稟賦差異視閾下小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析*

李 海，劉 輝

（湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長沙 410128）

一、引 言

2022年中央一號文件指出，要想全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、加快實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化，保障糧食生產(chǎn)和重要農(nóng)產(chǎn)品供給，必須強(qiáng)化現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)支撐，統(tǒng)籌規(guī)劃、同步實施高效節(jié)水灌溉、高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田及農(nóng)產(chǎn)品冷鏈物流等現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。目前，我國農(nóng)業(yè)已經(jīng)形成了小農(nóng)戶、家庭農(nóng)場、合作社、專業(yè)大戶和龍頭企業(yè)等多元經(jīng)營主體共同發(fā)展的局面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的組織化、規(guī)?；蜆?biāo)準(zhǔn)化水平也不斷提升。但在相當(dāng)長的時期內(nèi)，小農(nóng)戶仍占到總經(jīng)營主體數(shù)量的98%以上，需要正視小農(nóng)戶的貢獻(xiàn)和作用，解決好小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接問題。

我國農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理雖已取得一定成果，連續(xù)多年實現(xiàn)農(nóng)業(yè)增效和農(nóng)民增收，但近年受到新冠疫情的影響，各地農(nóng)業(yè)生產(chǎn)遭受一定的沖擊，大量農(nóng)產(chǎn)品出現(xiàn)滯銷，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施短板問題逐漸顯露，尤其是在治理理念、治理方式和治理手段等方面仍存在困境，治理體系和治理能力現(xiàn)代化水平仍有待提高。長期以來，“誰來治理”“如何治理”一直都是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的重點、難點，更是“三農(nóng)”發(fā)展中的突出短板。如何補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施短板？發(fā)揮小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的主體作用？因此，重構(gòu)小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的內(nèi)在機(jī)制以及行為邏輯，對于實現(xiàn)“藏糧于地、藏糧于技”戰(zhàn)略及“有機(jī)銜接小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展”目標(biāo)具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的研究主要基于宏微觀角度深入探索：（1）農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的概念界定。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施屬于農(nóng)村公共產(chǎn)品（葉興慶，1997；熊巍，2002），主要包括高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田、高效節(jié)水灌溉、農(nóng)田水利等（Sinha等，2012），作用于全產(chǎn)業(yè)鏈的不同環(huán)節(jié)，具有配套性強(qiáng)、建設(shè)周期長及初始投資額大等特征（詹慧龍等，2015），農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理與糧食生產(chǎn)和安全息息相關(guān)（李俊鵬等，2019），是農(nóng)村公共事務(wù)的重要一環(huán)。文章主要討論農(nóng)田水利設(shè)施，一般由政府出資提供，具有強(qiáng)公共性。（2）小農(nóng)戶參與治理行為研究。聚焦農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理，已有學(xué)者意識到小農(nóng)戶的重要性，逐漸將研究方向由農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施前期供給轉(zhuǎn)向后期的管理和維護(hù)（劉輝等，2018；姜翔程等，2017），更加強(qiáng)調(diào)如何完善農(nóng)村產(chǎn)權(quán)制度和要素市場化配置機(jī)制，從而實現(xiàn)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施提檔升級及協(xié)同管護(hù)（秦國慶等，2021；王兆林，2019）。且隨著農(nóng)村政策的變化，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注農(nóng)田水利管護(hù)、農(nóng)地整治和高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田建設(shè)等，分析小農(nóng)戶個體、家庭環(huán)境等主體稟賦如何影響農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為，卻往往忽略了法律、政策、文化和習(xí)俗等制度稟賦的重要性。

結(jié)合國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個方面：一是研究視角。構(gòu)建“稟賦差異—治理行為”的經(jīng)濟(jì)邏輯，厘清稟賦差異下小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為態(tài)度和行為意愿，探索補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施短板的有效路徑，為研究提供了站位高度和問題導(dǎo)向；二是理論分析。有機(jī)結(jié)合計劃行為理論和行為決策理論，將激勵相容、交易成本等概念納入農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理分析框架中；三是方法模型。利用SEM模型，對微觀調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，研究農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的理論機(jī)制及其路徑效應(yīng)，進(jìn)而提出鼓勵小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的政策建議；四是現(xiàn)實意義。研究既關(guān)系到小農(nóng)戶治理能力的提升和鄉(xiāng)村治理體系和治理能力現(xiàn)代化，打開主體行為“黑箱”，更是實現(xiàn)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施可持續(xù)發(fā)展需要關(guān)注的問題，實現(xiàn)了理論與實踐的結(jié)合。因此，本文借鑒計劃行為理論和行為決策理論，構(gòu)建“稟賦差異—治理行為”的理論分析框架，厘清農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理中主體稟賦、制度稟賦、行為態(tài)度、行為意愿間的內(nèi)在邏輯、影響路徑和相關(guān)關(guān)系，為小農(nóng)戶治理行為的影響機(jī)理研究提供可行的技術(shù)路線。基于湖南省976個小農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)，進(jìn)行SEM模型構(gòu)建與實證分析，結(jié)合理論分析與實證檢驗，探討稟賦差異如何影響“理性小農(nóng)”的行為態(tài)度和行為意愿，明確行為邊界，實現(xiàn)帕累托最優(yōu)，出現(xiàn)不同的資源配置狀態(tài)，最終產(chǎn)生不同的治理方式。

二、理論框架及研究假設(shè)

（一）理論框架

縱觀現(xiàn)有國內(nèi)外研究，學(xué)術(shù)界對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的界定與路徑、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理契約、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施績效以及資源稟賦特征等方面進(jìn)行了深入研究。一是關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施稟賦差異的研究。聚焦小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理研究領(lǐng)域，稟賦差異主要體現(xiàn)在以下兩個方面，從外生條件來看，當(dāng)前我國許多農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，比如高標(biāo)準(zhǔn)農(nóng)田、農(nóng)田水利、機(jī)耕道等，仍存在“最后一公里”和“最后一米”困境，這都是由于外在制度設(shè)計不科學(xué)、不合理，從而導(dǎo)致重建輕管、權(quán)屬不清、責(zé)任不明和管理缺失等問題。在制度稟賦方面，正式制度和非正式制度的有效結(jié)合程度越高①正式制度一般指以某種明確的形式被確定下來的行為規(guī)范，并且由行為人所在的組織進(jìn)行監(jiān)督和用強(qiáng)制力保證實施，如各種成文的法律、法規(guī)、政策、規(guī)章、契約等；非正式制度一般是指村民在長期交往中自發(fā)形成并被人們無意識接受的行為規(guī)范，主要包括價值道德規(guī)范、風(fēng)俗文化習(xí)慣、意識形態(tài)等。，說明制度環(huán)境較好，從而提升了小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的績效（王亞華，2021）。從小農(nóng)戶自身條件來看，由于小農(nóng)戶間存在異質(zhì)性，根據(jù)世界銀行確定的“戶均耕地面積2 公頃以下為小農(nóng)戶”這一劃分標(biāo)準(zhǔn)（World Bank，2010），小規(guī)模經(jīng)營是我國農(nóng)業(yè)的突出特點②本文研究的小農(nóng)戶指因人多地少等稟賦而產(chǎn)生的以家庭為單位、集生產(chǎn)與消費于一體的農(nóng)業(yè)微觀主體，是實施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制所產(chǎn)生的2億多承包農(nóng)戶，其主體既有自給型小農(nóng)戶，也包括商品型小農(nóng)戶。，研究主要針對其自身和家庭兩個方面展開，其中個體特征包括年齡、學(xué)歷水平、身體健康程度、與近鄰親密程度、制度信任、社會網(wǎng)絡(luò)等（史雨星，2018）；家庭環(huán)境包括勞動力數(shù)量、家庭收入、是否加入合作社、是否有成員擔(dān)任村干部等（周惠，2018）。

二是關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為的研究。農(nóng)戶治理行為往往取決于“參與態(tài)度”及“參與意愿度”，借鑒計劃行為理論等，研究者發(fā)現(xiàn)兩者在實際調(diào)研中存在矛盾，前者一般由農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施供給績效決定，學(xué)者根據(jù)“3E”標(biāo)準(zhǔn)、“4E”標(biāo)準(zhǔn)、“IOO”模型等相關(guān)評價標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建治理績效評價指標(biāo)體系，利用DEA 模型、網(wǎng)絡(luò)分析法等方法測定其直接績效、間接績效和整體績效（Boyne 等，2002），并從經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)等方面進(jìn)行績效的綜合評價。但是這些績效評價方法比較片面，為了處理非期望產(chǎn)出、環(huán)境因素、隨機(jī)因素的缺陷，衍生出DEA-Tobit兩步法、S-SBM模型、Malmquist-Luenberger指數(shù)、三階段DEA模型、UHSBM模型等方法，分別從靜態(tài)和動態(tài)角度實證分析了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施供給和投資績效（曾福生等，2014）。農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用最大，治理績效最終體現(xiàn)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高，卻出現(xiàn)統(tǒng)計數(shù)據(jù)不可獲得現(xiàn)象（周應(yīng)恒，2016）。此外，為了更真實地分析農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為，需進(jìn)一步探索農(nóng)戶參與治理狀況、設(shè)施維護(hù)狀況、灌溉供水狀況、用水者規(guī)模、制度規(guī)則、產(chǎn)權(quán)改革等因素如何影響農(nóng)戶參與意愿度（Haiyan 等，2016），利用微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，結(jié)合OLS 回歸、分位數(shù)回歸、結(jié)構(gòu)方程等計量模型（秦國慶，2021），展開進(jìn)一步研究并進(jìn)行影響因素分析。

因此，本文將小農(nóng)戶作為研究對象，從稟賦差異出發(fā)，結(jié)合宏觀和微觀因素具體研究小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為的影響因素。借鑒朱玉春等人關(guān)于小農(nóng)水管護(hù)、農(nóng)田水利治理、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施治理、土地整治等治理行為研究（王博等，2019），共設(shè)定4 個結(jié)構(gòu)變量，分別為主體稟賦、制度稟賦、行為態(tài)度、行為意愿，具體構(gòu)建理論分析框架，其中稟賦差異包括主體稟賦及制度稟賦，治理行為包括行為態(tài)度及行為意愿（見圖1）。一方面，小農(nóng)戶受到外部環(huán)境的影響，正式規(guī)則和非正式規(guī)則直接影響其理性預(yù)期及行為決策；另一方面，小農(nóng)戶自身對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)效益，制度設(shè)計產(chǎn)生一定的內(nèi)部激勵與約束，對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為意愿產(chǎn)生間接效應(yīng)，行為態(tài)度起到中介作用。

圖1 小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的理論框架

（二）研究假設(shè)

1.制度稟賦

本文基于理性“經(jīng)濟(jì)人”假說，構(gòu)建小農(nóng)戶行為意愿決策模型。為了研究的便利性，假設(shè)小農(nóng)戶具有同質(zhì)性，且行為可選集僅有兩種，即選擇參與和不參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理。當(dāng)小農(nóng)戶選擇參與時，產(chǎn)生的生產(chǎn)成本和交易成本等治理成本記為E，包括用工付出、時間成本、機(jī)會成本等努力成本；選擇不參與時，交易成本為0，但是會產(chǎn)生聲譽損失F。同時，當(dāng)年糧食高產(chǎn)時收益為R，并獲得政府獎勵性補(bǔ)貼S，其中參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理時糧食高產(chǎn)的概率為P1，否則糧食高產(chǎn)的概率為P2（P1＞P2）；糧食低產(chǎn)時獲得收益為0。則小農(nóng)戶的預(yù)期效用分別為：

式中，π1和π2分別是小農(nóng)戶參與和不參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的預(yù)期效用，這個效用體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)、生態(tài)和社會三個方面。令W=π1-π2，W值代表小農(nóng)戶行為意愿的強(qiáng)度，將式（1）和式（2）代入可得：

由于小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理時糧食高產(chǎn)的概率恒大于不參與時糧食高產(chǎn)的概率，因此，當(dāng)且僅當(dāng)E＜F時，即小農(nóng)戶的努力成本小于聲譽損失，此時W大于0，理性的小農(nóng)戶會選擇參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理。

因此，對W求一階導(dǎo)，可得，說明小農(nóng)戶參與意愿的強(qiáng)度W對政府獎勵性補(bǔ)貼S的一階大于0，說明小農(nóng)戶參與治理時所獲得的獎勵越高，越愿意參與其中；說明小農(nóng)戶參與治理時所付出的努力成本越低，越愿意參與其中；說明小農(nóng)戶不參與治理時的聲譽損失越大，越愿意參與其中。此時，政府通過制定獎勵性正式制度，產(chǎn)生直接的激勵效應(yīng)，形成拉力；通過制定懲罰性非正式制度，完善小農(nóng)戶間的聲譽機(jī)制，產(chǎn)生直接的約束效應(yīng)，形成推力。據(jù)此，提出如下假說：

H1：“制度稟賦”對“行為態(tài)度”有顯著正向影響。

H2：“制度稟賦”對“行為意愿”有顯著正向影響。

2.主體稟賦

選取農(nóng)戶認(rèn)知度、是否加入合作社、家庭年收入這三個指標(biāo)，不同的治理主體對參與治理的未來預(yù)期存在差異，即未來效用的貼現(xiàn)率ω不同，則小農(nóng)戶參與和不參與治理的效用現(xiàn)值分別為：

式中，W′是小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理意愿度的貼現(xiàn)值，貼現(xiàn)率ω受到個體特征和家庭環(huán)境的影響，認(rèn)知度越強(qiáng)、有家庭成員加入合作社、家庭年收入越高，小農(nóng)戶越愿意參加農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理。此外，地理區(qū)位、地形地貌和經(jīng)濟(jì)條件等均影響著小農(nóng)戶的治理意愿，區(qū)域地形地貌越平坦，土地種植面積越大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，則說明天然稟賦條件越優(yōu)越、公共性越強(qiáng)、產(chǎn)權(quán)私有化程度越低，小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的意愿就越強(qiáng)。據(jù)此，提出如下假說：

H3：“主體稟賦”對“行為態(tài)度”有顯著正向影響。

H4：“主體稟賦”對“行為意愿”有顯著正向影響。

3.行為態(tài)度及行為意愿

受到外部環(huán)境、參與者狀況、制度規(guī)則等的影響，小農(nóng)戶的行為態(tài)度和決策意愿產(chǎn)生異質(zhì)性，且兩者存在相關(guān)關(guān)系，相互聯(lián)系、相互制約。主體稟賦及制度稟賦直接影響著行為態(tài)度，并作用于行為意愿（見圖2）。據(jù)此，提出如下假說：

圖2 小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理研究假說關(guān)系圖

H5：“行為態(tài)度”對“行為意愿”有顯著正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文關(guān)于小農(nóng)戶的微觀數(shù)據(jù)來自于2019年6月至8月、2020年1月至2月研究團(tuán)隊實地調(diào)研，包括湖南省婁底市婁星區(qū)、張家界市慈利縣、岳陽市湘陰縣及永州市東安縣四個地區(qū)，并均勻分布于湖南省，涵蓋的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理地理范圍較廣，因此抽樣調(diào)查結(jié)果具有一定的科學(xué)性、有效性。其中，婁星區(qū)為調(diào)研地區(qū)中整體經(jīng)濟(jì)實力最強(qiáng)的縣域，農(nóng)業(yè)GDP絕對值和增加值均處于最高水平，在湖南省124個縣區(qū)中排名16，湘陰縣、慈利縣、東安縣排名分別為36、68和69，經(jīng)濟(jì)排名按照先后順序分別為婁星區(qū)、湘陰縣、慈利縣和東安縣，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r差異較大，抽樣調(diào)查結(jié)果更加具有說服力。據(jù)統(tǒng)計，調(diào)研期間團(tuán)隊發(fā)放問卷共計1 000份，其中有效問卷976份，有效率達(dá)97.60%。

（二）變量選擇

在SEM模型中，通過潛變量和觀測變量的科學(xué)設(shè)置，討論對小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施主體行為的影響因素程度，如表1所示。觀測變量中，農(nóng)戶認(rèn)知度、分配公平度、村社凝聚力、干部信任度、參與治理度、經(jīng)濟(jì)效率、社會效率、生態(tài)效率等指標(biāo)均采用五級分量法表示。經(jīng)過預(yù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，小農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理重要性的認(rèn)知程度對治理行為的內(nèi)在傾向和選擇產(chǎn)生一定的影響，體現(xiàn)了小農(nóng)戶的特點特質(zhì)和真實意愿，因此加入“農(nóng)戶認(rèn)知度”觀測變量。另外在小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理過程中，村社的組織治理的頻率、對村干部的信任程度起到較大作用，因此本文加入村社凝聚力、村干部信任程度作為外源潛變量。內(nèi)源顯變量中，在衡量小農(nóng)戶行為態(tài)度選擇三個顯變量，分別為經(jīng)濟(jì)效率、社會效率、生態(tài)效率，決定著農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理績效的高低。

表1 變量設(shè)計及賦值

（三）描述性統(tǒng)計分析

調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，在天然稟賦方面，由于調(diào)研地區(qū)均屬于丘陵、山區(qū)、平原地區(qū)，沒有崗地、湖泊水面地區(qū)，其中54.5%位于丘陵山區(qū)地帶，被調(diào)查對象均以小規(guī)模經(jīng)營為主③被調(diào)查對象擁有土地面積均低于30畝，屬于小規(guī)模農(nóng)戶。，其中90.4%的農(nóng)戶擁有土地面積不足5畝，這與前文匹配。小農(nóng)戶的家庭收入均處于較低水平，年收入達(dá)12萬及以下的占總調(diào)查家庭的88.2%，說明調(diào)研地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)相對弱。

制度稟賦方面，政府關(guān)于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的正式制度構(gòu)建不夠健全，各方面的投資力度還不夠，68.6%的小農(nóng)戶認(rèn)為資源分配的公平度處于一般及以下水平，說明調(diào)研地區(qū)普遍存在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施分配不均衡問題；從非正式制度看，84.3%的小農(nóng)戶認(rèn)為村社凝聚力處于一般及以上，說明調(diào)研地區(qū)的農(nóng)戶間人際關(guān)系良好，社會資本較好，小農(nóng)戶對村莊社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系非?？粗?，維護(hù)自己在村民間的聲譽；所調(diào)查地區(qū)的農(nóng)戶對村干部的信任程度較低，僅17.1%的農(nóng)戶非常信任村干部，說明政府和村集體缺少威信，法律法規(guī)不夠健全，缺少村規(guī)民約的管制，從而影響農(nóng)戶的治理積極性，這與前文的資源分配不均之間存在因果關(guān)系。

主體稟賦方面，調(diào)研樣本中小農(nóng)戶年齡基本均在40歲以上，可能是因為大部分農(nóng)村地區(qū)的青壯年勞動力較多流向城市地區(qū)，剩余勞動力身體狀況處于不健康狀態(tài)，占總?cè)藬?shù)的20.9%；由于大部分農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)“五鬼鬧農(nóng)業(yè)”現(xiàn)象，學(xué)歷水平普遍偏低，高中及高中以下學(xué)歷的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的89.0%，大專程度及以上占比僅為11.0%。由于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、管理和維護(hù)與農(nóng)戶生產(chǎn)、生活、生態(tài)息息相關(guān)，大部分小農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理重要性的認(rèn)知度上很高，認(rèn)為一般重要及以下的人群僅占26.7%；農(nóng)村專業(yè)合作社的覆蓋率不高，大部分農(nóng)戶未加入合作社，僅有23.1%家庭有成員加入，說明合作社的組織率不高。

小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的行為態(tài)度和行為意愿方面，超過60.0%的被調(diào)查對象認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理產(chǎn)生較好的經(jīng)濟(jì)、社會和生態(tài)績效，81.0%的小農(nóng)戶愿意參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理，大部分小農(nóng)戶的治理積極性較高，僅19.0%的小農(nóng)戶不愿意參與其中。此外，從小農(nóng)戶自身角度看，僅有14.3%參與程度處于一般水平以上，這與參與意愿結(jié)果相矛盾，說明參與意愿和實際參與程度不一定存在一致性。從村民視角來看，被調(diào)查對象認(rèn)為大部分的村民都積極參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理，89.3%的農(nóng)戶積極參與其中，其中隱含著村民間的人際往來。

四、模型構(gòu)建與實證分析

（一）信度與效度檢驗

本文運用SPSS24.0進(jìn)行檢驗，利用標(biāo)準(zhǔn)化信度系數(shù)（Cronbach α）判斷變量內(nèi)部一致性，并加入校正項總體相關(guān)性（CITC），刪除信度不佳的測量項目，用來評價測量項目的合理性（侯英等，2014）。檢驗結(jié)果顯示，Cronbach α為0.804，KMO檢驗統(tǒng)計量為0.820，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計值的顯著性概率為0.000，顯著性sig.≤0.05。說明研究樣本信度很好，潛變量具有較好的收斂效度，均能較好地解釋各個觀測變量。

（二）模型構(gòu)建與評估

1.初始模型擬合結(jié)果

根據(jù)小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)，運用Amos24.0軟件對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合，如圖3 所示。運用Amos24.0，得到初始模型的擬合值，初始模型擬合結(jié)果顯示，χ2/df、GFI、AGFI等均處于可接受范圍內(nèi)，但是RMSEA、NFI和CFI等均不夠理想。

圖3 初始結(jié)構(gòu)方程路徑圖

如圖3，橢圓形代表未能觀測到的4個潛變量（包括SE、BA、IE和BI），且一個指標(biāo)變量路徑系數(shù)內(nèi)定為1；方框表示可直接觀測到的12個顯變量（包括x1-x6和y1-y6）；小圓形表示顯變量和潛變量的測量誤差（包括e1-e19），且每一測量誤差回歸系數(shù)均為1。

2.模型的修正與結(jié)果分析

為了提高小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析假設(shè)模型的擬合優(yōu)度，由于問卷信度和效度均很好，只對協(xié)方差修正指數(shù)MI進(jìn)行修正，即增加4個殘差相關(guān)路徑，最終得到最優(yōu)模型（見圖4）。

圖4 結(jié)構(gòu)方程優(yōu)化路徑圖

通過AMOS24.0運行初步得出的結(jié)果，從SEM測量模型因子載荷系數(shù)表可知各指標(biāo)變量具有統(tǒng)計意義，其中臨界比率值（C.R.）均大于1.8，在10%水平上通過顯著性檢驗。從表2模型的整體適配指數(shù)看，擬合指數(shù)基本均處于可接受范圍之內(nèi)，適配度較好、模型設(shè)計合理，能夠用于理論檢驗。

表2 結(jié)構(gòu)方程評價指標(biāo)及擬合結(jié)果

同時，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，如表3。

表3 優(yōu)化模型潛變量效應(yīng)結(jié)果

如圖4，本文提出的小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析假設(shè)模型得到證實。由表3 可知，主體稟賦、制度稟賦對小農(nóng)戶的治理行為意愿存在顯著正向直接效應(yīng)，且路徑系數(shù)分別為0.946、0.113，從而驗證了假設(shè)H2和假設(shè)H4。這表明，在小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析假設(shè)模型中，小農(nóng)戶的治理行為意愿受到主體稟賦和制度稟賦的直接影響，其中主體稟賦影響最大。同時，從實證結(jié)果而言，小農(nóng)戶的治理行為意愿還受到主體稟賦、制度稟賦的間接影響，其作用強(qiáng)度依次是制度稟賦（0.006）＞主體稟賦（0.004）。這也表明主體稟賦和制度稟賦對行為意愿仍存在一定的間接影響，從而驗證了假設(shè)H5。

（三）實證結(jié)果分析

1.小農(nóng)戶的主體稟賦及其影響因素

由表4 可知，認(rèn)知度（x1）、是否加入合作社（x2）和家庭年收入（x3）對主體稟賦起到顯著正向作用，路徑系數(shù)分別為0.744、0.175、0.191，三個指標(biāo)不僅直接作用于行為意愿，且通過行為態(tài)度間接作用于行為意愿，其中認(rèn)知度是影響小農(nóng)戶參與治理行為態(tài)度的關(guān)鍵因素，且觀測指標(biāo)在1%的水平上達(dá)到顯著。x2和x3顯著性相比較弱，其中“是否加入合作社”指標(biāo)存在一定誤差，因為調(diào)研問卷設(shè)計為是非題，被調(diào)研對象一般會傾向于選擇愿意，因此影響因子較小。一般而言，小農(nóng)戶越年輕、學(xué)歷水平越高，更愿意主動獲取相關(guān)信息，生產(chǎn)與治理能力相對較強(qiáng)，即認(rèn)知度越高，越能知曉主動參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理所帶來的積極作用，導(dǎo)致農(nóng)戶參與的自覺性越高。家庭環(huán)境方面，本人或親戚是否加入合作社與參與小農(nóng)戶的行為意愿呈正向關(guān)系，家庭成員加入合作社，有利于構(gòu)建多維合作關(guān)系，積極組建集體經(jīng)濟(jì)組織，提高小農(nóng)戶的合作意識，認(rèn)識到農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活以及農(nóng)村生態(tài)的重要性。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是小農(nóng)戶最基本的需求，對資源環(huán)境依賴性較強(qiáng)，天然稟賦條件越好的地區(qū)，小農(nóng)戶家庭年收入越高、擁有的土地面積越大，實現(xiàn)規(guī)模效益越明顯，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的公共性越強(qiáng)，越有利于實現(xiàn)產(chǎn)權(quán)集體化，而想要實現(xiàn)增產(chǎn)和增收就必須將農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施提檔升級。但是，主體稟賦主要影響小農(nóng)戶參與治理的行為態(tài)度，從行為態(tài)度到治理意愿，要想實現(xiàn)思想到實踐的轉(zhuǎn)變，還要取決于外在制度的影響。

表4 SEM模型假設(shè)及顯著性檢驗

2.小農(nóng)戶的制度稟賦及其影響因素

模型分析結(jié)果顯示，制度稟賦的三個觀測變量：分配公平度（x4）、村社凝聚力（x5）和干部信任度（x6）在1%水平上顯著，且路徑系數(shù)分別為0.604、0.754、0.738。這表明，制度稟賦分別受到x4、x5和x6等因素共同作用，其中村社凝聚力的強(qiáng)弱是小農(nóng)戶參與治理行為態(tài)度和行為意愿形成的最主要因素，只有當(dāng)農(nóng)戶均意識到參與治理帶來的收益，才會逐漸實現(xiàn)“集體行動”。因此，政府和村集體對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理加大投資力度的同時，更要制定具有合理性、可操作性的村規(guī)民約、法律法規(guī)，明晰治理主體間的“權(quán)、責(zé)、利”，加強(qiáng)政府管制和宣傳力度；同時引入社會資本重塑傳統(tǒng)文化，強(qiáng)調(diào)聲譽機(jī)制在“人情社會”中起到的關(guān)鍵作用，減少小農(nóng)戶“搭便車”和投機(jī)行為，實現(xiàn)長期利益目標(biāo)，這樣小農(nóng)戶才會更愿意參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理，治理效果也會隨之提升。其中，村民認(rèn)為資源配置的公平度和對村干部的信任程度也與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施主體意愿息息相關(guān)。

3.小農(nóng)戶參與治理的行為態(tài)度及其影響因素

小農(nóng)戶的行為態(tài)度對參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為意愿有正向影響。由表4可知，小農(nóng)戶行為態(tài)度有三個觀測變量：小農(nóng)戶認(rèn)為參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理所帶來的經(jīng)濟(jì)績效（y1）、社會績效（y2）和生態(tài)績效（y3）均在1%水平上顯著，路徑系數(shù)分別為0.722、0.862、0.784。這表明，在小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為意愿形成過程中，行為態(tài)度客觀上受到y(tǒng)1、y2 和y3的共同作用，且小農(nóng)戶認(rèn)為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理產(chǎn)生的社會績效是形成參與治理行為態(tài)度的最主要因素，說明調(diào)研地區(qū)的小農(nóng)戶比較看重社會資本的積累，宗族意識比較強(qiáng)烈。且由表4可知，在影響小農(nóng)戶行為態(tài)度的潛變量中，主體稟賦路徑系數(shù)（0.472）＞制度稟賦路徑系數(shù)（0.376），且在1%水平上顯著，從而證明了假設(shè)H3和假設(shè)H1成立，其中，主體稟賦是影響農(nóng)戶行為態(tài)度的最主要因素。

4.小農(nóng)戶參與治理的行為意愿及其影響因素

模型的實證結(jié)果顯示，小農(nóng)戶行為意愿受到村社參與程度（y4）、自主參與程度（y5）和村民參與程度（y6）三個觀測變量的共同作用，均在1%水平上顯著，且路徑系數(shù)分別為0.561、0.297、0.682（見表5）。這表明，在小農(nóng)戶參與治理行為意愿形成過程中，行為意愿受到村社組織力度、自主參與程度和村民參與程度的共同作用，且村民參與程度是形成小農(nóng)戶行為意愿的主要因素。由表4可知，在影響小農(nóng)戶行為意愿的潛變量中，制度稟賦路徑系數(shù)（0.942）＞主體稟賦路徑系數(shù)（0.108），且在1%水平上顯著，從而證明了假設(shè)H2和假設(shè)H4成立，其中，制度稟賦是影響小農(nóng)戶行為意愿的最主要因素。由表4可知，小農(nóng)戶參與治理行為態(tài)度與行為意愿間的路徑系數(shù)為0.012，顯著性不強(qiáng)，但也驗證了假設(shè)H5，由于認(rèn)知度、是否加入合作社、家庭年收入、分配公平度、村社凝聚力、干部信任度的作用，小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的積極性得到了提高，小農(nóng)戶主體行為態(tài)度的改善也會帶來行為意愿的提升，起到了一定的間接效應(yīng)。

表5 SEM測量模型因子載荷系數(shù)表

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文借鑒計劃行為理論（TPB）和行為決策理論，構(gòu)建“稟賦差異—治理行為”的理論分析框架，運用Amos24.0軟件實證分析了小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為的作用機(jī)理。從實際調(diào)研的湖南省976個樣本結(jié)果上看，有超過80%的小農(nóng)戶想要參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理，卻僅有不到15%的小農(nóng)戶參與程度處于一般水平以上，面對現(xiàn)實中的矛盾和沖突，構(gòu)建SEM模型展開探索，從整體上剖析和揭示了小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理行為的形成機(jī)制。實證分析結(jié)果驗證了：一是在小農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施治理的行為分析模型中，主體稟賦是影響農(nóng)戶行為態(tài)度的最主要因素，制度稟賦是影響小農(nóng)戶行為意愿的最主要因素，行為態(tài)度間接作用于行為意愿，說明制度尤其是非正式制度決定著小農(nóng)戶最終的治理行為；二是在主體稟賦方面，小農(nóng)戶的認(rèn)知度越高、家庭收入越高，或有家庭成員加入合作社，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建起的行為態(tài)度越能促進(jìn)參與行為意愿的形成；三是在制度稟賦方面，當(dāng)小農(nóng)戶感知村社對于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等農(nóng)村公共產(chǎn)品分配越公平，凝聚力越強(qiáng)，或?qū)Υ甯刹繕O其信任的情況下，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建的制度稟賦越能促進(jìn)小農(nóng)戶產(chǎn)生積極態(tài)度和提升行為意愿，說明聲譽機(jī)制有著至關(guān)重要的作用。

（二）政策建議

第一，政府部門補(bǔ)齊農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施短板，需要因地制宜，進(jìn)一步提高貧困山區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施供給力度，更多關(guān)注平原湖區(qū)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)問題。第二，實現(xiàn)民間組織賦權(quán)、賦能，提升小農(nóng)戶的生產(chǎn)能力與治理能力。采取多元協(xié)同治理模式，推動政務(wù)服務(wù)向農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)組織延伸，鼓勵縣鄉(xiāng)政府與經(jīng)濟(jì)組織展開合作，依托“一事一議制度”，構(gòu)建交流平臺，使社會資本以多種形式參與鄉(xiāng)村公共事務(wù)。實現(xiàn)政府與鄉(xiāng)村民間組織共建、共管、共治，充分調(diào)動小農(nóng)戶積極性，有效形成激勵機(jī)制，實現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施高效治理。第三，有效結(jié)合正當(dāng)制度和非正式制度，調(diào)動小農(nóng)戶的治理積極性。一方面通過正式制度建設(shè)，健全規(guī)章制度、法律法規(guī)，實現(xiàn)“有法可依”，引導(dǎo)廣大農(nóng)民增強(qiáng)遵法、學(xué)法、守法、用法意識，形成約束力；另一方面發(fā)揮非正式制度的作用，發(fā)揮“新鄉(xiāng)賢”等治理精英的影響力，將社會公德、家庭美德和個人品德教育融入到村規(guī)民約、家規(guī)家訓(xùn)等，加強(qiáng)聲譽機(jī)制構(gòu)建，增強(qiáng)集體意識、實現(xiàn)集體行動。