姚增福，唐華俊

(1.桂林航天工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易系，廣西桂林　541004； 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京　100081)

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西北干旱區(qū)交易成本對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿的影響研究*

姚增福1，唐華俊2※

(1.桂林航天工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易系，廣西桂林541004； 2.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京100081)

農(nóng)戶是現(xiàn)代節(jié)水農(nóng)業(yè)發(fā)展的微觀基礎(chǔ)，農(nóng)戶行為意愿的強(qiáng)度是其農(nóng)業(yè)節(jié)水選擇行為的主導(dǎo)因子，提高農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿有利于提高現(xiàn)代農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的推廣效率，對(duì)實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)建設(shè)目標(biāo)具有重要的戰(zhàn)略意義。文章基于甘肅省張掖市農(nóng)業(yè)節(jié)水戶的150份調(diào)查數(shù)據(jù)，引入交易成本與資源稟賦理論，采用因子分析與結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證檢驗(yàn)了交易成本的3個(gè)維度(資產(chǎn)專用性、不確定性及交易頻率)對(duì)農(nóng)戶節(jié)水行為意愿的作用強(qiáng)度。研究結(jié)果表明：農(nóng)戶節(jié)水行為意愿主要受經(jīng)濟(jì)理性認(rèn)知影響，價(jià)值理性與生存理性強(qiáng)度依次減弱； 農(nóng)戶自身稟賦、社會(huì)資源稟賦、自然資源稟賦對(duì)資產(chǎn)專用性影響效應(yīng)顯著； 節(jié)水行為外部不確定性、與科研單位的交易頻率及節(jié)水技術(shù)調(diào)整頻率都增加了農(nóng)業(yè)節(jié)水行為的交易成本； 資產(chǎn)專用性、不確定性及交易頻率分別對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿產(chǎn)生了顯著的正向、負(fù)向、負(fù)向效應(yīng)，路徑系數(shù)分別為0.201、-0.171、-0.014。

交易成本資源稟賦節(jié)水行為意愿結(jié)構(gòu)方程模型價(jià)值理性

0　引言

《國務(wù)院關(guān)于實(shí)行最嚴(yán)格水資源管理制度的意見》中指出“到2030年全國用水總量控制在7000億m3以內(nèi)； 農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)提高到0.6以上”(國發(fā)[2012]3號(hào))。農(nóng)業(yè)水資源短缺且區(qū)域分布不均，已成為我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最重要的制約因素之一。西北農(nóng)業(yè)用水長期占總用水量的85%左右，農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)不足0.5，節(jié)水潛力較大。由于缺少準(zhǔn)確對(duì)節(jié)水主體的補(bǔ)償激勵(lì)機(jī)制，降低了各節(jié)水主體節(jié)水行為意愿，造成了用水者對(duì)水資源的過度開發(fā)與低效率利用，水資源浪費(fèi)現(xiàn)象嚴(yán)重，導(dǎo)致西北地區(qū)生態(tài)環(huán)境的進(jìn)一步惡化，最終導(dǎo)致國家水資源管理總體目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)。農(nóng)戶是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)節(jié)水的微觀基礎(chǔ)，在現(xiàn)實(shí)外部環(huán)境影響下，農(nóng)戶行為意愿的強(qiáng)度是農(nóng)業(yè)節(jié)水選擇行為的主導(dǎo)內(nèi)因。系統(tǒng)分析農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿的強(qiáng)度，有利于提高政策運(yùn)行績效與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的推廣效率，更有利于西北地區(qū)水資源的保護(hù)與高效利用，對(duì)促進(jìn)西北地區(qū)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)及生態(tài)環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為及其行為意愿的影響因素進(jìn)行了研究。國外學(xué)者多從外部環(huán)境角度，分析認(rèn)為土壤環(huán)境、農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模、租地制及水資源的可獲得性等顯著影響了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用行為[1-2]，同時(shí)認(rèn)為在不同環(huán)境下采用不同的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)機(jī)制能夠促進(jìn)節(jié)水意愿的提升[3-4]。國內(nèi)學(xué)者多從內(nèi)外部環(huán)境視角，研究認(rèn)為外部主要受農(nóng)村文化、農(nóng)戶的價(jià)值觀念、農(nóng)戶所處的社會(huì)階層、農(nóng)村基層組織、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)及農(nóng)業(yè)推廣體系等方面影響，內(nèi)部則受農(nóng)戶的文化素質(zhì)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)新技術(shù)的態(tài)度等方面影響[5-6]。關(guān)于節(jié)水行為意愿影響因素的研究，學(xué)者根據(jù)計(jì)劃行為理論，引入認(rèn)知變量，通過Logistic模型分析了節(jié)水行為意愿的影響因素，分析認(rèn)為年齡、收入因子、制度因子、增收因子及風(fēng)險(xiǎn)因子都是顯著的影響變量[7]。眾多學(xué)者利用Logistic模型對(duì)農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)及其它新技術(shù)行為意愿的影響因素進(jìn)行了研究[8-9]。

縱觀國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，從交易成本視角利用結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行研究的很少。農(nóng)戶行為意愿的強(qiáng)度是農(nóng)業(yè)節(jié)水行為選擇的基礎(chǔ)，交易成本高低又是其行為意愿的主導(dǎo)因子。因此，該文基于交易成本理論，從交易的資產(chǎn)專用性、不確定性及交易頻率等3個(gè)維度視角，利用結(jié)構(gòu)方程模型與因子分析方法，數(shù)量檢驗(yàn)主導(dǎo)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為交易成本的關(guān)鍵因子，并測(cè)量其行為意愿強(qiáng)度。

1　農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿的交易成本理論框架

該文嘗試通過農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為交易成本的理論闡釋與設(shè)立相關(guān)的研究假設(shè)，實(shí)證檢驗(yàn)研究假設(shè)的成立，確定交易成本的3個(gè)維度的影響因子與交易成本對(duì)農(nóng)戶節(jié)水行為意愿的影響強(qiáng)度，實(shí)證交易成本理論在節(jié)水農(nóng)戶行為意愿研究中運(yùn)用的適用性，同時(shí)也為政府制定準(zhǔn)確與有效的扶持政策提供參考。

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為問題的研究符合威廉姆森分析范式，主要體現(xiàn)在3個(gè)方面：(1)農(nóng)戶面臨的農(nóng)業(yè)節(jié)水環(huán)境是不確定的。水權(quán)市場(chǎng)的不完善、農(nóng)業(yè)節(jié)水投入機(jī)制不健全、水價(jià)政策體系不完備及農(nóng)戶參與灌溉管理缺失等外部環(huán)境的不確定性，造成了農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水行為認(rèn)知是有限理性的，無法準(zhǔn)確計(jì)算出農(nóng)業(yè)節(jié)水行為的投入產(chǎn)出效益。農(nóng)業(yè)節(jié)水的水利設(shè)施具有公共產(chǎn)品的屬性[10]，這就會(huì)造成水利設(shè)施所在區(qū)域的一些農(nóng)戶具有機(jī)會(huì)主義行為，即“你投入我受益、我投入你收益”的情況。(2)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水資產(chǎn)具有很強(qiáng)的專用性。資產(chǎn)專用性是最重要的，是交易成本經(jīng)濟(jì)學(xué)區(qū)別其它理論最重要的特點(diǎn)[11]。農(nóng)業(yè)節(jié)水設(shè)施建設(shè)地點(diǎn)是固定的，移動(dòng)成本極高，農(nóng)業(yè)節(jié)水一系列的配套設(shè)施具有很強(qiáng)的用途專用性，同時(shí)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水的人力資本投入，如接受的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)、種植模式的培訓(xùn)及積累的節(jié)水經(jīng)驗(yàn)，都具有很強(qiáng)的專用性。(3)農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)需要不斷與科研部門等相關(guān)主體頻繁接觸，增加了交易頻率，對(duì)交易成本產(chǎn)生較大的影響。

2　農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿指標(biāo)體系及模型構(gòu)建

2.1指標(biāo)體系構(gòu)建

(1)資產(chǎn)專用性。該文構(gòu)建農(nóng)戶資源稟賦專用性、區(qū)域自然資源稟賦專用性及區(qū)域社會(huì)資源稟賦專用性等3個(gè)一級(jí)指標(biāo)，全面考察資產(chǎn)專用性維度[12]。

①農(nóng)戶資源稟賦專用性。農(nóng)戶稟賦*孔祥智等指出，忽略家庭其他成員的個(gè)人稟賦，一方面因?yàn)閼糁鞯姆A賦在家庭的經(jīng)營決策中起著決定性作用，另一方面因?yàn)榧彝テ渌蓡T稟賦的影響一定程度上可以在戶主稟賦和家庭稟賦中體現(xiàn)出來(如家庭收支、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等)。包括家庭稟賦與以戶主為代表的成員稟賦[13]，農(nóng)戶稟賦是影響其采納節(jié)水灌溉技術(shù)行為的重要因素[14]。該文設(shè)計(jì)描述農(nóng)戶資源稟賦的4個(gè)潛變量，即農(nóng)戶自身特征、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、教育背景、資本投入能力。具體可觀測(cè)指標(biāo)設(shè)置見表1。

②社會(huì)資源稟賦專用性。微觀層面的社會(huì)資本關(guān)注行動(dòng)者所在的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)整體的結(jié)構(gòu)性特征及網(wǎng)絡(luò)間的互動(dòng)、制約對(duì)個(gè)體社會(huì)資源獲取能力的影響。社會(huì)資本不能被個(gè)體直接擁有與運(yùn)用，而是蘊(yùn)含在社會(huì)團(tuán)體、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中，只有通過成為該網(wǎng)絡(luò)的成員、或建立起網(wǎng)絡(luò)連帶，才能接近與使用該資本[15]。該文借鑒社會(huì)資本分析范式來詮釋社會(huì)資源稟賦[16](表2)。

③自然資源稟賦專用性。資源條件限制迫使農(nóng)戶考慮選擇采用可以節(jié)約該資源的技術(shù)[17]。自然資源稟賦的特點(diǎn)是制定區(qū)域農(nóng)業(yè)節(jié)水模式的邏輯起點(diǎn)，因此，該文選擇可觀測(cè)變量見表3。

表1　農(nóng)戶資源稟賦專用性指標(biāo)設(shè)置

指標(biāo)指標(biāo)描述變量說明農(nóng)戶自身特征戶主年齡被調(diào)查者年齡健康狀況1=健康;2=一般;3=差是否有外出打工經(jīng)歷1=是;2=否耕地面積單位:667m2地塊數(shù)單位:個(gè)單位地塊面積單位:667m2家庭經(jīng)濟(jì)狀況家庭年收入單位:元節(jié)水農(nóng)業(yè)收入占總收入比重百分?jǐn)?shù)教育背景戶主學(xué)歷層次1=小學(xué)及以下;2=初中;3=高中;4=中專及以上子女最高學(xué)歷1=小學(xué)及以下;2=初中;3=高中;4=中專及以上是否參加過農(nóng)民學(xué)?；蛱镩g學(xué)校的培訓(xùn)1=是;2=否是否加入不同類型的節(jié)水等協(xié)會(huì)組織1=是;2=否資本投入灌溉設(shè)施投入單位:元農(nóng)業(yè)節(jié)水機(jī)械投入單位:元?jiǎng)趧?dòng)力投入數(shù)量單位:個(gè)土地租金投入單位:元農(nóng)業(yè)節(jié)水易耗品、管理等投入單位:元

表2　社會(huì)資源稟賦專用性指標(biāo)設(shè)置

表3　自然資源稟賦專用性指標(biāo)設(shè)置

(2)不確定性。不確定是指在有限理性與機(jī)會(huì)行為影響下造成了交易環(huán)境的不確定與交易者行為的不確定性[11]?，F(xiàn)行水價(jià)政策、水權(quán)市場(chǎng)發(fā)育、節(jié)水技術(shù)應(yīng)用及制度等環(huán)境都對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿產(chǎn)生了不同程度的影響[18-19]，基于此判斷，該文選擇水價(jià)政策體系、水權(quán)市場(chǎng)發(fā)育程度、節(jié)水技術(shù)應(yīng)用、農(nóng)業(yè)節(jié)水外部政策等4個(gè)潛變量表達(dá)不確定性(表4)。

表4　不確定性指標(biāo)設(shè)置

指標(biāo)指標(biāo)描述變量說明水價(jià)政策體系降水量不同年份,灌溉水價(jià)波動(dòng)是否較大1=是;2=否水權(quán)市場(chǎng)發(fā)育程度獲得灌溉所需水量是否容易1=是;2=否節(jié)水技術(shù)應(yīng)用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)掌握難度是否較大1=是;2=否農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)應(yīng)用的效益是否很大1=是;2=否農(nóng)業(yè)節(jié)水外部政策您認(rèn)為農(nóng)業(yè)節(jié)水補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)是否合適1=是;2=否您認(rèn)為農(nóng)業(yè)節(jié)水補(bǔ)償方式是否合適1=是;2=否

(3)交易頻率。交易頻率是指在某段時(shí)期的交易次數(shù)[11]，交易頻率越高，建立專門規(guī)制結(jié)構(gòu)就越具有經(jīng)濟(jì)性[19]。農(nóng)戶采用農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)更愿意與科研部門、技術(shù)企業(yè)、政府部門及人員接觸，使交易內(nèi)部化，形成一個(gè)簡單互動(dòng)規(guī)制結(jié)構(gòu)降低交易成本(表5)。

(4)節(jié)水農(nóng)業(yè)采用意愿。主體行為意愿主要受到不同行為認(rèn)知的影響，該文將農(nóng)戶從事節(jié)水農(nóng)業(yè)行為理性認(rèn)知區(qū)分為生存理性、經(jīng)濟(jì)理性及價(jià)值理性(表6)。

表5　交易頻率指標(biāo)設(shè)置

指標(biāo)指標(biāo)描述變量說明農(nóng)戶與科研部門的接觸因?yàn)椴捎棉r(nóng)業(yè)節(jié)水與科研部門接觸是否頻繁1=是;2=否農(nóng)戶與技術(shù)企業(yè)的接觸農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)企業(yè)是否經(jīng)常指導(dǎo)生產(chǎn)1=是;2=否農(nóng)戶與政府部門的接觸各級(jí)政府部門是否經(jīng)常來指導(dǎo)農(nóng)業(yè)節(jié)水生產(chǎn)1=是;2=否農(nóng)戶與金融機(jī)構(gòu)的接觸因?yàn)椴捎霉?jié)水農(nóng)業(yè)是否經(jīng)常向金融結(jié)構(gòu)借貸1=是;2=否種植結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)節(jié)水的要求因種植結(jié)構(gòu)調(diào)整需要是否經(jīng)常調(diào)整不同的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)1=是;2=否

表6　農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿指標(biāo)設(shè)置

2.2結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建

農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿強(qiáng)度測(cè)量結(jié)構(gòu)方程模型具體數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

y1=γ11x11+γ12x12+γ13x13+…γ19x19+ζ1

(1)

y2=β21y1+γ21x21+γ22x22+γ23x23+…+γ2， 32x2， 32+ζ2

(2)

y3=β31y1+γ31x31+γ32x32+…γ35x35+ζ3

(3)

y4=β41y1+γ41x41+γ42x42+…γ46x46+ζ4

(4)

式中，y1、y2、y3、y4分別代表潛變量農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿、資產(chǎn)專用性、交易頻率、不確定性； x是表征各潛變量的可觀測(cè)變量，x11→x19表明有9個(gè)可觀測(cè)變量解釋農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿潛變量，x21→x2， 32表明有32可觀測(cè)變量解釋資產(chǎn)專用性潛變量，x31→x35表明有5個(gè)可觀測(cè)變量解釋交易頻率潛變量，x41→x46表明有6個(gè)可觀測(cè)變量解釋不確定性潛變量； γ11→γ46表示各潛變量與其相對(duì)應(yīng)可觀測(cè)變量之間的載荷系數(shù)； β21→β41分別表示資產(chǎn)專用性、交易頻率、不確定性與農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿之間的路徑系數(shù)； ζ1→ζ4表示各潛變量被其相對(duì)應(yīng)的可觀測(cè)變量解釋產(chǎn)生的殘差項(xiàng)。

2.3數(shù)據(jù)來源說明

該文研究調(diào)查時(shí)間為2012年5～7月，對(duì)甘肅省張掖市的安陽、實(shí)驗(yàn)坊、黨寨、小滿、大滿、堿灘、大滿等地區(qū)進(jìn)行了150份問卷調(diào)查，問卷共分為農(nóng)戶家庭背景、農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿、與相關(guān)部門的接觸與節(jié)水農(nóng)業(yè)不確定性等4個(gè)部分，具體可觀測(cè)變量的設(shè)計(jì)見該文2.1指標(biāo)體系構(gòu)建，共發(fā)放問卷170份，有效問卷150份。

3　數(shù)據(jù)結(jié)果與分析

3.1信度與效度檢驗(yàn)

(1)結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)。利用SPSS16.0軟件計(jì)算系數(shù)矩陣，計(jì)算結(jié)果為大部分系數(shù)值大于0.3，其單邊檢驗(yàn)值均小于0.05，KMO的值為0.712，Bartlett球體檢驗(yàn)Approx.Chi-Square統(tǒng)計(jì)值為1768.094,顯著性概率為0.000,小于0.001,說明數(shù)據(jù)具有很高的相關(guān)性，適宜做因子分析。

(2)信度檢驗(yàn)。采用內(nèi)部一致性α檢驗(yàn)對(duì)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行信度分析，結(jié)果為：資產(chǎn)專用性構(gòu)想層面的18個(gè)題項(xiàng)Cronbach′α值為0.850,不確定性構(gòu)想層面的6個(gè)題項(xiàng)Cronbach′α值為0.652,交易頻率構(gòu)想層面的2個(gè)題項(xiàng)Cronbach′α值為0.753,農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿構(gòu)想層面的3個(gè)題項(xiàng)Cronbach′α值為0.760,從Cronbach′α值的結(jié)果看，問卷有較好的內(nèi)部一致性，適合做因子分析。

3.2結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)——驗(yàn)證性因子分析

利用AMOS7.0軟件，基于30個(gè)可觀測(cè)變量對(duì)資產(chǎn)專用性、不確定性、交易頻率、農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿等潛變量的作用路徑與結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行數(shù)理檢驗(yàn)。從表7可知，各觀測(cè)變量的C.R值都大于2*根據(jù)榮泰生(2009)的建議，只要C.R大于2，則表明估計(jì)值與零存在顯著差異。[20]，最大的載荷系數(shù)γ214的值為92.698,最小的載荷系數(shù)γ215的值為3.726,并且都在99%與95%置信度下顯著，說明潛變量與可觀測(cè)變量之間的載荷系數(shù)估計(jì)具有顯著性，即可觀測(cè)變量對(duì)潛變量的衡量具有較高的會(huì)聚有效性。資產(chǎn)專用性、不確定性、交易頻率潛變量對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿潛變量的C.R值最大的為β41等于4.090,在95%置信度下顯著，最小的為β31等于2.029,在95%置信度下顯著，β21等于3.092,在95%置信度下顯著，且都大于2，說明選擇的資產(chǎn)專用性、不確定性、交易頻率潛變量對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿潛變量的解釋力較強(qiáng)(圖1)。

注：路徑系數(shù)值右上角的*、**及***分別表示，結(jié)果通過1%、5%及10%的顯著性檢驗(yàn)圖1　結(jié)構(gòu)方程路徑

表7　路徑/載荷系數(shù)估計(jì)結(jié)果

變量作用關(guān)系變量標(biāo)準(zhǔn)化路徑/載荷系數(shù)及檢驗(yàn)值EstimateS.E.C.R.P節(jié)水意愿β21<---資產(chǎn)專用性0.2010.1063.092**節(jié)水意愿β31<---交易頻率-0.0140.0072.029**節(jié)水意愿β41<---不確定性-0.1710.0104.090**從事生態(tài)節(jié)水農(nóng)業(yè)是為了生存γ11<---節(jié)水意愿10.05976.725***您認(rèn)為從事糧食規(guī)模生產(chǎn)能夠充分體現(xiàn)自己的價(jià)值γ12<---節(jié)水意愿0.3240.06150.273***您認(rèn)為從事節(jié)水農(nóng)業(yè)比傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)能獲得更高的收入γ13<---節(jié)水意愿0.9040.06355.932***是否有外出打工經(jīng)歷γ21<---資產(chǎn)專用性10.04135.386***是否接受過新技術(shù)培訓(xùn)或輔導(dǎo)γ22<---資產(chǎn)專用性0.0660.03942.235***節(jié)水農(nóng)產(chǎn)品是否參加了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)γ23<---資產(chǎn)專用性0.2740.02381.908***是否加入不同類型的節(jié)水等協(xié)會(huì)組織γ24<---資產(chǎn)專用性0.1230.02964.565***是否參加過農(nóng)民學(xué)?；蛱镩g學(xué)校的培訓(xùn)γ25<---資產(chǎn)專用性0.1560.02478.943***節(jié)水農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重γ26<---資產(chǎn)專用性40.5622.50416.946***平均積溫γ27<---資產(chǎn)專用性0.060.02249.661***單位地塊面積γ28<---資產(chǎn)專用性-0.080.06325.827***地塊數(shù)γ29<---資產(chǎn)專用性-1.2540.25628.321***耕地面積γ210<---資產(chǎn)專用性11.5980.51223.875***是否是黨員γ211<---資產(chǎn)專用性-0.0460.03256.059***是否是村干部γ212<---資產(chǎn)專用性-0.1250.02478.943***農(nóng)業(yè)節(jié)水易耗品、管理等投入γ213<---資產(chǎn)專用性-33.5082.01536.220***農(nóng)業(yè)節(jié)水機(jī)械投入γ214<---資產(chǎn)專用性17.8518.80792.698***土地租金投入γ215<---資產(chǎn)專用性12.0945.2053.726***家庭年收入γ216<---資產(chǎn)專用性37.19691.49622.655***交通是否便利γ217<---資產(chǎn)專用性-0.1440.02840.900***所在地區(qū)的缺水程度γ218<---資產(chǎn)專用性-1.2040.05729.452***離最近的一條渠距離多遠(yuǎn)γ219<---資產(chǎn)專用性0.4080.03773.773***因?yàn)椴捎棉r(nóng)業(yè)節(jié)水與科研部門接觸是否頻繁γ31<---交易頻率-0.0060.03451.764***因種植結(jié)構(gòu)調(diào)整需要是否經(jīng)常調(diào)整不同的農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)γ32<---交易頻率-0.0040.03358.986***您認(rèn)為農(nóng)業(yè)節(jié)水補(bǔ)償方式是否合適γ41<---不確定性10.04441.806***您認(rèn)為農(nóng)業(yè)節(jié)水補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)是否合適γ42<---不確定性0.5020.0445.342***農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)應(yīng)用的效益是否很大γ43<---不確定性0.4350.04331.624***農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)掌握難度是否較大γ44<---不確定性0.2360.03534.652***獲得灌溉所需水量是否容易γ45<---不確定性0.1890.03436.038***降水量不同年份,灌溉水價(jià)波動(dòng)是否較大γ46<---不確定性0.0370.03436.038***Chi-square=1818.2Degreesoffreedom=1268Prob=0.000 注:“*”、“**”及“***”分別代表在1%、5%及10%水平上顯著,C.R值即t值

結(jié)構(gòu)方程模型估計(jì)結(jié)果表明：絕對(duì)擬合指數(shù)(χ2/df為1.434,RMSEA的值為0.044)、相對(duì)擬合指數(shù)(NFI、TLI、CFI的值分別為0.999、0.965、0.94)、信息指數(shù)(AIC、CAIC的值分別為214.225與0)指標(biāo)值都符合建議值的要求，測(cè)量模型的總體擬合情況較好，說明模型的選擇與可觀測(cè)變量對(duì)潛變量、潛變量對(duì)潛變量的解釋力都很好。

3.3結(jié)果分析

(1)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿。由表7可知，農(nóng)業(yè)節(jié)水行為理性認(rèn)知中生存理性、經(jīng)濟(jì)理性及價(jià)值理性等可觀測(cè)變量對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿潛變量解釋力很強(qiáng)(標(biāo)準(zhǔn)載荷因子系數(shù)都大于0.5)。而經(jīng)濟(jì)理性(標(biāo)準(zhǔn)載荷因子系數(shù)最大，為0.633)對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿解釋力最強(qiáng)，說明農(nóng)戶節(jié)水行為主要是受經(jīng)濟(jì)理性認(rèn)知的影響，即節(jié)水能獲得更高的收益是農(nóng)戶節(jié)水行為主要目的，價(jià)值理性認(rèn)知的影響次之，影響最小的是生存理性，同時(shí)表明這樣一種認(rèn)知邏輯順序，即經(jīng)濟(jì)理性→價(jià)值理性→生存理性。

(2)資產(chǎn)專用性。從表7可以看出，農(nóng)戶外出務(wù)工獲得了更多的收入與接收了更多信息，有利于農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)的采用，而耕地面積的大小又是能否有效利用節(jié)水灌溉技術(shù)的關(guān)鍵(標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)為11.598)。土地的細(xì)碎化弱化了節(jié)水技術(shù)的推廣與應(yīng)用效應(yīng)，沒有形成較強(qiáng)的資產(chǎn)專用性，更增加了節(jié)水農(nóng)業(yè)規(guī)制成本。家庭年收入與節(jié)水農(nóng)業(yè)收入在總收入中的比重增加，大大提高了農(nóng)戶節(jié)水技術(shù)的采用，同時(shí)促進(jìn)了農(nóng)戶節(jié)水行為的積極性。農(nóng)戶通過加入節(jié)水協(xié)會(huì)組織及參加農(nóng)民學(xué)?；蜣r(nóng)民田間學(xué)校的培訓(xùn)等非學(xué)歷教育增加了人力資本專用性，選擇節(jié)水行為的可能性增大，同時(shí)降低了節(jié)水技術(shù)采用的管理成本。農(nóng)業(yè)節(jié)水機(jī)械投入與轉(zhuǎn)入土地的租金投入大大提高了有形資產(chǎn)用途的專用性，不采用節(jié)水行為的交易成本很高。此項(xiàng)結(jié)果與劉一明，羅必良(2011)研究中的結(jié)論一致[21]。

社會(huì)資源稟賦中黨員與干部等2個(gè)表征政治身份的變量對(duì)資產(chǎn)專用性產(chǎn)生了顯著負(fù)效應(yīng)，可能的解釋是，節(jié)水農(nóng)業(yè)投入具有公共物品屬性，黨員與干部大都是節(jié)水農(nóng)業(yè)實(shí)際管理者，相比普通農(nóng)戶，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中獲取與運(yùn)用個(gè)體社會(huì)資源的能力較強(qiáng)，降低了交易成本。而是否接受過新技術(shù)培訓(xùn)或輔導(dǎo)與節(jié)水農(nóng)產(chǎn)品是否參加了農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)等2個(gè)變量，提高了品牌資產(chǎn)的專用性，增加了農(nóng)戶改變行為選擇的成本。

自然資源稟賦變量中交通是否便利與所在地區(qū)的缺水程度等2個(gè)變量、離最近的一條河流距離與當(dāng)?shù)販囟仁欠駥?duì)自然灌溉產(chǎn)生了不利影響等2個(gè)變量分別對(duì)資產(chǎn)專用性產(chǎn)生了較強(qiáng)負(fù)效應(yīng)與正效應(yīng)，表明區(qū)域缺水程嚴(yán)重、交通不便、離灌溉渠距離較遠(yuǎn)、當(dāng)?shù)胤e溫過高等自然資源稟賦明顯增加了本地區(qū)農(nóng)戶資產(chǎn)專用性，采用節(jié)水農(nóng)業(yè)可節(jié)約資源轉(zhuǎn)型的成本。

(3)不確定性。不確定性的6個(gè)可觀測(cè)變量具有較強(qiáng)的正向效應(yīng)，表明水價(jià)政策體系、水權(quán)市場(chǎng)發(fā)育程度、節(jié)水技術(shù)應(yīng)用、農(nóng)業(yè)節(jié)水外部政策等變量顯著增加了從事節(jié)水農(nóng)業(yè)的不確定性，提高了從事節(jié)水農(nóng)業(yè)的交易成本。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)節(jié)水補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與補(bǔ)償方式等2個(gè)變量對(duì)不確定性影響效應(yīng)很大(標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)分別為0.502、1，且在90%顯著性水平下通過檢驗(yàn))，說明從事節(jié)水農(nóng)業(yè)不確定性更多是因?yàn)檠a(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)與方式帶來的。

(4)交易頻率。因種植結(jié)構(gòu)調(diào)整需要調(diào)整節(jié)水技術(shù)、與科研部門接觸頻繁等2個(gè)變量對(duì)交易頻率的影響為負(fù)，且在90%顯著性水平下通過檢驗(yàn)。表明因?yàn)榉N植結(jié)構(gòu)調(diào)整節(jié)水技術(shù)調(diào)整的次數(shù)與成本提高了，同時(shí)也增加了與科研部門主動(dòng)接觸的頻率，掌握技術(shù)的時(shí)間、精力、管理及機(jī)會(huì)成本投入也增加。

(5)結(jié)構(gòu)方程路徑。從圖1可知，交易成本的3個(gè)維度資產(chǎn)專用性、不確定性及交易頻率對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿產(chǎn)生了顯著的影響效應(yīng)，其中資產(chǎn)專用性對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿的路徑系數(shù)為0.201,且在95%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶擁有的資產(chǎn)專用性越強(qiáng)從事節(jié)水農(nóng)業(yè)的意愿越強(qiáng)； 不確定性對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿的路徑系數(shù)為-0.171,且通過95%顯著性水平檢驗(yàn)，說明從事節(jié)水農(nóng)業(yè)的不確定性增加了行為選擇的交易成本，大大降低了從事節(jié)水農(nóng)業(yè)的行為意愿； 交易頻率對(duì)農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿的路徑系數(shù)為-0.014,也通過了95%顯著性水平檢驗(yàn)，說明因從事節(jié)水農(nóng)業(yè)會(huì)極大增加交易頻率，提高交易成本，農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿很低。

4　結(jié)論與建議

該文利用甘肅省張掖市從事節(jié)水農(nóng)業(yè)戶的150份調(diào)查數(shù)據(jù)，采用因子分析與結(jié)構(gòu)方程模型，數(shù)理檢驗(yàn)了農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為交易成本的資產(chǎn)專用性、不確定性及交易頻率等3個(gè)維度的影響因素，并分析了交易成本的3個(gè)維度對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿的影響強(qiáng)度。

基于以上的實(shí)證分析，該文提出以下政策建議。

(1)農(nóng)戶節(jié)水行為的認(rèn)知理性是政策制定的瞄準(zhǔn)點(diǎn)。通過以上實(shí)證分析結(jié)果顯示，節(jié)水農(nóng)戶從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變到節(jié)水農(nóng)業(yè)主要目的是獲得更高的收益，即主要受經(jīng)濟(jì)理性認(rèn)知的影響，其次受到價(jià)值理性認(rèn)知的影響，生存理性認(rèn)知影響最弱，絕大多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)知邏輯順序?yàn)榻?jīng)濟(jì)理性→價(jià)值理性→生存理性。明確現(xiàn)階段節(jié)水農(nóng)戶行為認(rèn)知理性所處的階段，政府應(yīng)該從提高節(jié)水農(nóng)業(yè)收益，降低節(jié)水農(nóng)戶經(jīng)營抗風(fēng)險(xiǎn)能力及提高節(jié)水農(nóng)業(yè)市場(chǎng)地位等方面制定有針對(duì)性的政策，這樣才更能體現(xiàn)政策制定的有效性與準(zhǔn)確性。

(2)農(nóng)戶資源稟賦、社會(huì)資源稟賦、自然資源稟賦極大提高了農(nóng)業(yè)節(jié)水資產(chǎn)的專用性。在區(qū)域資源稟賦約束下，政府應(yīng)該建立完善的培訓(xùn)機(jī)制與信息網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)，提高節(jié)水農(nóng)戶自身稟賦，擴(kuò)大節(jié)水農(nóng)戶獲得節(jié)水信息渠道，改善農(nóng)戶資源稟賦與社會(huì)資源稟賦，降低農(nóng)戶節(jié)水行為交易成本，提高采用節(jié)水農(nóng)業(yè)行為意愿的強(qiáng)度，這是現(xiàn)階段政策調(diào)控的重點(diǎn)所在。

(3)節(jié)水農(nóng)業(yè)外部環(huán)境不確定性增加了農(nóng)戶交易成本，降低了農(nóng)業(yè)節(jié)水意愿。政府應(yīng)該繼續(xù)在水價(jià)政策體系、水權(quán)市場(chǎng)發(fā)育程度、節(jié)水技術(shù)應(yīng)用、農(nóng)業(yè)節(jié)水外部政策環(huán)境等方面加大改革的力度，創(chuàng)造一個(gè)寬松、良好的節(jié)水農(nóng)業(yè)外部環(huán)境，降低因環(huán)境不確定性而帶來的高交易成本，提高農(nóng)業(yè)節(jié)水行為意愿。

(4)交易頻率的增加極大地提高了節(jié)水農(nóng)業(yè)的交易成本。交易頻率增加主要源于農(nóng)戶與科研單位的頻繁接觸、因種植結(jié)構(gòu)調(diào)整帶來的節(jié)水技術(shù)改變的頻繁[22-23]。需要政府因時(shí)因地根據(jù)種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在當(dāng)?shù)亟⑼晟频霓r(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)推廣體系與服務(wù)體系，建立統(tǒng)一的規(guī)制結(jié)構(gòu)降低交易成本。

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RESEARCH ON THE EFFECT OF TRANSACTION TO FARMERS AGRICULTURAL WATER-SAVING BEHAVIORAL WILLINGNESS IN THE NORTHWEST ARID AREA*

Yao Zengfu1，Tang Huajun2※

(1.Department of Economics and Business, Guilin University of Aerospace Technology, Guilin, Guangxi 541004,China; 2.Institute of Agricultural Resources and Regional Planning of , Chinese Academy of Agricultural Sciences,, Beijing 100081, China)

Farmers are the micro-foundation for the development of modern water-saving agriculture, and the strength of farmers′ agricultural water-saving behavioral willingness is the dominant factor of the agricultural water-saving choice behavior. Improving the water-saving willingness has effect on promotingmodern agricultural water-saving technology and realizing the goal of modern agriculture. The article empirically tested the effects of three dimensions (asset specificity, uncertainty and transaction frequency) of transaction costson agricultural water-saving behavioral willingness of farmers by using factor analysis and structural equation model, and introducing the theory of transaction cost and resource endowment, based on 150 survey data of farmers engaged in agricultural water-saving in Zhangye city Gansu province. The results showed that the agricultural water-saving behavioral willingness was mainly affected by economic rationality, followed by the strength of value rationality and survival rationality. Farmers′ endowment, social resources endowment, and natural resources endowment hadsignificant effects on asset specificity in transaction costs dimensions. External uncertainty of water-saving behavior, transaction frequency with scientific research units and the frequency of water-saving technology adjusting all increased the transaction costs of agricultural water-saving behavior. Asset specificity, uncertainty, and the frequency of trades had positive, negative and negative effect on farmer agricultural water-saving behavioral willingness, respectively, with the path coefficients of 0.201, -0.171 and -0.014, respectively.

transaction cost; resource endowment; water-savingbehavioral willingness; structural equation model; value rationality

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160517

2014-12-16

姚增福(1978—)，男，黑龍江湯原人，副教授。研究方向：農(nóng)村區(qū)域發(fā)展及農(nóng)戶行為經(jīng)濟(jì)學(xué)?！ㄓ嵶髡撸禾迫A俊(1960—)，男，四川閬中人，研究員,中國工程院院士。研究方向：農(nóng)業(yè)遙感及農(nóng)作物空間分布。Email:hjtang@mail.caas.net.cn

F323.213； S274

A

1005-9121[2016]05-0112-08

*資助項(xiàng)目：國家社科基金一般項(xiàng)目“西部農(nóng)戶農(nóng)業(yè)環(huán)境效率、要素配置效率及其提升機(jī)制研究”(15BGL131)； 教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年項(xiàng)目“外部性約束下種糧大戶響應(yīng)行為績效提升研究：基于政府培育和市場(chǎng)邊界視角”(13YJC630206)