012年7～8月南京審計(jì)學(xué)院農(nóng)村水利改革課題組對(duì)江蘇、河南兩省進(jìn)行的用水戶(hù)參與式灌溉管理的相關(guān)調(diào)查。調(diào)查選擇在每個(gè)省確定2個(gè)地區(qū)，每個(gè)地區(qū)確定1～2個(gè)縣(市)，都是參與式灌溉改革已經(jīng)進(jìn)行試點(diǎn)較長(zhǎng)時(shí)間的地區(qū)，選定了江蘇省南京市六合區(qū)和溧水區(qū)、鹽城市濱?？h和射陽(yáng)縣，河南省焦作市博愛(ài)縣和沁陽(yáng)市、濟(jì)源市濟(jì)源縣。在每個(gè)樣本縣平均選擇4個(gè)用水協(xié)會(huì)，共計(jì)27個(gè)用水協(xié)會(huì)，另在每個(gè)地區(qū)至少選擇1個(gè)村作為對(duì)比組，共5個(gè)對(duì)比組，總計(jì)32個(gè)灌溉組織。在每個(gè)灌溉組織平均選擇30戶(hù)左右的農(nóng)業(yè)種植戶(hù)進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，詳細(xì)詢(xún)問(wèn)了農(nóng)戶(hù)的家庭收入支出、家庭財(cái)產(chǎn)、種植結(jié)構(gòu)、作物的單產(chǎn)和成本、灌溉次數(shù)以及對(duì)用水者協(xié)會(huì)運(yùn)行的具體了解等方面，共調(diào)查了1076戶(hù)農(nóng)戶(hù)，其中用水協(xié)會(huì)成員893戶(hù)，對(duì)比組農(nóng)戶(hù)183戶(hù)。

表2　 Logit模型自變量說(shuō)明及描述統(tǒng)計(jì)

3　實(shí)證結(jié)果分析

依據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文計(jì)算了Logit模型估計(jì)結(jié)果以及各個(gè)績(jī)效變量的平均處理效應(yīng)ATT結(jié)果(表3～表7)。此處重點(diǎn)分析灌溉系統(tǒng)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)收入的各個(gè)績(jī)效變量的平均處理效應(yīng)結(jié)果。

表3為在制度安排不同層面的農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉及時(shí)性影響的估計(jì)結(jié)果。對(duì)全體樣本農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，在制度安排的所有活動(dòng)以及3個(gè)分層面的參與活動(dòng)中，農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉及時(shí)性影響的ATT值均為正值，而且都在1%的水平上顯著。從制度安排的全部參與活動(dòng)看，農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉及時(shí)性影響的ATT值為0.292～0.303，說(shuō)明制度安排的參與活動(dòng)中農(nóng)戶(hù)參與行為能使灌溉及時(shí)性提高的農(nóng)戶(hù)支持比例提高約30%。從分層面來(lái)看，憲政規(guī)則層面參與活動(dòng)的ATT值在0.269～0.270，集體選擇規(guī)則參與活動(dòng)的ATT值為0.138～0.146，操作規(guī)則層面參與活動(dòng)的ATT值為0.131～0.147，因此基本體現(xiàn)出農(nóng)戶(hù)參與層次越高，灌溉及時(shí)性提高越顯著的特點(diǎn)。

在制度安排的所有參與活動(dòng)中，低收入農(nóng)戶(hù)組的ATT值為0.383～0.425，而高收入組ATT值為0.313～0.350，這些ATT值均通過(guò)了1%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。從ATT值大小上比較，低收入組農(nóng)戶(hù)平均處理效應(yīng)更高，說(shuō)明其灌溉及時(shí)性提高的幅度更大。低收入組和高收入組的農(nóng)戶(hù)參與憲政規(guī)則、集體選擇規(guī)則和操作規(guī)則3個(gè)層面的活動(dòng)，其對(duì)灌溉及時(shí)性影響的ATT值均為正值，均通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。在憲政規(guī)則層面，低收入組農(nóng)戶(hù)ATT值為0.303～0.375，高收入組ATT值為0.198～0.267，兩者比較，低收入組的ATT值更高，說(shuō)明在憲政規(guī)則層面的農(nóng)戶(hù)參與活動(dòng)中，低收入農(nóng)戶(hù)的灌溉及時(shí)性比高收入組提高更多。這一結(jié)果在集體選擇規(guī)則和操作規(guī)則層面同樣存在。

從低收入組在制度安排3個(gè)層面的參與行為對(duì)灌溉及時(shí)性的ATT值來(lái)看，憲政規(guī)則層面為0.303～0.375，集體選擇規(guī)則層面為0.174～0.192，操作規(guī)則層面為0.112～0.115，隨著制度安排層次的降低，低收入農(nóng)戶(hù)參與行為帶來(lái)的影響越小，和制度安排的層次高低保持一致，說(shuō)明低收入組農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理的層次越高，其獲得灌溉用水及時(shí)性越好。這證實(shí)了本文的假說(shuō)1。

表3　制度安排不同層面的農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉及時(shí)性影響的ATT估計(jì)結(jié)果

注: ***、**和*分別表示在1%、5% 和10%水平上顯著。下同。

表4為農(nóng)戶(hù)在制度安排不同層面的參與行為對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響的估計(jì)結(jié)果。從全體農(nóng)戶(hù)角度看，參加制度安排層面所有10項(xiàng)代表性活動(dòng)對(duì)農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)收入影響的ATT值均為正值，而且至少通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)參與行為顯著促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)農(nóng)業(yè)收入的提高。農(nóng)戶(hù)參與憲政規(guī)則層面活動(dòng)的ATT值為176.767～192.633，參與集體選擇規(guī)則層面活動(dòng)的ATT值為166.732～207.881，參與操作規(guī)則層面活動(dòng)的ATT值為127.523～136.748，大部分都通過(guò)了10%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。因此，可以基本驗(yàn)證農(nóng)戶(hù)參與層次越高，其農(nóng)業(yè)收入提高越多的理論假說(shuō)。

對(duì)于低收入農(nóng)戶(hù)，在制度安排的所有活動(dòng)中，其參與行為帶來(lái)的農(nóng)業(yè)收入增加的ATT值為388.549(最近鄰匹配)、428.184(核匹配)，高收入組農(nóng)戶(hù)的ATT值為111.260(最近鄰匹配)、124.640(核匹配)，均通過(guò)了10%水平的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，但兩組農(nóng)戶(hù)的半徑匹配法計(jì)算的ATT值沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?；究梢钥闯?，低收入農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入的增幅要大于高收入組農(nóng)戶(hù)。而且從憲政規(guī)則、集體選擇規(guī)則和操作規(guī)則3個(gè)層面的參與活動(dòng)來(lái)看，低收入農(nóng)戶(hù)的農(nóng)業(yè)收入ATT值均高于同一個(gè)參與層面的高收入組農(nóng)戶(hù)。而且從低收入農(nóng)戶(hù)在3個(gè)層面參與活動(dòng)的ATT值來(lái)看，憲政規(guī)則層面的ATT值為450.626～504.508，集體選擇規(guī)則層面的ATT值為377.377～425.168，操作規(guī)則層面的ATT值為306.723～356.136，呈現(xiàn)出和3個(gè)制度安排層次高低一致的關(guān)系，說(shuō)明低收入農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理的層次越高，其增收越明顯。

表4　制度安排不同層面的農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)農(nóng)業(yè)收入影響的ATT估計(jì)結(jié)果

表5　全體樣本農(nóng)戶(hù)參與制度安排不同層面活動(dòng)的影響因素的Logit模型估計(jì)結(jié)果

4　結(jié)論與討論

本文采用江蘇和河南兩省1076戶(hù)農(nóng)戶(hù)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法，分析了灌溉管理不同層次的農(nóng)戶(hù)參與行為對(duì)灌溉用水及時(shí)性和農(nóng)業(yè)收入的影響。研究結(jié)果顯示：(1)農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理提高了農(nóng)戶(hù)的灌溉及時(shí)性，而且從操作規(guī)則、集體選擇規(guī)則到憲政規(guī)則逐級(jí)提高的參與層次上，農(nóng)戶(hù)的參與層次越高，農(nóng)戶(hù)灌溉及時(shí)性提高越明顯。在同一個(gè)參與層次上，低收入組比高收入組農(nóng)戶(hù)的灌溉及時(shí)性提高的更明顯，而且低收入組農(nóng)戶(hù)參與層次越高，其灌溉及時(shí)性提高越明顯。(2)農(nóng)戶(hù)灌溉及時(shí)性的提高保障了農(nóng)戶(hù)的作物產(chǎn)量，從而提高了農(nóng)戶(hù)的作物種植收入，本文結(jié)果驗(yàn)證了這一假說(shuō)，而且農(nóng)戶(hù)參與層次越高，其農(nóng)業(yè)收入提高越明顯。就低收入農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，其層次更高的參與行為所帶來(lái)的農(nóng)業(yè)增收效果越明顯，而且均高于同一個(gè)參與層面的高收入組農(nóng)戶(hù)。

表6　低收入農(nóng)戶(hù)參與制度安排不同層面活動(dòng)的影響因素的Logit模型估計(jì)結(jié)果

表7　高收入農(nóng)戶(hù)參與制度安排不同層面活動(dòng)的影響因素的Logit模型估計(jì)結(jié)果

我們的研究結(jié)論有待于長(zhǎng)期內(nèi)進(jìn)一步的考察和檢驗(yàn)，但本文研究結(jié)果至少表明參與式灌溉管理能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。引入?yún)⑴c式灌溉管理制度，減輕了政府財(cái)政壓力，增加了農(nóng)戶(hù)管理灌溉系統(tǒng)的自主性。農(nóng)戶(hù)通過(guò)自主管理灌溉系統(tǒng)，改善了灌溉用水的供給狀況，提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，也進(jìn)一步增加了農(nóng)戶(hù)的種植業(yè)收入，促進(jìn)了收入分配的公平性，起到了較大的脫貧作用，是今后農(nóng)村消除貧富差距，防止收入兩極分化的重要手段。參與式灌溉管理這種灌溉管理上的分權(quán)制度在提高效率的同時(shí)也促進(jìn)了公平目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。另外，參與式灌溉管理制度倡導(dǎo)的“農(nóng)戶(hù)參與”理念也提高了農(nóng)戶(hù)的民主管理意識(shí)，這可能會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)戶(hù)自主管理的范圍，有利于推動(dòng)農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)改革的深入進(jìn)行。

[1] 王金霞,徐志剛,黃季焜,等.水資源管理制度改革、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與反貧困[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)，2005,5(1):189-202.

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(責(zé)任編輯：許晶晶)

Studies on Effect of Low-income Farmers’ Participation in Irrigation Management on Their Agricultural Income in Jiangsu and Henan

MENG De-feng1, LIAN Jun-xia2

(1. Nanjing Audit University, Nanjing 211815, China;2. Water Conservancy Bureau of Qinyang City in Henan Province, Qinyang 454550, China)

Based on the survey data of 1076 farmers in Jiangsu and Henan province, this paper evaluated the effect of low-income farmers’ participation in irrigation management on their prompt use of irrigation water and their agricultural income by using tendency-score matching method. The results indicated that the low-income farmers’ participation in irrigation management improved the timeliness of their irrigation due to the rules of operation, collective selection and constitutionalism, and the increase in the participation level of low-income farmers could make them obtain better irrigation timeliness, and low-income farmers could irrigate more timely than high-income farmers at the same participation level. The agricultural income increase of low-income farmers was in accordance with their participation level increase, and the agricultural income of low-income farmers was higher than that of high-income farmers at the same participation level.

Participatory irrigation management; Water user association; Participation level; Farmers' income

2016-07-11

國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目“現(xiàn)代農(nóng)業(yè)導(dǎo)向的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整研究”(11&ZD010)；國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)田水利改革中農(nóng)戶(hù)參與灌溉管理行為及其對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響研究”(71103091)；江蘇高校品牌專(zhuān)業(yè)建設(shè)工程項(xiàng)目“金融學(xué)”(蘇教高[2015]11號(hào))；江蘇省高校優(yōu)勢(shì)學(xué)科建設(shè)工程項(xiàng)目“應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)”(蘇政辦發(fā)[2014]37號(hào))。

孟德鋒(1979─)，男，河南沁陽(yáng)人，副教授，博士，研究方向?yàn)閰^(qū)域金融和農(nóng)村發(fā)展。

F320

A

1001-8581(2016)10-0098-08