張鴻玉

(河海大學 公共管理學院，江蘇 南京 211100)

農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建管意愿的影響因素

——基于全國21個省3552份問卷的調(diào)查

張鴻玉

(河海大學 公共管理學院，江蘇 南京 211100)

摘要：基于全國21個省農(nóng)戶問卷的調(diào)查數(shù)據(jù)，通過線性回歸方法對影響農(nóng)戶參與意愿的因素進行了分析，結(jié)果表明：文化程度、農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)、承包地面積、有社會資本和農(nóng)田水利設(shè)施購置補貼、農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠等變量對參與意愿呈正向影響；而年齡、百姓對干部不信任等變量呈負向影響；男性比女性、以農(nóng)業(yè)收入為主的比以非農(nóng)業(yè)收入為主的家庭參與意愿更高。據(jù)此提出了加大社會政策補貼、開展教育培訓、提高農(nóng)民文化素質(zhì)和干部職業(yè)素質(zhì)、提高對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)重視力度等建議。

關(guān)鍵詞：小型農(nóng)田水利；管理和建設(shè)；參與意愿；影響因素

0前言

羅興佐[1]在對荊門五村的調(diào)查結(jié)果中指出，政府期望通過產(chǎn)權(quán)改制利用市場連接水利工程單位與個體農(nóng)戶間的合作供水關(guān)系，但由于搭便車行為使沒有權(quán)威的水利單位和用水協(xié)會無法有效組織高度分散且合作難的農(nóng)戶參與水利設(shè)施的建設(shè)管理，導致有水用不上。農(nóng)民對農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和維護的合作陷入困境,此外，我國農(nóng)村小型農(nóng)田水利設(shè)施存在投入不足、建設(shè)滯后、損毀嚴重等問題，因此，迫切需要增加建設(shè)投入和管護，當前我國農(nóng)田水利建設(shè)主要由政府支持，如何調(diào)動農(nóng)戶的參與積極性，是目前亟需解決的問題。要引導農(nóng)戶積極參與農(nóng)田水利的建設(shè)和管理，就必須從理論與實證上分析影響其參與意愿的因素[2]。

國外學者對小型農(nóng)田水利設(shè)施的合作供給進行了理論探討和實證分析，Ostrom[3]提出了一系列公共池塘資源和持續(xù)利用資源的制度安排，通過小型農(nóng)田水利實證研究系統(tǒng)分析了小型農(nóng)田水利所面臨的各種困難及原因，提出了小型農(nóng)田水利利益相關(guān)者應通過以平等的相互交流來共同構(gòu)建改善集體行動結(jié)果的實際運行規(guī)則；Araral[4]分析了菲律賓大型灌溉區(qū)的灌溉協(xié)會向成員籌資籌勞共同維護水渠質(zhì)量的行動效果以及背后原因。在農(nóng)田水利設(shè)施的投入和管護方面，國外學者普遍認為，把政府負責的管理職責部分或全部移交給農(nóng)民協(xié)會或其他私人部門才是最有效的途徑[5]；如何建立農(nóng)民自己的組織或其他非政府組織來進行有效管理是農(nóng)業(yè)灌溉管理由集權(quán)向分權(quán)轉(zhuǎn)化的根本途徑[6]。而Dan Assaf[7]認為政府的作用更為重要，政府財政的積極投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展發(fā)揮了很大作用。

在農(nóng)民參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管護的意愿上國內(nèi)學者也做了大量的實證研究。劉輝等[8]在對湖南省糧食主區(qū)457戶農(nóng)戶調(diào)查的基礎(chǔ)上，通過二元Logistic模型分析了影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的因素，認為農(nóng)戶的文化程度、健康狀況、勞動力數(shù)量、種糧收入比重、對農(nóng)田水利設(shè)施的評價等因子影響農(nóng)戶的參與意愿及參與方式。朱紅根等[9]通過Logistic模型分別考察了農(nóng)戶參與農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)意愿的影響因素,將影響因素進一步歸納為戶主特征、農(nóng)戶家庭特征和生產(chǎn)特征等方面；劉恬等[10]在其研究中得出結(jié)論,，認為家庭勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入比重、可灌溉面積比重、農(nóng)田水利設(shè)施狀況評價、種糧補貼政策等因素對農(nóng)戶參與意愿呈顯著的影響。張寧等[11]用二元Logistic模型回歸分析得出結(jié)論，認為影響農(nóng)戶參與小型水利工程管理的因素包括農(nóng)戶受教育程度、家庭非農(nóng)業(yè)勞動力比重、農(nóng)業(yè)收入比重、周圍人參與管理比例及所在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。

從上述文獻中可以看出，國內(nèi)學者主要運用二元Logistic模型對農(nóng)戶參與意愿影響因素進行了分析，不同的是各方面特征所選取的描述變量不同。與國內(nèi)學者以農(nóng)戶個體作為研究對象所不同的是，國外學者更多的是從農(nóng)民組織和成員異質(zhì)性的角度來考察集體行為對農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的影響。

1數(shù)據(jù)來源及樣本描述

1.1數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)源于在教育部人文社會科學基金項目和江蘇省教育廳2012年高校哲學社會科學研究指導項目共同資助下開展的調(diào)查。該調(diào)查在2013年12月至2014年3月之間展開，調(diào)查員為包括河海大學、中國農(nóng)業(yè)大學、浙江師范大學、安徽師范大學、河南財經(jīng)大學、貴州財經(jīng)大學、云南大學、吉林農(nóng)業(yè)大學等分布于全國各地超過20所大學的在校研究生組成，調(diào)查員都是社會學及社會工作相關(guān)專業(yè)的學生。本次調(diào)查利用調(diào)查員寒假回家的機會開展，根據(jù)各省市報名人數(shù)按比例分配調(diào)查員數(shù)量，每位調(diào)查員在自己的家鄉(xiāng)所在村開展隨機抽樣調(diào)查，每個村莊調(diào)查樣本為10份，人口較多的村莊樣本控制在15份，共回收3552份有效樣本，共涉及351個村莊，21個省(市、自治區(qū))。此外，針對每個村莊有村莊基本情況調(diào)查問卷1份，共回收有效問卷351份。

1.2樣本描述

樣本農(nóng)戶的平均年齡是43歲，處于30～49歲年齡段的農(nóng)戶占樣本的53.2%，50歲以上的占32.6%，所以青壯年仍是農(nóng)業(yè)勞動力的主要力量，但老齡化趨勢明顯；受教育程度分為小學及以下、初中、高中、大專、大學本科及以上，所占比例分別為30.6%、47.8%、16.1%、3.1%和2.5%，農(nóng)業(yè)勞動力的受教育程度主要集中于初中及以下，總體受教育水平偏低；每戶家庭平均承包地面積為0.638 hm2，表示未來3年會從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶占65.5%，不確定的占22.9%，明確不會從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的占11.5%，說明部分農(nóng)民對土地的依賴越來越低；家里有親戚在事業(yè)或政府機關(guān)單位的農(nóng)戶有33.3%，沒有的占57.6%，不知道的占9.1%，有相當比例的農(nóng)戶有較高的社會資本；社會政策上，有農(nóng)田水利設(shè)施購置補貼的農(nóng)戶占11.7%，沒有的占64.7%；認為村干部的話不能相信的農(nóng)戶占38.6%，認為可信的占38.4%，22.9%的人持中立態(tài)度，從這一數(shù)據(jù)中可以看出，干群間的信任存在一定的問題，不利于村莊公共事務的管理和鄉(xiāng)村社會的和諧有序發(fā)展。

村莊中純粹從事農(nóng)業(yè)勞動的勞動力比例均值為46.76%，從事農(nóng)業(yè)兼非農(nóng)業(yè)的勞動力比例均值為36.57%；常年外出務工的勞動力比例均值為28.53%，可以看出，農(nóng)業(yè)勞動力收入仍然是農(nóng)戶的主要收入，但是非農(nóng)業(yè)收入的比重也很高，農(nóng)戶收入向多元化發(fā)展。農(nóng)戶家庭2013年平均總收入約為5.05萬元，其中農(nóng)業(yè)收入占54.4%；其次為工資性收入，占41.6%。而農(nóng)業(yè)收入主要以種植業(yè)為主，從事種植業(yè)的農(nóng)戶比例高達94.3%，主要作物是水稻、小麥和玉米，其次是養(yǎng)殖業(yè)。

在現(xiàn)有的農(nóng)田水利設(shè)施中，水渠設(shè)施占33.9%、機井設(shè)施占20.7%、排澇和提灌泵站設(shè)施占20.2%、小水庫或水塘占25.2%，從這一比例中可知，傳統(tǒng)的水渠和水庫灌溉設(shè)施比例稍高，但總體上設(shè)施類型應用的數(shù)量差別不大。而農(nóng)村小水利設(shè)施在數(shù)量、質(zhì)量和效用上依然存在著問題，其中數(shù)量上不夠和嚴重不夠的比例達37.9%，水利設(shè)施損壞比例為53.6%，不能滿足基本需求的比例占40.3%，總體上看，目前水利設(shè)施建設(shè)管理狀況不能滿足農(nóng)戶灌溉用水的需要，所以要進一步加強對農(nóng)田水利的投入和管護。而用水協(xié)會作為農(nóng)田水利設(shè)施進行產(chǎn)權(quán)改革后組織農(nóng)戶合作用水的組織在所調(diào)查的351個村莊中比例僅有5.2%，所以調(diào)動農(nóng)戶積極性，參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)非常必要。

2理論假說及研究設(shè)計

2.1理論假說

“理性小農(nóng)學派”認為小農(nóng)是“理性的小農(nóng)”，是一個權(quán)衡長短期利益并為利益最大化而做出合理決策的人，能夠?qū)ζ渌涞馁Y源做出合理有效的策略。因此，只有當農(nóng)田水利投資能給農(nóng)戶及家庭帶來合理的效用時，農(nóng)戶才愿意參與農(nóng)田水利建設(shè)，如下式表示農(nóng)戶的決策行為：

D(R)=P(E-C>R)

其中，D(R)為農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)的決策函數(shù)；R為農(nóng)戶當前不參與管護的收益；E為預期收益；C為預期成本。該式表明，只有當農(nóng)戶的預期收益E與預期成本C的差值大于當期收益R時，農(nóng)戶才會參與小型農(nóng)田水利建設(shè)和管護。農(nóng)戶的當前收益和預期參與成本是比較容易確定的，而農(nóng)戶的預期收益受農(nóng)戶的個人因素及周圍外部因素的影響[12]。根據(jù)已有研究結(jié)果，農(nóng)戶的文化程度、家庭勞動力人數(shù)、農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶參與意愿有正向影響，年齡[8]、對干部不信任對農(nóng)戶參與意愿有負向影響[10]，在本文中將對這些結(jié)論進行驗證。此外，依據(jù)理性小農(nóng)、效用最大化理論作出如下假設(shè)：

(1)男性比女性的參與意愿更高。在傳統(tǒng)的農(nóng)村社會，由于性別的差異，在家庭生產(chǎn)生活中男女各有分工，女性主要管理家庭事務，而男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的決策上具有絕對地位，精通農(nóng)業(yè)生產(chǎn)決策利弊的男性更易認識到設(shè)施管護的重要性，在參與積極性上要高于女性。

(2)以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶參與意愿較高。本文以農(nóng)戶擁有承包地面積、家庭收入來源和農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)指標來解釋這一假設(shè)。承包地面積和勞動力人數(shù)越多，農(nóng)業(yè)收入比重越大，說明農(nóng)戶生活越依賴于農(nóng)業(yè)收入，而農(nóng)田水利設(shè)施的管護有利于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展和農(nóng)民收入的提高，所以承包土地面積越多的農(nóng)戶更加注重水利設(shè)施的管護和建設(shè)，其參與意愿就越強。

(3)擁有較高社會資本的農(nóng)戶參與意愿更高。社會資本具有增加私人提供公共資源數(shù)量的功能，因而有助于降低農(nóng)戶農(nóng)田灌溉設(shè)施建設(shè)的成本[13]，從而提高了農(nóng)戶的參與意愿。在分析中采用“家里有親戚在事業(yè)單位或政府機關(guān)”這一變量來表示社會資本，家里有親戚在事業(yè)單位或政府機關(guān)工作的，農(nóng)戶可以依賴這種社會關(guān)系獲取更多政策信息或相對便利的條件，為設(shè)施管理和建設(shè)降低了成本并解決了合作的阻礙。

(4)未來有從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)預期的農(nóng)戶參與意愿越高。非農(nóng)化雖然日益成為農(nóng)村社會的一個顯著特征，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍是農(nóng)民主要的生計內(nèi)容，對那些有長期從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的農(nóng)戶來講，農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管護的投入也勢必是其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動投入的一部分，一般情況下其參與的積極性較高。

(5)較低的干群信任度與農(nóng)戶的參與意愿呈負相關(guān)。村莊公共事務和政府政策的執(zhí)行、組織有賴于村干部的領(lǐng)導和宣傳，而一個缺乏社會信任的干群關(guān)系則不利于達到有效的組織協(xié)調(diào)，村民對干部的質(zhì)疑會導致參與的積極性不高，從而阻礙了公共事務和問題的解決，所以采用“老百姓不相信干部的話”這一變量來代表干群信任度。

2.2研究設(shè)計

結(jié)合以往研究及本次調(diào)查問卷，為此次模型分析選取了如表1中的變量來試圖解釋影響農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理意愿的影響因素。由于本文建立的是多元線性回歸模型，要求自變量與因變量需為連續(xù)型變量，所以對定類自變量進行了處理，轉(zhuǎn)換成虛擬變量。模型公式為：

y=a+b1x1+b2x2+…+bixi+e

其中，y為因變量，即農(nóng)戶參與意愿；x為自變量(影響因素)；b為回歸系數(shù)；i表示自變量個數(shù)；e為常量。

此次分析所選取的因變量取自問卷中的參與意愿量表，分別是農(nóng)戶對渠道清淤或維修、灌溉機井建設(shè)或維修、提灌泵站建設(shè)或維修、小水庫或水塘的清淤或維修這4個水利設(shè)施類型的參與意愿，每個變量都有5個水平，即都不愿意、不清楚、出工、出錢、既出工又出錢。4個變量代表了4種不同的農(nóng)田水利設(shè)施類型，但統(tǒng)一為農(nóng)田水利設(shè)施，為了提高樣本的代表性，采用因子分析的方法將4個變量提取為一個變量用以代表“農(nóng)田水利設(shè)施”這一變量。表2為參與意愿量表的因子分析結(jié)果，通過主成分分析抽取和最大方差法旋轉(zhuǎn)，累積解釋量達到72.312%，KMO值為0.813，適合做因子分析，并提取1個變量，共可解釋全量表72.312%的變異量，表示成功提取了“農(nóng)田水利設(shè)施”變量。

3結(jié)果與分析

表3為農(nóng)田水利實施建設(shè)和管理意愿影響因素的多元線性回歸統(tǒng)計結(jié)果摘要，可以看出，性別和文化程度通過了P<0.01統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，且符號為正，說明男性相對于女性的參與意愿更高，這與性別的社會性差異有關(guān)，通常由于家庭中“男主外，女主內(nèi)”的不同分工使男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動中的決策權(quán)力更大，并且更了解農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的意義；而文化程度上，初、高中及以上比小學的參與度要高，高中及以上比初中程度有更高的解釋力，說明隨著文化程度的提高，農(nóng)戶參與意愿越高，較高的文化程度同時也意味著較高的認知水平，越能夠意識到農(nóng)田水利設(shè)施在促進農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重要性，與前人的研究結(jié)果相一致。年齡通過了P<0.1統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，但是符號為負，說明年齡越大，參與意愿就越低，在農(nóng)村以居家養(yǎng)老的模式為主，通常情況下老年人會把土地交給子代，亦或承包給別人耕種，不從事或較少從事農(nóng)業(yè)勞動的老年人對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入關(guān)注度較低，參與意愿也較低。

表1　線性回歸模型中所用變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2　參與意愿量表因子分析結(jié)果

家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)和以農(nóng)業(yè)收入為主的收入來源變量通過了P<0.01統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，方向為正，說明農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)越多，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中投入的人力成本越高，以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要生計的家庭，其個體參與建設(shè)和管理農(nóng)田水利設(shè)施的意愿就越高；以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶比以非農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶參與意愿更高，因為農(nóng)業(yè)收入比重越高，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)就越被重視，而農(nóng)田水利設(shè)施的作用就越被關(guān)注；家里有親戚在事業(yè)單位或政府機關(guān)這一變量通過了P<0.01統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，與參與意愿呈正相關(guān)，有親戚在事業(yè)單位的農(nóng)戶參與意愿更高，親戚是社會資本的一部分，特別是有較高社會地位的社會關(guān)系在農(nóng)戶的生產(chǎn)生活中能夠提供一定的便利條件，促進農(nóng)戶的參與動力。

家庭所擁有的承包地面積和擁有農(nóng)田水利設(shè)施購置補貼2個變量通過了P<0.01統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，并與農(nóng)戶參與意愿呈正相關(guān)。說明擁有家庭承包地面積越多的農(nóng)戶參與意愿越高，承包地越多意味著以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要收入，那么就更加注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的順利進行，而在灌溉上則表現(xiàn)為對農(nóng)田水利設(shè)施的投入，對此參與意愿較高；而發(fā)放農(nóng)田水利設(shè)施購置補貼能夠調(diào)動農(nóng)戶參與的積極性。

未來3年會從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)這一變量未通過顯著性檢驗，說明這一變量對農(nóng)戶參與意愿的影響力甚小，未來3年會從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶并不比不會從事農(nóng)業(yè)的參與意愿更高，雖然農(nóng)戶有未來從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預期，但是農(nóng)戶處于當前的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展狀況中，而且預期具有不確定性，這樣一個預期并不能影響農(nóng)戶當前的參與意愿。農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量不夠這一變量通過了P<0.05統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，并呈正向影響，說明農(nóng)田水利設(shè)施的數(shù)量越缺乏，農(nóng)戶參與建設(shè)和管理的意愿越高，因為農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量的缺乏不能滿足農(nóng)戶生產(chǎn)用水的需求，從而減少農(nóng)戶的利益，而參與設(shè)施建設(shè)和管理是避免利益損失的有效途徑。老百姓不相信干部的話這一變量通過了P<0.05統(tǒng)計水平上的顯著性檢驗，并呈正向相關(guān)，說明越是同意這一觀點的農(nóng)戶參與意愿越低，農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)和維護作為農(nóng)村公共事務有賴于村干部的鼓舞和引導，而農(nóng)戶對村干部的信任程度越低，那么村干部就不能發(fā)揮應有的作用，甚至原本有參與意愿的農(nóng)戶可能因此而降低其參與的意愿。

表3　農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理意愿的影響因素線性回歸估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示P<0.1,P<0.05,P<0.01水平上的顯著性。

4結(jié)論與建議

農(nóng)民作為小型農(nóng)田水利設(shè)施使用的主體，加強其在農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理中的參與是保證農(nóng)田水利供給的重要舉措。然而農(nóng)民是否愿意參與其中受到多種因素的影響，本文通過線性回歸模型分析得出以下結(jié)論:男性比女性的參與意愿更高；隨著文化程度的提高，有較高認知水平的農(nóng)戶參與意愿越高；但是年齡越大的農(nóng)戶參與意愿越低；家庭農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)和承包地面積越多，并以農(nóng)業(yè)收入為主的農(nóng)戶參與意愿更高；家里有親戚在事業(yè)單位和政府機關(guān)這一社會資本變量對農(nóng)戶的參與意愿有促進作用；發(fā)放農(nóng)田水利購置補貼有利于調(diào)動農(nóng)戶參與的積極性；有未來3年會從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的預期對農(nóng)戶的參與意愿影響甚??；農(nóng)田水利設(shè)施數(shù)量越匱乏的村莊，其農(nóng)戶的參與意愿較高，但在村民與村干部間信任程度低這一問題下，農(nóng)戶參與意愿會降低。

針對上述分析所得出的研究結(jié)論提出以下建議：

(1)采取“政府鼓勵，農(nóng)民參與”的策略，對農(nóng)民參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和維護上給予適當?shù)难a貼，國家政府在增加農(nóng)村小型農(nóng)田水利設(shè)施的建設(shè)和管理的同時，應充分調(diào)動農(nóng)民的參與積極性，在擴大補貼范圍的基礎(chǔ)上加大補貼的力度，鼓勵農(nóng)民參與的同時促進其主動參與的能動性。

(2)在農(nóng)村開展農(nóng)業(yè)文化知識培訓，提高農(nóng)戶對科學文化知識的認知水平及自身文化素質(zhì)，引導農(nóng)戶認識農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)和管理的重要性，從思想上改變農(nóng)民保守的發(fā)展觀念，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)也需要創(chuàng)新，引進機械化灌溉設(shè)施能夠提高灌溉的效率，促進農(nóng)業(yè)發(fā)展。

(3)重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展，對糧食收購價格進行適當?shù)奶嵘⒓哟蠹Z食補貼的力度，從而提高農(nóng)業(yè)收入在農(nóng)戶總收入來源中的比重，讓農(nóng)民在非農(nóng)化日益發(fā)展的情況下注重農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(4)提高村干部的辦事能力和職業(yè)素質(zhì)，加強思想教育，讓干部充分認識到黨“從群眾中來到群眾中去”的思想路線，做好鄉(xiāng)村基層組織建設(shè)，讓百姓信任黨的領(lǐng)導和指揮，調(diào)動村民積極性，做好村莊公共事務的建設(shè)和管理。

參考文獻：

[1] 羅興佐.治水：國家介入與農(nóng)民合作——荊門五村研究[D].武漢：華中師范大學，2005.

[2] 林萬龍.經(jīng)濟發(fā)展水平制約下的城鄉(xiāng)公共品統(tǒng)籌供給：理論分析及其現(xiàn)實含義[J].中國農(nóng)村觀察，2005(2)：31-36.

[3] Ostrom E. Crafting institutions for self-governing irrigation systems[M]. University of Michigan: ICS Press, 1992.

[4] Araral J E. What explains collective action in the commons ? Theory and evidence from the Phililines[J]. World Development, 2009, 37(3): 687-697.

[5] Gheblawi. Estimating the value of stoehastic irrigation water deliveries in southem Alberta: Adiserete sequential stoehastic Programming approach [M]. Canada: Universityof Alberta Press, 2004: 30-92.

[6] Ruth Meinzen. Rival Charities[J]. Public Economics, 1998, 66: 467-499.

[7] Dan Assaf. Models of critical information infrastructure protection[J]. Science Direct-Critical Infrastructure Protection, 2008, 1: 6-14.

[8] 劉輝，陳思羽.農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的實證分析:基于對湖南省糧食主產(chǎn)區(qū)475戶農(nóng)戶的調(diào)查[J].中國農(nóng)村觀察，2012(2)：54-66.

[9] 朱紅根，翁貞林，康蘭媛.農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的理論與實證分析[J].自然資源學報,2010(4):539-546.

[10] 劉恬，何多興.農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿及影響因素分析:以重慶市潼南縣為例[J].西南師范大學學報，2014(39)：45-50.

[11] 張寧，陸文聰，董宏記,等.干旱地區(qū)農(nóng)村小型水利工程參與式管理的農(nóng)戶行為分析[J].中國農(nóng)村水利水電，2006(11):22-24.

[12] 王濟川，郭志剛.Logistic回歸模型—方法與應用[M].北京：高等教育出版社，2007.

[13] 趙永剛，何愛平.農(nóng)村合作組織、集體行動和公共水資源的供給—社會資本視角下的渭河流域農(nóng)民用水協(xié)會績效分析[J].重慶工商大學學報：工商論壇,2007(1)：78-82.

(責任編輯：管珊紅)

Factors Affecting Farmers’ Willingness to Participate in Construction and Management of Small Irrigation and Water Conservancy Based on 3552 Questionnaires of 21 Provinces in China

ZHANG Hong-yu

(College of Public Management, Hohai University, Nanjing 211100, China)

Abstract：Based on the farmers survey data of 21 provinces, analyzed the factors of affected farmers’ willingness to participate in through linear regression model. The results showed that the level of education, numbers of agricultural labor, land acreage, social capital, subsidy policy and lack of water conservancy facilities showed a positive effect on the willingness to participate in, age and agree with farmer mistrust of cadres existed negative influence. The willingness to participate of males were higher than that of females, the main agricultural income was higher than that of in non agricultural income families. According to the above, putting forward the suggestions on improving the social policy subsidy, developing the training education to improve the farmers’ cultural quality and the professional quality of the cadres and improve the agricultural production.

Key words：Small irrigation and water conservancy; Construction and management; Willingness to participate; Influencing factor

收稿日期：2015-11-20

基金項目：教育部人文社會科學基金項目“小型農(nóng)田水利供給研究”(13YJC840028)；江蘇省教育廳2012年高校哲學社會科學研究指導項目“小微型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)管理機制研究”(2012JD840011)。

作者簡介：張鴻玉(1989—)，女，吉林通化人，碩士研究生，研究方向：城鄉(xiāng)社會學。

中圖分類號：S27

文獻標志碼：A

文章編號：1001-8581(2016)04-0114-06