農(nóng)業(yè)水貧困對農(nóng)戶灌溉技術(shù)采用效果的影響
——以寶雞峽灌區(qū)為例

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，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層面。其中，微觀因素主要涉及農(nóng)戶的個體特征、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)戶個體特征主要影響因素包括性別、年齡、文化程度和風(fēng)險偏好[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間等[5]。同時，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，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，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)險沖擊。同時也降低了農(nóng)戶投資高效節(jié)水灌溉技術(shù)的外部風(fēng)險，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，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 個縣（區(qū)）作為調(diào)研區(qū)域，然后在每個縣（區(qū)）隨機(jī)抽取2～3 個鄉(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)行選取：產(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，本文選擇模糊評價方法中的最大熵原理的兩級模糊模式識別模型對農(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)戶個體特征和家庭特征變量作為控制變量。其中農(nóng)戶個體特征包括性別、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 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，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)波動較大，總體呈現(xiàn)出“M”型波動式上升趨勢。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。回歸系數(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。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)戶很可能會過量灌溉，而過量灌溉不僅會造成地下水水位上升，而且上游過量用水會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，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，引導(dǎo)農(nóng)戶在選擇灌溉技術(shù)時要綜合考慮所處農(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)村勞動力的整體綜合能力。寶雞峽灌區(qū)的勞動力呈現(xiàn)出老齡化、婦女化的特征，農(nóng)村有效勞動力的缺乏，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)鼓勵村委會為農(nóng)戶提供教育培訓(xùn)機(jī)會，拓寬勞動群體的視野，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)采用中的示范帶動作用，培育并使其成為推動高效節(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，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，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，獎勵農(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），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。