馮 穎

(西北政法大學(xué)商學(xué)院 資源沖突與利用研究所，西安 710122)

0 引 言

截止2010年底，我國(guó)有效灌溉面積6 034.77萬(wàn)hm2，其中節(jié)水灌溉面積2 731.4萬(wàn)hm2[1]，一半以上的有效灌溉面積仍然采用傳統(tǒng)的灌溉方式。寧夏回族自治區(qū)位于中國(guó)西北內(nèi)陸，干旱、半干旱地區(qū)占全區(qū)面積的77 %，人均水資源量不足全國(guó)平均水平的1/3，占世界人均用水量的1%左右，是黃河流域水資源最為匱乏的地區(qū)之一。與此同時(shí)，寧夏灌溉水利用系數(shù)僅為0.4，管理粗放，水資源利用效率低，引黃灌區(qū)還存在著大水漫灌等水資源浪費(fèi)現(xiàn)象[2]。預(yù)測(cè)表明，根據(jù)當(dāng)前用水狀況，“十二五”期間寧夏缺水約為4.10億m3。建設(shè)節(jié)水型農(nóng)業(yè)是寧夏社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、生態(tài)環(huán)境改善的需要。推進(jìn)農(nóng)業(yè)水技術(shù)的主體是農(nóng)民，技術(shù)措施的落實(shí)也要靠農(nóng)民來(lái)實(shí)現(xiàn)[3]，以寧夏回族自治區(qū)干旱半干旱農(nóng)戶為例進(jìn)行研究，有利于其建設(shè)高效節(jié)水農(nóng)業(yè)促進(jìn)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，進(jìn)而也為國(guó)家制定針對(duì)性的政策提供參考。

就農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的選擇行為，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同角度運(yùn)用了理論及實(shí)證方法進(jìn)行了考察。從國(guó)外研究來(lái)看，實(shí)證研究區(qū)域主要集中在美國(guó)加州、以色列和約旦[4-14]。Mona[15]通過(guò)對(duì)埃及4個(gè)土地復(fù)墾區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，鄰近大型農(nóng)戶和需求方組織如農(nóng)作物貿(mào)易者有效地促進(jìn)了現(xiàn)代灌溉技術(shù)的采用。國(guó)內(nèi)學(xué)者多運(yùn)用Logit 模型對(duì)太行山前平原區(qū)、黃河及海河流域等地就影響農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)的因素進(jìn)行實(shí)證分析，影響因素可歸納為農(nóng)戶層面、政策層面、社會(huì)層面以及資源層面4方面。研究認(rèn)為，戶主性別、年齡、文化程度、農(nóng)戶節(jié)水意識(shí)、水資源稀缺程度、政府的資金補(bǔ)貼、水價(jià)、水費(fèi)計(jì)量標(biāo)準(zhǔn)等對(duì)農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)有顯著影響。政府加大對(duì)節(jié)水灌溉的補(bǔ)貼、建立節(jié)水示范點(diǎn)、實(shí)行合理水費(fèi)計(jì)量標(biāo)準(zhǔn)、加大對(duì)農(nóng)民的節(jié)水意識(shí)及節(jié)水技術(shù)使用培訓(xùn)力度能夠有效推動(dòng)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用[16-24]。

本文選取多項(xiàng)選擇Multinomial Logit(MNL)模型，數(shù)據(jù)來(lái)源于同一省份三個(gè)具有相似資源稟賦特征的地區(qū)，不必采取地區(qū)虛擬變量，定義戶主受教育年限等因素為連續(xù)變量。通過(guò)本文的實(shí)證分析，可得到更為精確和準(zhǔn)確的關(guān)于農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)意愿影響因素的結(jié)論。

1 農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)意愿的理論分析及賦值

農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的需求受到經(jīng)濟(jì)、自然環(huán)境、技術(shù)、政策等多方面因素的影響。本文根據(jù)已有文獻(xiàn)并結(jié)合調(diào)研實(shí)際情況，從農(nóng)戶特征、資源特征和政策及誘導(dǎo)因素3個(gè)方面選取15個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析，其中，農(nóng)戶特征層面由農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)特征以及農(nóng)戶認(rèn)知情況構(gòu)成(見(jiàn)表1)。需要說(shuō)明的是，本文所研究的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)特指工程節(jié)水技術(shù)，主要包括渠道防滲、管道輸水、噴灌、滴灌、微灌、滲灌等方式。

1.1 農(nóng)戶特征

農(nóng)戶個(gè)體特征對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用產(chǎn)生影響。現(xiàn)有研究認(rèn)為，戶主是家庭重大事務(wù)的決策者，一般來(lái)說(shuō)，年輕人更敢于冒風(fēng)險(xiǎn)，選擇新技術(shù)的主動(dòng)較強(qiáng)，然而，也有研究認(rèn)為，在農(nóng)戶獲取的信息來(lái)源渠道較少、對(duì)新技術(shù)的了解程度較低的地區(qū)，農(nóng)戶主要憑借經(jīng)驗(yàn)對(duì)節(jié)水技術(shù)做出決策，通常年齡越大經(jīng)驗(yàn)則越豐富；文化程度的高低與農(nóng)民是否采用先進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)正相關(guān)；性別影響農(nóng)業(yè)技術(shù)的選擇偏好[17,18]。本文選取戶主性別、年齡、受教育年限3個(gè)變量作為影響農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的個(gè)體特征變量，并作如下假設(shè)：①設(shè)置變量“性別”，男性用l表示，女性取值為0，并假設(shè)女性較為保守，采用節(jié)水技術(shù)的意愿較弱，而男性相反；②對(duì)戶主年齡采取實(shí)數(shù)賦值，并假設(shè)隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)戶采用有節(jié)水技術(shù)的意愿減弱；③對(duì)戶主受教育年限采取實(shí)數(shù)賦值，并假設(shè)受教育程度越高，農(nóng)戶就越傾向于采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)。

農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)特征對(duì)農(nóng)戶灌溉方式?jīng)Q策有影響。已有研究發(fā)現(xiàn)，家庭耕地分散，平均地塊面積小，不利于節(jié)水灌溉技術(shù)的統(tǒng)籌規(guī)劃；缺乏適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，則不能較好地體現(xiàn)出省工、抗旱增產(chǎn)等經(jīng)濟(jì)效益[26]；以噴灌為例，經(jīng)濟(jì)作物利用噴灌技術(shù)，不僅具有增產(chǎn)、節(jié)地、省水、省工等效果，而且經(jīng)濟(jì)效益十分明顯[26,27],而糧食作物發(fā)展噴灌則受到一定的制約[26]；農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)可在不減少作物產(chǎn)量的前提下減少灌溉用水量，或者在供水量不變時(shí)，通過(guò)提高灌溉水利用率增加作物產(chǎn)量[28]。本文選取平均地塊面積、經(jīng)濟(jì)作物比重、種植業(yè)收入比重和每公頃平均灌溉費(fèi)用4個(gè)指標(biāo)作為農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)特征變量。并作如下假設(shè)：①對(duì)平均地塊面積采用實(shí)數(shù)賦值，并假定平均地塊面積越大，農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的意愿越強(qiáng)；②對(duì)經(jīng)濟(jì)作物比重采取實(shí)數(shù)賦值，并假設(shè)經(jīng)濟(jì)作物比重上升，農(nóng)戶采用有節(jié)水技術(shù)的意愿會(huì)增強(qiáng)；③對(duì)種植業(yè)收入比重采取實(shí)數(shù)賦值，并假設(shè)種植業(yè)收入比重越高，農(nóng)戶就越傾向于采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)；④對(duì)每公頃平均灌溉費(fèi)用采取實(shí)數(shù)賦值，并假設(shè)每公頃平均灌溉費(fèi)用越高，農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的意愿越強(qiáng)。

農(nóng)戶認(rèn)知情況對(duì)其選擇何種灌溉技術(shù)產(chǎn)生影響。農(nóng)民是節(jié)水技術(shù)的應(yīng)用主體，其節(jié)水意識(shí)直接影響著農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的應(yīng)用推廣；理性的農(nóng)戶在決定是否采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)時(shí)，首先考慮其成本收益，政府對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備的補(bǔ)貼可降低農(nóng)戶使用節(jié)水灌溉技術(shù)的投入成本。本文選取農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水認(rèn)識(shí)及對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼滿意度2個(gè)指標(biāo)反映農(nóng)戶認(rèn)知情況，并作如下假設(shè)：①將農(nóng)業(yè)節(jié)水認(rèn)識(shí)程度從低到高劃分為5個(gè)等級(jí)，并假定農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水越重視，其采用節(jié)水技術(shù)的意愿越強(qiáng)；②將農(nóng)戶對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼的滿意度從低到高劃分為5個(gè)等級(jí)，并假設(shè)隨著滿意度上升，農(nóng)戶越傾向于采用有節(jié)水技術(shù)。

1.2 資源特征

水源、灌溉用水短缺度以及土壤質(zhì)地是影響農(nóng)戶灌溉技術(shù)選擇行為的自然環(huán)境因素。水資源越短缺，農(nóng)戶越傾向于采用節(jié)水技術(shù)減少生產(chǎn)投入。土壤質(zhì)地保水能力越差如砂土，農(nóng)戶越需要采用節(jié)水技術(shù)。

本文選取水源、灌溉用水短缺度以及土壤質(zhì)地3個(gè)指標(biāo)反映資源特征，并作如下假設(shè)：①設(shè)置變量“水源”，地下水用1表示，地面上取值為0，并假定使用地下水灌溉的農(nóng)戶更傾向于采用節(jié)水技術(shù)；②將灌溉用水短缺度從低到高劃分為4個(gè)等級(jí)，并假設(shè)隨著緊缺度加劇，農(nóng)戶采用有節(jié)水技術(shù)的意愿增強(qiáng)；③根據(jù)保水能力將土壤質(zhì)地劃分為4類，并假設(shè)土壤保水能力越強(qiáng)，農(nóng)戶采用節(jié)水技術(shù)的意愿越弱。

1.3 政策及誘導(dǎo)因素

科學(xué)的水費(fèi)征收方式可以有效發(fā)揮水價(jià)杠桿作用，按流量征收方式將水費(fèi)和農(nóng)戶用水量掛鉤，增強(qiáng)了農(nóng)民對(duì)水資源價(jià)值和稀缺性的認(rèn)識(shí)；一般農(nóng)戶會(huì)觀察并判斷村中農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的有效性，從而形成自身的決策；政府對(duì)農(nóng)戶灌溉系統(tǒng)的資金扶持力度越大，農(nóng)戶自身的經(jīng)濟(jì)壓力就會(huì)越小，采用節(jié)水技術(shù)的可能性就越大。

本文選取水費(fèi)征收方式、政府扶持及村人示范3個(gè)指標(biāo)反映政策及誘導(dǎo)因素，并作如下假設(shè)：①將水費(fèi)征收方式劃分為兩類，按流量征收用1表示，其他方式(如按畝收費(fèi)、按電價(jià)等)用0表示，并假定采用按流量繳納水費(fèi)的農(nóng)戶更傾向于采用節(jié)水技術(shù)；②設(shè)置“政府扶持”變量，有扶持用1表示，無(wú)扶持取0。并假設(shè)有政府扶持的農(nóng)戶更傾向于采用節(jié)水技術(shù)；③設(shè)置“村人示范”變量，有示范時(shí)取值為1，否則為0，并假設(shè)有村人示范的農(nóng)戶更傾向于采用節(jié)水技術(shù)。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

Multinomial Logit(MNL)模型以隨機(jī)效用理論(Random Utility Theory)為基礎(chǔ)，由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)Daniel McFadden教授首先提出，廣泛應(yīng)用于西方營(yíng)銷領(lǐng)域研究[29]。由于本研究因變量有3個(gè)選項(xiàng)且有“無(wú)所謂”這一選項(xiàng)，故采用無(wú)序Multinomial Logistic模型。其具體形式如下：

lg(p1)=?1+β11x1+…+β1nxn

lg(p2)=?2+β21x1+…+β2nxn

(1)

本文以“②不采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)”為對(duì)照組進(jìn)行模型設(shè)立和參數(shù)估計(jì)。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究于2012年7月份分別對(duì)寧夏回族自治區(qū)吳忠市鹽池縣、石嘴山市平羅縣以及中衛(wèi)市沙坡頭區(qū)3地各隨機(jī)抽取100戶農(nóng)戶就其2011年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況以及農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)采用意愿進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，去除信息不全等無(wú)效問(wèn)卷，用于本文研究的有效樣本量為246。

之所以選取以上三地，主要原因如下。首先，具有相似的自然資源稟賦特征。寧夏回族自治區(qū)地貌大致分為北部引黃灌區(qū)、中部干旱風(fēng)沙區(qū)、南部山區(qū)3個(gè)部分。鹽池縣是寧夏回族自治區(qū)的東大門，也是中部干旱帶上的一個(gè)農(nóng)牧大縣，年降雨量280 mm左右，常年干旱少雨，風(fēng)大沙多；平羅縣位于銀川平原北部，處于干旱半干旱地帶；寧夏沙坡頭位于寧夏中衛(wèi)市，騰格里沙漠東南緣，瀕臨黃河，屬草原化荒漠地帶。干旱缺水是制約三地經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的關(guān)鍵。其次，面臨著相似的農(nóng)業(yè)灌溉問(wèn)題。調(diào)研地區(qū)農(nóng)田水利設(shè)施都存在年久老化失修帶病運(yùn)行，灌排系統(tǒng)淤塞嚴(yán)重，輸水、排水不暢，灌區(qū)續(xù)建配套和末級(jí)渠道改造緩慢，支斗渠的砌護(hù)配套率低，高效節(jié)水灌溉措施不足；節(jié)水灌溉工程標(biāo)準(zhǔn)低，達(dá)到節(jié)水灌溉工程措施面積少等問(wèn)題[30-32]，表明農(nóng)業(yè)節(jié)水潛力較大。水資源短缺以及農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)運(yùn)用不足在寧夏干旱半干旱區(qū)域有較強(qiáng)的代表性，據(jù)此研究得出的結(jié)論具有代表性。

2.3 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，246戶農(nóng)戶中，愿意采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的農(nóng)戶所占比重最大，為59%；不愿意的占調(diào)查樣本的26%；其余15%持無(wú)所謂的態(tài)度。

根據(jù)表1，戶主年齡在23～83歲之間，平均年齡50歲，高于平均水平以上的農(nóng)戶占據(jù)50%，即從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本農(nóng)戶年齡普遍偏高；戶主平均受教育年限為7年；戶主性別中男性占97.15%；經(jīng)濟(jì)作物平均為20.56%；平均地塊面積0.32 hm2；種植業(yè)收入比重平均水平為46.05%；每公頃平均灌溉費(fèi)用為984.60元/hm2；按流量征收水費(fèi)僅占11.79%；水源取自地面用水的農(nóng)戶為87%；土壤質(zhì)地為砂土的農(nóng)戶占44.31%；認(rèn)為農(nóng)業(yè)節(jié)水很重要且身體力行的農(nóng)戶占22.36%；感受到村人示范的農(nóng)戶占6%； 86.18%的農(nóng)戶認(rèn)為灌溉系統(tǒng)中沒(méi)有政府資金支持；對(duì)現(xiàn)有灌溉補(bǔ)貼政策很滿意僅為16.26%；認(rèn)為灌溉用水緊缺或時(shí)而緊缺的農(nóng)戶占72.36%，其余農(nóng)戶認(rèn)為用水緊缺或十分緊缺。

表1 變量定義及基本統(tǒng)計(jì)量Tab.1 Variable assignment and statistics

3 計(jì)量結(jié)果及分析

根據(jù)式(1)構(gòu)建農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)意愿的Multinomial Logit Model，采用STATA11.0軟件對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)。

3.1 多重共線性檢驗(yàn)

為避免本文15個(gè)變量之間產(chǎn)生多重共線性，故采用方差膨脹因子(VIF)進(jìn)行判定(見(jiàn)表2)。經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)0

表2 多重共線性檢驗(yàn)Tab.2 Multicollinearity test

3.2 模型檢驗(yàn)

對(duì)MNL模型的判定通常采用3個(gè)檢驗(yàn)，其中，自變量似然比檢驗(yàn)用于判斷各變量系數(shù)關(guān)于因變量是否同時(shí)為0，據(jù)表3，拒絕原假設(shè)；因變量似然比檢驗(yàn)(見(jiàn)表4)拒絕兩兩結(jié)合系數(shù)為0的原假設(shè)；根據(jù)表5所示結(jié)果，支持Hausman 檢驗(yàn)原假設(shè)，即本文因變量的3個(gè)分類類別獨(dú)立不相干，具有統(tǒng)計(jì)意義。

3.3 模型回歸結(jié)果及解釋

模型的參數(shù)估計(jì)如表6所示，似然比檢驗(yàn)結(jié)果顯示：模型自變量進(jìn)入之前和之后-2ln(L)之差為330.84，自由度為30，顯著性概率Prob>chi2=0，表明至少有一個(gè)自變量的偏回歸系數(shù)不為0，即所建立的模型是有效的。Cox-SnellR2、NagelkerkeR2以及偽R2(PseudoR2)均試圖在似然值基礎(chǔ)上模仿線性回歸模型的R2解釋LOGIT回歸模型，三者的判定系數(shù)分別為0.74、0.87以及0.707 6，顯示出較好的擬合程度。

表4 因變量的似然比檢驗(yàn)Tab.4 LR tests for combining alternatives

表5 獨(dú)立不相干檢驗(yàn)Tab.5 Hausman tests of IIA assumption

3.3.1影響顯著的因素

由表6，對(duì)模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行解釋如下。

(1)農(nóng)戶特征。①戶主年齡對(duì)灌溉方式的選擇有顯著的正向影響，根據(jù)其RRR(Relative Risk Ratio)值，假設(shè)模型中其他變量不變，農(nóng)戶年齡每增長(zhǎng)一歲，選擇節(jié)水灌溉方式比不節(jié)水灌溉方式的相對(duì)比率將增長(zhǎng)1.16倍，即年長(zhǎng)的農(nóng)戶更愿意選擇節(jié)水灌溉方式，這與理論預(yù)期不同?？赡艿脑?yàn)?，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的樣本農(nóng)戶年齡位于45歲以上的高達(dá)61.83%，年齡越大的農(nóng)戶外出工作機(jī)會(huì)越少兼業(yè)程度越低，對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重視程度和投入越多，更愿意采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)；②農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水的重視程度與其選擇農(nóng)業(yè)灌溉方式顯著正相關(guān)，與預(yù)期吻合。RRR值表明，假設(shè)模型中其他變量不變，隨著農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水重視程度逐步上升，結(jié)果落在節(jié)水灌溉方式組的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)率是落在參照組風(fēng)險(xiǎn)率的2.42倍，表明農(nóng)戶更傾向于節(jié)水的灌溉方式；③農(nóng)戶對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼的滿意度對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的選擇有顯著正向影響，與預(yù)期吻合。RRR值表明，假設(shè)模型中其他變量不變，隨著農(nóng)戶對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼滿意度逐步上升，結(jié)果落在節(jié)水灌溉方式組的相對(duì)率是落在參照組的風(fēng)險(xiǎn)率的3.45倍，表明農(nóng)戶更傾向于采取節(jié)水技術(shù)。噴灌等先進(jìn)節(jié)水技術(shù)的高投入使得小規(guī)模農(nóng)戶無(wú)法承受，農(nóng)業(yè)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼可調(diào)動(dòng)農(nóng)民采用節(jié)水灌溉方式的積極性。

表6 回歸結(jié)果Tab.6 Results

注：*表示不同差異水平，*為p< 0.05, **為p< 0.01, ***為p<0.001。

(2)資源特征。土壤質(zhì)地對(duì)農(nóng)戶灌溉技術(shù)意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，與預(yù)期吻合。假設(shè)模型中其他變量不變，考察土壤質(zhì)地關(guān)于農(nóng)戶節(jié)水灌溉方式的RRR值可見(jiàn)，隨著土壤質(zhì)地從含水性較差的砂土向含水性較好的其他質(zhì)地轉(zhuǎn)變，結(jié)果落在節(jié)水灌溉方式組的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)率是落在參照組的0.02倍，表明農(nóng)戶更傾向于不節(jié)水的灌溉方式，即土壤質(zhì)地含水性較差的農(nóng)戶具有較高需求。

(3)政策及誘導(dǎo)因素。水費(fèi)征收方式對(duì)農(nóng)戶選擇灌溉方式有顯著的正向影響，與預(yù)期吻合。其RRR值表明假設(shè)模型中其他變量不變，隨著農(nóng)業(yè)水費(fèi)征收方式的轉(zhuǎn)變，選擇節(jié)水灌溉方式的相對(duì)率高達(dá)1 998.20倍。

3.3.2影響不顯著的因素

(1)農(nóng)戶特征。戶主接受教育年限與性別的影響并不顯著，可能的原因是，本文研究對(duì)象中，小學(xué)文化程度的農(nóng)戶比重最大為44.72%，農(nóng)民整體受教育程度不高；就性別而言，女性戶主僅為7戶，在模型中運(yùn)算不顯著；農(nóng)戶家庭經(jīng)營(yíng)特征變量的影響并不顯著，可能的原因是，69.5%的樣本農(nóng)戶平均地塊面積在0.33 hm2以下，耕地集中程度較低，并未產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)作物播種面積比重在30%以下的農(nóng)戶為76.02%，其經(jīng)濟(jì)收益并不明顯；種植業(yè)收入比重在30%以下的農(nóng)戶占37.40%，多數(shù)樣本農(nóng)戶家庭收入的主要來(lái)源不再為種植業(yè)；0.067 hm2灌溉費(fèi)用小于50元的農(nóng)戶占49.19%，灌溉成本對(duì)農(nóng)戶的影響較小。

(2)資源特征。水源及灌溉用水緊缺度影響不顯著，可能的原因如下：采用地下水的農(nóng)戶占13%，5.69%的農(nóng)戶認(rèn)為水資源不緊缺，66.67%的農(nóng)戶認(rèn)為水資源有時(shí)緊缺。即樣本農(nóng)戶感覺(jué)到的水資源短缺程度并不嚴(yán)重。值得注意的是，不同農(nóng)戶對(duì)水資源緊缺程度的判斷可能存在偏差，農(nóng)戶普遍存在著靠天吃飯的觀念，即使水資源較為緊缺，但考慮到灌溉成本，寧愿等待降雨。

(3)政策及誘導(dǎo)因素。是否存在政府扶持以及是否有村人示范對(duì)灌溉方式選擇的影響并不顯著。86.18%的農(nóng)戶認(rèn)為政府在灌溉方面并未對(duì)其有扶持作用，感受到村人示范的農(nóng)戶占據(jù)樣本量的76.02%。首先，農(nóng)戶對(duì)政府資金扶持的概念存在較大偏差。當(dāng)前，政府通過(guò)農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā)、水利建設(shè)等多種項(xiàng)目渠道推動(dòng)灌區(qū)節(jié)水改造并建立節(jié)水示范園，而農(nóng)戶缺乏參與，對(duì)政府政策及項(xiàng)目的執(zhí)行理解不到位。第二，訪談發(fā)現(xiàn)，調(diào)研對(duì)象認(rèn)為周邊農(nóng)戶所使用的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)均由政府全額出資供農(nóng)戶免費(fèi)采用，因而，樣本農(nóng)戶更愿意等待政府以相同的方式提供，只有近10%的農(nóng)戶愿意自己投資小部分資金或勞動(dòng)力實(shí)施節(jié)水技術(shù)。

3.3.3農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)選擇影響因素的邊際效應(yīng)

自變量的邊際影響是指在其他變量保持不變時(shí)，某一自變量改變一個(gè)單位，將會(huì)導(dǎo)致某個(gè)因素作為首選因素的概率的變化。通過(guò)計(jì)算，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)選擇影響因素的邊際效應(yīng)如表7所示，即，戶主年齡每增加1%，農(nóng)戶將節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性就增加0.45%，而將不愿意選擇節(jié)水灌溉方式以及持無(wú)所謂的態(tài)度作為首選因素的可能性分別降低0.39%和0.06%；按照流量繳納水費(fèi)的農(nóng)戶相比其他方式，將采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性增加21.22%，把不采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性降低18.84%；擁有土壤質(zhì)地含水能力較低的農(nóng)戶，把不采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性增加11.15%，把持無(wú)所謂態(tài)度作為首選因素的可能性降低7.7%；對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼滿意度較高的農(nóng)戶，把采用節(jié)水灌溉技術(shù)作為首選因素的可能性增加6.89%，把不采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性降低2.36%；隨著灌溉用水緊缺度逐步加劇，農(nóng)戶將采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性增加6.89%。

表7 邊際效應(yīng)Tab.7 Marginal effects

4 結(jié) 語(yǔ)

本文以寧夏回族自治區(qū)3個(gè)縣246戶農(nóng)戶為樣本分析了農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)選擇意愿，發(fā)現(xiàn)59%的農(nóng)戶愿意采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)，26%的農(nóng)戶不愿意采用，持無(wú)所謂態(tài)度農(nóng)戶占15%。對(duì)影響因素的分析與以往文獻(xiàn)有所不同，結(jié)果顯示：戶主年齡對(duì)農(nóng)業(yè)灌溉方式的選擇有顯著的正向影響；隨著農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水認(rèn)識(shí)的重視程度以及對(duì)節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼滿意度逐步增強(qiáng)，農(nóng)戶選擇農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的意愿上升；土壤質(zhì)地含水保墑能力越弱，農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的意愿越強(qiáng)；按流量征收水費(fèi)的方式使得農(nóng)戶更傾向于選擇農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)。與回歸結(jié)果一致，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)選擇影響因素的邊際效應(yīng)分析也表明戶主年齡增長(zhǎng)、按流量繳納水費(fèi)的方式、節(jié)水灌溉設(shè)備補(bǔ)貼滿意度較高、用水較為緊缺的農(nóng)戶將節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性增加，而把不采用節(jié)水灌溉方式作為首選因素的可能性降低。通過(guò)本文的實(shí)證研究可見(jiàn)，政府對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的推廣尤其是針對(duì)不愿意采用或持無(wú)所謂態(tài)度的農(nóng)戶，首先要考慮當(dāng)?shù)刈匀毁Y源稟賦，并著重從調(diào)整灌溉水費(fèi)征收方式、建立與農(nóng)民的溝通交流渠道、加強(qiáng)農(nóng)業(yè)節(jié)水宣傳教育方面入手。

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