利益相關者的交互效應對牧區(qū)水利治理效率的影響研究
——基于內(nèi)蒙古412戶牧民的調(diào)查

劉海英，李 新，王 強

(1.鄂爾多斯應用技術學院，內(nèi)蒙古 鄂爾多斯 017000；2.內(nèi)蒙古大學鄂爾多斯學院，內(nèi)蒙古 鄂爾多斯 017000；3.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學圖書館，呼和浩特 010018)

1 研究背景

牧區(qū)水利設施就物品屬性而言屬于可擁擠的公共物品，在一定程度難以做到有效排他，事實上也不具備完全的競爭性。因此，在尋找牧區(qū)水利治理模式的優(yōu)化方式及效率提升路徑時，無論是政府主導的治理模式，還是市場主導的治理模式均存在制度失靈的情況，前者可能出現(xiàn)效率低下的問題，后者則可能引發(fā)市場失靈導致的逆向選擇。既然在兩種極端制度下都未能讓牧區(qū)水利得以有效治理，能讓利益相關者充分參與的協(xié)同治理就被認為是一種更為高效的治理模式，只是其高效性需要實證加以驗證。

目前學界對水利治理效率的研究主要集中于灌溉效率測算和投資效率評價。在灌溉效率方面，Abdallah O.& Lokman Z對阿拉伯東部沿海OMAN地區(qū)的灌溉系統(tǒng)效率進行分析，認為灌溉效率是評價水資源管理的傳統(tǒng)標準方式，配置效率是灌溉績效評價的一種方法[1]。在指標選取上，王金霞、黃季錕采用灌溉供水量，胡繼連等選用有效灌溉面積，俞雅乖選取有效灌溉面積和糧食產(chǎn)量兩個指標，胡超等選取耕地面積洪旱成災率、灌溉水利用系數(shù)、灌排工程完好率等6項指標[2-5]。在投資效率評價方面，湯潔娟采用DEA-Tobit兩階段法研究我國農(nóng)田水利工程的運行效率及其影響因素[6]；何平均應用我國13個糧食主產(chǎn)區(qū)的農(nóng)田水利投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)測算其投資效率[7]；蔣育燕利用數(shù)據(jù)包絡分析法研究廣東農(nóng)田水利的財政投資效率，認為投資效率受投資規(guī)模和投資結(jié)構影響較大[8]。此外，也有學者探討了農(nóng)田水利治理模式與治理效率之間的因果關系，認為利益相關者協(xié)同治理是真正以效率為導向的治理模式[9]。

就文獻分布來看，對水利治理效率的研究主要集中于農(nóng)田水利方面，關于牧區(qū)水利效率的研究較少；研究方法以實證分析為主，選取特定指標表征其效率，并采用描述性統(tǒng)計和多元線性回歸等方法加以測算。事實上，作為準公共物品，牧區(qū)水利治理效率具有潛變量特征，很難采用傳統(tǒng)的統(tǒng)計分析方法對其進行刻畫和測度。本文選用管理學的研究方法設計牧民對水利治理狀況滿意度的問卷，并利用結(jié)構方程模型，引入變量的乘積項因子來測度利益相關者的交互效應與治理效率之間的因果關系。而在進行實證檢驗之前，水利設施的治理方式對其利用效率的影響，特別是利益相關者協(xié)同治理對其效率的影響，需要更進一步的討論。

2 利益相關者協(xié)同治理的理論邏輯

在土地產(chǎn)權平均化分配的背景下，水利設施作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必不可少的要素之一，體現(xiàn)出明顯的俱樂部產(chǎn)品特性。更特別的，水利設施是由多個部分組合而成，并非某一次具體的水利投資就完成了一個地區(qū)的水利建設。在水資源貧乏的牧區(qū)，這體現(xiàn)為一個牧民所使用的水利設施通常由水井、水渠、水庫等多個部分組成，不同的水利設施均為牧民所用，但卻由不同的主體建設，其中的主要差異在于俱樂部的范圍及大小，這為協(xié)同治理對水利設施使用效率的分析提供了基礎。

2.1 俱樂部產(chǎn)品的一般描述

如果有n個牧民共同建設一個具體的水利設施(可能是水井、溝渠、水庫)，N是參與水利設施治理的牧民，b(N)是每個牧民對水利設施的效用函數(shù)，而c是參與投資需要付出的成本，那么總投資就會是cN，對于第i個牧民而言，他面臨的決策如表1所示。

表1 俱樂部產(chǎn)品的博弈分析Tab.1 Game Analysis of Club Products

如果b(1)-c>0，那么這種水利設施只需要1個牧民參與建設即可帶來正的收益，那么只要c是牧民能夠支付的費用，牧民就應該會自行建設，正如大部分時候牧民都愿意自行打井解決用水問題。

問題在于b(1)b(N*-1)，這項投資才會被共同認可，直到第N′個牧民參與水利設施使用，出現(xiàn)b(N′)-c≤b(N′-1)，即“搭便車”行為，這項水利設施的總投資規(guī)模就被限制在c(N′-1)。此時參與這項水利建設的規(guī)?；卫韴F隊由n∈(N*，N′)個牧民組成。

2.2 俱樂部產(chǎn)品的組合效用

2.3 外生層級治理結(jié)構的作用

所以，當存在外生的層級治理結(jié)構時，牧民面臨的水利設施建設問題將會優(yōu)先遵循現(xiàn)成的治理結(jié)構開展，即依托于政府組織水利設施建設。

3 樣本描述與模型設計

3.1 樣本描述

本文數(shù)據(jù)來源于2016年7-9月及2017年1-2月，對內(nèi)蒙古自治區(qū)呼倫貝爾、赤峰、巴彥淖爾、烏蘭察布及鄂爾多斯5個城市的牧區(qū)和半農(nóng)半牧區(qū)的走訪調(diào)查，共發(fā)放問卷430份，回收問卷412份，回收問卷的有效率為100%。通過巴特雷球形檢驗、CFA等驗證表明，問卷使用的量表在本次調(diào)研的412個樣本中表現(xiàn)出良好的信度和效度，為后續(xù)將量表作為潛變量的測量工具提供了較好的基礎支撐。

3.2 利益相關者參與程度量表

農(nóng)業(yè)水利研究通常將有效灌溉面積和農(nóng)業(yè)供水量作為描述水利治理“效果”的統(tǒng)計變量，但這兩個變量在數(shù)據(jù)的可獲取性以及統(tǒng)計方面并不適用于具體的“治理效率”研究。有效灌溉面積和農(nóng)業(yè)供水量通常只存在于統(tǒng)計年鑒，一般最多只能獲取到每年的省級數(shù)據(jù)，市級、縣級數(shù)據(jù)的獲取則非常困難，而對于各省而言，尋找描述“治理效率”的變量非常困難。事實上，牧民是其所在地區(qū)水利治理的直接受益者，可以直觀感受到治理的“結(jié)果”是好還是壞，從牧民的角度對水利的治理效率進行評估是合宜的。與此同時，潛變量分析方法關注的是各變量之間的關系而非絕對值，量表測量的原理是通過多個具有共同性質(zhì)的題目反映被調(diào)查者的內(nèi)心感受，用個體的相對均值來表征其內(nèi)心感知情況的偏差，再研究各個變量偏差情況的聯(lián)系。

研究中，首先通過調(diào)研找出與牧區(qū)水利治理直接相關的7種主要利益相關者，分別為：牧民、政府、用水協(xié)會、村委(即“嘎查”，為方便分析，本文以村來表達)、灌區(qū)管理組織、龍頭企業(yè)及本地區(qū)其他農(nóng)牧民。繼而對牧民進行問卷調(diào)查，要求被調(diào)查者就各利益相關者在水利治理中與參與程度相關的8個問題以及水利治理效率相關的11個問題做出評估，所有問題均使用正向的李克特五點量表進行評估。通過牧民對各陳述的符合程度進行評估，得到67個顯變量分別歸屬于8個潛變量，其中7個對利益相關者參與程度的評估變量具有完整的對等特征，可進行交互效應測度的分析。

3.3 交互效應的測度：結(jié)構方程模型乘積項的應用

Kenny & Judd最先使用帶乘積項的結(jié)構方程建模[10]，設因變量y是可觀測變量，自變量ξ1有兩個指標x1，x2；ξ2有兩個指標x3，x4。假設所有變量都已中心化(即均值為零)。模型的測量方程為：

x1=ξ1+δ1,x2=λ2ξ1+δ2;x3=ξ2+δ3,x4=λ4ξ2+δ4

(1)

結(jié)構方程為：y=γ1ξ1+γ2ξ2+γ3ξ1ξ2+ζ，其中ξ1ξ2表示ξ1和ξ2對y的交互效應項。模型假設潛變量和誤差項都是正態(tài)變量，潛變量與誤差項之間不相關，任兩個誤差項之間也不相關。

侯杰泰等[11]提供了更加詳盡的潛變量交互效應分析技術，加入乘積項的結(jié)構方程模型分析可以反映出相應潛變量對后置變量的交互效應，該技術所需的應用條件是不同潛變量的顯變量數(shù)量對等且一一對應。當采用問卷調(diào)查方式獲取被調(diào)查牧民對水利治理各利益相關者參與程度的感知時，為保證一個具體被調(diào)查者所反饋的不同利益相關者的參與程度之間可以進行比較，調(diào)查選用了相同的問項，區(qū)別僅在于問題陳述中的主語不同，這一設計也符合使用乘積項進行交互效應測度的技術要求。

交互效應建模在直接效應建模的基礎上開展，而需要區(qū)分的是中間效應和交互效應，前者的典型路徑是“前置變量——中間變量——后置變量”的影響路徑，后者的典型表達則是在模型中加入乘積項以獲得更好的擬合優(yōu)度。單獨模型的建模只能反映被測試模型的擬合情況，無法反映出同組數(shù)據(jù)的不同理解與結(jié)構構造方式帶來的理論含義的提升，因此直接觀察建模的優(yōu)化過程變得有意義。值得說明的是，研究確定中間變量以后，剩余的6個獨立前置變量均可兩兩交互，也可任選其3、任選其4、任選其5進行交互，逐次增加交互主體數(shù)量可反映出利益相關者之間的關聯(lián)關系。

4 牧區(qū)水利治理效率影響因素模型

在使用SPSS 20.0對問卷的描述性統(tǒng)計、探索性因子分析和信度檢驗的基礎上利用Lisrel 8.80進行結(jié)構方程建模，在交互效應模型中，逐次增加交互效應的主體數(shù)量，以尋求每一類模型中的最優(yōu)解。模型篩選過程通過MinimumFitFunctionChi-Square/df、RMSEA、NFI、NNFI、CFI、AGFI這些反映模型總體質(zhì)量的指標進行，標準為MinimumFitFunctionChi-Square/df小于2，RMSEA小于0.10，NFI、NNFI、CFI、AGFI大于0.7。

4.1 牧區(qū)水利治理效率影響因素模型Ⅰ：中間效應模型

在中間效應模型分析中，可以發(fā)現(xiàn)政府是最能影響水利治理效率的自變量，而牧民、用水協(xié)會、村委、灌區(qū)組織、龍頭企業(yè)、其他農(nóng)牧民對政府的治理具有協(xié)助作用，最終也能對水利治理效率產(chǎn)生影響。因此，中間變量模型包括7個利益相關者對水利治理效率的直接效應，以及除政府外其他6個利益相關者通過政府中間變量所起的效應，共計13條路徑。

理論假設如下：①牧民作為水利設施的最直接使用者和受益者，對水利建設的投勞作用不容忽視；②政府是公共物品的主要供給者，對水利治理效率有正向影響；③用水協(xié)會成立后，國家或集體將部分水利工程的管理經(jīng)營權交給協(xié)會，協(xié)會便擁有了對水利工程的調(diào)度權及工程維護、改善、更新的決策權，也會對水利治理效率和國家水利工作產(chǎn)生影響；④灌區(qū)組織是由農(nóng)牧民和外界人員組成，負責灌區(qū)建設和管理的團體，對水利治理效率和國家水利工作有影響；⑤龍頭企業(yè)作為地區(qū)的重要投資商，有條件實現(xiàn)土地的規(guī)模化生產(chǎn)，當然也有能力完成小型水利工程的建設管理，或協(xié)助政府完成大中型水利工程的建設管理，以改善當?shù)剞r(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)條件；⑥村委是組織和管理農(nóng)牧民進行有序生產(chǎn)的重要角色之一，也是政府和農(nóng)牧民之間有效交流的樞紐；⑦本地區(qū)其他農(nóng)牧民也可進入農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)，改善本地水利條件。因此，在理論上，上述相關路徑均應具有正效應。

采用Lisrel 8.80對以上結(jié)構方程模型進行參數(shù)估計，一次估計發(fā)現(xiàn)H1-1、H1-2、H1-4和H1-5的T值絕對值小于2，未通過顯著性檢驗，在模型修正中將其剔除再進行擬合，直到所有路徑通過檢驗，得到表2的參數(shù)估計結(jié)果，檢查后發(fā)現(xiàn)模型I的擬合優(yōu)度仍然良好，說明被剔除的路徑并未傷害模型的解釋能力。

表2 中間效應模型Ⅰ的參數(shù)估計Tab.2 Parameter estimation of intermediate effect model Ⅰ

注：本表已略去因不顯著而剔除的路徑，路徑編號對應圖1。

綜合模型I的擬合優(yōu)度指數(shù)可以判斷，模型的參數(shù)估計及其相關統(tǒng)計推論是穩(wěn)健且具有統(tǒng)計學意義的。模型顯示，灌區(qū)組織、村委和其他農(nóng)牧民→政府→水利治理效率之間具有強烈的因果關系，而龍頭企業(yè)、村委、其他農(nóng)牧民也可直接影響水利治理效率，形成龍頭企業(yè)、村委、其他農(nóng)牧民→水利治理效率的因果關系(圖1)。中間效應模型的分析結(jié)果如下：①灌區(qū)組織、村委和其他農(nóng)牧民對水利治理效率具有正向促進作用，應充分調(diào)動這些群體對水利治理的參與；②牧民和用水協(xié)會對水利治理效率未產(chǎn)生強烈影響，說明水利設施由牧民自行承擔建設是不合理的，只有改善這種情況，才能真正提高水利治理效率。當然在現(xiàn)實中，牧民和用水協(xié)會可通過向主要承建者和管理者反映情況來協(xié)助水利治理；③龍頭企業(yè)對政府的工作產(chǎn)生反向影響，這源于企業(yè)的本質(zhì)是獲取利益，尋租和機會主義行為可能引發(fā)官商勾結(jié)現(xiàn)象，為此應重視龍頭企業(yè)在水利事業(yè)中的地位和作用，避免“拖后腿”現(xiàn)象發(fā)生。

圖1 中間效應模型Ⅰ的正向影響關系圖Fig.1 Forward effect diagram of intermediate effect model Ⅰ

4.2 交互性影響因素模型Ⅱ-1：2交互效應模型

在模型I的基礎上，綜合牧區(qū)水利的實際情況，提出交互模型。所謂“交互”即是將兩個或兩個以上不同類型的人或部門組合在一起，進行合并，例如，很多情況下，牧民和村委即可合并為一個團體，該團體對政府水利治理效率有影響，或是直接對其產(chǎn)生顯著的正向影響。本研究將可能的交互情況納入模型，來研究不同利益相關者的結(jié)合會對水利治理效率產(chǎn)生何種影響，即分析利益相關者之間的協(xié)同效應。

考慮將中間效應模型I中的前置變量即牧民、用水協(xié)會、村委、灌區(qū)組織、龍頭企業(yè)和其他農(nóng)牧民進行“兩兩交互”，產(chǎn)生15個新的前置變量，30條新路徑，形成2交互模型Ⅱ-1。經(jīng)多次模型修正直到所有路徑均通過顯著性檢驗，得到表3的參數(shù)估計結(jié)果，該結(jié)果即為本階段建模選擇的最優(yōu)模型。

優(yōu)化后的模型Ⅱ-1顯示灌區(qū)組織、村委、其他農(nóng)牧民和機構(村委+龍頭企業(yè))→政府→水利治理效率之間有顯著的因果關系。而村委、其他農(nóng)牧民也可直接影響水利治理效率，形成村委、其他農(nóng)牧民→水利治理效率的因果關系(圖2)。2交互效應模型的分析結(jié)果如下：①灌區(qū)組織、村委和其他農(nóng)牧民對水利治理效率具有正向促進作用，應充分調(diào)動這些群體對水利治理的參與；②2交互組合(村委+龍頭企業(yè))對政府的水利治理效率具有顯著影響，這種2交互效應的存在，不但能提升村委在水利治理中作用，而且通過龍頭企業(yè)與村委的充分合作，可以提高龍頭企業(yè)對區(qū)域內(nèi)水利的治理效率，也能約束龍頭企業(yè)的部分機會主義行為。但是這種組合未必總能集合兩個利益主體的優(yōu)勢，也可能產(chǎn)生負面影響，如發(fā)生尋租和勾結(jié)行為，損害水利治理效率。因此，應嚴格考慮當?shù)貙嶋H情況，建立合理的協(xié)調(diào)機制，以充分發(fā)揮利益相關者的交互效應，促成正協(xié)同；③牧民和用水協(xié)會依然對水利治理效率無顯著影響，現(xiàn)實中牧民和用水協(xié)會往往通過民主參與來協(xié)助其他利益相關者進行水利治理。

表3 2交互效應模型Ⅱ-1的參數(shù)估計Tab.3 Parameter estimation of 2 interactive model Ⅱ-1

注：本表已略去因不顯著而剔除的路徑，路徑編號對應圖2。

圖2 2交互效應模型Ⅱ-1的正向影響關系圖Fig.2 Forward effect diagram of 2 interaction model Ⅱ-1

4.3 交互性影響因素模型Ⅱ-2：3交互效應模型

考慮將模型I中的前置變量即牧民、用水協(xié)會、村委、灌區(qū)組織、龍頭企業(yè)和其他農(nóng)牧民進行“三三交互”，產(chǎn)生20個新的前置變量，40條新路徑，形成3交互模型II-2。通過SPSS 20.0，將原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，結(jié)合Excel的交互功能對6個前置變量中的三個進行交互，進而導入Lisre8.80進行運算，模型擬合過程出現(xiàn)不收斂情況，即T值不存在，暗示3交互模型設計并不符合顯變量的協(xié)方差矩陣，20個模型中僅在表4所示的模型可收斂。

表4 3交互效應模型Ⅱ-2的參數(shù)估計Tab.4 Parameter estimation of 3 interactive model Ⅱ-2

注：本表已略去因不顯著而剔除的路徑，路徑編號對應圖3。

通過Lisrel8.80擬合出3交互模型，最終得到6條路徑(圖3)。3交互效應模型的分析結(jié)果如下：組合(村委+灌區(qū)組織+龍頭企業(yè))、組合(用水協(xié)會+村委+龍頭企業(yè))、組合(用水協(xié)會+灌區(qū)組織+其他農(nóng)牧民)以及灌區(qū)組織對政府的水利工作有促進作用，但是政府對水利治理的作用越來越小，其作用逐步被村委及組合(牧民+用水協(xié)會+村委)所取代，形成村委、組合(牧民+用水協(xié)會+村委)→水利治理效率的強因果關系。這說明，當不同利益相關者相互組合形成一定規(guī)模后，這一新的治理團隊會逐步取代政府對水利治理的重要地位。

圖3 3交互效應模型Ⅱ-2的正向影響關系圖Fig.3 Forward effect diagram of 3 interaction model Ⅱ-2

4.4 交互影響因素模型Ⅱ-3：4交互效應模型

考慮將中間效應模型I中的前置變量即牧民、用水協(xié)會、村委、灌區(qū)組織、龍頭企業(yè)和其他農(nóng)牧民中任意4個進行交互組合加入模型，出現(xiàn)15個交互前置變量，30條新路徑，形成4交互模型Ⅱ-3。Lisrel模型擬合過程出現(xiàn)不收斂情況，即T值無法計算，暗示4交互模型設計并不符合顯變量的協(xié)方差矩陣，將路徑載荷絕對值過大的異常路徑剔除，經(jīng)多次修正，15個模型中僅在表5所示的模型可收斂。

4交互模型的分析結(jié)果如下：①村委、灌區(qū)組織對政府的水利工作有促進作用，形成村委、灌區(qū)組織→政府→水利效率的顯著因果關系。而龍頭企業(yè)、其他農(nóng)牧民、組合(牧民+村委+灌區(qū)組織+其他農(nóng)牧民)和組合(用水協(xié)會+村委+龍頭企業(yè)+其他農(nóng)牧民)對水利治理效率有直接影響，形成龍頭企業(yè)、其他農(nóng)牧民、組合(牧民+村委+灌區(qū)組織+其他農(nóng)牧民)和組合(用水協(xié)會+村委+龍頭企業(yè)+其他農(nóng)牧民)→水利效率的因果關系；②與3交互模型相比，雖然存在政府對水利治理效率的直接影響，但兩個4交互組合均對水利治理效率存在直接影響(圖4)。

表5 4交互效應模型Ⅱ-3的參數(shù)估計Tab.5 Parameter estimation of 4 interactive model Ⅱ-3

注：本表已略去因不顯著而剔除的路徑，路徑編號對應圖4。

圖4 4交互效應模型Ⅱ-3的正向影響關系圖Fig.4 Forward effect diagram of 4 interaction model Ⅱ-3

4.5 交互影響因素模型Ⅱ-4：5交互效應模型

將任意5個前置變量進行交互組合加入模型，出現(xiàn)6個交互前置變量，12條新路徑，形成5交互模型II-4。類似3交互和4交互模型，當模型擬合過程不收斂時，剔除路徑載荷值過大的異常路徑，經(jīng)多次修正，最終合理的模型全部為正向影響(表6)。

表6 交互效應模型Ⅱ-4的參數(shù)估計Tab.6 Parameter estimation of 5 interactive model Ⅱ-4

注：本表已略去因不顯著而剔除的路徑，路徑編號對應圖5。

5交互效應模型的分析結(jié)果如下：①灌區(qū)組織對政府水利工作有促進作用，形成灌區(qū)組織→政府→水利治理效率的因果關系，村委、龍頭企業(yè)、其他農(nóng)牧民及組合(牧民+村委+灌區(qū)組織+龍頭企業(yè)+其他農(nóng)牧民)對水利治理效率有直接影響，形成村委、龍頭企業(yè)、其他農(nóng)牧民和組合(牧民+村委+灌區(qū)組織+龍頭企業(yè)+其他農(nóng)牧民)→水利治理效率的因果關系；②雖然政府對水利治理效率有直接影響，但是5交互組合(牧民+村委+灌區(qū)組織+龍頭企業(yè)+其他農(nóng)牧民)對水利治理效率的影響程度接近國家甚至可能超越國家。說明隨著團體規(guī)模的擴大，大規(guī)模治理集團將逐步取代國家對水利治理效率的影響，但前提是參與治理的各主體能夠充分合作并有效協(xié)調(diào)，當協(xié)調(diào)不順暢時就可能帶來負效應(圖5)。

圖5 交互效應模型Ⅱ-4的正向影響關系圖Fig.5 Forward effect diagram of 5 interaction model Ⅱ-4

5 結(jié)論與討論

通過建立中間效應模型找到影響牧區(qū)水利治理效率的主要利益相關者，形成兩個因果關系鏈條：灌區(qū)組織、村委和其他農(nóng)牧民→政府→水利治理效率，龍頭企業(yè)、村委、其他農(nóng)牧民→水利治理效率。結(jié)果表明：一個適合中國現(xiàn)狀的牧區(qū)水利治理結(jié)構并不是由牧民和用水協(xié)會主導的。

提出合理的利益相關者組合，引入2交互效應模型和3交互效應模型。結(jié)果表明：村委在水利治理效率提升中發(fā)揮很大作用，牧區(qū)水利治理應該考慮多元化的主體配置；交互模型中的負數(shù)路徑表明某些利益相關者的聯(lián)盟對治理效率會有負向影響。

4交互效應模型和5交互效應模型的分析表明：隨著利益相關者的交互和治理組織的規(guī)模擴大，規(guī)?；闹卫韴F隊對水利治理效率的貢獻可以媲美、甚至超過國家與政府的力量，即利益相關者的協(xié)同有助于提升牧區(qū)水利的治理效率。但這種交互也可能產(chǎn)生負效應或者無效應，因此，必須建立合理的匹配機制，根據(jù)水利設施的特性及其治理現(xiàn)狀選擇合理的利益相關者組合，或通過有效的協(xié)調(diào)機制實現(xiàn)利益相關者之間的正協(xié)同。

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