鄉(xiāng)村振興背景下農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響因素研究

關(guān)鍵詞農(nóng)田水利設(shè)施；管護(hù)；農(nóng)村居民；意愿；影響因素

中圖分類號S27文獻(xiàn)標(biāo)識碼A

文章編號 0517-6611（2025）13-0174-04

doi：10.3969/j. issn.0517-6611.2025.13. 033

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

Studynthe Influencing Factors ofural Residents’WilingnesstoParticipate inthe Management and Protectionof Farmland WaterConservancyFacilities UndertheBackgroundofRuralRevitalization—EmpiricalAnalysisBasedonSurveyDataof5Viages in Anqing City

LIRong（WaterScienceResearchInstuteof Huaihe WaterResources Commision，AnhuiProvince/Anui KeyLaboratoryofWaterScience and Intelligent Water Conservancy，Hefei，Anhui ）

AbstractFamlandateroservacyfacilitarehyartofgiculturalifrastructueieclyelatdtoieaseoficlural productionandruralresidents’income，andplayanimportantroleinesuringChina’sfoodsecurityandsocialstabiltBasedon3feld questionairesueydatafro52vilgsiAqnCitythispapeostructsinarLogisticegesionaalysisodeltpeploe themaifactorstingruralsentsilingnsstartiateinaageentdprotetoofandateoseailii. Theresultssodatdercatioleligoodrusultiatedlandaaageettfgatiodatee vancyfailiidaeseccliosid cantefectsoallseitdeodsc thegener of farmers and the integrityof farmland water conservancy facilities passed the negative significance test at 0.05 level，the education level ofers，eustofondagetsofdateoseacclisedsit O.05 level，and the cultivated land area and government support degree passd the positive significance test at 0.01 level.

KeyWordsFarmlandwaterconservancyfacility;Managementandprotection;Ruralresident;Willngness;Influencingfactor

農(nóng)田水利設(shè)施與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)密切相關(guān)，對提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率、增加農(nóng)民收入、保障糧食安全、促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)保持經(jīng)濟穩(wěn)定意義重大，也是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略穩(wěn)步推進(jìn)的重要支撐[1]。由于農(nóng)田水利設(shè)施具有公共屬性，有的農(nóng)村居民在面對農(nóng)村共同利益時表現(xiàn)出漠不關(guān)心的態(tài)度，對參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的響應(yīng)薄弱，缺乏參與的意愿[2]。近年來，政府加大了對農(nóng)田水利設(shè)施的資金投入，也出臺了一系列政策，以推動和鼓勵農(nóng)村居民積極參與農(nóng)村公共設(shè)施的管理，但實施效果依然不佳，導(dǎo)致農(nóng)田水利設(shè)施損壞、老化等問題嚴(yán)重，農(nóng)田水利設(shè)施的效能無法充分發(fā)揮，對農(nóng)村居民的生產(chǎn)活動產(chǎn)生嚴(yán)重影響[3]。對農(nóng)村公共設(shè)施治理效果起關(guān)鍵作用的因素是農(nóng)村居民參與管護(hù)意愿的影響因素[4]。因此，探究影響農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的主要因素，并分析其形成機制，是提高農(nóng)田灌溉用水效率的基礎(chǔ)，對保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和促進(jìn)經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展具有重要的理論和實踐價值。

近年來，學(xué)術(shù)界將農(nóng)村居民參與農(nóng)村公共設(shè)施管護(hù)意愿作為研究重點，也取得了豐富的研究成果。在研究方法方面，陳明睿等[5利用結(jié)構(gòu)方程模型探究農(nóng)戶參與農(nóng)渠修建意愿的影響因素，結(jié)果表明，在變量關(guān)系較為復(fù)雜的情況下，結(jié)構(gòu)方程模型可以很好地揭示出潛在的影響因素，表現(xiàn)出較強的分析優(yōu)勢。齊娟飛等[利用Logistic回歸模型研究了影響農(nóng)戶參與農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)的主要變量因素，結(jié)果表明，二元Logistic回歸模型適宜用于二分類結(jié)果概率的預(yù)測。魏強采用深度訪談法分析了都江堰灌區(qū)農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿，結(jié)果表明，深度訪談法側(cè)重定性數(shù)據(jù)收集。在研究內(nèi)容方面，曼孜拉·艾爾肯等[8研究指出，家庭收人、政府支持會顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)村生活性公共基礎(chǔ)設(shè)施的管護(hù)意愿。王蕾等研究指出，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、政策效果、農(nóng)業(yè)保險可以顯著影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施供給的意愿。

綜上可知，關(guān)于農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的研究已卓有成效，但是大多數(shù)為定性研究，在識別影響因素方面略顯薄弱；且大多數(shù)研究都是以農(nóng)村居民面對的客觀現(xiàn)實作為其參與意愿的依據(jù)，忽視了農(nóng)村居民的主觀因素。而農(nóng)村居民參與農(nóng)村公共設(shè)施管護(hù)意愿會同時受到外部因素和內(nèi)部因素的多重因素影響，并轉(zhuǎn)變成行為[10]。基于此，以安慶市352份實地調(diào)研數(shù)據(jù)為樣本，借鑒已有的研究成果，從研究的科學(xué)性和合理性角度選取變量因素，構(gòu)建了Logistic回歸模型，實證研究了影響農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的因素及其作用機制，以期為提升農(nóng)村居民參與管護(hù)的行動效能和推動農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供支持

1理論分析與假設(shè)

1.1個人特征受到傳統(tǒng)觀念的長期影響，女性相對較為保守和謹(jǐn)慎，自主決策能力不充分，而男性的思維相對較為活躍，自主決策能力強，參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿較強烈。年齡較大的農(nóng)村居民大多思想較為保守，信息接受能力較低，對農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的信息了解得很少，從而參與管護(hù)的意愿較低；年齡較小的農(nóng)村居民大多對新鮮事物具有較強的接收能力，參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿較高。但是也有可能年齡較大的人擁有更高的社會經(jīng)濟能力，判斷力更強，對農(nóng)田水利設(shè)施運行后帶來的經(jīng)濟效益和社會效益感受更強，因此更加傾向于親自參與管護(hù)[1]。農(nóng)村居民受教育程度越高，思想態(tài)度就會越開放，視野也會更加開闊，對農(nóng)村公共設(shè)施可以帶來經(jīng)濟效益和社會效益的認(rèn)知就會越清晰、越深刻，因此參與管護(hù)概率就更大?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：性別對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著負(fù)向影響。

H2：年齡對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響不確定。

H3：受教育程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

1.2家庭特征如果農(nóng)村居民的家庭收入主要來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，則必然會對農(nóng)田水利設(shè)施具有較強的依賴性，參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿就越高[12]。一般情況下，家庭勞動力人數(shù)越多，參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿越高，但是實際調(diào)研發(fā)現(xiàn)，勞動力人數(shù)較多的家庭基本上都選擇外出務(wù)工，基本不依賴于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入，對農(nóng)田水利設(shè)施的認(rèn)知和關(guān)注度都很低，因此參與管護(hù)的概率很低?；诖?，提出如下假設(shè)：

H4：家庭收入對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

H5：家庭勞動力人數(shù)對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著負(fù)向影響，

1.3農(nóng)村社會環(huán)境鄉(xiāng)土社會是農(nóng)村具有的典型的社會環(huán)境特征，鄰里之間的信任和合作是管理好農(nóng)村公共設(shè)施的前提。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，鄰里之間越信任、彼此越團結(jié)，則村民的鄉(xiāng)土情懷越濃厚，越像家人一樣，越會積極關(guān)心村內(nèi)事務(wù)，農(nóng)村居民參與管護(hù)的意愿就越高。基于此，提出如下假設(shè)：

H6：鄰里信任程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

1.4農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特點耕地面積越大，進(jìn)行農(nóng)田灌溉就會越頻繁，需要的水資源量就越大，農(nóng)村居民對農(nóng)田水利設(shè)施的依賴性就越強，參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿也就越高。基于此，提出如下假設(shè)：

H7：耕地面積對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

1.5外部認(rèn)知特征農(nóng)田水利設(shè)施管理制度制定后，就會對村民形成一種約束力，會進(jìn)一步促使村民積極主動參與村集體行動，降低“搭便車”行為發(fā)生的概率，管理制度越完善農(nóng)戶就會更加感受到公正公平，因此，農(nóng)村居民參與管護(hù)的意愿也就越高[13]。農(nóng)田水利設(shè)施的完好程度越高，破損率越低，意味著運行效果就會越好，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水就越順暢，則農(nóng)村居民就會認(rèn)為沒有參與管護(hù)的必要，就會降低其參與管護(hù)的意愿?；诖?，提出如下假設(shè)：

H8：農(nóng)田水利設(shè)施管理制度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

H9：農(nóng)田水利設(shè)施完好程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著負(fù)向影響。

1.6政府支持程度首先，政府出臺制定農(nóng)田水利設(shè)施管理相關(guān)政策，讓參與管護(hù)的農(nóng)村居民獲得政策上的支持，會加深農(nóng)村居民對農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)重要性的認(rèn)識。其次，政府加大對農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的資金投入，就會降低農(nóng)村居民的投入成本，增強農(nóng)村居民的生產(chǎn)保障能力和收人，同時參與管護(hù)的農(nóng)村居民還可以獲得相應(yīng)的報酬，也就會提高農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿[14]?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

H10：政府的支持程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿有顯著正向影響。

2數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1數(shù)據(jù)來源數(shù)據(jù)來源于2023年9—12月對安徽省安慶市52個村莊農(nóng)戶的實地問卷調(diào)查。經(jīng)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，研究區(qū)農(nóng)田水利設(shè)施有水庫、水渠、池塘等不同形式，水利設(shè)施比較健全且管護(hù)較為普遍，研究區(qū)可以很好地滿足此次研究目標(biāo)。調(diào)查采用隨機抽樣方式，對安慶市5個縣（區(qū)）52個村莊的農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研，共獲得問卷360份，剔除具有缺失值的問卷，最終獲得有效問卷352分，有效率 97.78% 。樣本特征統(tǒng)計見表1。

2.2 研究方法

2.2.1變量選取及解釋。主要研究針對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響因素，選擇農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿作為該研究的被解釋變量，在參考已有文獻(xiàn)[15-17]的基礎(chǔ)上，根據(jù)樣本地農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的實際情況，對初步構(gòu)建指標(biāo)進(jìn)行簡化篩選，最終確定個人特征、家庭特征、農(nóng)村社會環(huán)境、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特點、外部認(rèn)知特征、政府支持程度6個方面共10個影響因素。變量含義及描述見表2。

表2變量含義及描述

Table2 Variable meaning and description

2.2.2構(gòu)建研究模型。在構(gòu)建研究模型時，將農(nóng)村居民是否有參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿作為因變量，根據(jù)因變量的特點，選用二元Logistic回歸分析模型，研究不同解釋變量對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響，公式如下：

式中： P 表示事件發(fā)生的概率； α 表示截距項； β_i 表示回歸系數(shù)，且 i=1，2，…，n;X_i 表示解釋變量，且 i=1，2，…，n;ε 表示隨機干擾項。

將式（1）重新整理，可得到式（2）：

3結(jié)果與分析

3.1多重共線性分析為保證結(jié)果的有效性、準(zhǔn)確性，需要對變量進(jìn)行共線性分析，選取的10個解釋變量性別、年齡、受教育程度、家庭收人、家庭勞動力人數(shù)、鄰里信任程度、耕地面積、農(nóng)田水利設(shè)施管理制度、農(nóng)田水利設(shè)施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度的容差分別為0.931、0.702、0.765、0.747、0.732、0.629、0.533、0.628、0.588、0.495，均大于0.3，方差膨脹因子（VIF）分別為1.068、1.445、1.302、1.337、1.351、1.590、1.887、1.644、1.725、1.993，均小于2，表明變量間無共線情況，可以進(jìn)行Logistic回歸分析。

3.2回歸結(jié)果分析模型回歸結(jié)果見表3。由表3可知，性別、受教育程度、鄰里信任程度、耕地面積、農(nóng)田水利設(shè)施管理制度、農(nóng)田水利設(shè)施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度共7個變量通過顯著性檢驗。

3.2.1個人特征因素。性別對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數(shù)為負(fù)，原假設(shè)H1得到驗證，說明女性相對于男性而言，其參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的意愿較低。年齡對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響未通過顯著性檢驗，原假設(shè)H2未得到驗證，可能是由于大部分調(diào)查對象農(nóng)村居民的年齡為 40～60 歲，40歲以下和60歲以上農(nóng)戶偏少，年齡分布不均勻所致。受教育程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數(shù)為正，原假設(shè)H3得到驗證，這表明隨著農(nóng)村居民受教育程度的提高，其對新鮮事物的接受能力也逐漸增強，越容易清晰認(rèn)識到農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的重要性，參與管護(hù)的意愿就越強烈

3.2.2家庭特征因素。家庭收入對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響未通過顯著性檢驗，可能是由于家庭收偏低的農(nóng)村居民會將時間、精力投入到如何提高家庭收入上，而不愿意將時間和精力花費在農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)上；家庭收人較高的農(nóng)村居民偏向于將時間和資金投人到更高利潤的項目上，不愿意參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)。家庭勞動力人數(shù)對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響未通過顯著性檢驗，且系數(shù)為負(fù)，表明隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展和城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)村家庭多余勞動力更愿意選擇進(jìn)城打工和從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的概率更大，沒有通過顯著性檢驗可能是由于調(diào)查數(shù)據(jù)不全面所致，有待深入研究。

3.2.3農(nóng)村社會環(huán)境因素。鄰里信任程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數(shù)為正，原假設(shè)H6得到驗證。表明農(nóng)村居民對鄰里信任程度越高，越容易與鄰里共同解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上存在的問題，其內(nèi)心就越會感覺到平衡，無形中也會提升其成就感，也越愿意承擔(dān)農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的責(zé)任，因此參與管護(hù)的意愿就越強烈。

3.2.4農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特點因素。耕地面積對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.01顯著性水平檢驗，且系數(shù)為正，原假設(shè)H7得到驗證。這是由于耕地面積越大，對農(nóng)業(yè)水資源的需求量就越大，而農(nóng)田水利設(shè)施可以顯著提升農(nóng)業(yè)水資源利用效率，因此，農(nóng)村居民對其依賴性就越強，參與管護(hù)的意愿也就越強烈

3.2.5外部認(rèn)知特征因素。農(nóng)田水利設(shè)施管理制度對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數(shù)為正，原假設(shè)H8得到驗證。表明農(nóng)田水利設(shè)施管理制度的完善程度與農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，管理制度的合理性和完善度越高，農(nóng)戶參與的意愿越強烈。農(nóng)田水利設(shè)施完好程度對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05顯著性水平檢驗，且系數(shù)為負(fù)，原假設(shè)H9得到驗證。農(nóng)田水利設(shè)施的完好程度是運行狀況的體現(xiàn)，完好程度越高，則運行越順暢，農(nóng)田水利設(shè)施運行狀況越佳反而會降低農(nóng)戶參與管護(hù)的緊迫感和需求性，也就降低了參與管護(hù)的意愿。

3.2.6政府支持程度因素。政府在政策和資金上的支持程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.01顯著性水平檢驗，且系數(shù)為正，原假設(shè)H10得到驗證。政府對農(nóng)田水利設(shè)施的支持程度直接關(guān)系農(nóng)村居民的參與成本和經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，政府的支持程度越高，則越會降低農(nóng)村居民的經(jīng)濟壓力和心理負(fù)擔(dān)，就會提升農(nóng)村居民參與管護(hù)的積極性和意愿

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論性別、受教育程度、鄰里信任程度、耕地面積、農(nóng)田水利設(shè)施管理制度、農(nóng)田水利設(shè)施完好程度、政府在政策和資金上的支持程度7個變量對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響均達(dá)到顯著性水平。其中，性別、農(nóng)田水利設(shè)施完好程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響均通過0.05水平的負(fù)顯著檢驗，受教育程度、鄰里信任程度、農(nóng)田水利設(shè)施管理制度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.05水平的正顯著檢驗，耕地面積、政府在政策和資金上的支持程度對農(nóng)村居民參與農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)意愿的影響通過0.01水平的正顯著檢驗。

4.2建議

（1）加大農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)重要性的宣傳力度，提升農(nóng)村居民參與意識。要通過村內(nèi)政務(wù)公開欄、廣播、張貼標(biāo)語等方式以及利用電視、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)等渠道，廣泛宣傳農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的重要性和管護(hù)內(nèi)容，提高廣大農(nóng)村居民對農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的深刻認(rèn)識，提升農(nóng)村居民參與管理的積極性。同時，當(dāng)?shù)卣獙r(nóng)村居民定期進(jìn)行農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)的培訓(xùn)，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)村居民積極發(fā)揮主體作用，主動參與管護(hù)[18]。此外，還要邀請技術(shù)人員下鄉(xiāng)村，面對面向農(nóng)村居民講解管護(hù)方法，提高農(nóng)村居民的管護(hù)技術(shù)水平。

（2）提升村莊的自組織能力，促進(jìn)鄰里信任。首先，鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)村居民學(xué)習(xí)文化和技術(shù)，組織多種集體活動，增強鄰里團結(jié)力度，塑造良好的鄉(xiāng)風(fēng)民風(fēng)，不斷促進(jìn)農(nóng)村居民對鄰里的信任程度。其次，要不斷提升村干部的素質(zhì)和知識儲備，并樹立典范，提高村干部的公信力，帶領(lǐng)農(nóng)村居民積極投入到農(nóng)田水利設(shè)施的管護(hù)工作[19]

（3）加大政府的支持力度。政府部門要提高對農(nóng)田水利設(shè)施的財政資金投人力度，提升政府的供給能力，要加強與社會企業(yè)和金融機構(gòu)的合作，拓寬籌資渠道。同時，要提高投入資金的使用效率，及時把財務(wù)信息公之于眾，接受村民的監(jiān)督，確保投入的資金使用落到實處。

參考文獻(xiàn)

[1]劉景政，穆月英.我國農(nóng)田水利設(shè)施的時空特征與強化對策研究[J].山西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2023，22（6：16-30.

[2]王恒，王博.農(nóng)田水利高質(zhì)量發(fā)展：關(guān)鍵問題與對策建議[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2022，22（4）：35-43.

[3]常明，王西琴，張馨月.農(nóng)田水利管護(hù)模式對農(nóng)戶灌溉效率的影響[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2022（2）：24-35.

[4]王雅婧，袁明，黃惠春.村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投人的影響：基于農(nóng)戶分化視角[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與管理，2023（3）：90-101.

[5]陳明睿，陳英，謝保鵬，等.計劃行為理論視角下農(nóng)戶參與農(nóng)渠修建的意愿及其影響因素研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2024，38（9）：67-75.

[6]齊娟飛，羅鵬，談存峰.農(nóng)戶參與農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)影響因素分析：基于甘肅省平?jīng)鍪?69戶農(nóng)村居民的調(diào)查[J].云南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)），2022，16（6） ：22-27.

[7]魏強.都江堰灌區(qū)小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)及農(nóng)戶參與意愿研究[D].成都：四川農(nóng)業(yè)大學(xué)，2021.

[8]曼孜拉·艾爾肯，張曄，米合日阿依·艾力.農(nóng)戶參與農(nóng)村生活性公共基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)意愿的影響因素分析：基于南疆三地州1077戶的調(diào)研數(shù)據(jù)[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2023，37（8）：52-58.

[9]王蕾，楊曉卉，姜明棟.社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系嵌入視角下農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施供給意愿研究[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2019（1）：111-117.

[10]沙亞哈提·布拉勒，邵點林，馬慧，等.農(nóng)戶分化、公共服務(wù)設(shè)施對宅基地有償使用意愿的影響研究：以伊寧市改革試點調(diào)研為例[J].中國農(nóng)業(yè)信息，2022，34（5）：54-67.

[11]向鵬成，王宇迪，羅蕓.重慶市農(nóng)村小型水利工程后期管護(hù)模式研究[J].中國農(nóng)村水利水電，2023（7）：160-167.

[12］周沖，黎紅梅.新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小型農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)行為影響因素分析[J].山西農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，20（6）：30-43.

[13]王蕾，曾心韻.我國小型農(nóng)田水利設(shè)施供給發(fā)展現(xiàn)狀分析：來自181個村莊的微觀數(shù)據(jù)[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2020，48（17）：307-312，325.

[14]楊洪文.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下的農(nóng)村水利建設(shè)思考[J].農(nóng)業(yè)開發(fā)與裝備，2021（10）：20-21.

[15]王蕾，向慧伶，馬海良，等.社會規(guī)范對農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施供給行為的影響：基于人際信任的中介效應(yīng)[J].水利經(jīng)濟，2023，41（3）：113-122，126.

[16]王西琴，賈寶珍，張馨月，等.小型農(nóng)田水利設(shè)施農(nóng)戶自主治理績效評估：基于河北省井灌區(qū)的實證分析[J].資源科學(xué)，2022，44（10）：2089-2099.

[17]羅芳，陳池波.群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的相關(guān)性：基于用水者規(guī)模門檻回歸模型的檢驗[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2019，47（18） ：318-324.

[18]王昕，曹夢，李帥.基于PSM的自發(fā)合作供給小型水利設(shè)施對農(nóng)戶福利影響研究[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2019，40（8）：201-208.

[19]楊柳，朱玉春，任洋.社會信任、組織支持對農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)績效的影響[J].資源科學(xué)，2018，40（6）：1230-1245.