郭玲霞

（咸陽師范學院 旅游與資源環(huán)境學院，陜西 咸陽 712000）

中國是水資源短缺的國家,加之水資源時空分布不均,水土資源布局不匹配,水資源已成為制約中國社會經濟可持續(xù)發(fā)展的重要因素。干旱半干旱地區(qū)水資源問題尤為突出,已成為區(qū)域社會經濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境演變的關鍵因素[1]。自20世紀90年代以來,黃河流域參與式水資源管理制度改革取得了很大的進展,傳統(tǒng)的集體管理已經逐步被承包管理和用水協(xié)會管理所取代[2-3]。實踐證明，協(xié)會在解決水事糾紛、減少用水戶的水費開支、節(jié)約農業(yè)勞動力、改善渠道管理和提高弱勢群體灌溉用水的獲取能力等方面取得了一定成效[4-6]，對農戶灌溉水資源供應和農業(yè)生產、生產投資、作物用水量等等產生了積極影響[7-9]。農村水資源管理是一個非常復雜的問題，工程質量和規(guī)模、管理制度、農戶參與程度，以及區(qū)域經濟社會發(fā)展等一系列因素都會影響其管理效率[10-11]。充分、廣泛、公平的公眾參與是提高政府管理效率、促進水資源高效利用、實現(xiàn)用水公平合理的有效途徑。然而，目前對水資源管理中公眾參與的深入研究還比較少，對公眾參與中的公平問題還沒有得到重視。農民參與水資源管理不僅是政策和機制問題，還是涉及農民個體心理及社會層面的復雜問題，受農民對水資源管理的認知水平和體驗評價的影響。女性在水資源供給、利用和生存環(huán)境保護方面具有重要作用，這是由于大量的農村剩余勞動力轉移，婦女成為了農業(yè)生產的主力軍，在生產用水中發(fā)揮著重要作用，但在水資源管理等決策層面參與非常少[12-13]。農民用水戶協(xié)會忽視了婦女在水資源利用管理以及環(huán)境保護中的角色與她們所掌握的知識，以及她們平等參與的權利和發(fā)展的需求，低估了婦女參與管理的能力[14]。本文以甘肅省高臺縣為例，運用參與式農村評估方法進行實地調查并獲取數(shù)據，建立均值結構模型，對比研究男性和女性對參與式水資源管理的認知和響應，探索參與式水資源管理中公眾參與的主要問題，在此基礎上，提出促進水資源管理中公眾參與以及性別平等的對策建議，對于農村水資源管理可持續(xù)發(fā)展和社會公平具有重要意義。

1 理論模型

農民的滿意程度是評價用水者協(xié)會管理績效的重要且有效的指標[15-16]。農民一般是通過對水資源的滿足程度以及供給服務來評價管理績效，參與農民用水者協(xié)會管理工作是對協(xié)會管理工作認同和肯定的結果，是否愿意積極地參與或支持他人參與，取決于農民對參與式水資源管理的認知程度和對目前協(xié)會管理的態(tài)度。農民的個人因素、家庭因素、生產特征直接決定了其是否愿意、能否參與用水者協(xié)會管理工作[14]。此外，男性和女性對水資源的需求不同，因此對水資源管理的認知、評價和響應也存在差異。本文基于性別分析，建立結構方程模型，探索農民對參與式水資源管理的認知、態(tài)度、響應及其潛在關系，選擇3個內生結構變量包括認知程度、滿意程度和參與意愿，3個外生結構變量包括個人因素、家庭特征、生產狀況。結構變量對應的觀測變量如表1所示，通過問卷調查，獲取所有觀測變量信息，將各指標按照各自定義設置分為5級量表。

表1 結構方程模型指標體系

理論模型的建立基于4個假設:H1-農民對用水者協(xié)會的滿意程度對參與意愿有著直接的、積極的影響，即農民對用水者協(xié)會所提供的管理服務及管理績效的滿意程度越高，農民參與用水者協(xié)會管理的意愿及支持、鼓勵家人參與的意愿越強烈。H2-農民的認知程度與其滿意度之間有著相關關系。農民對用水者協(xié)會的組織形式、運行制度及職能等方面的理解和認識，直接關系到對用水者協(xié)會管理績效的滿意程度。認識越深刻、了解越多則對用水者協(xié)會的評價越客觀。H3-農民的認知程度對參與意愿有著直接的、積極的影響。對用水者協(xié)會的認識和理解越深刻，參與協(xié)會管理及支持鼓勵家人參與的可能性越大。H4-農民的個人因素與認知程度、參與意愿之間存在著相關關系，家庭因素及生產狀況與認知程度、滿意程度和參與意愿之間存在著相關關系。農民的個體特征決定了其水資源知識、態(tài)度和行為，家庭及生產方面的特征決定了其對水資源的需求和期待，從而影響對用水者協(xié)會的認知程度、滿意程度及參與意愿。

2 數(shù)據獲取及檢驗

高臺縣位于河西走廊中部，黑河中游下段，隸屬甘肅省張掖市，所屬8個灌區(qū)，136個行政村，農業(yè)戶數(shù)為34139（數(shù)據見高臺縣統(tǒng)計年鑒2009）。本研究以農戶為調查對象，前期預調查58個樣本數(shù)據顯示，農民認知程度樣本方差為1.21，樣本均值為2.95，在0.05顯著性水平下，規(guī)定抽樣誤差不超過0.1。根據簡單隨機不重復抽樣計算得出農民認知程度研究最小樣本量為478。問卷調查中發(fā)放問卷600份，獲得有效問卷578份，其中男性302份，女性273份。

運用SPSS統(tǒng)計軟件對調查數(shù)據進行初步整理與檢驗，按性別劃分，計算得出樣本中所有單項與項目整體相關度均大于0.3，因此所有觀察變量視為可信；Cronbach Alpha為0.8以上，說明此問卷具有較高的內在一致性。

3 研究結果

3.1 驗證性因子分析

運用LISREL8.70軟件計算所有因子協(xié)方差矩陣，估計路徑系數(shù)并進行t檢驗，同時對模型整體擬合度進行檢驗[17-18]。結果表明，23個觀測變量中，所有觀測指標的t檢驗值都通過0.01水平的顯著性檢驗，說明測量模型中的觀測變量對特定結構變量的影響都是顯著的，能夠很好地解釋相應的潛變量。通過對結構模型進行檢驗發(fā)現(xiàn)，各結構變量之間的路徑系數(shù)均顯著，說明理論模型得到了較好的驗證，實證研究支持理論假設。對模型進行擬合度檢驗(表2)，衡量模型對數(shù)據的擬合程度指標有擬合優(yōu)度的χ2、近似誤差的均方根、擬合優(yōu)度指數(shù)、調整擬合優(yōu)度指數(shù)。一般認為χ2/df＜2、GFI＞0.90、AGFI＞0.90、RMSEA≤0.05，并且RMSEA的90%置信區(qū)間上限≤0.08，則模型的擬合程度較好。模型的擬合指數(shù)中χ2/df=1.93、GFI=0.94、AGFI=0.96、CFI=0.94、RMSEA=0.05，RMSEA 的90%置信區(qū)間=(0.043，0.055)，表明模型具有較好的擬合優(yōu)度。

表2 整體模型擬合度參數(shù)

圖1 男性結構方程模型的標準化解

圖2 女性結構方程模型的標準化解

3.2 多組驗證性因子分析

將樣本按照性別進行分組驗證性因子分析，圖1和圖2分別為男性和女性模型的因子標準化解?？梢钥闯觯^測變量x2，x11，x12標準化負荷值較低，但所有觀察指標t檢驗值都在0.01水平上顯著，說明模型中的觀察指標對特定結構變量的影響都是顯著的，能夠很好地解釋相應的潛變量。各結構變量之間的路徑系數(shù)均是顯著的，說明理論模型得到了較好的分組驗證。兩組內生結構變量農民的認知程度、滿意程度和參與意愿之間存在顯著且重要的路徑關系。對比發(fā)現(xiàn)，男性認知程度對滿意程度及參與意愿的路徑系數(shù)分別為0.19(t=3.47)、0.38(t=5.23)，女性路徑系數(shù)分別為0.19(t=3.12)和0.35(t=4.67)，說明男性和女性對水資源管理的認知程度對滿意程度和參與意愿具有顯著影響。男性和女性滿意程度與參與意愿的路徑系數(shù)分別為0.42(t=2.68)和0.44(t=2.82)，說明男性和女性對水資源管理的滿意程度顯著影響著參與水資源管理的意愿。外生結構變量對農民認知程度、滿意程度和參與意愿的影響路徑均達到了顯著水平。對男性和女性認知程度影響最為顯著的結構變量均是個人因素，路徑系數(shù)分別為0.77(t=10.13)、0.76(t=10.18)。對男性和女性滿意程度影響最為顯著的結構變量是生產狀況，路徑系數(shù)分別為0.30(t=2.87)、0.29(t=2.81)。對男性和女性參與意愿影響最為顯著的結構變量是家庭特征，路徑系數(shù)分別為0.30(t=2.87)、0.29(t=2.81)。

3.3 測量等同檢驗

在驗證性因子分析之后，對男性和女性認知程度模型進行等同性檢驗，結果由表3可以看出，在兩組同時估計的基礎上，模型M2限制兩組因子負荷相同，則自由度為457，χ2(457)=642.33，Δχ2(25)=20.86(p＞0.05)不顯著，ΔRMSEA=-0.007，ΔNNFI=0.000，ΔCFI=0.001，說明男性和女性認知模型的結構形態(tài)和因子負荷可以設定為等同。通過對χ2增量Δχ2和其他擬合指數(shù)的檢驗，接受因子負荷恒等性檢驗的假設，模型M2具有穩(wěn)定性。在模型M2基礎上，模型M3同時增加了因子負荷和路徑系數(shù)等同的限制，Δχ2(15)=24.51(p＞0.05)不顯著，ΔRMSEA=-0.001，ΔNNFI=-0.01，ΔCFI=-0.02，從χ2增量來看，接受因子負荷恒等性檢驗的假設。模型M4在限制因子負荷、進一步限制因子協(xié)方差等同，Δχ2(7)=18.42(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.006，ΔNNFI=-0.02，ΔCFI=-0.05，從χ2增量來看，接受因子負荷恒等性檢驗的假設。但與基準模型相比，χ2增量仍達顯著水平。因此因素恒等性檢驗反映模型具有結構形態(tài)和因子負荷上的穩(wěn)定性和有效性。模型M5在限制因子負荷、因子協(xié)方差等同的基礎上，進一步限制誤差方差等同，Δχ2(8)=18.25(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.011，ΔNNFI=-0.02，ΔCFI=-0.05，從χ2增量來看，接受因子負荷恒等性檢驗的假設。與模型M1相比，Δχ2未達顯著水平，ΔRMSEA=0.014，ΔNNFI=-0.05，ΔCFI=-0.010，χ2增量仍達顯著水平。

表3 測量等同性檢驗的擬合指數(shù)

3.4 均值結構模型

通過對男性和女性認知模型的測量等同性檢驗，驗證了兩組理論模型具有形態(tài)相同、因子負荷、路徑系數(shù)、因子協(xié)方差和誤差方差，模型M6在限制因子負荷、因子協(xié)方差、誤差方差等同的基礎上，進一步限制因子截距等同，Δχ2(16)=31.75(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.03，ΔNNFI=-0.12，ΔCFI=-0.08，從χ2增量來看，接受因子負荷恒等性檢驗的假設，因此具備均值比較的前提條件。由于因子本身沒有測量單位，所以選擇男性作為參照，檢驗女性各因子與男性的均值差異。設定男性各因子均值為0，容許女性各因子均值自由估計，結果表明（表3，表4），χ2(513)=716.86(p＞0.05)。女性認知程度均值為-0.05，略低于男性，兩組差異未達到顯著性水平（t=-1.25）；女性滿意程度略高于男性，兩組差異未達到顯著性水平(t=0.68)；女性參與意愿均值為-0.04，顯著低于男性（t=-4.96，p＜0.05）。女性和男性對水資源管理組織成立的必要性、組織形式、主要職能、相關制度及運行方式等問題的認識，以及水資源管理績效的滿意程度差異不大，但參與水資源管理的意愿男性較女性更加強烈。

表4 均值結構模型比較結果

4 結論與討論

公眾參與和性別平等是集成水資源管理的基本原則，也是提高水資源管理績效的重要途徑，通過問卷調查獲取性別分離的數(shù)據，運用LISREL軟件，建立農民對水資源管理的認知-態(tài)度-響應模型。結果表明:（1）結構模型中各潛變量之間的路徑系數(shù)與假定基本符合，模型的整體擬合性能良好，理論模型可靠。（2）分組模型中，男性和女性對水資源利用管理的認知程度對其滿意度和參與意愿都有顯著的正面影響，滿意程度對參與意愿有正面積極的影響；個人因素對男性和女性認知程度影響最為顯著，表明年齡、受教育程度、健康狀況、自信程度對農民的認知程度有顯著的正面影響；生產狀況對男性和女性滿意程度影響最為顯著，表明家庭耕地面積、農業(yè)收入比例、灌溉條件以及用水沖突等因素對農民的滿意程度有顯著的正面影響；家庭特征對男性和女性參與意愿影響最為顯著，表明家庭規(guī)模、勞動力數(shù)量、負擔系數(shù)等因素對農民的參與意愿有顯著的正面影響。（3）對測量模型進行等同性檢驗和均值檢驗，結果表明男性的認知程度略高于女性，滿意程度女性略高于男性，均沒有達到顯著水平，男性參與水資源管理的意愿顯著高于女性。其原因主要為:（1）男性受教育程度整體高于女性，男性和外界接觸的機會多，獲取信息廣泛，因此，對水資源利用管理政策制度及用水者協(xié)會組織的相關內容比女性了解更多，認識更深刻。（2）男性在社區(qū)中的地位遠高于女性，社區(qū)活動一般都由男性參加，只有男性不在家的時候女性才去參加，因此，對用水者協(xié)會的關注程度不如男性。（3）由于自身文化水平及管理能力不如男性，家庭勞動負擔重，自信不程度不足，因此，參與農民用水者協(xié)會管理的意愿也比男性弱。

為了確保水資源管理的公平和可持續(xù)性，保證充分、廣泛的公眾參與，在未來水資源管理政策制定和實施過程以及水資源管理組織建立和實際工作中，應關注以下方面:

（1）農民認知是提高滿意度和參與意愿的基礎，因此應重視基礎教育，提高農民科學文化素質，增強自信，同時要并通過加強宣傳和培訓，讓農民獲取更多的水資源利用、管理知識，正確理解農民用水者協(xié)會這個基層組織的性質、職能、組織形式、運行機制，從而增加農民對水資源利用管理的認知。

（2）協(xié)會各項工作應遵循公平公開原則，做到人事、財務、資源分配等決策透明化，重點提高基礎設施、供水效率、水價、調節(jié)矛盾等農民非常關心的問題，增強農民對協(xié)會管理的滿意度和正面評價。

（3）從制度上支持和鼓勵農民積極參與水資源管理，為公平參與創(chuàng)造機會，促進水資源管理中的性別平等，在決策中重視婦女的需求、知識、觀點以及水資源管理的能力，從數(shù)量上保證婦女參與，在衡量協(xié)會運作和績效評價的標準中，將性別平等納入評價用水戶協(xié)會運行和管理的指標體系。

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