賈小虎，馬恒運，朱玉春

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考慮農(nóng)戶收入差異的農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的綜合評價

賈小虎1，馬恒運1※，朱玉春2

（1. 河南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，鄭州 450002； 2. 西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，楊凌 712100）

為探討農(nóng)戶收入差異視角下農(nóng)田水利設(shè)施供給效果及其影響因素，該文從主、客觀兩個維度構(gòu)建農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價指標(biāo)，探索農(nóng)戶收入差異及其他因素影響農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的效應(yīng)。采用因子分析法對農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平相關(guān)指標(biāo)進行量化分析，計算得到所調(diào)查180個村莊的農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的綜合得分；使用Min-max標(biāo)準化處理法對農(nóng)田水利設(shè)施供給水平及農(nóng)戶滿意度進行標(biāo)準化處理，使其取值均在0～1范圍內(nèi)，然后取兩者的平均值來表征農(nóng)田水利設(shè)施的供給效果；進而選用分層線性模型探析農(nóng)戶收入差異等因素對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響。結(jié)果表明，調(diào)查地區(qū)的農(nóng)田水利設(shè)施供給水平偏低，農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度尚未達到理性預(yù)期；農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的差異有48.8%是由村莊農(nóng)田水利設(shè)施供給的差異導(dǎo)致的；用不同指標(biāo)所衡量的農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的關(guān)系是一致的。該研究可為促進農(nóng)田水利設(shè)施供給效果改善提供意見參考。

農(nóng)村；模型；收入差異；農(nóng)田水利設(shè)施；供給效果；影響因素

0 引 言

農(nóng)田水利設(shè)施與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)緊密相關(guān)[1-3]，是農(nóng)村居民最為關(guān)鍵的公共品之一，是保障農(nóng)業(yè)發(fā)展和糧食安全的基礎(chǔ)[4-5]，對增加農(nóng)民收入、促進農(nóng)村經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展和保持社會穩(wěn)定方面發(fā)揮著重要的作用[6-9]。農(nóng)田水利設(shè)施供給效果既包括客觀效果（供給水平），也包括主觀效果(農(nóng)戶個體結(jié)合農(nóng)田水利設(shè)施供給現(xiàn)狀和自身需求意愿所做出的滿意度評價）。隨著農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入差異的擴大，不同農(nóng)業(yè)收入水平農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的需求存在明顯的目標(biāo)差異和心理偏好差異，農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的感受和評價需考慮農(nóng)戶收入差異的影響[10-11]。因此，從農(nóng)戶收入差異視角出發(fā)，注重農(nóng)戶個體對農(nóng)田水利設(shè)施供給的滿意度評價，結(jié)合客觀供給水平來評價農(nóng)田水利設(shè)施供給效果，不僅有利于中國政府推進農(nóng)田水利設(shè)施公共服務(wù)均等化，而且能促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

農(nóng)村公共品供給效果，既包括物質(zhì)性效果，也包括精神性效果，即公共品受眾的感覺效果[12]，而滿意度是衡量農(nóng)戶感知程度最重要的指標(biāo)。如何從農(nóng)戶的角度評估農(nóng)田水利設(shè)施供給在農(nóng)村發(fā)展中發(fā)揮的作用，并進一步提高其功效，需要建立以農(nóng)戶為中心的農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)體制，運用科學(xué)的方法測評農(nóng)戶滿意度[13-14]。研究農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施供給滿意度，對于提高農(nóng)田水利設(shè)施供給效率，優(yōu)化農(nóng)田水利設(shè)施資源配置具有重要現(xiàn)實意義。孔祥智等[15]運用Logit模型分析得出，農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施需求偏好因農(nóng)戶個體特征的不同而存在差異，進而導(dǎo)致農(nóng)戶個體層面對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的評價，通過需求偏好的反應(yīng)帶有明顯的收入差異的印跡。王蕾[16]研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價并非同步提高，農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果產(chǎn)生了負向影響，農(nóng)業(yè)收入水平越高，農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價越差。已有研究[17-19]從不同的角度對農(nóng)田水利設(shè)施供給問題進行了探討，但是基于農(nóng)戶收入差異視角的農(nóng)田水利設(shè)施供給效果研究較少。針對農(nóng)田水利設(shè)施的供給效果，已有的研究雖然已經(jīng)同時關(guān)注到了村莊與個人層面的影響因素，得出了一些具有較強啟示意義的結(jié)論，但其慣用的Logit模型、Probit模型、線性非效率模型等研究方法[20-24]在處理分層數(shù)據(jù)方面具有明顯的不足之處，可能會造成分析結(jié)果的偏誤。

基于此，本文采用因子分析法對農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平相關(guān)指標(biāo)進行量化分析，計算得到所調(diào)查180個村莊的農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的綜合得分；使用Min-max標(biāo)準化處理法對農(nóng)田水利設(shè)施供給水平及農(nóng)戶滿意度進行標(biāo)準化處理，使其取值均在0～1范圍內(nèi)，然后取兩者的平均值來表征農(nóng)田水利設(shè)施的供給效果，進而選用分層線性模型探析農(nóng)戶收入差異[25-27]等因素對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響。

1 研究思路與方法

1.1 研究思路

首先，構(gòu)建相對完善的農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價指標(biāo)體系和影響因素測度指標(biāo)體系，重點測算農(nóng)戶收入差異這一影響因素；進而探究不同層面影響因素對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的作用，著重分析農(nóng)戶收入差異這一村莊層面影響因素；最后，根據(jù)研究所得出的結(jié)論，提出改善農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的相關(guān)政策建議。

1.2 研究方法

1.2.1 基于因子分析法的供給效果測度

本文供給效果的測度同時納入了主、客觀兩個維度的相關(guān)指標(biāo)。在客觀層面，本文采用因子分析法對農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平相關(guān)指標(biāo)進行量化分析，計算農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的總得分；在主觀層面，本文采用農(nóng)戶滿意度這一指標(biāo)進行測度。對農(nóng)田水利設(shè)施客觀供給水平得分與主觀農(nóng)戶滿意度進行無量綱化處理，并求其加權(quán)平均值得出調(diào)查村莊農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的綜合得分。

1.2.2 基于分層線性模型的供給效果影響因素分析

分層線性模型將農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的差異分為兩部分，一部分來自組內(nèi)變異（同一村莊內(nèi)不同農(nóng)戶的差異），另一部分來自組間變異（不同村莊之間的差異）。通過分解變異，揭示村莊層面因素與農(nóng)戶層面因素如何影響農(nóng)田水利設(shè)施供給效果。

首先，利用零模型用來分析分層數(shù)據(jù)中各個層次影響因素是否對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著影響，進而判斷分層線性模型是否適用于本文分析。通過零模型分析可將因變量的總方差分解到不同層次，計算不同層次隨機方差占總方差的比例分布。如果不同層次的差異顯著，說明不同層次的因素對因變量有重要影響，有必要采用分層模型解釋其變異。零模型表達式見式（1）～式（3）。

層-1

層-2

將層-2帶入層-1可得完整方程

其次，在零模型分層效果判斷的基礎(chǔ)上，進一步采用隨機截距模型分析村莊層面因素和農(nóng)戶層面因素對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響。具體的模型見式（4）～式（6）。

層-1

層-2

將層-2帶入層-1可得完整方程

（6）

式中X代表層-1自變量；0qj代表層-2自變量；代表層-1自變量對因變量的影響系數(shù)，0qj代表層-2自變量對因變量的影響系數(shù)，、分別代表農(nóng)戶層和村莊層的自變量個數(shù)。

2 指標(biāo)選取與處理

為了綜合評價農(nóng)戶收入差異視角下農(nóng)田水利設(shè)施供給效果，本文樣本數(shù)據(jù)來源于2014年7－8月課題組對河南、寧夏、陜西3個省（自治區(qū)）的實地調(diào)查。所調(diào)查的河南、寧夏、陜西灌區(qū)均屬于黃河灌區(qū)，分別位于黃河中游、下游地區(qū)，覆蓋了西北干旱、半干旱型氣候區(qū)以及中東部溫帶半濕潤型氣候區(qū)，農(nóng)田水利設(shè)施在各調(diào)查地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中均發(fā)揮著十分關(guān)鍵的作用，3個地區(qū)在農(nóng)田水利設(shè)施自主治理方面有著典型的代表性。調(diào)查采用分層隨機抽樣，在充分考慮經(jīng)濟發(fā)展程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平代表性、農(nóng)戶在村中相對地位的前提下，共抽取了9個縣，從每個縣選取20個村莊，每個村莊選取8～10個用水農(nóng)戶，依此形成樣本量為1456的農(nóng)戶級別數(shù)據(jù)、樣本量為180的村莊級別數(shù)據(jù)。

2.1 供給效果指標(biāo)

在客觀供給水平層面，構(gòu)建管護能力、渠系建設(shè)、機井建設(shè)、配套設(shè)施建設(shè)4個方面11個具體指標(biāo)來評價農(nóng)田水利設(shè)施供給水平（表1）。

表1 農(nóng)田水利設(shè)施供給水平指標(biāo)

對農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的評價指標(biāo)進行因子分析，根據(jù)特征值大于1的原則，選取了4個公因子，其累計方差貢獻率為69.88%（表2）。本文通過運用方差最大正交旋轉(zhuǎn)法對因子載荷矩陣進行旋轉(zhuǎn)，得到因子載荷矩陣（表3），旋轉(zhuǎn)后的因子載荷能更好的反映出因子變量和原變量（4個公共因子和11個農(nóng)田水利設(shè)施供給水平評價指標(biāo)）的關(guān)系，載荷值越大則公共因子與指標(biāo)的關(guān)系越密切。

表2 矩陣特征值與累計貢獻率

表3 旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣

由表2、表3可知，第1個公共因子（1）的方差貢獻率達到了28.846%，是4個因子中貢獻率最大的因子，表明它是評價農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的重要指標(biāo)。機井?dāng)?shù)6、干渠長度7、支渠長度8和集體水泵數(shù)10這4個變量的因子載荷值較大，這些指標(biāo)從較為宏觀的方面反映農(nóng)田水利設(shè)施的供給狀況，因此將該公因子命名為“基礎(chǔ)性供給能力因子”。第2個公共因子（2）的方差貢獻率為16.732%，在這一公共因子中機井平均出水量4和機井平均深度5的因子載荷值較大，分別為0.881和0.915，這2個指標(biāo)在一定程度上反映了農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的技術(shù)水平，代表了農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的技術(shù)性特征，因此將這一公共因子命名為“技術(shù)性供給能力因子”。第3個公共因子（3）的方差貢獻率為12.988%，其中包括3個指標(biāo)，分別為水利管理者人數(shù)1、設(shè)施完好百分比2和變壓器數(shù)9，水利管理者人數(shù)、設(shè)施完好百分比及變壓器數(shù)這3個指標(biāo)反映了農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的保障能力，具有保障灌溉順利進行的特征，故命名為“保障性供給能力因子”。第4個公共因子（4）的方差貢獻率為11.317%，水費收取率3和私人水泵數(shù)11的因子載荷較大，水費收取率反映了農(nóng)田水利設(shè)施供給的市場化程度，而私人水泵數(shù)量從側(cè)面體現(xiàn)了民間資本參與的非政府供給情況，因此將此公共因子命名為“社會性供給能力因子”。

根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的各公共因子方差貢獻率占提取公共因子累計方差貢獻率的比重取得公共因子的權(quán)重。得出的計算公式為

在提取公因子的基礎(chǔ)上，采用Bartlett標(biāo)準化方法計算各個公因子的得分，并采用各個因子方差貢獻率占總貢獻率的比重作為權(quán)重，進行加權(quán)求和得到所調(diào)查村莊的農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的綜合得分，根據(jù)3個?。ㄗ灾螀^(qū)）的綜合得分情況，計算得出農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平總體得分。

2.2 村莊與農(nóng)戶層影響因素指標(biāo)測度

本文從村莊層選取6個自變量（距縣城距離、機井總數(shù)、渠道總長、水費收取率、農(nóng)戶收入差異、農(nóng)戶收入差異平方項），農(nóng)戶層選取4大類14個自變量，即農(nóng)戶特征（年齡、性別、受教育程度、是否為村干部、是否有子女上學(xué)）、制度環(huán)境（政府的重視程度、管理效果、維護效果）、發(fā)展變化情況（近5 a農(nóng)田水利設(shè)施變化情況、與鄰村比較情況）、供需狀況（灌溉便利性、供水模式、水價評價、需求是否滿足）。

變量具體測度方式及基本統(tǒng)計信息見表4。所調(diào)查的村莊距縣城的平均距離為13.70 km。村莊渠道總長均值為12.78 km，調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有渠道并不能完全滿足灌溉需要，渠系末端損毀致使實際灌溉面積比預(yù)計灌溉面積小。水費收取率代表按規(guī)定繳納水費用戶占用水農(nóng)戶的比例，在一定程度上反映了農(nóng)田水利設(shè)施供給的規(guī)范程度，村莊的平均水費收取率為91%。機井作為農(nóng)田水利設(shè)施的重要組成部分，在灌溉方面有不可替代的作用，各村莊的機井總數(shù)均值為32眼。政府對農(nóng)田水利設(shè)施的重視程度、農(nóng)田水利設(shè)施管理、維護狀況的農(nóng)戶平均評價水平分別為3.05、3.13和3.52。

表4 變量定義和描述性統(tǒng)計

3 結(jié)果與分析

3.1 分層線性模型估計結(jié)果

表5 零模型分析結(jié)果

注：0.001，為組間相關(guān)系數(shù)對應(yīng)的值。

Note:0.001,is thevalue corresponding inter group correlation coefficient.

隨機截距模型估計結(jié)果如表6所示，村莊層面的因素和農(nóng)戶層面的因素對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響均存在差異。

1）村莊特征。村莊特征中，機井總數(shù)、渠道總長、水費收取率、農(nóng)戶收入差異、農(nóng)戶收入差異平方項對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價均有顯著影響，僅村莊距縣城距離未通過假設(shè)檢驗，影響不顯著。

表6 隨機截距模型的估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著水平。下同。

Note: *, **, *** denotes significance at 10%, 5%, 1% level. The same below.

農(nóng)戶收入差異對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響，農(nóng)戶收入差異的平方項對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著負向影響。這說明農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果之間呈現(xiàn)倒“U”型的關(guān)系。潛在的解釋是，在農(nóng)戶收入差異低的村莊，適當(dāng)?shù)臄U大農(nóng)戶收入差異更有利于農(nóng)田水利設(shè)施的提供，從而改善這個村莊的農(nóng)田水利設(shè)施公共支出，增加農(nóng)田水利設(shè)施供給水平。同時，農(nóng)業(yè)收入水平高的農(nóng)戶自身對農(nóng)田水利設(shè)施的需求提高，這會促使其積極參與農(nóng)田水利設(shè)施供給，進一步完善農(nóng)田水利設(shè)施，促進農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的提高。在農(nóng)戶收入差異高的村莊，農(nóng)業(yè)收入水平高的農(nóng)戶傾向于調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，增加對灌溉用水量、水流強度、灌溉時間由較高要求的經(jīng)濟作物種植面積，對新型節(jié)水灌溉技術(shù)技術(shù)與設(shè)施的需求更加強烈，同時，農(nóng)業(yè)收入水平低的農(nóng)戶務(wù)農(nóng)熱情逐步降低，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的依賴程度下降，進而導(dǎo)致其對農(nóng)田水利設(shè)施的需求不足。因此，適度的農(nóng)戶收入差異有利于農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的提升，但是當(dāng)農(nóng)戶收入差異擴大到一定程度，將會對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果產(chǎn)生不利影響。

渠道總長對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著的正向影響。渠系建設(shè)是農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的重要組成部分，渠道總長反映了渠系建設(shè)的規(guī)模，在某種程度上決定了灌溉的可能性。從實地調(diào)研情況來看，農(nóng)戶多采用大水漫灌的方式，其對渠道輸水損耗并不敏感，但對渠道總長比較在意。在國家加強農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)監(jiān)管的導(dǎo)向下，地方政府在渠道建設(shè)過程中注重采取渠道防滲、管道輸水等措施，較大程度減少了輸水損耗導(dǎo)致的灌溉效率降低；同時，調(diào)研地區(qū)大多實行井渠聯(lián)灌，以地下含水層調(diào)蓄灌溉入滲水，進一步減少了輸水損耗?？傮w來看，渠道總長越長，水利設(shè)施的覆蓋面越大，灌溉能力越強，那么，農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的需求更容易得到滿足，農(nóng)戶的滿意度也越高。

水費收取率對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。水費收取率從側(cè)面反映了農(nóng)田水利設(shè)施供給的規(guī)范性。水費收取率越高，表明農(nóng)田水利設(shè)施供給越規(guī)范，越能滿足農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的需求，那么農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度越高。

機井總數(shù)對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。相較傳統(tǒng)的渠系灌溉，機井靈活的灌溉方式對其形成了有效的補充，也是農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的重要組成部分。渠系建設(shè)規(guī)模大的地區(qū)，機井?dāng)?shù)量較少，然而渠系灌溉受地理條件和水源制約，難以及時滿足不同農(nóng)作物多樣化的灌溉需求；同時，在渠系建設(shè)薄弱的地區(qū)，毛渠未能覆蓋所有農(nóng)田，農(nóng)戶在灌溉高峰時期的需求難以滿足，導(dǎo)致農(nóng)戶對機井灌溉有強烈的需求意愿。機井總數(shù)體現(xiàn)了機井建設(shè)的規(guī)模，一定程度上反映了農(nóng)田水利設(shè)施供給水平，機井總數(shù)越多，農(nóng)田水利設(shè)施供給水平越高，越容易滿足農(nóng)戶的灌溉需求，農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的滿意度也越高。

2）農(nóng)戶特征。農(nóng)戶特征中，僅“是否有子女上學(xué)”這一變量對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果有顯著負向影響。

是否有子女上學(xué)對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價具有顯著負向影響，可能的原因是，子女上學(xué)增加了家庭經(jīng)濟負擔(dān)，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)收入的依賴和期望增強，其對農(nóng)田水利設(shè)施供給水平的理想預(yù)期也相應(yīng)提高，進而會降低其對農(nóng)田水利設(shè)施供給的滿意度，農(nóng)田水利設(shè)施供給效果也會降低。

3）制度環(huán)境。政府重視程度、農(nóng)田水利設(shè)施管理狀況對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。

政府重視程度對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。農(nóng)田水利設(shè)施的供給離不開政府的指導(dǎo)與支持，隨著政府重視程度的提高，可以更加準確了解農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的需求，依據(jù)農(nóng)戶的需求來運轉(zhuǎn)農(nóng)田水利設(shè)施供給，充分尊重農(nóng)戶的需求意愿，突出重點建設(shè)的原則，實現(xiàn)資源最優(yōu)配置，提高農(nóng)田水利設(shè)施供給效果。調(diào)研過程發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)田水利設(shè)施供給效果較好的地區(qū)，多設(shè)計有相對完善的農(nóng)戶需求表達機制，構(gòu)建了農(nóng)戶與政府溝通的平臺。

農(nóng)田水利設(shè)施管理狀況對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。農(nóng)田水利設(shè)施的管理狀況直接關(guān)系農(nóng)田水利設(shè)施的運行，影響農(nóng)田水利設(shè)施的灌溉質(zhì)量。健全農(nóng)田水利設(shè)施管理制度，明晰農(nóng)田水利設(shè)施產(chǎn)權(quán)，落實管理責(zé)任主體，加強基層水利管理部門自身能力建設(shè)，推進“農(nóng)民用水協(xié)會”等民間組織的自主管理，可以有效改善農(nóng)田水利設(shè)施管理狀況，提高農(nóng)田水利設(shè)施的灌溉質(zhì)量和效率，提升農(nóng)田水利設(shè)施供給效果。

4）農(nóng)田水利設(shè)施供給情況變化。農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施變化情況會存在比較心理，近五年農(nóng)田水利設(shè)施變化情況、農(nóng)田水利設(shè)施與鄰村比較情況均對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。

近五年農(nóng)田水利設(shè)施變化情況對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。近五年農(nóng)田水利設(shè)施變化情況體現(xiàn)了農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施變化情況在時間維度上的比較，農(nóng)田水利設(shè)施狀況與五年前相比，若得到較大改善，能夠滿足農(nóng)戶需求，農(nóng)戶對務(wù)農(nóng)前景持樂觀態(tài)度，對農(nóng)田水利設(shè)施供給的滿意度相應(yīng)提高。

農(nóng)田水利設(shè)施與鄰村比較情況對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。農(nóng)田水利設(shè)施與鄰村比較情況體現(xiàn)了農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施變化情況在空間維度上的比較，調(diào)研過程中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)田水利設(shè)施狀況與鄰村比較，若強于鄰村，農(nóng)戶的務(wù)農(nóng)熱情提高，對農(nóng)田水利設(shè)施供給的滿意度也比較高。

5）供需狀況。灌溉便利性、需求是否滿足對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響。

灌溉便利性體現(xiàn)的是灌溉過程中的方便程度，在完成灌溉過程中可能涉及很多的準備工作，例如灌溉前渠系的清理維護、水泵及配套設(shè)施的準備、用水的協(xié)調(diào)等，這些準備工作越完善、越容易操作，那么灌溉會越便利，農(nóng)戶的滿意度越高。

農(nóng)戶的需求會隨著種植結(jié)構(gòu)的調(diào)整、氣候的改變、思想認識的改變產(chǎn)生變動，農(nóng)戶的需求是否滿足很大程度上取決于農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平，農(nóng)田水利設(shè)施的供給水平越高，農(nóng)戶的需求越容易得到滿足，農(nóng)戶的滿意度也越高。

3.2 農(nóng)戶收入差異穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果之間關(guān)系的穩(wěn)健性，采用泰爾指數(shù)和最富有40%人口所占的收入份額進行驗證。表7中模型1、模型2、模型3分別表示基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、最富有40%人口所占收入份額3個農(nóng)戶收入差異指標(biāo)對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果影響的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，在其他變量的方向和顯著性都沒有發(fā)生改變的條件下，泰爾指數(shù)、最富有40%人口所占收入份額均對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著正向影響，其平方項均對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果具有顯著負向影響，說明這2個指標(biāo)與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的倒“U”型關(guān)系仍然存在。這一結(jié)果說明，用不同的收入差異指標(biāo)所衡量的農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的關(guān)系是一致的，用基尼系數(shù)作為農(nóng)戶收入差異指標(biāo)考察對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4 結(jié) 論

本文基于所調(diào)研的180個村莊及1 456個農(nóng)戶的樣本數(shù)據(jù)，隨機效應(yīng)的單因素方差分析結(jié)果表明，村莊層和農(nóng)戶層因素共同影響農(nóng)田水利設(shè)施供給效果。采用隨機截距模型深入探析村莊層因素和農(nóng)戶層因素如何影響農(nóng)田水利設(shè)施供給效果。主要結(jié)論如下：

1）從村莊層面的因素來看，機井總數(shù)、渠道總長、水費收取率對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果在1%水平上顯著正向影響，農(nóng)戶收入差異對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響在5%的水平上顯著，呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，距縣城距離對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果影響不顯著；

2）從農(nóng)戶層面的因素來看，是否有子女上學(xué)、政府重視程度、農(nóng)田水利設(shè)施管理狀況、農(nóng)田水利設(shè)施近五年變化情況、與鄰村比較情況、灌溉便利性、需求是否滿足對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果影響顯著，是否有子女上學(xué)對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響為負；年齡、性別、受教育程度、是否擔(dān)任村干部、農(nóng)田水利設(shè)施維護情況、供水模式、水價評價對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果影響不顯著，水價評價、是否擔(dān)任村干部對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響為負；

3）從農(nóng)戶收入差異穩(wěn)健性檢驗結(jié)果來看，分別對基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、最富有的40%人口所占收入份額這3個指標(biāo)衡量的農(nóng)戶收入差異進行回歸，在其他變量的方向和顯著性都沒有發(fā)生改變的條件下，這3個指標(biāo)衡量的農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果均呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，這說明采用不同指標(biāo)所衡量的農(nóng)戶收入差異與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的關(guān)系是一致的。

5 建 議

農(nóng)田水利設(shè)施作為農(nóng)村居民最為關(guān)鍵的公共物品之一，其偏低的供給效果制約著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，因此，提升其供給效果是解決“三農(nóng)”問題、實現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化的重要環(huán)節(jié)。依據(jù)本文研究結(jié)論，結(jié)合實地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)的問題，提出以下幾點建議：第一，加大農(nóng)田水利設(shè)施公共投入，緩解農(nóng)戶收入差異擴大造成的不利影響；第二，基于收入差異視角構(gòu)建農(nóng)戶需求表達機制，引導(dǎo)農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施供給；第三，考慮不同收入差異農(nóng)戶的多樣化需求，調(diào)整農(nóng)田水利設(shè)施專項資金設(shè)置；第四，調(diào)整農(nóng)田水利設(shè)施供給結(jié)構(gòu)及規(guī)模，提升農(nóng)田水利設(shè)施供給水平；第五，建立合理的農(nóng)田灌溉水價調(diào)節(jié)機制，以提高水資源利用率；第六，構(gòu)建與農(nóng)田水利設(shè)施供給效果評價掛鉤的激勵約束機制，避免因供給決策失誤導(dǎo)致的供需錯位；第七，優(yōu)化農(nóng)田水利設(shè)施產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)，為構(gòu)建科學(xué)的管理體系奠定基礎(chǔ)；第八，健全農(nóng)田水利設(shè)施管理制度，提高農(nóng)田水利設(shè)施管理水平。

本文從農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入差異視角來探究農(nóng)田水利設(shè)施供給效果，而農(nóng)業(yè)收入差異僅是農(nóng)戶異質(zhì)性的一個重要方面，研究未探析農(nóng)戶異質(zhì)性的其他方面對農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的影響效應(yīng)，這也是后續(xù)研究需要關(guān)注和深化的重點。

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Comprehensive evaluation of farmland water conservancy facilities supply performance considering differential farmer income

Jia Xiaohu1, Ma Hengyun1※, Zhu Yuchun2

(1,,450002,; 2.,,712100,)

The evaluation index system of farmland water conservancy facilities’ supply level was constructed in this paper, and the factor analysis method was adopted to evaluate the supply level. The min-max standardization process was then used to standardize the supply level and farmers’ satisfaction for 180 villages investigated, the values were taken between 0 and 1, and then the mean values of the two were taken to characterize the supply performance of farmland water conservancy facilities. Finally, the hierarchical linear model was used to investigate the effect of influencing factors on farmland water conservancy facilities’ supply performance from village level and farmer level, and analyze the way of influencing factors to affect irrigation facilities’ supply performance, especially the farmers’ agricultural income differences. Research shows that farmland water conservancy facilities’ supply level in China is below the international average level, farmers’ satisfaction of farmland water conservancy facilities has not reached rational expectations, and there is still great room for the farmland water conservancy facilities’ supply performance to improve.The empirical analysis of the zero model suggests that there are differences in the supply performance of farmland water conservancy facilities between different villages, and the factors of villages and farmers affect the supply performance of farmland water conservancy facilities jointly, 48.8% caused by the factors of villages. Random intercept model was used to analyze the influence degree and direction of factors of villages and farmers. From the factors of villages, the number of motor-pumped wells, the length of channel and the collection rate of water fee have a significant positive effect on farmland water conservancy facilities’ supply performance. The effect of agricultural income difference is significant at 5% level, and presents an inverted U-shaped relationship, and the distance away from the county doesn’t have a significant influence on the farmland water conservancy facilities’ supply performance. From the factors of farmers, the attention given by the government, the management of farmland water conservancy facilities, the changes of farmland water conservancy facilities in recent 5 years, comparison situation with nearby villages, convenience of irrigation and the satisfied degree to requirement of farmers have a significant positive influence on the supply performance of farmland water conservancy facilities; whether children attend school has a significant negative influence on the supply performance of farmland water conservancy facilities. Age, gender, education level, whether or not to be village cadres, the maintenance of farmland water conservancy facilities, supply mode and evaluation of water price don’t have a significant influence on the supply performance of farmland water conservancy facilities. Using 3 different methods to measure farmers’ income difference, the relationship between farmers’ income difference and farmland water conservancy facilities’ supply performance is consistent. Under the condition of no change of the direction and significance of the other variables, farmers’ income differences measured by 3 indicators all keep an inverted U-shaped relationship with farmland water conservancy facilities’ supply performance. This study can provide a reference for promoting the improvement of farmland water conservancy facilities’ supply performance.

rural region; models; income difference; farmland water conservancy facilities; supply performance; influence factors

10.11975/j.issn.1002-6819.2018.17.001

F326.6

A

1002-6819(2018)-17-0001-08

2018-05-11

2018-08-02

國家自然科學(xué)基金項目“基于農(nóng)戶收入差異視角的農(nóng)田水利設(shè)施供給效果及改進路徑研究”（編號：71273210）；教育部高等學(xué)校博士學(xué)科點專項科研基金聯(lián)合資助課題（編號：20124105110006）；河南省軟科學(xué)研究計劃項目（編號：132400410032）；河南省高等學(xué)校重點科研項目(編號：19B630008)；高等學(xué)校博士科研啟動基金項目（編號：30601678）；高等學(xué)校創(chuàng)新基金項目（編號：30200541）。

賈小虎，男，河南鄭州人，博士，講師。研究方向為農(nóng)村公共物品、農(nóng)村區(qū)域經(jīng)濟。Email：jxhaiwyx@163.com

馬恒運，男，河南鄭州人，博士，教授，博士生導(dǎo)師。研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟、數(shù)量經(jīng)濟。Email：h.y.ma@163.com

賈小虎，馬恒運，朱玉春. 考慮農(nóng)戶收入差異的農(nóng)田水利設(shè)施供給效果的綜合評價[J]. 農(nóng)業(yè)工程學(xué)報，2018，34(17)：1－8. doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2018.17.001 http://www.tcsae.org

Jia Xiaohu, Ma Hengyun, Zhu Yuchun. Comprehensive evaluation of farmland water conservancy facilities supply performance considering differential farmer income[J]. Transactions of the Chinese Society of Agricultural Engineering (Transactions of the CSAE), 2018, 34(17): 1－8. (in Chinese with English abstract) doi：10.11975/j.issn.1002-6819.2018.17.001 http://www.tcsae.org