王格玲，陸遷，西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌712100

一、引言

農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“先行資本”，對改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)、消除農(nóng)村貧困、提高農(nóng)民的社會福利水平具有重大作用。但我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施長期處于供給不足、結(jié)構(gòu)失衡、效率低下的狀況，已成為制約農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展的巨大障礙。從一些實地調(diào)研來看，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的確能夠通過農(nóng)戶合作來自發(fā)供給，但也有許多村依托村民合作供給基礎(chǔ)設(shè)施困難重重。

農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施合作供給是眾多單個農(nóng)戶行為選擇的結(jié)果。小型水利設(shè)施參與行為不僅是主體對各種因素判斷、權(quán)衡成本－效用后的決定，而且受社會環(huán)境約束，具體的參與行為是合作意愿與社會環(huán)境共同作用的結(jié)果。政治、經(jīng)濟(jì)、文化都會對合作意愿及支付行為產(chǎn)生影響［1］。在具體社會環(huán)境中，各綜合性因素對合作意愿與參與行為所起的作用是有差異的，但在這一過程中，哪些因素將影響農(nóng)戶的合作意愿?哪些因素將影響農(nóng)戶的支付行為?農(nóng)戶具有明確的合作意愿為何最終并沒有形成具體的支付行為?是什么原因?qū)е铝撕献饕庠概c支付行為的悖離?這是實現(xiàn)農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施合作供給必須面對的現(xiàn)實問題。但是，目前關(guān)于合作意愿與支付行為的研究缺乏統(tǒng)一的和更深入的理論分析框架［2］，兩者之間的相互關(guān)系尚未形成一致性結(jié)論［3］，對合作供給過程中農(nóng)戶的合作意愿與支付行為之間的關(guān)系依然缺乏細(xì)致的實證研究。因此，本文根據(jù)對陜西省關(guān)中地區(qū)393 戶農(nóng)戶的問卷調(diào)查，對農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施合作意愿、支付行為影響因素進(jìn)行實證研究，重點探討導(dǎo)致合作意愿與支付行為偏離的原因，尋求集體行動實現(xiàn)的有效途徑，為政府相關(guān)職能部門提供決策參考依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為公共物品具有非排他性和非競爭性，存在市場失靈，政府應(yīng)該提供眾多類型的公共產(chǎn)品。隨著政府提供公共物品的缺陷日益暴露，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家把研究重點轉(zhuǎn)移到非政府供給領(lǐng)域，在公共產(chǎn)品市場化供給和多元化供給上取得了許多創(chuàng)新性的成果。英國學(xué)者Kranuze(2000)認(rèn)為公共物品供給存在低效率、短缺和質(zhì)量低下等諸多公共生產(chǎn)所存在的弊端，強(qiáng)調(diào)通過私有化解決公共物品供給問題。隨著新公共服務(wù)理論研究的興起，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始討論公共產(chǎn)品多元化的供給模式(Zhang，2005)，學(xué)者對公私伙伴關(guān)系(PPP 模式)給予了特別的關(guān)注，研究了PPP 模式中政府和私營部門利益均衡、融資以及政府補(bǔ)貼等問題(Abdel，2007;Brandao，2008)。薩繆爾森、林達(dá)爾等眾多學(xué)者對公共產(chǎn)品的有效供給條件進(jìn)行了分析。薩繆爾森認(rèn)為個人消費邊際替代率的總和等于公共產(chǎn)品邊際轉(zhuǎn)換率是一般均衡狀態(tài)下公共產(chǎn)品的有效供給條件，但鑒于其模型高度抽象，適應(yīng)條件過于苛刻，難以與實際經(jīng)濟(jì)相聯(lián)系。

國內(nèi)對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給的研究主要集中在兩個方面:一是對我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給制度障礙分析，二是對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給的創(chuàng)新設(shè)計。黃祖輝等對農(nóng)村社區(qū)公共產(chǎn)品供給研究做了全面綜述，指出了此領(lǐng)域有待進(jìn)一步深化研究的方向［4］。從制度層面來講，我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給面臨著偏好表達(dá)機(jī)制扭曲、問責(zé)機(jī)制不健全、鄉(xiāng)鎮(zhèn)財權(quán)事權(quán)不對稱和建設(shè)經(jīng)濟(jì)機(jī)制不合理等內(nèi)在制度機(jī)理困境，其本質(zhì)是制度變遷所導(dǎo)致的農(nóng)民“沙化現(xiàn)象”，農(nóng)民合作意愿缺失。鄭鳳田等指出在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施制度變遷過程，面臨“雙重兩難”困境，既存在著計劃與市場的雙重失靈，也存在著“政府主導(dǎo)”與“農(nóng)民主體”之間的矛盾［5］。毛壽龍等認(rèn)為，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的限制、搭便車行為的影響、社會資本的制約，導(dǎo)致農(nóng)民自主治理能力的欠缺和合作的困境［6］。為了走出農(nóng)村公共物品供給的集體行動困境，學(xué)者對不同的行為主體進(jìn)行分析并給出解決方案，組織成員結(jié)構(gòu)應(yīng)該存在差異性、組織成員間存在合理的利益共享、成本分?jǐn)倷C(jī)制和組織受益存在超可加性是走出農(nóng)村公共物品供給集體行動困境的主要條件［7］。從農(nóng)民行動邏輯的角度，農(nóng)戶行為主要受私利的驅(qū)使［8］;而就制度環(huán)境而言，通過實施“有償”供給、重構(gòu)鄉(xiāng)村社會資本、政府財政介入、構(gòu)建小集團(tuán)供給模式等是走出村莊公共物品供給困境的可能選擇［9］。此外，堅持農(nóng)民的主體地位，重視聲譽(yù)等非經(jīng)濟(jì)誘因的作用，“由農(nóng)戶自愿供給農(nóng)村社區(qū)內(nèi)的公共物品會是一個有效的結(jié)果”［10］106－109。國內(nèi)對集體行動關(guān)系的研究尚處于引介階段。集體行動能否實現(xiàn)主要取決于偏好異質(zhì)性，即個體偏好對集體行動均衡的影響，由于人們自身存在各種層次的異質(zhì)性以及不同群體中存在個體間的交互作用，集體行動結(jié)果可能存在多重均衡或者均衡不穩(wěn)定［2］。學(xué)者主要是采用國外的典型博弈模型，討論“異質(zhì)性U型曲線”，考察個體偏好差異以及個體決策時知識結(jié)構(gòu)的偏差對公共物品自發(fā)供給的影響，但結(jié)論的可靠性仍需進(jìn)一步驗證［3］。

總體來看，國內(nèi)外相關(guān)研究主要理論與實踐，對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的研究主要從農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的方式、治理方式、機(jī)制與投資效率展開進(jìn)行定性分析，取得了較為豐碩的成果，其理論和方法對我們的研究具有重要的啟發(fā)和借鑒意義。但現(xiàn)有研究主要以理論分析為主，實證研究不足。強(qiáng)調(diào)得更多的是激勵制度的構(gòu)建以及分析農(nóng)民的合作意愿，鮮見從集體行動視角分析合作意愿與合作行為悖離的文獻(xiàn)。因此，本文在實地調(diào)查的基礎(chǔ)上，運用Heckman－Probit 模型，基于農(nóng)戶合作意愿與合作行為悖離的現(xiàn)實，研究農(nóng)村小型水利設(shè)施合作供給集體行動的實現(xiàn)問題，對合作意愿和合作行為二者之間的差異及影響因素作探索性研究，以尋求農(nóng)村小型水利設(shè)施合作供給的有效政策途徑及解決方案。

三、研究方法、數(shù)據(jù)來源與變量選擇

(一)研究方法

農(nóng)戶對小型水利設(shè)施的合作供給決策有兩個過程，首先是農(nóng)戶對小型水利設(shè)施合作供給的感知，即合作的意愿;其次，才是農(nóng)戶對是否合作做出適應(yīng)性應(yīng)對決策，即合作行為。本質(zhì)上，合作行為是農(nóng)戶對合作意愿的一種選擇行為，因此，可采用Heckman－Probit 兩步模型分析。第一階段，識別影響農(nóng)戶合作感知概率的因素;第二階段，對于具有合作意愿的農(nóng)戶，考察其具體參與行為的概率及影響因素。

(1)第一階段，關(guān)于農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿的影響因素，模型如下:

式中，因變量P為農(nóng)戶的合作意愿。為了得到農(nóng)戶對是否合作的態(tài)度，問卷中設(shè)計的問題為“如果有人提出建設(shè)小型水利設(shè)施，您是否愿意參與”，如果回答是，其因變量取值為“1”，否則為“0”。G(* )是累積分布函數(shù)，x1，x2，x3，x4，…，xn等是m個影響農(nóng)戶合作意愿的因素，βx為自變量合作意愿xm的系數(shù)。

(2)第二階段，關(guān)于農(nóng)戶小型水利設(shè)施支付行為的影響因素，模型如下:

式中，因變量為潛在變量。為了得到農(nóng)戶支付行為的相關(guān)信息，問卷在假設(shè)農(nóng)戶具有合作意愿的基礎(chǔ)上，設(shè)計了如下問題:“如果您愿意參與小型水利設(shè)施建設(shè)，是否已支付小型水利設(shè)施建設(shè)費用?”如果回答是，則其值為“1”，否則為“0”，x1，x2，x3，x4，…，xk等是k個農(nóng)戶支付行為的影響因素，αk為支付行為影響因素的系數(shù)，ε 是隨機(jī)誤差項。

(二)數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

所用數(shù)據(jù)來源于課題組2012年2月和2012年6月的實地問卷調(diào)查及村委會主任等相關(guān)人員的訪談。調(diào)查區(qū)域涉及陜西省關(guān)中地區(qū)實施小型水利設(shè)施工程的8 個縣。調(diào)查對象是16－75 周歲、沒有交流困難并積極配合調(diào)查的農(nóng)民。調(diào)研采取多階段隨機(jī)走訪的方式進(jìn)行，采用分層抽樣調(diào)查方法，每個縣按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平隨機(jī)選取3 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取3 個自然村，再在每個抽樣的自然村中隨機(jī)選取10－12 個農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查及訪談。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶基本特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、政府投入、農(nóng)戶認(rèn)知、社區(qū)環(huán)境以及農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿情況(包括農(nóng)戶是否具有小型水利設(shè)施合作供給意愿?若愿意參與，是否有具體的參與行為，參與行為受哪些因素的影響)。此次調(diào)查共獲得有效問卷393 份，樣本有效率為90．2%。

表1 調(diào)查農(nóng)戶基本特征

1．村莊基本特征。村莊以擁有小型水利設(shè)施或?qū)嵤┬⌒退O(shè)施建設(shè)的村莊為主。

2．農(nóng)戶基本特征(見表1)。調(diào)查對象具有以下特征:以女性為主，占50．8%;以中青年人為主，年齡分布呈現(xiàn)正態(tài)分布趨勢;以初中文化程度為主，占42．5%，小學(xué)占38．4%，高中及以上的僅占11．5%;多以3—5 人的中小型家庭為主，占76．8%;有6%是村干部，10．5%是黨員;89．2 %的農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(三)變量選取

本研究選取了以下5 大類共12 個自變量，即農(nóng)戶基本特征(性別、年齡、受教育程度)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況(種植面積、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的年限)、制度因素(政府糧食補(bǔ)貼)、農(nóng)戶認(rèn)知(小型水利設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重要性、是否清楚小型水利的資金使用情況、對現(xiàn)有灌溉設(shè)施服務(wù)的滿意度、收入變化)、社區(qū)環(huán)境(小型水利維修情況、是否經(jīng)常發(fā)生用水糾紛)，因變量選擇了農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作供給意愿以及合作行為，其變量定義、統(tǒng)計性描述及其預(yù)期作用方向見表2。在農(nóng)戶選擇是否具有小型水利設(shè)施合作供給參與意愿的情況下，由于參與意愿主要受農(nóng)戶的個人特征、農(nóng)戶的家庭特征和政府對小型農(nóng)田水利建設(shè)投入情況的影響，因此，在第一階段農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿的影響因素分析模型中，選取變量不考慮變量x8和x10;而在第二階段農(nóng)戶小型水利設(shè)施支付意愿的影響因素分析模型中，小型水利設(shè)施資金使用情況與收入變化是影響農(nóng)戶支付意愿的主要考慮因素，因此第二階段考慮所有變量。

1．農(nóng)戶基本特征方面。選取農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度三個變量來反映其基本特征。與女性相比，男性對水利的知識了解更多，其合作供給意愿更強(qiáng)。農(nóng)民年齡越輕，接受新生事物的能力越強(qiáng)，而農(nóng)戶的年齡越大，安于現(xiàn)狀的心理越強(qiáng)，合作供給意愿越弱。農(nóng)戶受教育程度越高，越能充分意識到小型農(nóng)田水利設(shè)施的重要性，收入也可能越高，從而參與小型農(nóng)田水利設(shè)施合作供給的意愿可能越強(qiáng)。由于在具體的投入行為中，農(nóng)民文化程度越高，越有可能進(jìn)行兼業(yè)或從事其他非農(nóng)經(jīng)營活動，因而其參與小型農(nóng)田水利設(shè)施合作供給意愿的可能性就越低，因此，受教育程度的影響方向不確定。

表2 變量說明和統(tǒng)計性描述

2．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況。選取種植面積與從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限來反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況。農(nóng)戶種植面積越大，對小型水利設(shè)施合作供給的需求越旺盛，其合作供給意愿也越強(qiáng)。從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的年限越長，對農(nóng)業(yè)知識了解越深入，其合作供給意愿也越強(qiáng)烈。

3．政府投入。選取政府糧食補(bǔ)貼來反映政府投入情況。農(nóng)戶之所以對小型水利設(shè)施具有需求，是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可獲得收益，從而引致農(nóng)戶對水利投入要素的需求，小型水利設(shè)施這種派生性需求的特點，意味著政府對糧食補(bǔ)貼的資金越多，農(nóng)戶從經(jīng)營農(nóng)業(yè)中獲得更高收益，農(nóng)戶種植積極性就會越高，農(nóng)戶對小型水利需求越大，從而提高農(nóng)戶小型水利合作供給的參與意愿與參與行為。

4．農(nóng)戶認(rèn)知。選取水利設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性、小型水利設(shè)施資金使用情況、對現(xiàn)有灌溉設(shè)施的滿意度、收入變化四個變量來反映農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施合作供給的心理認(rèn)知狀況。農(nóng)戶認(rèn)為小型水利設(shè)施對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)越重要，其合作供給意愿就越強(qiáng)。小型水利設(shè)施建設(shè)與運行的資金使用越公開和透明，農(nóng)戶的合作供給意愿越強(qiáng)，從而進(jìn)行參與合作供給行動。預(yù)期對現(xiàn)有灌溉設(shè)施滿意度越高，參與小型水利設(shè)施合作供給的可能性越大;預(yù)期使用水利設(shè)施灌溉后，如果使農(nóng)業(yè)收入有明顯增加，則農(nóng)戶的合作供給意愿越強(qiáng)。

5．社區(qū)環(huán)境。選取小型水利設(shè)施維修情況以及是否經(jīng)常發(fā)生用水糾紛來反映農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施合作供給的社區(qū)環(huán)境。小型水利設(shè)施屬于準(zhǔn)公共產(chǎn)品中的俱樂部產(chǎn)品，排他性比較強(qiáng)，存在著“選擇性進(jìn)入”方式，因此水利設(shè)施供給的社區(qū)環(huán)境是影響農(nóng)戶合作供給的重要因素。

四、模型估計結(jié)果與分析

根據(jù)所獲得的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用SPSS16．0 統(tǒng)計軟件對農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的影響因素進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見表3。由表3 可知，模型的總體效果顯著，模型整體擬合效果良好，回歸分析所得結(jié)果可以作為分析和判斷各影響因素作用方向和作用大小的依據(jù)，解釋變量的作用方向也基本符合預(yù)期。

表3 農(nóng)戶對農(nóng)村小型水利設(shè)施合作供給意愿的分析結(jié)果

(一)農(nóng)戶基本特征對其參與小型水利設(shè)施合作供給的影響

1．農(nóng)戶受教育程度對農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作供給參與意愿與參與行為都具有顯著的負(fù)向影響。農(nóng)戶受教育程度在第一階段決策模型中通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負(fù)，表明農(nóng)民文化程度越高，其參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的意愿越弱。其主要原因是受教育程度越高的農(nóng)戶，越有可能獲得其他正規(guī)的非農(nóng)就業(yè)機(jī)會和渠道，從而得到更高的收入。因此，參與小型水利設(shè)施合作供給的意愿缺乏(Baland and Platteau 1996)［11］。在第二階段決策模型中，農(nóng)民文化程度這一變量通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，表明文化程度的提高降低了農(nóng)戶的參與行為，這一結(jié)果與Johnson et al．［12］的研究結(jié)論相一致。農(nóng)戶受教育程度雖然弱化了農(nóng)戶自愿合作供給動因，是導(dǎo)致集體行動失敗的主要因素，但是，對農(nóng)戶合作供給的參與意愿與支付行為具有同向作用，因此教育程度因素并不是導(dǎo)致農(nóng)戶參與意愿與參與行為悖離的原因。

2．農(nóng)戶年齡在第一階段模型中影響不顯著，雖然不具有統(tǒng)計學(xué)上的意義，但從經(jīng)濟(jì)學(xué)含義來講，農(nóng)戶具有正的參與意愿。在第二階段決策模型中，農(nóng)戶年齡變量通過了5%的顯著性檢驗，影響方向與預(yù)測影響方向一致，呈負(fù)相關(guān)。模型系數(shù)為－0．1033，表明農(nóng)戶年齡每增加一歲，其具體支付行為將會下降10．33%。由此可以看出，年齡是導(dǎo)致農(nóng)戶參與意愿與參與行為悖離的原因之一。縱向比較發(fā)現(xiàn)，隨著農(nóng)戶年齡的增大，實際參與數(shù)大于意愿參與數(shù)的可能性越來越大。反映出年齡較大的農(nóng)戶更傾向于采用傳統(tǒng)的方式或根據(jù)自己的經(jīng)驗從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，新生事物的接受能力較差，對小型水利設(shè)施合作供給支付行為的可能性降低。這一結(jié)論得到Hugo Storm［13］的證實。

(二)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況對農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施合作供給的影響

1．種植面積對農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作供給參與意愿沒有顯著影響，但對小型水利設(shè)施合作行為具有顯著的負(fù)向影響。在第二階段決策模型中，灌溉面積通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數(shù)為負(fù)，表明隨著種植面積的增加，農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的行為逐漸減弱，因此，種植面積是導(dǎo)致農(nóng)戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素。主要原因是擁有較多耕地的農(nóng)戶雖然有參與小型水利設(shè)施合作供給的意愿，但從成本收益角度考慮，更傾向于采用自有灌溉設(shè)施而非與人合作的方式來降低成本，從而實現(xiàn)“規(guī)模經(jīng)濟(jì)”。因此，其他灌溉方式的存在給農(nóng)戶以“選擇退出”的可能，從而降低農(nóng)戶參與集體行動的可能性［14］。Wang 的研究也證實了上述研究結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，擁有私有水井與耕地面積顯著正相關(guān)［15］54－84。

2．從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限在第一階段模型中未通過顯著性檢驗，而在第二階段決策模型中，變量通過5%的顯著性檢驗，影響方向與預(yù)測方向一致，呈正相關(guān)。顯然，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限是影響農(nóng)戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素之一。原因是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限在一定程度上反映了農(nóng)戶的種植經(jīng)驗，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)年限越長的農(nóng)戶愈希望通過自己的種植經(jīng)驗來進(jìn)行農(nóng)作物播種、灌溉等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，但農(nóng)戶作為“學(xué)習(xí)人”，通過觀察其他參與小型水利設(shè)施合作供給農(nóng)戶，證實小型水利設(shè)施合作供給更有利于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的提高以及成本的降低，從而采用“用錢投票”的方式證明了合作灌溉的有效性。

(三)政府投入情況對農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施合作供給的影響

政府投入變量通過第二階段模型1%的顯著性水平檢驗，表明政府投入每增加1%，農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作行為可能性將會增加0．37%。而政府投入對農(nóng)戶的合作意愿影響不顯著。因此，政府投入情況是農(nóng)戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素之一。研究結(jié)果表明，政府政策支持對農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿的激勵作用并不明顯，但從具體的參與行為來講，農(nóng)戶期望立竿見影的效益，只有看得見摸得著的利益才能驅(qū)使他們參與進(jìn)來，而過長的預(yù)期對于他們的參與意愿是缺乏吸引力的，因此，對于政府投入，農(nóng)戶從行為上給予積極響應(yīng)。

(四)農(nóng)戶認(rèn)知程度對其參與小型水利設(shè)施合作供給的影響

1．小型水利對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性影響方向與預(yù)測方向一致，在1%的顯著性水平下通過檢驗，呈正相關(guān)，表明農(nóng)戶認(rèn)為小型水利越重要，其合作供給的意愿越強(qiáng)。統(tǒng)計調(diào)查顯示，認(rèn)為農(nóng)村社區(qū)小型水利設(shè)施非常重要和比較重要的比例為90．2%，比較不重要和非常不重要的比例僅占2．2%。但是參加小型水利合作的農(nóng)戶比例為58%，主要原因是小型水利合作供給的實施需要投入相應(yīng)的資金、人力與物力，它的重要性雖然被大家一致認(rèn)可，其合作意愿雖然較高，但合作行為卻因為種種限制無法實現(xiàn)，參與比例有所下降。

2．小型水利設(shè)施資金使用狀況的影響方向與預(yù)測方向一致，呈正相關(guān)，其系數(shù)為0．0804，在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明小型水利設(shè)施資金使用情況是農(nóng)戶參與行為的主要影響因素。資金使用情況的公開與透明不僅解答了農(nóng)戶對資金使用效率的疑問，更增加了農(nóng)戶參與的積極性與主體意識，使小型水利設(shè)施的使用情況更符合農(nóng)民的意愿，促使小型水利設(shè)施的合作供給更有效率，資金使用情況更加合理、公正。

3．收入變化在第二階段決策模型中影響顯著，在1%的顯著性水平下通過檢驗。其影響方向與預(yù)測方向一致，呈正相關(guān)，其系數(shù)為0．1222，表明收入增加是農(nóng)戶參與行為的主要推動力，收入改善能有效推動農(nóng)戶的參與行為。

以上三個因素的分析結(jié)果表明，農(nóng)戶對事物的認(rèn)知程度直接或間接影響其選擇偏好和意愿，農(nóng)戶小型水利設(shè)施的參與意愿必定受其在小型水利設(shè)施合作方面心理認(rèn)知狀況的影響。具體的參與行為卻受到除農(nóng)戶認(rèn)知外的硬約束，如資金的使用、收入的變化等，從而導(dǎo)致合作意愿與合作行為的悖離。

(五)社區(qū)環(huán)境因素對農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施合作供給的影響

在第一階段模型中，用水糾紛是影響農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿的關(guān)鍵因素，系數(shù)為0．3722，在1%的水平通過了顯著性檢驗，其影響方向與預(yù)測方向一致，呈正相關(guān)。在第二階段決策模型中，用水糾紛對農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作供給參與行為影響不顯著。因此，用水糾紛是導(dǎo)致合作意愿與合作行為差異的主要因素之一。實際調(diào)查發(fā)現(xiàn)，用水糾紛是農(nóng)田灌溉中經(jīng)常發(fā)生的沖突，水權(quán)的不確定導(dǎo)致農(nóng)戶在自發(fā)灌溉中的利益沖突比比皆是。因此，農(nóng)戶更傾向于通過合作供給的方式處理糾紛與沖突，顯示了小型水利設(shè)施合作供給制度安排的優(yōu)越性，具體的制度實施過程也表明，小型水利設(shè)施合作供給是解決用水糾紛的有效方案，根據(jù)農(nóng)戶訪談結(jié)果，灌溉的排序與灌溉量的多少每個村都有特定的規(guī)則，如根據(jù)繳納水費的時間早晚排序，按土地面積繳納水費等，較好地解決了用水糾紛問題。

五、結(jié)論與政策建議

本文以陜西省關(guān)中地區(qū)393 戶農(nóng)戶為調(diào)查樣本，建立Heckman－Probit 模型實證分析農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿與合作行為悖離的影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的參與行為與參與意愿有較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，但較高的合作意愿并不必然導(dǎo)致最終的參與行為。農(nóng)戶的合作意愿主要受農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶認(rèn)知情況以及社區(qū)環(huán)境的影響;而小型水利設(shè)施合作供給中具體的參與行為能否實現(xiàn)，更多地取決于心理認(rèn)知狀況、政策因素、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況等。農(nóng)戶參與具體小型水利合作行為不僅受客觀環(huán)境的制約，而且受到相互間依存和信任關(guān)系等心理認(rèn)知的影響，導(dǎo)致農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作意愿與合作行為的悖離。為促使小型水利設(shè)施合作供給集體行動的實現(xiàn)，應(yīng)著力從以下幾點入手。

1．完善小型水利設(shè)施合作供給機(jī)制。按照基本公共服務(wù)均等化的要求，強(qiáng)化對農(nóng)田水利的政策扶持，加大對水利建設(shè)的投入力度。在農(nóng)村小型水利設(shè)施供給上，以統(tǒng)一規(guī)劃、尊重民意為前提，以財政補(bǔ)助為引導(dǎo)，以農(nóng)民、農(nóng)民用水合作組織、村組和基層水管單位為載體，加強(qiáng)政府的引導(dǎo)作用，使農(nóng)民由被動建設(shè)轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)民自主建設(shè)，實證研究也表明，農(nóng)戶認(rèn)知程度的提高可以增加小型水利設(shè)施的合作供給意愿，提升合作供給效率，促進(jìn)農(nóng)田水利建設(shè)步入“農(nóng)民自愿投入、政府給予補(bǔ)助、明晰產(chǎn)權(quán)歸屬、落實管護(hù)責(zé)任、實現(xiàn)良性發(fā)展”的軌道。

2．加強(qiáng)資金和項目科學(xué)管理。由于農(nóng)村公共物品提供過程中的暗箱操作、水權(quán)不明確和利益夾雜等因素，導(dǎo)致農(nóng)戶對參與農(nóng)村小型水利建設(shè)存有疑慮，合作供給的意愿雖然較高，但由于在具體操作中存在資金使用不透明、水權(quán)不確定等問題，最終導(dǎo)致集體行動失敗。這一問題正好解釋了合作意愿與合作行為悖離的原因。調(diào)查顯示，參與機(jī)制越完善，資金管理透明度越高，管理機(jī)制越公開、民主，農(nóng)戶越能在農(nóng)村公共物品提供過程中表達(dá)意愿和需求，農(nóng)村公共物品合作供給的可能性就越大。因此，在農(nóng)村小型水利設(shè)施合作供給中，應(yīng)以公開透明的資金管理制度為基礎(chǔ)，加強(qiáng)對項目的科學(xué)管理，明確水權(quán)，使參與農(nóng)戶充分了解小型水利設(shè)施項目資金的使用情況，產(chǎn)權(quán)界定合理，項目的運轉(zhuǎn)執(zhí)行得到有效監(jiān)督，形成良性運轉(zhuǎn)機(jī)制。

3．重視農(nóng)戶合作意愿對合作供給的影響。公用物品供給要遵循的第一準(zhǔn)則是自下而上確定需求，滿足千百萬農(nóng)戶的生產(chǎn)生活需要，在此基礎(chǔ)上，通過政策的自上而下統(tǒng)一執(zhí)行，實現(xiàn)農(nóng)戶的合作意愿。完善農(nóng)村公共物品的合作供給，需要考慮農(nóng)戶異質(zhì)性因素導(dǎo)致的不同類型農(nóng)戶對小型水利設(shè)施的需求情況各不相同，農(nóng)村公共物品的合作供給應(yīng)滿足不同收入水平農(nóng)戶及不同類型農(nóng)戶的意愿，增強(qiáng)其對合作供給重要性的認(rèn)知，明確農(nóng)村公共物品供給的優(yōu)先次序，通過加強(qiáng)政策宣傳，使更多農(nóng)民理解政策的背景和意圖，提高農(nóng)戶滿意度，從而增強(qiáng)其合作意愿，減少合作意愿和合作行為的悖離。

［1］Das Gupta，Monica，H．Grandvoinnet，M．Romani．2004．“Sate－Community Synergies in Community－Driven Development．”Journal of Development Studies 40 (3)．

［2］彭長生、孟令杰:《異質(zhì)性偏好與集體行動的均衡:一個理論分析框架》，載《南開經(jīng)濟(jì)研究》2007年第6期。

［3］宋妍、朱憲辰:《異質(zhì)性U 型曲線假說成立嗎?一種替代性說法》，載《管理工程學(xué)報》2009年第3 期。

［4］黃祖輝、游旭平:《村社區(qū)公共產(chǎn)品供給的研究綜述》，載自網(wǎng)絡(luò)［EB/OL］．http://happy257．bo kee．com /4395677．html，2006－02－07。

［5］鄭風(fēng)田、董筱丹、溫鐵軍:《農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資體系改革的“雙重兩難”》，載《貴州社會科學(xué)》2010年第7期。

［6］毛壽龍、楊志云:《無政府狀態(tài)、合作的困境與農(nóng)村灌溉制度分析——荊門市沙洋縣高陽鎮(zhèn)村組農(nóng)業(yè)用水供給模式的個案研究》，載《理論探討》2010年第2期。

［7］張明林、吉宏:《集體行動與農(nóng)業(yè)合作組織的合作條件》，載《企業(yè)經(jīng)濟(jì)》2005年第8 期。

［8］賀雪峰、羅興佐:《論農(nóng)村公共物品供給中的均衡》，載《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2006年第1 期。

［9］陳潭、劉建義:《集體行動、利益博弈與村莊公共物品供給》，載《公共管理學(xué)報》2010年第3 期。

［10］符加林、崔浩、黃曉紅:《農(nóng)村社區(qū)公共物品的農(nóng)戶自愿供給——基于聲譽(yù)理論的分析》，載《經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯》2007年第4 期。

［11］Baland，Jean－Marie，and Jean－Philippe Platteau．Halting Degradation of Natural Resources:Is There a Role for Rural Communities，NewYork:Oxford University Press，1996．

［12］Johnson，N．，Evangelinos，I．K．，Iosifides，T．，Halvadakis，P．C．，Sophoulis，C．M．．“Social factors influencing perceptions and willingness to pay for a marketbased policyaiming on solid waste management”，Resources，Conservation and Recycling，2010，54 (9)．

［13］Frederic Gaspart，Jean－Philippe Platteau．“Heterogeneity and collective action for effort regulation”，Lessons from the Senegalese small－scale fisheries，2002．

［14］DiPasquale，D．a(chǎn)nd Glaeser，E．．“Incentives and social capital:are homeowners better citizens”，Journal of Urban Economics，1999，vol．45 (2):354 –84．

［15］Wang，J．，Xu，Z．，Huang，J．，Rozelle，S．．“Water management reform and the poor:Impacts on income，output and water use in the Yellow River Basin，China，International Water Management Institute，Colombo，2005．