半干旱地區(qū)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的影響因素及收入效應(yīng)研究
——以陜西榆林為例

蔣　偉，陳曉楠，黃志剛

(西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊陵 712100)

0　引　言

我國是一個干旱嚴重缺水的國家。我國的淡水資源總量為28 000 億m3，占全球水資源的6%，僅次于巴西、俄羅斯、加拿大、美國和印尼，名列世界第六位。但是，我國的人均水資源量只有2 300 m3，僅為世界平均水平的1/4，是全球人均水資源最貧乏的國家之一。作為農(nóng)業(yè)大國，2015年中國農(nóng)業(yè)用水量占全國總用水量的63.1%。雖然農(nóng)業(yè)用水中90%以上是灌溉用水[1]，但是農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)僅為0.536，遠低于發(fā)達國家0.7～0.8的水平[2]。鑒于水資源日益短缺對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成的不利影響，發(fā)展節(jié)水灌溉技術(shù)成為中國農(nóng)業(yè)提高水資源利用率、擺脫缺水危機、保障糧食安全的必然選擇[1]。然而，先進節(jié)水技術(shù)的推廣和應(yīng)用不僅依靠技術(shù)本身的成熟和政府的主導(dǎo)推動，更取決于其終端采用者——農(nóng)戶的行為響應(yīng)[3]。目前已有的研究主要集中在農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)選擇行為的影響因素方面[1-10]，另外，還有一些學(xué)者研究了農(nóng)戶學(xué)習(xí)節(jié)水灌溉技術(shù)以及農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)認知的影響因素[11, 12]，許朗、唐夢琴[13]對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的支付意愿進行了研究，而很少有學(xué)者直接研究節(jié)水灌溉技術(shù)對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響。因此，本文擬研究影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素，并在此基礎(chǔ)上研究節(jié)水灌溉技術(shù)對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響，實證分析節(jié)水灌溉技術(shù)帶來的家庭福利效應(yīng)，以期為推動農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)提供理論論證和政策建議。

1　理論基礎(chǔ)

新增長理論是在繼承和批判新古典理論的基礎(chǔ)上產(chǎn)生的。根據(jù)基本假設(shè)上的差別，新經(jīng)濟增長理論可以分為三類：第一類新增長模型是以收益遞增和外部性為假設(shè)條件，適用于完全競爭的分析框架，這類模型認為技術(shù)進步是內(nèi)生的，取決于知識資本和人力資本的積累和溢出，其代表是羅默的知識溢出模型(1986年)、盧卡斯的人力資本溢出模型(1988年)等；第二類增長模型仍是在完全競爭的假設(shè)下考察經(jīng)濟增長，這類模型決定經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素是資本積累，而不是技術(shù)進步，代表性的模型有：瓊斯·真野惠里模型(1990年)和雷貝洛模型(1991年)；第三類以壟斷競爭為假設(shè)來考察經(jīng)濟增長，注重研究技術(shù)商品的特征和技術(shù)進步的類型，以羅默的知識驅(qū)動模型(1990年)為代表。前兩類模型基本上代表了新經(jīng)濟增長理論的第一個發(fā)展階段，第三類模型標志著新經(jīng)濟增長理論研究進入了第二個發(fā)展階段。

1990年，美國經(jīng)濟學(xué)家保羅·羅默提出了技術(shù)進步內(nèi)生增長模型，在理論上第一次提出經(jīng)濟增長是建立在內(nèi)生技術(shù)進步的基礎(chǔ)上。新增長理論模型中的生產(chǎn)函數(shù)是一個產(chǎn)出量和資本、勞動、人力資本以及技術(shù)進步相關(guān)的函數(shù)形式，即：

Y=F(K,L,H,A,t)

(1)

式中：Y是總產(chǎn)出；K是物質(zhì)資本存量；L是勞動力投入；H是人力資本存量；A是技術(shù)進步；t表示時間。

上述函數(shù)公式中，如果各種生產(chǎn)要素成比例地增加，產(chǎn)量也一定會增加。然而在現(xiàn)代社會中，由于資源具有稀缺性且受國土面積的限制，可以視為給定。勞動力雖然能夠增加，但是受人口增長速度的制約，每年的增加也非常有限。在這些生產(chǎn)要素中，變動可能性最大的就是技術(shù)這一生產(chǎn)要素。技術(shù)進步是產(chǎn)量增長的重要因素，即使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不變、各種要素不增加，如果技術(shù)取得進步，就能獲得較高的生產(chǎn)效率，從而提高產(chǎn)出，帶來經(jīng)濟增長[14]。

在種植業(yè)生產(chǎn)中，如果農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)提高，即使各種要素不增加，也能獲得較高的生產(chǎn)效率，從而提高產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量，增加農(nóng)戶的種植業(yè)收入。節(jié)水灌溉技術(shù)是一種先進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，是指在灌溉用水從水源到田間，到被作物吸收、形成產(chǎn)量，主要包括水資源調(diào)配、輸配水、田間灌水和作物吸收環(huán)節(jié)，采用相應(yīng)的節(jié)水措施，組成一個完整的節(jié)水灌溉技術(shù)體系[15]。節(jié)水灌溉技術(shù)的方式很多，本文所指的節(jié)水灌溉技術(shù)主要指噴灌、微灌、滲灌等技術(shù)。通過節(jié)水灌溉技術(shù)的采用，有利于省時省工，增加作物產(chǎn)量，改善作物質(zhì)量，并最終增加農(nóng)戶的種植業(yè)收入。

2　調(diào)查區(qū)研究概況及數(shù)據(jù)來源

榆林地處干旱半干旱地區(qū)，多年平均降水量398 mm，多年平均水資源量32.01 億m3，其中，地表水資源量為22.9 億m3，地下水資源量為24.78 億m3，地下水與地表水的重復(fù)量為15.67 億m3。人均占有水資源量892 m3，僅為全省人均占有量1 125 m3的79.3%，全國人均占有量2 200 m3的40.5%，低于國際公認的最低需求線，屬于重度缺水地區(qū)[16]。水資源不能滿足建設(shè)適合人類生存和發(fā)展的良好生態(tài)環(huán)境用水的需求，且該市農(nóng)業(yè)用水比重過大，灌溉用水占全市總用水量的70%以上[17]。

本文數(shù)據(jù)來源于筆者2017年5月對榆林市12個縣的農(nóng)戶進行的問卷調(diào)查，考慮到有些地區(qū)由于自然條件的限制，沒有灌溉條件，所以農(nóng)戶無法進行節(jié)水灌溉，因此筆者篩選出有灌溉條件的村莊，排除了由于自然條件的限制而不能采用節(jié)水灌溉技術(shù)的情況，使用該部分數(shù)據(jù)來研究影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素以及采用節(jié)水灌溉技術(shù)對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響，共篩選出的有效樣本共209份。

2.1　樣本農(nóng)戶描述性統(tǒng)計分析

2.1.1樣本農(nóng)戶特征

在被調(diào)查對象中，男性占88.5%，女性占11.5%；從年齡結(jié)構(gòu)來看，35歲及以下的占4.8%，36～45歲的占12.9%，46～55歲的占26.3%，56～65歲的占37.3%，66～75歲的占16.3%，76歲及以上的占2.4%；從戶主的文化程度來看，文盲占23.9%，小學(xué)占50.2%，這兩項共占74.1%，初中占18.7%，高中占7.2%，且文化程度最高的為高中，表明所調(diào)查農(nóng)戶中，戶主文化程度偏低。

2.1.2樣本農(nóng)戶家庭兼業(yè)情況及耕地狀況

在被調(diào)查農(nóng)戶中，種植業(yè)收入占家庭總收入的比重在50%及以下的農(nóng)戶占65.6%，比重在50%～100%的農(nóng)戶占17.7%，比重為100%的農(nóng)戶占16.7%；被調(diào)查農(nóng)戶的耕種總面積差異較大，耕種面積最小的為0，即當(dāng)年沒有種植作物，耕種面積最大的為11.3 hm2，平均每戶耕種面積為1.22 hm2，其中：面積在0.67 hm2及以下的占51.2%，面積在0.67～1.33 hm2(含)占24.4%，面積在1.33 ～2 hm2(含)的占12.4%，面積在2～3.33(含) hm2的占5.3%，面積在3.33 hm2到6.67 hm2的占3.3%，面積在6.67 hm2及以上的占3.3%。

2.1.3樣本農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的認知情況及政府補貼情況

在被調(diào)查農(nóng)戶中，“不知道節(jié)水灌溉技術(shù)”的占51.4%，“知道節(jié)水灌溉技術(shù)但不了解”的占32.2%，“對節(jié)水灌溉技術(shù)有一定了解”的占12.5%，“對節(jié)水灌溉技術(shù)非常了解”的占3.8%，表明農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的了解程度參差不齊且總體較差；在被調(diào)查農(nóng)戶中，享有政府補貼的占10.5%，未享有政府補貼的占89.5%，表明政府對節(jié)水灌溉技術(shù)的補貼力度不夠，難以調(diào)動農(nóng)戶的積極性。

2.2　獨立樣本t檢驗

為了比較在節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶和非采用戶之間是否存在顯著差異，本文對兩組樣本分別進行了分組描述性統(tǒng)計和獨立樣本t檢驗，結(jié)果分別見表2和表3。

表1　樣本描述性統(tǒng)計分析Tab.1 Descriptive statistical analysis of samples

從以上結(jié)果可以看出，以5%的顯著性水平為最低標準，種植業(yè)收入、戶主性別、戶主年齡、耕種總面積、是否了解節(jié)水灌溉技術(shù)、政府對采用節(jié)水灌溉技術(shù)是否有補貼以及社會上對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度這7個方面在節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶和非采用戶之間存在顯著性差異，總體而言，節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶的平均種植業(yè)收入顯著高于非采用戶，節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶的平均年齡顯著小于非采用戶，節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶的平均耕種總面積顯著大于非采用戶，節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的了解程度也顯著高于非采用戶。而戶主受教育年限、戶主種植經(jīng)驗、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)以及家人是否為村干部這4個方面在節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶和非采用戶之間不存在顯著性差異。

表2　組統(tǒng)計量檢驗Tab.2 Statistic test between groups

注：其中“0”代表非節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶，“1”代表節(jié)水灌溉技術(shù)采用戶。

表3　獨立樣本t檢驗Tab.3 Independent-samples t test

注：其中H0代表假設(shè)方差相等，H1代表假設(shè)方差不相等。

3　實證分析

3.1　模型及變量選擇

在研究農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的影響因素方面，由于因變量是農(nóng)戶節(jié)水灌溉技術(shù)的選擇行為，這是一個定性的二分變量，即選擇節(jié)水灌溉技術(shù)或不選擇節(jié)水灌溉技術(shù)，因此本研究采用二元Logistic模型對影響農(nóng)戶是否采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素進行回歸分析。Logistic概率函數(shù)的形式為：

(2)

式中：P為農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的概率，當(dāng)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)時，P=1；當(dāng)農(nóng)戶不采用節(jié)水灌溉技術(shù)時，P=0；Z為變量X1，X2，…，Xi的線性組合：

(3)

本文以農(nóng)戶是否選擇節(jié)水灌溉技術(shù)作為因變量y，以影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素作為自變量x，并借鑒已有相關(guān)研究[1-7]，將影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素歸納為：戶主性別、戶主年齡、戶主年齡的平方、戶主受教育年限、戶主種植經(jīng)驗、家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、戶主是否為村干部、耕種總面積、對節(jié)水灌溉技術(shù)的認知、政府是否對采用節(jié)水灌溉技術(shù)有補貼、目前社會上對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度共11項，具體變量設(shè)置情況見表4。

在研究節(jié)水灌溉技術(shù)的采用對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響方面，本文采用線性回歸模型進行分析，模型構(gòu)建如下：

INC=β0+β1ADO+β2GEN+β3AGE+β4AGE2+

β5EDU+β6LAB+β7HEAD+β8LAND+δ

(4)

3.2　回歸結(jié)果分析

本文通過Stata14.0對上述二元Logistic模型以及線性回歸模型進行了回歸，結(jié)果見表5和表6。

戶主性別、戶主年齡、戶主種植經(jīng)驗、家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響為正，戶主年齡的平方、戶主受教育年限、戶主是否為村干部對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響為負，但均未通過顯著性檢驗。

耕種總面積對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響在10%水平上顯著為正，表明農(nóng)戶耕種總面積越大，越有可能采用節(jié)水灌溉技術(shù)，這與許朗等(2013年)[1]、聶英等(2015年)[3]、劉國勇等(2010年)[5]、張新煥等(2013年)[7]的研究結(jié)論一致，農(nóng)戶的耕種面積越大，采用節(jié)水灌溉技術(shù)的單位成本就越低，產(chǎn)生的效益越大，容易形成規(guī)模效應(yīng)[1]，農(nóng)戶看到節(jié)水灌溉所帶來的好處，自然會傾向于采用該項技術(shù)來增加收益。

表4　指標描述Tab.4 Index description

表5　Logistic模型回歸結(jié)果Tab.5 The result of Logistic Regression Model

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著。

農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的了解程度對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響在1%水平上顯著為正，表明農(nóng)戶對節(jié)水灌溉技術(shù)的了解程度越深，且意識到該項技術(shù)的采用對家庭的益處越大，就越傾向于采用節(jié)水灌溉技術(shù)。

政府是否有補貼對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響在1%水平上顯著為正，表明政府對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的補貼力度越大，越能調(diào)動農(nóng)戶采用該項技術(shù)的積極性，農(nóng)戶就越可能采用節(jié)水灌溉技術(shù)。

表6　線性回歸模型結(jié)果Tab.6 The result of Linear Regression Model

注： *、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著。

社會上對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的影響在5%水平上顯著為負，由于該項指標為逆向性指標，所以該結(jié)果表明對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度越大，農(nóng)戶越能了解該項技術(shù)，則農(nóng)戶更有可能采用該項技術(shù)。

模型R2=0.330，說明模型具有較高的擬合優(yōu)度。戶主性別、戶主年齡、家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響為負，戶主年齡的平方、戶主受教育年限、戶主是否為村干部對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響為正，但均未通過顯著性檢驗。節(jié)水灌溉技術(shù)的采用對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.386，這是本研究關(guān)注的核心系數(shù)，表明節(jié)水灌溉技術(shù)的采用確實有利于農(nóng)戶種植業(yè)收入的增加，為農(nóng)戶帶來經(jīng)濟收益。耕種總面積對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響顯著為正，即農(nóng)戶耕種總面積越大，農(nóng)戶的種植業(yè)收入越高，這是顯而易見的。

4　結(jié)論與政策建議

本文以榆林市12個縣(區(qū))的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證分析了農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的影響因素以及采用節(jié)水灌溉技術(shù)對農(nóng)戶種植業(yè)收入的影響，研究結(jié)果表明：戶主性別、戶主年齡、戶主受教育年限、戶主種植經(jīng)驗、家庭農(nóng)業(yè)勞動力數(shù)量、戶主是否為村干部對農(nóng)戶是否采用節(jié)水灌溉技術(shù)影響不顯著，耕種總面積、對節(jié)水灌溉技術(shù)的認知、政府是否對采用節(jié)水灌溉技術(shù)有補貼以及社會上對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度對農(nóng)戶是否采用節(jié)水灌溉技術(shù)影響顯著，表明這幾項因素是影響農(nóng)戶是否采用節(jié)水灌溉技術(shù)的重要因素；農(nóng)戶是否采用節(jié)水灌溉技術(shù)和耕種總面積對農(nóng)戶種植業(yè)收入有正向顯著影響，表明節(jié)水灌溉技術(shù)能真正增加農(nóng)戶的種植業(yè)收入，因此應(yīng)繼續(xù)推動農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)。根據(jù)以上結(jié)論，可以得到相應(yīng)的政策建議：

第一，政府繼續(xù)推進節(jié)水灌溉技術(shù)的實施，加強對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的補貼力度。本研究實證結(jié)果表明，節(jié)水灌溉技術(shù)對種植業(yè)收入存在顯著的正向影響，且對節(jié)水灌溉技術(shù)的認知、政府是否對采用節(jié)水灌溉技術(shù)有補貼以及社會上對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度(反向指標)均對農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)有顯著的促進作用，因此，政府應(yīng)堅定不移地推進節(jié)水灌溉技術(shù)的實施，通過各種方式和渠道(如發(fā)放宣傳手冊或影像資料、舉辦培訓(xùn)班、現(xiàn)場技術(shù)指導(dǎo)等)加大對節(jié)水灌溉技術(shù)的宣傳力度，加大對農(nóng)民的節(jié)水灌溉技術(shù)培訓(xùn)工作力度，增強農(nóng)民的節(jié)水灌溉意識以及對節(jié)水灌溉技術(shù)的了解程度；加強對節(jié)水灌溉技術(shù)采用的補貼力度，通過現(xiàn)金補貼和設(shè)備補貼等多種形式減輕農(nóng)民采用節(jié)水灌溉技術(shù)的經(jīng)濟負擔(dān)，調(diào)動農(nóng)民采用節(jié)水灌溉技術(shù)的積極性。在調(diào)研中，筆者也發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶在節(jié)水灌溉設(shè)施及相關(guān)配套方面的初始投資較高，如果完全靠農(nóng)戶自身承擔(dān)，會加重農(nóng)戶的經(jīng)濟負擔(dān)，降低農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的意愿。

第二，加快土地流轉(zhuǎn)速度，促進適度規(guī)模經(jīng)營。本研究實證結(jié)果表明，耕種總面積對節(jié)水灌溉技術(shù)的采用以及種植業(yè)收入有正向的顯著影響，即耕種總面積越大，農(nóng)戶越可能采用節(jié)水灌溉技術(shù)，越能增加種植業(yè)收入。在調(diào)研中，筆者發(fā)現(xiàn)部分農(nóng)戶由于年齡較大或者外出打工等原因，將耕地撂荒，將土地承包出去的現(xiàn)象較少，造成了耕地資源的浪費。加快農(nóng)村土地的流轉(zhuǎn)，有利于將撂荒耕地進行整合，促進集約化種植與管理，為采用節(jié)水灌溉技術(shù)創(chuàng)造條件，從而推動節(jié)水灌溉技術(shù)的采用，并最終增加農(nóng)民收入以及推動農(nóng)村農(nóng)業(yè)的發(fā)展。

第三，發(fā)揮多元主體在促進節(jié)水灌溉技術(shù)采用方面的推動作用。除了政府要發(fā)揮在推動節(jié)水灌溉技術(shù)采用方面的主導(dǎo)作用外，其他主體也應(yīng)在其中扮演重要角色。推動農(nóng)業(yè)用水者協(xié)會的創(chuàng)立，發(fā)揮農(nóng)業(yè)用水者協(xié)會在用水和水價管理等方面應(yīng)有的作用。在所調(diào)研的12縣58村中，均未創(chuàng)立農(nóng)業(yè)用水者協(xié)會。發(fā)揮基層農(nóng)技推廣組織的橋梁作用，及時將節(jié)水灌溉技術(shù)等先進農(nóng)業(yè)技術(shù)傳授給農(nóng)民。發(fā)揮科研院所的技術(shù)源作用，研發(fā)先進的節(jié)水灌溉設(shè)施，提高設(shè)施的使用壽命。國亮等[18]也指出技術(shù)的不成熟是影響節(jié)水灌溉技術(shù)應(yīng)用推廣效果的最大影響因素，也是反映最普遍的問題，許多節(jié)水技術(shù)在硬件和軟件方面存在較大缺陷，因此，必須保證節(jié)水灌溉設(shè)施的質(zhì)量，才能吸引農(nóng)民采用節(jié)水灌溉技術(shù)，為農(nóng)民增收提供保證。

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