王格玲，陸遷，西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌712100

一、引言

農村基礎設施是農村社會經濟發(fā)展的“先行資本”，對改造傳統(tǒng)農業(yè)、消除農村貧困、提高農民的社會福利水平具有重大作用。但我國農村基礎設施長期處于供給不足、結構失衡、效率低下的狀況，已成為制約農村可持續(xù)發(fā)展的巨大障礙。從一些實地調研來看，農村基礎設施的確能夠通過農戶合作來自發(fā)供給，但也有許多村依托村民合作供給基礎設施困難重重。

農村社區(qū)小型水利設施合作供給是眾多單個農戶行為選擇的結果。小型水利設施參與行為不僅是主體對各種因素判斷、權衡成本－效用后的決定，而且受社會環(huán)境約束，具體的參與行為是合作意愿與社會環(huán)境共同作用的結果。政治、經濟、文化都會對合作意愿及支付行為產生影響［1］。在具體社會環(huán)境中，各綜合性因素對合作意愿與參與行為所起的作用是有差異的，但在這一過程中，哪些因素將影響農戶的合作意愿?哪些因素將影響農戶的支付行為?農戶具有明確的合作意愿為何最終并沒有形成具體的支付行為?是什么原因導致了合作意愿與支付行為的悖離?這是實現農村社區(qū)小型水利設施合作供給必須面對的現實問題。但是，目前關于合作意愿與支付行為的研究缺乏統(tǒng)一的和更深入的理論分析框架［2］，兩者之間的相互關系尚未形成一致性結論［3］，對合作供給過程中農戶的合作意愿與支付行為之間的關系依然缺乏細致的實證研究。因此，本文根據對陜西省關中地區(qū)393 戶農戶的問卷調查，對農村社區(qū)小型水利設施合作意愿、支付行為影響因素進行實證研究，重點探討導致合作意愿與支付行為偏離的原因，尋求集體行動實現的有效途徑，為政府相關職能部門提供決策參考依據。

二、文獻回顧

傳統(tǒng)經濟學認為公共物品具有非排他性和非競爭性，存在市場失靈，政府應該提供眾多類型的公共產品。隨著政府提供公共物品的缺陷日益暴露，許多經濟學家把研究重點轉移到非政府供給領域，在公共產品市場化供給和多元化供給上取得了許多創(chuàng)新性的成果。英國學者Kranuze(2000)認為公共物品供給存在低效率、短缺和質量低下等諸多公共生產所存在的弊端，強調通過私有化解決公共物品供給問題。隨著新公共服務理論研究的興起，越來越多的經濟學家開始討論公共產品多元化的供給模式(Zhang，2005)，學者對公私伙伴關系(PPP 模式)給予了特別的關注，研究了PPP 模式中政府和私營部門利益均衡、融資以及政府補貼等問題(Abdel，2007;Brandao，2008)。薩繆爾森、林達爾等眾多學者對公共產品的有效供給條件進行了分析。薩繆爾森認為個人消費邊際替代率的總和等于公共產品邊際轉換率是一般均衡狀態(tài)下公共產品的有效供給條件，但鑒于其模型高度抽象，適應條件過于苛刻，難以與實際經濟相聯系。

國內對農村基礎設施供給的研究主要集中在兩個方面:一是對我國農村基礎設施供給制度障礙分析，二是對農村基礎設施供給的創(chuàng)新設計。黃祖輝等對農村社區(qū)公共產品供給研究做了全面綜述，指出了此領域有待進一步深化研究的方向［4］。從制度層面來講，我國農村基礎設施供給面臨著偏好表達機制扭曲、問責機制不健全、鄉(xiāng)鎮(zhèn)財權事權不對稱和建設經濟機制不合理等內在制度機理困境，其本質是制度變遷所導致的農民“沙化現象”，農民合作意愿缺失。鄭鳳田等指出在農村基礎設施制度變遷過程，面臨“雙重兩難”困境，既存在著計劃與市場的雙重失靈，也存在著“政府主導”與“農民主體”之間的矛盾［5］。毛壽龍等認為，農村經濟發(fā)展水平的限制、搭便車行為的影響、社會資本的制約，導致農民自主治理能力的欠缺和合作的困境［6］。為了走出農村公共物品供給的集體行動困境，學者對不同的行為主體進行分析并給出解決方案，組織成員結構應該存在差異性、組織成員間存在合理的利益共享、成本分攤機制和組織受益存在超可加性是走出農村公共物品供給集體行動困境的主要條件［7］。從農民行動邏輯的角度，農戶行為主要受私利的驅使［8］;而就制度環(huán)境而言，通過實施“有償”供給、重構鄉(xiāng)村社會資本、政府財政介入、構建小集團供給模式等是走出村莊公共物品供給困境的可能選擇［9］。此外，堅持農民的主體地位，重視聲譽等非經濟誘因的作用，“由農戶自愿供給農村社區(qū)內的公共物品會是一個有效的結果”［10］106－109。國內對集體行動關系的研究尚處于引介階段。集體行動能否實現主要取決于偏好異質性，即個體偏好對集體行動均衡的影響，由于人們自身存在各種層次的異質性以及不同群體中存在個體間的交互作用，集體行動結果可能存在多重均衡或者均衡不穩(wěn)定［2］。學者主要是采用國外的典型博弈模型，討論“異質性U型曲線”，考察個體偏好差異以及個體決策時知識結構的偏差對公共物品自發(fā)供給的影響，但結論的可靠性仍需進一步驗證［3］。

總體來看，國內外相關研究主要理論與實踐，對農村公共產品供給的研究主要從農村公共產品供給的方式、治理方式、機制與投資效率展開進行定性分析，取得了較為豐碩的成果，其理論和方法對我們的研究具有重要的啟發(fā)和借鑒意義。但現有研究主要以理論分析為主，實證研究不足。強調得更多的是激勵制度的構建以及分析農民的合作意愿，鮮見從集體行動視角分析合作意愿與合作行為悖離的文獻。因此，本文在實地調查的基礎上，運用Heckman－Probit 模型，基于農戶合作意愿與合作行為悖離的現實，研究農村小型水利設施合作供給集體行動的實現問題，對合作意愿和合作行為二者之間的差異及影響因素作探索性研究，以尋求農村小型水利設施合作供給的有效政策途徑及解決方案。

三、研究方法、數據來源與變量選擇

(一)研究方法

農戶對小型水利設施的合作供給決策有兩個過程，首先是農戶對小型水利設施合作供給的感知，即合作的意愿;其次，才是農戶對是否合作做出適應性應對決策，即合作行為。本質上，合作行為是農戶對合作意愿的一種選擇行為，因此，可采用Heckman－Probit 兩步模型分析。第一階段，識別影響農戶合作感知概率的因素;第二階段，對于具有合作意愿的農戶，考察其具體參與行為的概率及影響因素。

(1)第一階段，關于農戶小型水利設施合作意愿的影響因素，模型如下:

式中，因變量P為農戶的合作意愿。為了得到農戶對是否合作的態(tài)度，問卷中設計的問題為“如果有人提出建設小型水利設施，您是否愿意參與”，如果回答是，其因變量取值為“1”，否則為“0”。G(* )是累積分布函數，x1，x2，x3，x4，…，xn等是m個影響農戶合作意愿的因素，βx為自變量合作意愿xm的系數。

(2)第二階段，關于農戶小型水利設施支付行為的影響因素，模型如下:

式中，因變量為潛在變量。為了得到農戶支付行為的相關信息，問卷在假設農戶具有合作意愿的基礎上，設計了如下問題:“如果您愿意參與小型水利設施建設，是否已支付小型水利設施建設費用?”如果回答是，則其值為“1”，否則為“0”，x1，x2，x3，x4，…，xk等是k個農戶支付行為的影響因素，αk為支付行為影響因素的系數，ε 是隨機誤差項。

(二)數據來源及描述性統(tǒng)計

所用數據來源于課題組2012年2月和2012年6月的實地問卷調查及村委會主任等相關人員的訪談。調查區(qū)域涉及陜西省關中地區(qū)實施小型水利設施工程的8 個縣。調查對象是16－75 周歲、沒有交流困難并積極配合調查的農民。調研采取多階段隨機走訪的方式進行，采用分層抽樣調查方法，每個縣按照經濟發(fā)展水平隨機選取3 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取3 個自然村，再在每個抽樣的自然村中隨機選取10－12 個農戶進行調查及訪談。調查內容包括農戶基本特征、農業(yè)生產情況、政府投入、農戶認知、社區(qū)環(huán)境以及農戶參與小型農田水利建設意愿情況(包括農戶是否具有小型水利設施合作供給意愿?若愿意參與，是否有具體的參與行為，參與行為受哪些因素的影響)。此次調查共獲得有效問卷393 份，樣本有效率為90．2%。

表1 調查農戶基本特征

1．村莊基本特征。村莊以擁有小型水利設施或實施小型水利設施建設的村莊為主。

2．農戶基本特征(見表1)。調查對象具有以下特征:以女性為主，占50．8%;以中青年人為主，年齡分布呈現正態(tài)分布趨勢;以初中文化程度為主，占42．5%，小學占38．4%，高中及以上的僅占11．5%;多以3—5 人的中小型家庭為主，占76．8%;有6%是村干部，10．5%是黨員;89．2 %的農戶從事農業(yè)生產。

(三)變量選取

本研究選取了以下5 大類共12 個自變量，即農戶基本特征(性別、年齡、受教育程度)、農業(yè)生產情況(種植面積、從事農業(yè)生產的年限)、制度因素(政府糧食補貼)、農戶認知(小型水利設施對農業(yè)生產重要性、是否清楚小型水利的資金使用情況、對現有灌溉設施服務的滿意度、收入變化)、社區(qū)環(huán)境(小型水利維修情況、是否經常發(fā)生用水糾紛)，因變量選擇了農戶小型水利設施合作供給意愿以及合作行為，其變量定義、統(tǒng)計性描述及其預期作用方向見表2。在農戶選擇是否具有小型水利設施合作供給參與意愿的情況下，由于參與意愿主要受農戶的個人特征、農戶的家庭特征和政府對小型農田水利建設投入情況的影響，因此，在第一階段農戶小型水利設施合作意愿的影響因素分析模型中，選取變量不考慮變量x8和x10;而在第二階段農戶小型水利設施支付意愿的影響因素分析模型中，小型水利設施資金使用情況與收入變化是影響農戶支付意愿的主要考慮因素，因此第二階段考慮所有變量。

1．農戶基本特征方面。選取農戶的性別、年齡、受教育程度三個變量來反映其基本特征。與女性相比，男性對水利的知識了解更多，其合作供給意愿更強。農民年齡越輕，接受新生事物的能力越強，而農戶的年齡越大，安于現狀的心理越強，合作供給意愿越弱。農戶受教育程度越高，越能充分意識到小型農田水利設施的重要性，收入也可能越高，從而參與小型農田水利設施合作供給的意愿可能越強。由于在具體的投入行為中，農民文化程度越高，越有可能進行兼業(yè)或從事其他非農經營活動，因而其參與小型農田水利設施合作供給意愿的可能性就越低，因此，受教育程度的影響方向不確定。

表2 變量說明和統(tǒng)計性描述

2．農業(yè)生產情況。選取種植面積與從事農業(yè)生產年限來反映農業(yè)生產情況。農戶種植面積越大，對小型水利設施合作供給的需求越旺盛，其合作供給意愿也越強。從事農業(yè)生產的年限越長，對農業(yè)知識了解越深入，其合作供給意愿也越強烈。

3．政府投入。選取政府糧食補貼來反映政府投入情況。農戶之所以對小型水利設施具有需求，是由于農業(yè)生產可獲得收益，從而引致農戶對水利投入要素的需求，小型水利設施這種派生性需求的特點，意味著政府對糧食補貼的資金越多，農戶從經營農業(yè)中獲得更高收益，農戶種植積極性就會越高，農戶對小型水利需求越大，從而提高農戶小型水利合作供給的參與意愿與參與行為。

4．農戶認知。選取水利設施對農業(yè)生產的重要性、小型水利設施資金使用情況、對現有灌溉設施的滿意度、收入變化四個變量來反映農戶參與小型水利設施合作供給的心理認知狀況。農戶認為小型水利設施對農業(yè)生產越重要，其合作供給意愿就越強。小型水利設施建設與運行的資金使用越公開和透明，農戶的合作供給意愿越強，從而進行參與合作供給行動。預期對現有灌溉設施滿意度越高，參與小型水利設施合作供給的可能性越大;預期使用水利設施灌溉后，如果使農業(yè)收入有明顯增加，則農戶的合作供給意愿越強。

5．社區(qū)環(huán)境。選取小型水利設施維修情況以及是否經常發(fā)生用水糾紛來反映農戶參與小型水利設施合作供給的社區(qū)環(huán)境。小型水利設施屬于準公共產品中的俱樂部產品，排他性比較強，存在著“選擇性進入”方式，因此水利設施供給的社區(qū)環(huán)境是影響農戶合作供給的重要因素。

四、模型估計結果與分析

根據所獲得的調查數據，采用SPSS16．0 統(tǒng)計軟件對農戶參與小型農田水利建設意愿的影響因素進行分析，回歸結果見表3。由表3 可知，模型的總體效果顯著，模型整體擬合效果良好，回歸分析所得結果可以作為分析和判斷各影響因素作用方向和作用大小的依據，解釋變量的作用方向也基本符合預期。

表3 農戶對農村小型水利設施合作供給意愿的分析結果

(一)農戶基本特征對其參與小型水利設施合作供給的影響

1．農戶受教育程度對農戶小型水利設施合作供給參與意愿與參與行為都具有顯著的負向影響。農戶受教育程度在第一階段決策模型中通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數為負，表明農民文化程度越高，其參與小型農田水利建設的意愿越弱。其主要原因是受教育程度越高的農戶，越有可能獲得其他正規(guī)的非農就業(yè)機會和渠道，從而得到更高的收入。因此，參與小型水利設施合作供給的意愿缺乏(Baland and Platteau 1996)［11］。在第二階段決策模型中，農民文化程度這一變量通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，表明文化程度的提高降低了農戶的參與行為，這一結果與Johnson et al．［12］的研究結論相一致。農戶受教育程度雖然弱化了農戶自愿合作供給動因，是導致集體行動失敗的主要因素，但是，對農戶合作供給的參與意愿與支付行為具有同向作用，因此教育程度因素并不是導致農戶參與意愿與參與行為悖離的原因。

2．農戶年齡在第一階段模型中影響不顯著，雖然不具有統(tǒng)計學上的意義，但從經濟學含義來講，農戶具有正的參與意愿。在第二階段決策模型中，農戶年齡變量通過了5%的顯著性檢驗，影響方向與預測影響方向一致，呈負相關。模型系數為－0．1033，表明農戶年齡每增加一歲，其具體支付行為將會下降10．33%。由此可以看出，年齡是導致農戶參與意愿與參與行為悖離的原因之一?？v向比較發(fā)現，隨著農戶年齡的增大，實際參與數大于意愿參與數的可能性越來越大。反映出年齡較大的農戶更傾向于采用傳統(tǒng)的方式或根據自己的經驗從事農業(yè)生產，新生事物的接受能力較差，對小型水利設施合作供給支付行為的可能性降低。這一結論得到Hugo Storm［13］的證實。

(二)農業(yè)生產情況對農戶參與小型水利設施合作供給的影響

1．種植面積對農戶小型水利設施合作供給參與意愿沒有顯著影響，但對小型水利設施合作行為具有顯著的負向影響。在第二階段決策模型中，灌溉面積通過了5%統(tǒng)計水平的顯著性檢驗且其系數為負，表明隨著種植面積的增加，農戶參與小型農田水利建設的行為逐漸減弱，因此，種植面積是導致農戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素。主要原因是擁有較多耕地的農戶雖然有參與小型水利設施合作供給的意愿，但從成本收益角度考慮，更傾向于采用自有灌溉設施而非與人合作的方式來降低成本，從而實現“規(guī)模經濟”。因此，其他灌溉方式的存在給農戶以“選擇退出”的可能，從而降低農戶參與集體行動的可能性［14］。Wang 的研究也證實了上述研究結果。研究發(fā)現，擁有私有水井與耕地面積顯著正相關［15］54－84。

2．從事農業(yè)生產年限在第一階段模型中未通過顯著性檢驗，而在第二階段決策模型中，變量通過5%的顯著性檢驗，影響方向與預測方向一致，呈正相關。顯然，從事農業(yè)生產年限是影響農戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素之一。原因是農業(yè)生產年限在一定程度上反映了農戶的種植經驗，從事農業(yè)生產年限越長的農戶愈希望通過自己的種植經驗來進行農作物播種、灌溉等農業(yè)生產行為，但農戶作為“學習人”，通過觀察其他參與小型水利設施合作供給農戶，證實小型水利設施合作供給更有利于農產品產量的提高以及成本的降低，從而采用“用錢投票”的方式證明了合作灌溉的有效性。

(三)政府投入情況對農戶參與小型水利設施合作供給的影響

政府投入變量通過第二階段模型1%的顯著性水平檢驗，表明政府投入每增加1%，農戶小型水利設施合作行為可能性將會增加0．37%。而政府投入對農戶的合作意愿影響不顯著。因此，政府投入情況是農戶合作意愿與合作行為悖離的主要因素之一。研究結果表明，政府政策支持對農戶小型水利設施合作意愿的激勵作用并不明顯，但從具體的參與行為來講，農戶期望立竿見影的效益，只有看得見摸得著的利益才能驅使他們參與進來，而過長的預期對于他們的參與意愿是缺乏吸引力的，因此，對于政府投入，農戶從行為上給予積極響應。

(四)農戶認知程度對其參與小型水利設施合作供給的影響

1．小型水利對農業(yè)生產的重要性影響方向與預測方向一致，在1%的顯著性水平下通過檢驗，呈正相關，表明農戶認為小型水利越重要，其合作供給的意愿越強。統(tǒng)計調查顯示，認為農村社區(qū)小型水利設施非常重要和比較重要的比例為90．2%，比較不重要和非常不重要的比例僅占2．2%。但是參加小型水利合作的農戶比例為58%，主要原因是小型水利合作供給的實施需要投入相應的資金、人力與物力，它的重要性雖然被大家一致認可，其合作意愿雖然較高，但合作行為卻因為種種限制無法實現，參與比例有所下降。

2．小型水利設施資金使用狀況的影響方向與預測方向一致，呈正相關，其系數為0．0804，在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明小型水利設施資金使用情況是農戶參與行為的主要影響因素。資金使用情況的公開與透明不僅解答了農戶對資金使用效率的疑問，更增加了農戶參與的積極性與主體意識，使小型水利設施的使用情況更符合農民的意愿，促使小型水利設施的合作供給更有效率，資金使用情況更加合理、公正。

3．收入變化在第二階段決策模型中影響顯著，在1%的顯著性水平下通過檢驗。其影響方向與預測方向一致，呈正相關，其系數為0．1222，表明收入增加是農戶參與行為的主要推動力，收入改善能有效推動農戶的參與行為。

以上三個因素的分析結果表明，農戶對事物的認知程度直接或間接影響其選擇偏好和意愿，農戶小型水利設施的參與意愿必定受其在小型水利設施合作方面心理認知狀況的影響。具體的參與行為卻受到除農戶認知外的硬約束，如資金的使用、收入的變化等，從而導致合作意愿與合作行為的悖離。

(五)社區(qū)環(huán)境因素對農戶參與小型水利設施合作供給的影響

在第一階段模型中，用水糾紛是影響農戶小型水利設施合作意愿的關鍵因素，系數為0．3722，在1%的水平通過了顯著性檢驗，其影響方向與預測方向一致，呈正相關。在第二階段決策模型中，用水糾紛對農戶小型水利設施合作供給參與行為影響不顯著。因此，用水糾紛是導致合作意愿與合作行為差異的主要因素之一。實際調查發(fā)現，用水糾紛是農田灌溉中經常發(fā)生的沖突，水權的不確定導致農戶在自發(fā)灌溉中的利益沖突比比皆是。因此，農戶更傾向于通過合作供給的方式處理糾紛與沖突，顯示了小型水利設施合作供給制度安排的優(yōu)越性，具體的制度實施過程也表明，小型水利設施合作供給是解決用水糾紛的有效方案，根據農戶訪談結果，灌溉的排序與灌溉量的多少每個村都有特定的規(guī)則，如根據繳納水費的時間早晚排序，按土地面積繳納水費等，較好地解決了用水糾紛問題。

五、結論與政策建議

本文以陜西省關中地區(qū)393 戶農戶為調查樣本，建立Heckman－Probit 模型實證分析農戶小型水利設施合作意愿與合作行為悖離的影響因素。研究發(fā)現，農戶的參與行為與參與意愿有較強的相關關系，但較高的合作意愿并不必然導致最終的參與行為。農戶的合作意愿主要受農戶個人特征、農戶認知情況以及社區(qū)環(huán)境的影響;而小型水利設施合作供給中具體的參與行為能否實現，更多地取決于心理認知狀況、政策因素、農業(yè)生產情況等。農戶參與具體小型水利合作行為不僅受客觀環(huán)境的制約，而且受到相互間依存和信任關系等心理認知的影響，導致農戶小型水利設施合作意愿與合作行為的悖離。為促使小型水利設施合作供給集體行動的實現，應著力從以下幾點入手。

1．完善小型水利設施合作供給機制。按照基本公共服務均等化的要求，強化對農田水利的政策扶持，加大對水利建設的投入力度。在農村小型水利設施供給上，以統(tǒng)一規(guī)劃、尊重民意為前提，以財政補助為引導，以農民、農民用水合作組織、村組和基層水管單位為載體，加強政府的引導作用，使農民由被動建設轉變?yōu)檗r民自主建設，實證研究也表明，農戶認知程度的提高可以增加小型水利設施的合作供給意愿，提升合作供給效率，促進農田水利建設步入“農民自愿投入、政府給予補助、明晰產權歸屬、落實管護責任、實現良性發(fā)展”的軌道。

2．加強資金和項目科學管理。由于農村公共物品提供過程中的暗箱操作、水權不明確和利益夾雜等因素，導致農戶對參與農村小型水利建設存有疑慮，合作供給的意愿雖然較高，但由于在具體操作中存在資金使用不透明、水權不確定等問題，最終導致集體行動失敗。這一問題正好解釋了合作意愿與合作行為悖離的原因。調查顯示，參與機制越完善，資金管理透明度越高，管理機制越公開、民主，農戶越能在農村公共物品提供過程中表達意愿和需求，農村公共物品合作供給的可能性就越大。因此，在農村小型水利設施合作供給中，應以公開透明的資金管理制度為基礎，加強對項目的科學管理，明確水權，使參與農戶充分了解小型水利設施項目資金的使用情況，產權界定合理，項目的運轉執(zhí)行得到有效監(jiān)督，形成良性運轉機制。

3．重視農戶合作意愿對合作供給的影響。公用物品供給要遵循的第一準則是自下而上確定需求，滿足千百萬農戶的生產生活需要，在此基礎上，通過政策的自上而下統(tǒng)一執(zhí)行，實現農戶的合作意愿。完善農村公共物品的合作供給，需要考慮農戶異質性因素導致的不同類型農戶對小型水利設施的需求情況各不相同，農村公共物品的合作供給應滿足不同收入水平農戶及不同類型農戶的意愿，增強其對合作供給重要性的認知，明確農村公共物品供給的優(yōu)先次序，通過加強政策宣傳，使更多農民理解政策的背景和意圖，提高農戶滿意度，從而增強其合作意愿，減少合作意愿和合作行為的悖離。

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