寧夏干旱半干旱地區農戶采用農業節水技術意愿的影響因素分析

馮 穎

(西北政法大學商學院 資源沖突與利用研究所，西安 710122)

0 引 言

截止2010年底，我國有效灌溉面積6 034.77萬hm2，其中節水灌溉面積2 731.4萬hm2[1]，一半以上的有效灌溉面積仍然采用傳統的灌溉方式。寧夏回族自治區位于中國西北內陸，干旱、半干旱地區占全區面積的77 %，人均水資源量不足全國平均水平的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之一。與此同時，寧夏灌溉水利用系數僅為0.4，管理粗放，水資源利用效率低，引黃灌區還存在著大水漫灌等水資源浪費現象[2]。預測表明，根據當前用水狀況，“十二五”期間寧夏缺水約為4.10億m3。建設節水型農業是寧夏社會經濟發展、生態環境改善的需要。推進農業水技術的主體是農民，技術措施的落實也要靠農民來實現[3]，以寧夏回族自治區干旱半干旱農戶為例進行研究，有利于其建設高效節水農業促進社會、經濟和環境協調發展，進而也為國家制定針對性的政策提供參考。

就農戶農業節水技術的選擇行為，國內外學者從不同角度運用了理論及實證方法進行了考察。從國外研究來看，實證研究區域主要集中在美國加州、以色列和約旦[4-14]。Mona[15]通過對埃及4個土地復墾區的研究發現，鄰近大型農戶和需求方組織如農作物貿易者有效地促進了現代灌溉技術的采用。國內學者多運用Logit 模型對太行山前平原區、黃河及海河流域等地就影響農戶采用節水灌溉技術的因素進行實證分析，影響因素可歸納為農戶層面、政策層面、社會層面以及資源層面4方面。研究認為，戶主性別、年齡、文化程度、農戶節水意識、水資源稀缺程度、政府的資金補貼、水價、水費計量標準等對農戶采用節水灌溉技術有顯著影響。政府加大對節水灌溉的補貼、建立節水示范點、實行合理水費計量標準、加大對農民的節水意識及節水技術使用培訓力度能夠有效推動農業節水技術的采用[16-24]。

本文選取多項選擇Multinomial Logit(MNL)模型，數據來源于同一省份三個具有相似資源稟賦特征的地區，不必采取地區虛擬變量，定義戶主受教育年限等因素為連續變量。通過本文的實證分析，可得到更為精確和準確的關于農業節水技術意愿影響因素的結論。

1 農戶采用農業節水技術意愿的理論分析及賦值

農戶對農業節水技術的需求受到經濟、自然環境、技術、政策等多方面因素的影響。本文根據已有文獻并結合調研實際情況，從農戶特征、資源特征和政策及誘導因素3個方面選取15個指標進行分析，其中，農戶特征層面由農戶個體特征、農戶家庭經營特征以及農戶認知情況構成(見表1)。需要說明的是，本文所研究的農業節水技術特指工程節水技術，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 農戶特征

農戶個體特征對農業節水技術的采用產生影響。現有研究認為，戶主是家庭重大事務的決策者，一般來說，年輕人更敢于冒風險，選擇新技術的主動較強，然而，也有研究認為，在農戶獲取的信息來源渠道較少、對新技術的了解程度較低的地區，農戶主要憑借經驗對節水技術做出決策，通常年齡越大經驗則越豐富；文化程度的高低與農民是否采用先進農業技術正相關；性別影響農業技術的選擇偏好[17,18]。本文選取戶主性別、年齡、受教育年限3個變量作為影響農戶采用農業節水技術的個體特征變量，并作如下假設：①設置變量“性別”，男性用l表示，女性取值為0，并假設女性較為保守，采用節水技術的意愿較弱，而男性相反；②對戶主年齡采取實數賦值，并假設隨著年齡的增長，農戶采用有節水技術的意愿減弱；③對戶主受教育年限采取實數賦值，并假設受教育程度越高，農戶就越傾向于采用農業節水技術。

農戶家庭經營特征對農戶灌溉方式決策有影響。已有研究發現，家庭耕地分散，平均地塊面積小，不利于節水灌溉技術的統籌規劃；缺乏適度規模經營，則不能較好地體現出省工、抗旱增產等經濟效益[26]；以噴灌為例，經濟作物利用噴灌技術，不僅具有增產、節地、省水、省工等效果，而且經濟效益十分明顯[26,27],而糧食作物發展噴灌則受到一定的制約[26]；農業節水技術可在不減少作物產量的前提下減少灌溉用水量，或者在供水量不變時，通過提高灌溉水利用率增加作物產量[28]。本文選取平均地塊面積、經濟作物比重、種植業收入比重和每公頃平均灌溉費用4個指標作為農戶家庭經營特征變量。并作如下假設：①對平均地塊面積采用實數賦值，并假定平均地塊面積越大，農戶采用節水技術的意愿越強；②對經濟作物比重采取實數賦值，并假設經濟作物比重上升，農戶采用有節水技術的意愿會增強；③對種植業收入比重采取實數賦值，并假設種植業收入比重越高，農戶就越傾向于采用農業節水技術；④對每公頃平均灌溉費用采取實數賦值，并假設每公頃平均灌溉費用越高，農戶采用農業節水技術的意愿越強。

農戶認知情況對其選擇何種灌溉技術產生影響。農民是節水技術的應用主體，其節水意識直接影響著農業節水技術的應用推廣；理性的農戶在決定是否采用農業節水技術時，首先考慮其成本收益，政府對節水灌溉設備的補貼可降低農戶使用節水灌溉技術的投入成本。本文選取農戶農業節水認識及對節水灌溉設備補貼滿意度2個指標反映農戶認知情況，并作如下假設：①將農業節水認識程度從低到高劃分為5個等級，并假定農戶對農業節水越重視，其采用節水技術的意愿越強；②將農戶對節水灌溉設備補貼的滿意度從低到高劃分為5個等級，并假設隨著滿意度上升，農戶越傾向于采用有節水技術。

1.2 資源特征

水源、灌溉用水短缺度以及土壤質地是影響農戶灌溉技術選擇行為的自然環境因素。水資源越短缺，農戶越傾向于采用節水技術減少生產投入。土壤質地保水能力越差如砂土，農戶越需要采用節水技術。

本文選取水源、灌溉用水短缺度以及土壤質地3個指標反映資源特征，并作如下假設：①設置變量“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戶更傾向于采用節水技術；②將灌溉用水短缺度從低到高劃分為4個等級，并假設隨著緊缺度加劇，農戶采用有節水技術的意愿增強；③根據保水能力將土壤質地劃分為4類，并假設土壤保水能力越強，農戶采用節水技術的意愿越弱。

1.3 政策及誘導因素

科學的水費征收方式可以有效發揮水價杠桿作用，按流量征收方式將水費和農戶用水量掛鉤，增強了農民對水資源價值和稀缺性的認識；一般農戶會觀察并判斷村中農戶采用農業節水技術的有效性，從而形成自身的決策；政府對農戶灌溉系統的資金扶持力度越大，農戶自身的經濟壓力就會越小，采用節水技術的可能性就越大。

本文選取水費征收方式、政府扶持及村人示范3個指標反映政策及誘導因素，并作如下假設：①將水費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、按電價等)用0表示，并假定采用按流量繳納水費的農戶更傾向于采用節水技術；②設置“政府扶持”變量，有扶持用1表示，無扶持取0。并假設有政府扶持的農戶更傾向于采用節水技術；③設置“村人示范”變量，有示范時取值為1，否則為0，并假設有村人示范的農戶更傾向于采用節水技術。

2 模型與數據

2.1 模型設定

Multinomial Logit(MNL)模型以隨機效用理論(Random Utility Theory)為基礎，由美國經濟學Daniel McFadden教授首先提出，廣泛應用于西方營銷領域研究[29]。由于本研究因變量有3個選項且有“無所謂”這一選項，故采用無序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不采用農業節水技術”為對照組進行模型設立和參數估計。

2.2 數據來源

本研究于2012年7月份分別對寧夏回族自治區吳忠市鹽池縣、石嘴山市平羅縣以及中衛市沙坡頭區3地各隨機抽取100戶農戶就其2011年的農業生產情況以及農業節水技術采用意愿進行問卷調查，去除信息不全等無效問卷，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。寧夏回族自治區地貌大致分為北部引黃灌區、中部干旱風沙區、南部山區3個部分。鹽池縣是寧夏回族自治區的東大門，也是中部干旱帶上的一個農牧大縣，年降雨量280 mm左右，常年干旱少雨，風大沙多；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濟社會發展的關鍵。其次，面臨著相似的農業灌溉問題。調研地區農田水利設施都存在年久老化失修帶病運行，灌排系統淤塞嚴重，輸水、排水不暢，灌區續建配套和末級渠道改造緩慢，支斗渠的砌護配套率低，高效節水灌溉措施不足；節水灌溉工程標準低，達到節水灌溉工程措施面積少等問題[30-32]，表明農業節水潛力較大。水資源短缺以及農業節水技術運用不足在寧夏干旱半干旱區域有較強的代表性，據此研究得出的結論具有代表性。

2.3 變量的描述性統計

統計發現，246戶農戶中，愿意采用農業節水技術的農戶所占比重最大，為59%；不愿意的占調查樣本的26%；其余15%持無所謂的態度。

根據表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戶占據50%，即從事農業生產的樣本農戶年齡普遍偏高；戶主平均受教育年限為7年；戶主性別中男性占97.15%；經濟作物平均為20.56%；平均地塊面積0.32 hm2；種植業收入比重平均水平為46.05%；每公頃平均灌溉費用為984.60元/hm2；按流量征收水費僅占11.79%；水源取自地面用水的農戶為87%；土壤質地為砂土的農戶占44.31%；認為農業節水很重要且身體力行的農戶占22.36%；感受到村人示范的農戶占6%； 86.18%的農戶認為灌溉系統中沒有政府資金支持；對現有灌溉補貼政策很滿意僅為16.26%；認為灌溉用水緊缺或時而緊缺的農戶占72.36%，其余農戶認為用水緊缺或十分緊缺。

表1 變量定義及基本統計量Tab.1 Variable assignment and statistics

3 計量結果及分析

根據式(1)構建農業節水技術意愿的Multinomial Logit Model，采用STATA11.0軟件對模型進行參數估計及假設檢驗。

3.1 多重共線性檢驗

為避免本文15個變量之間產生多重共線性，故采用方差膨脹因子(VIF)進行判定(見表2)。經驗表明，當0

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

3.2 模型檢驗

對MNL模型的判定通常采用3個檢驗，其中，自變量似然比檢驗用于判斷各變量系數關于因變量是否同時為0，據表3，拒絕原假設；因變量似然比檢驗(見表4)拒絕兩兩結合系數為0的原假設；根據表5所示結果，支持Hausman 檢驗原假設，即本文因變量的3個分類類別獨立不相干，具有統計意義。

3.3 模型回歸結果及解釋

模型的參數估計如表6所示，似然比檢驗結果顯示：模型自變量進入之前和之后-2ln(L)之差為330.84，自由度為30，顯著性概率Prob>chi2=0，表明至少有一個自變量的偏回歸系數不為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Tab.4 LR tests for combining alternatives

表5 獨立不相干檢驗Tab.5 Hausman tests of IIA assumption

3.3.1影響顯著的因素

由表6，對模型參數估計結果進行解釋如下。

(1)農戶特征。①戶主年齡對灌溉方式的選擇有顯著的正向影響，根據其RRR(Relative Risk Ratio)值，假設模型中其他變量不變，農戶年齡每增長一歲，選擇節水灌溉方式比不節水灌溉方式的相對比率將增長1.16倍，即年長的農戶更愿意選擇節水灌溉方式，這與理論預期不同?？赡艿脑驗?，從事農業生產的樣本農戶年齡位于45歲以上的高達61.83%，年齡越大的農戶外出工作機會越少兼業程度越低，對農業生產重視程度和投入越多，更愿意采用農業節水技術；②農戶對農業節水的重視程度與其選擇農業灌溉方式顯著正相關，與預期吻合。RRR值表明，假設模型中其他變量不變，隨著農戶對農業節水重視程度逐步上升，結果落在節水灌溉方式組的相對風險率是落在參照組風險率的2.42倍，表明農戶更傾向于節水的灌溉方式；③農戶對節水灌溉設備補貼的滿意度對農業節水技術的選擇有顯著正向影響，與預期吻合。RRR值表明，假設模型中其他變量不變，隨著農戶對節水灌溉設備補貼滿意度逐步上升，結果落在節水灌溉方式組的相對率是落在參照組的風險率的3.45倍，表明農戶更傾向于采取節水技術。噴灌等先進節水技術的高投入使得小規模農戶無法承受，農業節水灌溉設備補貼可調動農民采用節水灌溉方式的積極性。

表6 回歸結果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。土壤質地對農戶灌溉技術意愿產生顯著的負面影響，與預期吻合。假設模型中其他變量不變，考察土壤質地關于農戶節水灌溉方式的RRR值可見，隨著土壤質地從含水性較差的砂土向含水性較好的其他質地轉變，結果落在節水灌溉方式組的相對風險率是落在參照組的0.02倍，表明農戶更傾向于不節水的灌溉方式，即土壤質地含水性較差的農戶具有較高需求。

(3)政策及誘導因素。水費征收方式對農戶選擇灌溉方式有顯著的正向影響，與預期吻合。其RRR值表明假設模型中其他變量不變，隨著農業水費征收方式的轉變，選擇節水灌溉方式的相對率高達1 998.20倍。

3.3.2影響不顯著的因素

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

(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：采用地下水的農戶占13%，5.69%的農戶認為水資源不緊缺，66.67%的農戶認為水資源有時緊缺。即樣本農戶感覺到的水資源短缺程度并不嚴重。值得注意的是，不同農戶對水資源緊缺程度的判斷可能存在偏差，農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)政策及誘導因素。是否存在政府扶持以及是否有村人示范對灌溉方式選擇的影響并不顯著。86.18%的農戶認為政府在灌溉方面并未對其有扶持作用，感受到村人示范的農戶占據樣本量的76.02%。首先，農戶對政府資金扶持的概念存在較大偏差。當前，政府通過農業綜合開發、水利建設等多種項目渠道推動灌區節水改造并建立節水示范園，而農戶缺乏參與，對政府政策及項目的執行理解不到位。第二，訪談發現，調研對象認為周邊農戶所使用的農業節水技術均由政府全額出資供農戶免費采用，因而，樣本農戶更愿意等待政府以相同的方式提供，只有近10%的農戶愿意自己投資小部分資金或勞動力實施節水技術。

3.3.3農戶農業節水技術選擇影響因素的邊際效應

自變量的邊際影響是指在其他變量保持不變時，某一自變量改變一個單位，將會導致某個因素作為首選因素的概率的變化。通過計算，農戶農業節水技術選擇影響因素的邊際效應如表7所示，即，戶主年齡每增加1%，農戶將節水灌溉方式作為首選因素的可能性就增加0.45%，而將不愿意選擇節水灌溉方式以及持無所謂的態度作為首選因素的可能性分別降低0.39%和0.06%；按照流量繳納水費的農戶相比其他方式，將采用節水灌溉方式作為首選因素的可能性增加21.22%，把不采用節水灌溉方式作為首選因素的可能性降低18.84%；擁有土壤質地含水能力較低的農戶，把不采用節水灌溉方式作為首選因素的可能性增加11.15%，把持無所謂態度作為首選因素的可能性降低7.7%；對節水灌溉設備補貼滿意度較高的農戶，把采用節水灌溉技術作為首選因素的可能性增加6.89%，把不采用節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，農戶將采用節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Tab.7 Marginal effects

4 結 語

本文以寧夏回族自治區3個縣246戶農戶為樣本分析了農業節水技術選擇意愿，發現59%的農戶愿意采用農業節水技術，26%的農戶不愿意采用，持無所謂態度農戶占15%。對影響因素的分析與以往文獻有所不同，結果顯示：戶主年齡對農業灌溉方式的選擇有顯著的正向影響；隨著農戶對農業節水認識的重視程度以及對節水灌溉設備補貼滿意度逐步增強，農戶選擇農業節水技術的意愿上升；土壤質地含水保墑能力越弱，農戶采用農業節水技術的意愿越強；按流量征收水費的方式使得農戶更傾向于選擇農業節水技術。與回歸結果一致，農戶農業節水技術選擇影響因素的邊際效應分析也表明戶主年齡增長、按流量繳納水費的方式、節水灌溉設備補貼滿意度較高、用水較為緊缺的農戶將節水灌溉方式作為首選因素的可能性增加，而把不采用節水灌溉方式作為首選因素的可能性降低。通過本文的實證研究可見，政府對農業節水技術的推廣尤其是針對不愿意采用或持無所謂態度的農戶，首先要考慮當地自然資源稟賦，并著重從調整灌溉水費征收方式、建立與農民的溝通交流渠道、加強農業節水宣傳教育方面入手。

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