張華 ，王禮力*

（1.廣東金融學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510521；2.西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100）

水資源作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要自然資源和國民經(jīng)濟(jì)的重要戰(zhàn)略資源，其利用與農(nóng)業(yè)發(fā)展的協(xié)調(diào)是決定農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展和糧食安全的重要因素。面對當(dāng)前我國水資源短缺和農(nóng)業(yè)灌溉用水效率較低的雙重脅迫，大力推廣和普及節(jié)水灌溉技術(shù)（尤其是高效節(jié)水灌溉技術(shù)）、提高農(nóng)田灌溉技術(shù)采用效果是目前我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)擺脫水資源短缺危機(jī)和加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的必然選擇。同傳統(tǒng)大水漫灌相比，節(jié)水灌溉技術(shù)具有提高水資源利用率、降低由于自然災(zāi)害（這里主要考慮干旱）帶來的損失、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的生態(tài)環(huán)境和加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的步伐等多重功能。雖然，已有很多農(nóng)戶采用節(jié)水灌溉技術(shù)，但采用效果仍不樂觀。因此，如何提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果，已經(jīng)成為當(dāng)前研究亟待解決的重要課題。

目前，國內(nèi)外對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的研究相對較少，且主要集中于測度和影響因素兩個(gè)方面。測度指標(biāo)主要關(guān)注農(nóng)戶灌溉技術(shù)效率和農(nóng)戶用水經(jīng)濟(jì)效率。技術(shù)效率用于表征某種技術(shù)所帶來的成效，是以投入最小化，產(chǎn)出最大化為目的。經(jīng)濟(jì)視角下的農(nóng)田灌溉最優(yōu)效率是在水價(jià)和產(chǎn)出不變的條件下，達(dá)到農(nóng)作物產(chǎn)出最大化的同時(shí)，保證農(nóng)田灌溉用水損失最小的效率[1]；影響因素方面主要可歸納為宏觀因素和微觀因素兩個(gè)層面。其中，微觀因素主要涉及農(nóng)戶的個(gè)體特征、家庭特征等，又稱內(nèi)因視角；宏觀因素主要涉及自然資源稟賦、水利設(shè)施及政府支持等，又稱外因視角。就內(nèi)因視角看，農(nóng)戶個(gè)體特征主要影響因素包括性別、年齡、文化程度和風(fēng)險(xiǎn)偏好[2]，農(nóng)戶家庭特征主要影響因素包括非農(nóng)收入比例、耕地面積、種植結(jié)構(gòu)、土地細(xì)碎化程度及農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)狀況[3-4]等。就外因視角看，眾多文獻(xiàn)認(rèn)識(shí)到自然資源稟賦對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果起到?jīng)Q定性的作用，主要影響因素包括年降水量、年均溫度以及年日照時(shí)間等[5]。同時(shí)，學(xué)者們也關(guān)注到政府支持、用水環(huán)境和制度環(huán)境等對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響。其中，政府支持主要包括政府資金扶持[6]和政府補(bǔ)貼[7]兩方面。用水環(huán)境和制度環(huán)境主要包括渠系條件的改善、農(nóng)田灌溉管理制度的完善（包括水權(quán)和水價(jià)制度的建立等）[8]、農(nóng)業(yè)培訓(xùn)強(qiáng)度以及信貸約束和社會(huì)資本[9]等。

從研究內(nèi)容看，目前國內(nèi)外針對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的相關(guān)研究雖然涉及到了外部因素和內(nèi)部因素，但是并沒有將外部因素作為整體分析其對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響；從研究方法來看，已有研究大多采用Logit/Probit/Tobit 等方法，鮮有文獻(xiàn)探討各因素對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果影響之間的非線性關(guān)系。基于以上研究的可拓展之處，本文可能的創(chuàng)新之處為：第一，本文引入農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)，農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)綜合考慮農(nóng)村水資源稟賦、農(nóng)業(yè)用水權(quán)利、農(nóng)村人力資本以及農(nóng)業(yè)用水管理等因素，為進(jìn)一步綜合研究宏觀因素對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響提供了切入點(diǎn)；第二，本文運(yùn)用分位數(shù)回歸模型探討農(nóng)業(yè)水貧困與農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果之間的非線性關(guān)系，并且借助門檻回歸模型對其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，增強(qiáng)實(shí)證分析結(jié)果的可靠程度。

1 農(nóng)業(yè)水貧困對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果影響的理論分析

本文結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況，認(rèn)為農(nóng)業(yè)水貧困對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果可以通過成本分?jǐn)傂?yīng)和風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)產(chǎn)生影響：1）成本分?jǐn)傂?yīng)。農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用作為一種與村莊農(nóng)田水利工程建設(shè)相結(jié)合的灌溉活動(dòng)，具有一定的公共物品特征，水利設(shè)施的配套程度以及維護(hù)情況都影響著農(nóng)戶的灌溉活動(dòng)，在家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制度以后，生產(chǎn)組織以小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為主，由于水利設(shè)施建設(shè)周期較長，而且投資規(guī)模較大，農(nóng)戶無力更無心投資具有公共物品性質(zhì)的水利設(shè)施，因此村莊農(nóng)業(yè)水貧困的“貧困程度”越低，也就是說農(nóng)業(yè)水資源綜合管理能力越高，對水利設(shè)施等的投資和維護(hù)越重視，就會(huì)進(jìn)一步降低農(nóng)戶采用高效灌溉技術(shù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的外部成本，提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)的采用效果。2）風(fēng)險(xiǎn)降低效應(yīng)。農(nóng)業(yè)水貧困程度較低的村莊，整體表現(xiàn)為能力水平、水利設(shè)施、用水環(huán)境以及制度環(huán)境情況較好，可以為經(jīng)濟(jì)能力比較薄弱、應(yīng)對危機(jī)能力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力較差的農(nóng)戶提供較高層次的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的外部保障，降低了農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所面臨的外部不確定性因素，即災(zāi)害風(fēng)險(xiǎn)沖擊。同時(shí)也降低了農(nóng)戶投資高效節(jié)水灌溉技術(shù)的外部風(fēng)險(xiǎn)，有利于農(nóng)戶采用高效節(jié)水灌溉技術(shù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)灌溉活動(dòng)，進(jìn)一步提高了農(nóng)戶灌溉技術(shù)的采用效果。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法

分位數(shù)回歸方法最早由Koenker 和Bassett 提出，是對普通最小二乘法的擴(kuò)展，它通過因變量的條件分位數(shù)對自變量回歸，最終得到所有分位數(shù)下的回歸模型[10]。分位數(shù)回歸利用殘差絕對值的加權(quán)平均數(shù)作為最小化的目標(biāo)函數(shù)，解決了普通線性回歸模型受極端值影響，導(dǎo)致結(jié)果不穩(wěn)健的問題，并且能夠充分反映自變量X對因變量Y的分布位置、刻度和形狀的影響[11]。本文采用分位數(shù)回歸模型進(jìn)一步探討農(nóng)業(yè)水貧困和農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的關(guān)系，以此反映農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果本身的效應(yīng)及其與農(nóng)業(yè)水貧困之間關(guān)系整體樣本分布上的異質(zhì)性結(jié)構(gòu)。給定自變量X（農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)/農(nóng)業(yè)水貧困五個(gè)維度），設(shè)連續(xù)隨機(jī)變量Y（農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果，代理變量為農(nóng)戶灌溉用水效率）的τ條件分布函數(shù)為yτ(0＜τ＜1)，F(xiàn)Y|X(y)為解釋變量Y的累積分布函數(shù)。yτ取線性函數(shù)，如下：

式中：β（τ）為未知參數(shù)，將τ的分位數(shù)當(dāng)作最小化殘差絕對值的加權(quán)平均問題的最優(yōu)解，如下：

求得：

式中：ρτ（yi-ε）=k[τ-I(yi-ε＜0)]，叫做“傾斜的絕對函數(shù)”，I(yi-ε＜0)為示性函數(shù)。根據(jù)以上變量，構(gòu)建以下回歸模型：

式中：Qτ(Y)表示與分位點(diǎn)τ對應(yīng)評分值位數(shù)，β0為常數(shù)項(xiàng)，βi為農(nóng)業(yè)水貧困變量的分位數(shù)回歸系數(shù)，γn為農(nóng)戶特征的分位數(shù)回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)主要來自課題組2016 年12 月對陜西省寶雞峽灌區(qū)小麥種植農(nóng)戶進(jìn)行的微觀調(diào)查。選擇分層抽樣的方法進(jìn)行樣本量的選擇，首先選取陜西省寶雞峽灌區(qū)11 個(gè)縣（區(qū)）作為調(diào)研區(qū)域，然后在每個(gè)縣（區(qū)）隨機(jī)抽取2～3 個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)進(jìn)行調(diào)查，在抽取的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中隨機(jī)選取5～8 個(gè)村莊，并采用一對一的形式對農(nóng)戶和村干部進(jìn)行調(diào)查。本調(diào)查一共發(fā)放72 份村莊問卷，1 228 份農(nóng)戶問卷，收回有效村莊問卷72 份，有效農(nóng)戶問卷1 204 份。具體實(shí)地調(diào)查樣本分布情況見表1。

表1 實(shí)地調(diào)查樣本分布情況Table 1 Distribution of field survey samples

3 變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

3.1 因變量：農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果

考慮到我國農(nóng)業(yè)用水水價(jià)普遍長期偏低，農(nóng)業(yè)用水經(jīng)濟(jì)效率不能真實(shí)地反映我國農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果[12]。已有研究表明，灌溉用水效率的差異是灌溉技術(shù)采用效果不同的直接體現(xiàn)[13]，而且已有學(xué)者研究表明采用不同灌溉技術(shù)進(jìn)行灌溉的效率存在一定的差異[14-16]：地表水灌溉效率為0.50 ～ 0.73 kg/m3，噴灌灌溉效率為0.54 ～ 0.80 kg/m3，滴灌灌溉效率為0.80 ～ 0.91 kg/m3。因此，本文選擇農(nóng)戶灌溉用水效率作為農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的代理變量，并借助EBM 模型[17]對其進(jìn)行測度。在農(nóng)戶灌溉用水效率測度指標(biāo)選取方面，借鑒已有農(nóng)戶灌溉用水效率的相關(guān)研究[18-21]，以科學(xué)性、合理性、代表性以及可獲性為原則，主要關(guān)注農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中的資本、勞動(dòng)力、資源等投入要素和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值等經(jīng)濟(jì)效益產(chǎn)出要素。由于土地作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的載體和基礎(chǔ)，水資源以及其他投入要素必須依附在土地上才能完成農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入要素的分類，土地常常屬于固定投入要素，而水資源和其他投入要素常常被看作是可變投入要素，是直接被消耗的經(jīng)濟(jì)資源，無論是固定要素還是可變要素，都對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)有著重要的影響。為了能夠更加準(zhǔn)確地反映農(nóng)戶灌溉用水效率的實(shí)際情況，有必要將可變投入要素比如水資源、種子投入、化學(xué)投入以及機(jī)械投入等從土地資源投入中獨(dú)立出來。因此本文引入均值概念對農(nóng)戶灌溉用水效率的投入和產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行選?。寒a(chǎn)出變量（output variables）為每公頃收益，投入變量（input variables）分別為每公頃的種子成本、化學(xué)投入成本（主要考慮農(nóng)藥和化肥）、機(jī)械投入成本、勞動(dòng)力投入成本和農(nóng)田灌溉用水量投入成本。農(nóng)戶灌溉用水效率的具體投入產(chǎn)出指標(biāo)詳見表2。

3.2 核心自變量：農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)

農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)綜合考慮農(nóng)村水資源稟賦、農(nóng)業(yè)用水權(quán)利、農(nóng)村人力資本以及農(nóng)業(yè)用水管理等因素，為綜合研究宏觀因素對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響提供了切入點(diǎn)。鑒于此，本文引入農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)作為宏觀因素的代理變量，并借鑒已有農(nóng)業(yè)水貧困的研究成果[22-24]，從數(shù)據(jù)可獲得性出發(fā)，結(jié)合研究區(qū)域的實(shí)際情況，將農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)分為資源稟賦、供水設(shè)施、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境5 個(gè)維度。在權(quán)重確定方面，考慮到農(nóng)業(yè)水貧困的研究仍然處于起步階段，差異權(quán)重主觀因素較強(qiáng)。因此，為了避免作者主觀因素對測度結(jié)果造成的偏差，本文借鑒國外水貧困領(lǐng)域相關(guān)學(xué)者對權(quán)重的處理方式[25]，對農(nóng)業(yè)水貧困五個(gè)維度的權(quán)重進(jìn)行等權(quán)處理。在測度方法選擇方面，考慮到微觀調(diào)研過程中，由于時(shí)間及經(jīng)費(fèi)的限制，所調(diào)研樣本提供的信息是不完備的，具有模糊不確定性。因此，本文選擇模糊評價(jià)方法中的最大熵原理的兩級模糊模式識(shí)別模型對農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)進(jìn)行測度。該方法降低了由于信息不足而做出的人為約束，能夠使測度結(jié)果偏差最小，更符合現(xiàn)實(shí)情況[22]。具體評價(jià)指標(biāo)詳見表3。

其他自變量：本文在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，并結(jié)合本文的研究目的，選擇農(nóng)戶個(gè)體特征和家庭特征變量作為控制變量。其中農(nóng)戶個(gè)體特征包括性別、年齡、文化程度、是否為村干部；農(nóng)戶家庭特征包括作物種植面積、耕地整合率、非農(nóng)收入占比、恩格爾系數(shù)和種植結(jié)構(gòu)。

各變量的詳細(xì)解釋說明及描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

表2 農(nóng)戶灌溉用水效率的指標(biāo)選取Table 2 Selection of indicators for irrigation water efficiency of farmers

表3 變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)Table 3 Variable description and descriptive statistics

4 實(shí)證分析

4.1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析

從農(nóng)戶層面分析（表3），樣本農(nóng)戶中9%的農(nóng)戶具有村干部經(jīng)歷，男性占比55%，平均年齡為52歲，文化程度以小學(xué)、初中為主，平均文化程度為2.6，非農(nóng)收入占比平均為38.4%，農(nóng)業(yè)收入是被訪農(nóng)戶收入的主要來源，抽樣農(nóng)戶家庭平均恩格爾系數(shù)為39.4%，調(diào)研區(qū)域大部分農(nóng)戶以糧食作物為主，種植業(yè)結(jié)構(gòu)相對單調(diào)，存在耕地細(xì)碎化問題。農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的平均值為0.408，反映出樣本農(nóng)戶整體的灌溉技術(shù)采用效果相對較低，具有較大的提升空間。

從村莊層面分析（表3），我們發(fā)現(xiàn)調(diào)研樣本村莊整體的農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)均值為0.410，其中，資源稟賦、水利設(shè)施、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境的均值分別為0.550、0.460、0.280、0.480 和0.340。說明寶雞峽灌區(qū)存在一定的農(nóng)業(yè)水貧困問題，寶雞峽灌區(qū)為西北內(nèi)陸渠灌類型灌區(qū)，在建立初期，由于技術(shù)條件和經(jīng)濟(jì)條件的限制，渠道襯砌和渠系建筑物配套不完全，再加上年久失修，設(shè)施老化，渠道破損嚴(yán)重，導(dǎo)致水利設(shè)施情況和用水環(huán)境狀況仍有很大的提升空間。由于寶雞峽灌區(qū)地處陜西省西部，氣候相對干燥，對生態(tài)環(huán)境有一定的負(fù)面作用，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有一定的影響作用，也一定程度阻礙了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，導(dǎo)致村莊整體存在能力水平較低、政府支持不足以及水資源缺乏保障度等問題。

4.2 農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響因素分析

由于因變量農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的取值范圍在0 和1 之間，屬于“受限被解釋變量”。因此，本文選擇雙邊受限的Tobit 模型對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響因素進(jìn)行回歸，并且為了驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)還選擇OLS 模型進(jìn)行回歸。其中模型一與模型二為Tobit 回歸結(jié)果，模型三和模型四為OLS 回歸結(jié)果（表4）。綜合考慮模型一與模型三的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果具有顯著的正向作用，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)。說明農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)越大，農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越好，即農(nóng)業(yè)水貧困的“減貧”有助于農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的提高。綜合考慮模型二與模型四的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)水貧困各維度均對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果具有顯著影響。其中，資源稟賦維度對灌溉技術(shù)采用效果存在負(fù)向影響，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)；水利設(shè)施、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境這4 個(gè)維度均對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果具有正向作用，且均通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)。說明村莊資源稟賦條件越好，農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越差，而水利設(shè)施、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境條件越好，則農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越好。

結(jié)合表4 還發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶個(gè)體特征中的文化程度、農(nóng)戶家庭特征中的作物種植面積和耕地整合率均對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果存在顯著正向影響，恩格爾系數(shù)對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果存在顯著負(fù)向影響。

表4 OLS 模型和Tobit 模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of the OLS model and the Tobit model

4.3 農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響關(guān)系分析

農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)影響農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的第10、20、30、40、50、60、70、80 和90 個(gè) 分位點(diǎn)的結(jié)果見表5。結(jié)果顯示：農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)在各個(gè)分位點(diǎn)均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)對不同農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的提高均有顯著的促進(jìn)作用，而且呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢，即隨著農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果分位點(diǎn)的升高，農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)對其影響系數(shù)的絕對值逐漸增大，對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響程度不斷加深。在50 分位點(diǎn)左側(cè)的農(nóng)戶通常處于農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)較低，即村莊的農(nóng)業(yè)水貧困程度較高，表現(xiàn)為水資源相對匱乏，水利設(shè)施條件較差等，水資源存在較嚴(yán)重的跑冒滴漏現(xiàn)象，導(dǎo)致農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果提高緩慢；在50 分位點(diǎn)右側(cè)的農(nóng)戶通常處于農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)較高，農(nóng)業(yè)水貧困程度較低的村莊，較好的村莊環(huán)境使得農(nóng)戶獲取水資源相對便利且有一定的保障，降低了現(xiàn)代節(jié)水灌溉技術(shù)采用的風(fēng)險(xiǎn)，有利于農(nóng)戶選擇現(xiàn)代節(jié)水灌溉技術(shù)，最終促進(jìn)農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的加速提高。

4.4 農(nóng)業(yè)水貧困各維度對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響關(guān)系分析

進(jìn)一步借助分位數(shù)回歸模型考察農(nóng)業(yè)水貧困各維度對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響（表5）。根據(jù)表5，對結(jié)果進(jìn)行如下分析。

1）資源稟賦解釋變量的回歸系數(shù)除在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的30 分位點(diǎn)上不顯著，其他各分位點(diǎn)上均為負(fù)向顯著影響：在分位點(diǎn)10、20 和90通過1%的顯著性檢驗(yàn)；在分位點(diǎn)40、50、60 通過10%的顯著性檢驗(yàn)；在70 分位點(diǎn)通過5%的顯著性檢驗(yàn)。表明資源稟賦解釋變量對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的提高具有顯著的抑制作用，且抑制作用呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢，且增大的程度不同，呈現(xiàn)出隨著農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果分位點(diǎn)的升高，系數(shù)的絕對值逐漸增大，即資源稟賦系數(shù)評分值越高的區(qū)域，對應(yīng)的農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越差。這與目前研究結(jié)論相符合：水資源的可獲性程度對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果產(chǎn)生負(fù)向影響，越是水資源豐裕的地區(qū)，水資源越易獲取的地區(qū)，農(nóng)戶更傾向去采用大水漫灌等低效灌溉技術(shù)進(jìn)行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，導(dǎo)致農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越差，相反，越是水資源貧乏的地區(qū)，水資源越難獲取的地區(qū)，農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果越高[26]。

表5 分位數(shù)模型回歸結(jié)果Table 5 Regression results of the Quantile model

2）水利設(shè)施解釋變量的回歸系數(shù)在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果各分位數(shù)上均為正值，但系數(shù)波動(dòng)較大，總體呈現(xiàn)出“M”型波動(dòng)式上升趨勢。即完善的水利設(shè)施條件是提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的重要手段。水利設(shè)施解釋變量除在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的10、20 分位點(diǎn)上正向顯著外（通過1%的顯著性檢驗(yàn)），其他各分位點(diǎn)上均不顯著。表明水利設(shè)施解釋變量對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果相對較低地區(qū)的提高具有顯著的正向作用。反映了農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果較低的地區(qū)水利設(shè)施存在年久失修，以土渠為主，有的甚至逐漸淤塞，導(dǎo)致農(nóng)田水利設(shè)施功能逐漸退化。因此，疏通和修繕農(nóng)村水利設(shè)施有利于農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的提高，并且這種提高作用于水利設(shè)施評分值較低的區(qū)域效果十分顯著。

3）能力水平解釋變量的回歸系數(shù)在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的各分位數(shù)上均為正值，總體呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U 型趨勢?；貧w系數(shù)除在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的10、20 分位點(diǎn)上正向顯著，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，其他各分位點(diǎn)上均不顯著。表明能力水平變量對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果相對較低地區(qū)的提高具有顯著的正向作用。反映了農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果較低的村莊存在勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)不合理、受教育程度低以及村莊獲取信息較難，造成勞動(dòng)力的缺乏、節(jié)水技術(shù)信息獲取便利性差，因此，對農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力進(jìn)行合理調(diào)整，加大節(jié)水灌溉技術(shù)推廣力度，有利于農(nóng)戶采用現(xiàn)代節(jié)水灌溉技術(shù)進(jìn)行農(nóng)田灌溉，提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果，而且這種促進(jìn)作用在能力水平評分值較低的村莊效果十分顯著。

4）用水環(huán)境解釋變量的回歸系數(shù)在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的各分位數(shù)上均為正值，總體呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢?；貧w系數(shù)除在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的30 分位點(diǎn)上不顯著，其他各分位點(diǎn)上均正向顯著。其中，在10、20 和90 分位點(diǎn)上均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，在80 分位點(diǎn)上通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，在40、50、60 和70 分位點(diǎn)上均通過10%的顯著性檢驗(yàn)，即在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果分布的兩端，用水環(huán)境對其影響顯著程度最大。這可能是由于處于較低分位點(diǎn)的農(nóng)戶用水環(huán)境較差，表現(xiàn)為用水糾紛頻發(fā)、耕地灌溉率較低、缺乏水資源管理組織、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)抵抗自然災(zāi)害能力較差，農(nóng)田旱澇保收率較低，為了保證產(chǎn)量，往往采用大水漫灌的農(nóng)戶，只要有水，農(nóng)戶很可能會(huì)過量灌溉，而過量灌溉不僅會(huì)造成地下水水位上升，而且上游過量用水會(huì)造成下游水資源流量大幅度減少，流速變緩，對生態(tài)環(huán)境造成嚴(yán)重影響。而處于較高分位點(diǎn)的農(nóng)戶所在村莊的用水環(huán)境較好，就會(huì)降低農(nóng)戶過渡用水的投機(jī)行為。因此，改善農(nóng)村用水環(huán)境有利于農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的提高。

5）制度環(huán)境因素也會(huì)對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的差異產(chǎn)生影響。制度環(huán)境因素的回歸系數(shù)在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的各分位數(shù)上均為正值，總體呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢。其中，在10、20、70、80和90 分位點(diǎn)上均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，在50 和60 分位點(diǎn)上均通過10%的顯著性檢驗(yàn)，即在農(nóng)戶灌溉用水效率分布的兩端，制度環(huán)境對其影響顯著程度最大。目前，我國大部分農(nóng)村地區(qū)農(nóng)田水利狀況很不樂觀，而且大多農(nóng)田水利骨干工程都是二十世紀(jì)五十至七十年代修建的，年久失修，存在嚴(yán)重的老化現(xiàn)象，甚至相當(dāng)一部分出現(xiàn)廢棄甚至癱瘓。農(nóng)田水利設(shè)施作為農(nóng)業(yè)的命脈，政府通過對農(nóng)村水利的投資、維護(hù)以及對節(jié)水灌溉技術(shù)的推廣服務(wù)，能夠滿足農(nóng)戶用水的需求，促進(jìn)節(jié)水農(nóng)業(yè)的發(fā)展，最終提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)的采用效果。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文借助門檻模型驗(yàn)證以上分位數(shù)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，分別以農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)和農(nóng)業(yè)水貧困各維度指標(biāo)為門檻變量檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)水貧困與農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果之間是否存在結(jié)構(gòu)性變化。

門檻回歸結(jié)果顯示（表6）：以農(nóng)業(yè)水貧困作為門檻變量的LM值與BoostrapP值為38.209和0.000，通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而農(nóng)業(yè)水貧困各維度中，資源稟賦、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境分別通過了1%、5%、1%、1%的顯著性檢驗(yàn)，說明農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)及資源稟賦、能力水平、用水環(huán)境和制度環(huán)境4 個(gè)維度對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響均存在結(jié)構(gòu)性變化。

表6 門檻模型回歸結(jié)果Table 6 Regression results of the threshold model

5 結(jié)論與對策建議

5.1 結(jié)論

本文利用寶雞峽灌區(qū)72 個(gè)村莊的1 204 份農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用理論與實(shí)證相結(jié)合的方法，探討了農(nóng)業(yè)水貧困對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響問題。研究表明：1）村莊特征是影響農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的重要因素，農(nóng)業(yè)水貧困指數(shù)及其各維度均對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果存在顯著的非線性結(jié)構(gòu)關(guān)系。2）農(nóng)戶特征在農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果中的作用不可忽視，其中，農(nóng)戶的文化程度、作物種植面積、耕地整合率以及恩格爾系數(shù)是影響農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的關(guān)鍵因素。

5.2 政策建議

農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果問題事關(guān)農(nóng)業(yè)用水效率的提高以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的轉(zhuǎn)型。因此，根據(jù)本文研究結(jié)論，提出以下政策建議，以期為政府制定農(nóng)業(yè)水資源管理政策和高效節(jié)水灌溉技術(shù)推廣政策提供有益的參考。

第一，提高農(nóng)戶對水資源稀缺情況和保障程度的認(rèn)知水平。寶雞峽灌區(qū)位于陜西省西部，氣候干燥使得干旱頻繁發(fā)生。政府可以通過建立水情監(jiān)測和信息公開平臺(tái)，對灌溉季節(jié)的水資源保障程度進(jìn)行合理的預(yù)測，方便農(nóng)戶了解區(qū)域降雨、溫度等的自然特征，增強(qiáng)農(nóng)戶水資源稀缺的危機(jī)意識(shí)，引導(dǎo)農(nóng)戶在選擇灌溉技術(shù)時(shí)要綜合考慮所處農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境的水資源稀缺情況和保障程度，避免農(nóng)戶采用灌溉技術(shù)可能帶來的無效或低效問題。

第二，提高農(nóng)村勞動(dòng)力的整體綜合能力。寶雞峽灌區(qū)的勞動(dòng)力呈現(xiàn)出老齡化、婦女化的特征，農(nóng)村有效勞動(dòng)力的缺乏，使節(jié)水灌溉技術(shù)的發(fā)展受到巨大的限制。如何增加有效勞動(dòng)力是寶雞峽灌區(qū)要解決的主要問題之一。政府可以從以下兩方面入手：一方面，政府應(yīng)鼓勵(lì)村委會(huì)為農(nóng)戶提供教育培訓(xùn)機(jī)會(huì)，拓寬勞動(dòng)群體的視野，發(fā)揮專業(yè)大戶、合作社、家庭農(nóng)場經(jīng)營者以及農(nóng)業(yè)企業(yè)經(jīng)營管理人員在節(jié)水灌溉技術(shù)采用中的示范帶動(dòng)作用，培育并使其成為推動(dòng)高效節(jié)水灌溉技術(shù)采用的重要參與力量；另一方面，政府應(yīng)建立健全農(nóng)業(yè)擔(dān)保體系，拓寬農(nóng)戶融資渠道，增加農(nóng)戶獲得貸款的機(jī)會(huì)，提高農(nóng)戶取得貸款的能力，為農(nóng)戶采用現(xiàn)代節(jié)水灌溉技術(shù)提供資金支持。

第三，改善農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用的用水環(huán)境和制度環(huán)境。發(fā)揮多主體提供灌溉技術(shù)采用的供給服務(wù)。對于政府來說，在加大高效節(jié)水灌溉技術(shù)推廣力度的同時(shí)，還要加強(qiáng)對農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施的投資和維護(hù)力度，努力解決目前農(nóng)田水利設(shè)施的老化、不配套以及年久失修等問題，設(shè)置專項(xiàng)資金，獎(jiǎng)勵(lì)農(nóng)戶在農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施維護(hù)中的投勞行為，激勵(lì)農(nóng)戶參與到農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施的維護(hù)中；對于基層自治組織來說（如用水者協(xié)會(huì)），努力發(fā)揮其在農(nóng)業(yè)水資源管理中的作用，降低用水糾紛的發(fā)生頻率；對于其他組織來說，應(yīng)以農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用需求為導(dǎo)向，市場化供給灌溉技術(shù)咨詢等服務(wù)，提高農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果。