農民用水合作組織發展的制約因素及對策研究
——基于黑龍江省30家農民用水合作組織的實證分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋（東北農業大學經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030）

農民用水合作組織發展的制約因素及對策研究
——基于黑龍江省30家農民用水合作組織的實證分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋
（東北農業大學經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150030）

通過對黑龍江省30家農民用水合作組織的調查，運用因子分析和多元有序Logistic回歸分析方法，實證分析了制約農民用水合作組織發展的因素。因子分析結果表明，制度因素、農戶因素、物質資本因素、外部關系因素和人力資本因素對農民用水合作組織的發展起制約作用。通過多元有序Logistic回歸分析得知，制度因素對農民用水合作組織的發展影響最為顯著性，農戶因素、物資資本因素及外部關系因素對農民用水合作組織的發展顯著性也較強，而外部關系因素的顯著性影響稍弱些。最后提出健全組織機構，多渠道吸納資金，加強對農戶的宣傳、培訓，加強政府的引導與監督，著重培養農民用水合作組織的專職人員等5項建議，以保障保障農民用水合作組織的持續發展。

農民用水合作組織；制約因素；因子分析；多元有序Logistic回歸分析

劉琳婧，賈術艷，李佳洋.農民用水合作組織發展的制約因素及其對策研究［J］.廣東農業科學，2016，43（4）：172-179.

作為參與式灌溉管理改革的產物，農民用水合作組織是由農戶按照合作互助、民主管理和自我服務的原則自愿組建的，主要參與農業灌溉、水費收取、用水糾紛調解和農田水利工程設施及末級渠系建設管護等工作的一種非營利性的經濟組織和自治組織，其表現形式為農民用水戶協會、水利合作社、灌溉合作社等。1995年我國第一批農民用水合作組織在湖南、湖北成立，經過幾年的試點管理，2003年在全國范圍內進入推廣普及階段。然而，目前農民用水合作組織的發展水平卻參差不齊，只有1/3的組織運行良好，1/3勉強支撐，而剩下的1/3運行狀況很差，甚至早已“名存實亡”。了解農民用水合作組織的發展狀況，分析制約農民用水合作組織發展的因素，并據此提出改善措施，是保證農民用水合作組織持續有效發展的關鍵。

農民用水戶協會是參與式灌溉管理制度改革的產物［1］。水資源短缺以及資金短缺［2］決定了有必要將灌溉管理權力下放或轉移給農戶從而實現對水資源的有效管理和綜合利用［3］。由于農戶全方位、多層次參與協會的管理決策，對農戶的行為、態度產生了積極影響，大大增加了整體的社會資本，提高了水資源的使用效率，發揮最大的灌溉潛力［4］。然而，在制度改革下形成的農民用水戶協會仍然受原有灌溉制度的影響，改革不徹底，無法真正發揮作用［5］。而水權是影響用水戶協會可行性的關鍵制約因素，用水戶協會如果不能擁有水權就無法對水資源的分配、管理作出正確決定［6］。此外，在灌溉管理權完全轉移給農戶的同時，政府也應在政策上和法律上給予一定的保障和認可，否則用水戶協會難以真正發揮功效［7］。而農民用水戶協會從引入中國以來整體成效顯著，但部分用水戶協會仍出現“水土不服”的現象［8］。國內學者對于用水戶協會的研究也逐漸從其成立必要性分析轉為發展因素等分析，要實現用水戶協會的可持續發展，必須從內、外部兩方面著手，只依靠政府這一外部力量推動只會形式意義大于實際效果，違背了用水戶協會內生型合作的本意［9］。用水戶能否真正參與灌排水工作、市場化的用水機制以及按市場原理制定的水價是影響用水戶協會能否發揮功效的關鍵因素［10］。王紅雨［11］認為需要建立一種激勵機制調動用水戶的積極性，實現“建”與“管”的有效對接，增強其規范運行和可持續發展的能力。趙立娟等［12］以內蒙古3個旗縣區的用水戶為調研對象，按照相對重要性指數對影響用水戶協會發展的因素進行了排序，依次為政府的支持力度不足、水利工程設施完好程度、缺乏好的帶頭人、缺乏相關項目的牽頭、制度環境因素的制約以及農戶及政府的認識不足。馮天權等［13］認為要實現農民用水戶協會的可持續發展，需要加大對農戶的培訓力度，對協會規范管理，正確處理與村委會的關系，此外還要加大政府的扶持、引導和監督。

1 研究假設

制約農民用水合作組織發展的因素是多方面的，本研究在國內外已有研究成果的基礎上，假設制約農民用水合作組織發展的因素有五大類：人力資本因素、物質資本因素、制度因素、農戶因素以及外部關系因素。其中人力資本因素、物質資本因素、制度因素屬于合作組織的內部因素，農戶因素以及外部關系因素屬于制約農民用水合作組織發展的外部因素。

1.1 人力資本因素

合作組織擁有的人力資源是其正常開展各項活動的重要前提條件，也決定了合作組織其他資源功能的發揮，因而對其健康成長具有重要影響。農民用水合作組織屬于專業服務組織，負責人和專職人員（渠系管護人員、設施維修人員、財務人員等）的素質對組織的發展具有重要影響作用。本研究假設合作組織的人力資本因素有3方面，包括負責人的文化程度、負責人是否擔任村干部、是否有專職人員。

1.2 物質資本因素

良好的物質基礎是合作組織發展的根基，擁有的資源越豐富，越有利于其開展各項活動，從而保障合作組織的有效發展。農民用水合作組織的重要物質資源主要有辦公場所、渠系、工程設施以及水源等。本研究假設用合作組織是否有辦公場所、渠系及工程設施是否有產權、渠系及工程設施的完好率、渠系及工程設施是否有維修基金、是否擁有穩定的經濟來源、灌溉水源是否充足等6個方面來概括制約農民用水合作組織發展的物質資本因素。

1.3 制度因素

設計合理的組織制度能否按章實施是保障組織有效運行的基礎，也體現了組織的經營管理水平。設計合理且得到良好執行的制度也可以表明組織發展良好。合作組織的制度是多方面的，各項制度也是相輔相成的，共同決定合作組織發展的好壞。制約農民用水合作組織發展的制度主要有選舉制度、機構組建制度、灌溉管理制度、水費征收制度、工程管理制度、財務管理制度、會議決策制度等7個方面。本研究假設這7個方面都是制約合作組織發展的制度因素。

1.4 農戶因素

農民用水合作組織既要服務農戶也要依靠廣大農戶的力量才能持續發展。農戶對農民用水合作組織越了解，農戶越會主動加入合作組織、對組織的各項活動參與度也越高。農戶的高度參與可以促進用水合作組織的良好發展，發展良好的用水組織也更會吸引農戶的加入、參與。本研究假設農戶因素對農民用水合作組織發展的制約可概括為農戶對合作組織的了解程度、農戶加入的方式以及農戶對各項活動的參與率3個方面。

1.5 外部關系因素

政府等外部組織的推動力量是保障合作組織發展的關鍵。適當的政府扶持、引導以及外部組織的監督、指導有利于合作組織的規范發展。假設制約農民用水合作組織發展的外部關系因素為是否有上級監管單位、是否得到政府的支持以及其他行政組織的參與情況3個方面。

2 　實證分析

2.1 數據來源

選取黑龍江省30家農民用水合作組織作為調查對象，其中22家農民用水戶協會、8家水利合作社。五常市4家農民用水戶協會為彩橋農民用水戶協會、小石廟子農民用水戶協會、勝遠農民用水戶協會、雙山農民用水戶協會；齊齊哈爾市7家農民用水戶協會為豐收農民用水戶協會、海洋農民用水戶協會、金光農民用水戶協會、泰來農場灌區北區農民用水戶協會、泰來農場灌區南區農民用水戶協會、小泉子農民用水戶協會、邵文村農民用水戶協會；綏化市5家農民用水戶協會為和平灌區四支渠農民用水戶協會、和平灌區五支渠農民用水戶協會、長崗灌區農民用水戶協會、大興村農民用水戶協會、平安村農民用水戶協會；鶴崗市4家農民用水戶協會為敖來灌區農民用水戶協會、黎明農民用水戶協會、紅豐農民用水戶協會、紅光農民用水戶協會；七臺河市2家農民用水戶協會為泥鰍河灌區農民用水戶協會、鐵山村農民用水戶協會；另外還選取了齊齊哈爾市的8家水利合作社，分別為富興水利噴灌服務專業合作社、鑫水水利噴灌服務專業合作社、富華水利噴灌服務專業合作社、萬興水利專業合作社、泉海農田水利灌溉農民專業合作社、順通水利灌溉專業合作社、國剛水利合作社、后興山農田水利灌溉農民專業合作社。針對選取的農民用水合作組織發放問卷30份，回收問卷30份，有效問卷30份。針對農戶發放問卷150份，回收142份，其中有效問卷134份。

2.2 研究方法

因子分析法是用少數幾個公因子描述許多指標或因素之間的聯系，即將相互關系比較密切的若干變量歸在同一類中，每一類變量成為一個新的公因子，以較少的幾個公因子反映原始資料大部分信息的方法。因子分析的主要應用有兩方面：一是尋求基本結構，即通過因子分析能夠找到較少的幾個公因子，它們能夠代表數據的基本結構，反映了信息的本質特征。二是通過因子分析可以將原始觀測變量的信息轉換成公因子的因子值，利用因子值直接對樣本進行分類和綜合評價或進行其他的統計分析，如回歸分析、判別分析等。本研究采用因子分析法，排除原有22個變量之間的共線性，提取出制約農民用水合作組織發展的公因子，利用因子值計算調查的30家農民用水合作組織發展狀況的綜合得分，等距分為5個等級，對提取的公因子進行回歸分析明確各個公因子的影響程度及顯著性大小。由于按綜合得分等距分為5個等級的因變量是有先后順序關系的多分類變量，適宜采用多元有序Logistic回歸分析。

2.3 變量說明

考慮樣本數據的全面性和實際可操作性，根據調研數據從人力資本、物質資本、制度、農戶以及外部關系5個方面共選取22個變量作為因子分析的基礎。變量的定義和均值見表1。

2.4 因子分析

2.4.1 數據檢驗 基于對調研過程中獲得數據的統計，利用SPSS統計軟件對統計數據進行適合性檢驗，得到KMO和Bartlett檢驗的結果見表2。

KMO檢驗統計量是用于比較變量間簡單相關系數和偏相關系數的指標，取值在0～1之間，值越接近1，意味著變量間的相關性越強，原有變量越適合做因子分析。Bartlett檢驗是用于檢驗數據分布以及各個變量間的獨立情況。一般情況，只有KMO值＞0.5、Bartlett檢驗值＜0.05時，才能進行因子分析。表2 中，KMO值為0.775，且Bartlett檢驗P=0.000，表明樣本數據比較適合做因子分析。

2.4.2 確定公因子 利用SPSS軟件采用主成分分析法對影響農民用水合作組織的各個變量進行因子分析，并選擇方差最大正交旋轉法進行因子旋轉，得到如表3所示的各個因子和各變量相關程度的因子載荷系數。對因子載荷系數較大的自變量進行歸類，提取了5個公因子，5個公因子的累計方差貢獻率達到80.917%，因此提取這5個公因子是比較合適的，能夠代替初始的22個變量來反映制約農民用水合作組織發展的因素。

表1 實證模型變量的定義和平均值

表2 KMO和Bartlett檢驗

表3表明，不同公因子在不同的變量上有明顯差別。公因子F1和變量X15（財務管理制度）、X12（灌溉管理制度）、 X13（水費征收制度）、 X14（工程管理制度）、X10（選舉制度）、 X16（會議決策制度）、X11（機構組建制度）有較大載荷，可歸類為制度因子，其中變量X15（財務管理制度）和 X12（灌溉管理制度）對制度因子影響最大。公因子F2和變量X17（農戶對合作組織的了解）、 X18（農戶加入方式）、 X19（農戶參與率）有較大的載荷系數，歸類為農戶因子，其中變量X17（農戶對合作組織的了解）和X19（農戶參與率）對農戶因子影響最大。公因子F3和變量X8（穩定的經濟來源）、X7（渠系、工程設施是否有維修基金）、X6（渠系、工程設施完好率）、X9（灌溉水源是否充足）、X5（渠系、工程設施是否有產權）、X4（辦公場所）有較大載荷，可以歸類為物資資本因子，其中變量X8（穩定的經濟來源）和X7（渠系、工程設施是否有維修基金）對物質資本因子影響最大。公因子F4和變量X22（其他行政組織的參與情況）、 X21（是否得到政府的支持）、 X20（是否有上級監管單位）有較大載荷系數，歸類為外部關系因子，變量X22（其他行政組織的參與情況）對外部關系因子具有重要影響。公因子F5和變量X3（專職人員）、X1（負責人文化程度）、X2（負責人身份）有較大的載荷系數，歸類為人力資本因子，其中X3（專職人員）、X1（負責人文化程度）對人力資本因子影響較大。因此，F1、F2、F3、F4、F5可分別表示為制度因子、農戶因子、物質資本因子、外部關系因子和人力資本因子。

2.4.3 計算各因子得分及綜合得分 根據表4因子得分系數矩陣，可以將公因子表示成各個變量的線性組合，由此計算出5個公因子的得分，并可直接用于替代22個變量進行相關分析與回歸分析。最終的因子得分公式如下：

表3 經方差最大正交旋轉后的因子載荷系數

由F1制度因子、F2農戶因子、F3物質資本因子、F4外部關系因子和F5人力資本因子對方差的貢獻率分別為19.864%、17.061%、15.387%、14.438%、14.167%，5個因子的累計貢獻率為80.917%，可以得出農民用水合作組織發展情況的綜合得分如下：

通過計算，可以得到調查的30家農民用水合作組織的F1制度因子得分、F2農戶因子得分、F3物質資本因子得分、F4外部關系因子得分和F5人力資本因子得分以及綜合得分。按照綜合得分F的高低，對調查的30家農民用水合作組織的發展情況進行排名，詳見表5。

表4 因子得分系數矩陣

表5 30家農民用水合作組織發展綜合情況

對30家農民用水合作組織按綜合得分進行等距分類，即以0.254分為距將30家合作組織分為5個等級。第1等級1.961～1.707分，共有4家合作組織；第2等級1.707～1.453分，共有4家合作組織；第3階段1.453～1.199分，共有9家合作組織；第4階段1.199～0.945分，共有6家合作組織；第5階段0.945～0.691分，共有7家合作組織。從第1～5等級將30家合作組織依次命名為“優秀”、“良好”、“中等”、“較差”、“差”5類。

2.5 多元有序Logistic回歸分析

本研究采用多元有序Logistic回歸分析，鏈接函數是Logit函數，函數形式為f（x）=ln〔x/（1-x）〕。將按綜合得分等距分的5個等級作為因變量，依次將“優秀”、“良好”、“中等”、“較差”、“差”賦值為5、4、3、2、1，以第1等級“優秀”作為參考類。通過因子分析已經將制約農民用水合作組織發展的22個原始觀測變量轉化為5個公因子變量，同時將這22個原始觀測變量的實際數據轉換為5個公因子的因子值，然后用這5個公因子代替原來的22個原始觀測變量進行回歸分析，以確定各個因子對農民用水合作組織發展情況制約程度的大小。

2.5.1 模型檢驗 根據因子分析得出公因子的因子值，利用SPSS軟件對因子值進行檢驗，結果見表6及表7。從表6可以看出，P=0.713＞0.05，說明模型選擇Logit鏈接函數是恰當的。從表7可以看出，最終模型的-2對數似然值小于模型中只包含常數項時的-2對數似然值，且P值為0，說明模型擬合優于僅包含常數項的模型；統計量Cox&Snell R2為 0.863，Nagelkerke2為0.900，均接近于1，說明模型擬合程度較高。

2.5.2 回歸結果分析 多元有序Logistic回歸分析的結果見表8，5個因子P≤0.05，即5個因子對農民用水合作組織的發展都有顯著影響。其中F1制度因子的顯著性值最小且Wald值最大，說明制度因子對農民用水合作組織的發展影響最為顯著；F2農戶因子、F3物質資本因子、F4外部關系因子對合作組織的發展影響也很顯著；而F5人力資本因子對合作組織的發展也顯著，但顯著性稍弱些。

表6 模型平行性檢驗

表7 模型擬合信息

表8 制約農民用水合作組織發展因素的多元有序Logistic回歸分析結果

3 結論與建議

制度因素對農民用水合作組織的發展有重大影響，主要由財務管理制度和灌溉管理制度決定。因此，應健全組織機構，規范合作組織的發展以保障組織運行的制度基礎。參照合作社的機構設置進行機構組建，由農戶共同參與選舉，用水戶代表大會、執委會以及監督機構，保障各項制度執行的基礎。合作組織應制定自己的財務管理制度而不是混于其他組織，同時規范操作使財務管理更加嚴格與完善，便于用水戶參與和監督。此外，組織應嚴格執行灌溉管理制度，提高農業灌溉效益和供水可靠性，同時盡可能節約用水、降低用水成本。

農戶因素對農民用水合作組織的發展有較大影響，主要由農戶對合作組織的了解和農戶參與率決定。加強對農戶的宣傳、培訓，提高農戶的參與率。灌區應通過發放宣傳資料、走訪、座談、廣播電視等手段，使合作組織家喻戶曉，人人形成共識。普及對用水戶代表的培訓，尤其是關于協會運行管理中的職責、任務、規章制度以及有關灌溉管理和工程管理的基本知識，從而提高農戶參與組織管理的能力。

物質資本因素對農民用水合作組織的發展有較大影響，主要由穩定的經濟來源和渠系、工程設施是否有維修基金決定。合作組織應多措并舉以穩固發展的物質根基，既要節約成本，更要多渠道的吸納資金。可以考慮吸收民間資本參與資本運作、分紅，依托農機合作社或種植業合作社共享資源、共同發展，創辦實業等多種方式來創收。

外部關系因素對農民用水合作組織的發展有較大影響，主要由其他行政組織的參與情況決定。政府要適度放權，同時要加強引導與監督。建立清晰的權責體系，將適當層級的渠系、水利工程產權交給農戶、交給農民用水合作組織，真正實現農戶參與灌溉管理，實現農田水利建設的良性發展。在加強對農民用水合作組織的扶持與引導方面，既要在資金上大力扶持，更要加大對工程設施、技術、人員方面的投入。此外，不定期地派專人進行檢查、對農戶進行滿意度調查、了解農民用水合作組織的運行情況，并針對問題提出改進措施，實現黑龍江省農民用水合作組織質量上的真正發展，而不僅僅是數量上的發展。

人力資本因素對農民用水合作組織的發展也有影響，只是影響稍弱，主要由專職人員和負責人文化程度決定。現有的農民用水合作組織的負責人大多為村干部、灌區責任人，小部分還有農村生產能手，都具有較高的文化素質以及經營管理經驗，對農田灌溉也有不同程度的了解，能夠滿足合作組織對負責人的要求。此外，應著重培養農民用水合作組織需要的專職人員，例如渠系管護人員、設施維修人員、財務人員等；加強對成員的培訓和教育，提高水利建設與設施維修的技能。

［1］Vermilion D L，Graces-Restrepo C.Irrigation Management Transfer in Colombia：A Pilot Experiment and Its Consequences［R］.Short Report Series on Locally Managed Irrigation，No.5，Colombo，Sri Lanka：IIMI，1995.

［2］Margreet Z Z.Identifying Gender Aspects of New Irrigation Management Policies［J］.Agriculture and Human Values，1998（15）：301-312.

［3］Agrawal A.Common property institutions and sustainable governance of resources［J］.World Development，2001，29（10）：1649-1672.

［4］Yakubov M，Hassan M.Mainstreaming rural poor in water resources management：preliminary lessons of a bottom-up WUA development approach in Central Asia ［J］.Irrigation and Drainage，2007（4-7）：261-276.

［5］Jenniver S.Irrigation reform in Kyrgyzstan and Tajikistan［J］.Irrig Drainage Syst，2007（21）：277-290.

［6］Meinzen-Dick R.Farmer participation in irrigation：20 years of experience and lessons for the future［J］.Irrig and Drainage Syst，2007，16（11）：103-118.

［7］Sagardoy J A.Lessons Learned from Irrigation Management Transfer Programs［C］.The International Conference on Irrigation Management Transfer，Wuhan，P.R.China，2004：20-24.

［8］賀雪峰.“農民用水戶協會”為何水土不服［J］.中國鄉村發現，2010（1）：81-84.

［9］蔡晶晶.從外源型合作到內生型合作：農村合作用水機制的制度選擇—— 以福建省農民用水協會調查為基礎［J］.甘肅行政學院學報，2012（4）：102-109.

［10］楚永生.用水戶參與灌溉管理模式運行機制與績效實證分析［J］.中國人口資源與環，2011（2）：130-134.

［11］王紅雨.扶持農民用水者協會（WUA）持續發展的長效機制［J］.中國農村水利水電，2010（12）：42-45.

［12］趙立娟，喬光華.農民用水者協會發展的制約因素分析［J］.中國農村水利水電，2009（11）：16-18，21.

［13］馮天權，劉久泉.促進漳河灌區農民用水戶協會可持續發展淺議［J］.中國農村水利水電，2012（11）：148-149，153.

（責任編輯 崔建勛）

Research on restricting factors and countermeasures of farmers' water cooperative organization — Based on an empirical analysis of 30 farmers' water cooperative organizations in Heilongjiang province

LIU Lin-jing，JIA Shu-yan，LI Jia-yang
（College of Economics and Management，Northeast Agricultural University，Harbin 150030，China）

Based on the survey of 30 farmers' water cooperation organizations in Heilongjiang province，the article used the factor analysis and orderly multivariate logistic regression analysis to analyze the factors restricting the development of farmers' water cooperation organization.The results showed that the institutional factors，farmers，material capital，external relations and human capital factors played a role in the development of cooperative organization.Through orderly multivariate logistic regression analysis，the institutional factors affecting the development of farmers' water cooperation organization most significantly；the effects of farmers，material capital and external relationship factors on the development of cooperation organization were also strong，while the external relations significantly affected slightly weaker.Finally，the article put forward some suggestions，including sounding organization structure，absorbing funds through various channels，improving the propaganda and train of the organization，strengthening the government's guidance and supervision ，cultivating farmers' water cooperation organization of professionals，in order to ensure the sustainable development of farmers' water cooperation organization.

farmers' water cooperation organization；restricting factors；factor analysis；orderly multivariate logistic regression analysis

F306.4

A

1004-874X（2016）04-0172-08

10.16768/j.issn.1004-874X.2016.04.031

2015-12-13

國家社會科學基金（14BJY092）；東北農業大學青年骨干教師項目（15XG25）；東北農業大學碩士研究生科技創新項目（yjscx14031）；黑龍江軟科學項目（GY2016RK0021）

劉琳婧（1993-），女，在讀碩士生，E-mail: sophialiulj@sina.com

顏華（1976-），女，博士，教授，E-mail：colouryan@sina.com