郭玲霞

（咸陽師范學(xué)院 旅游與資源環(huán)境學(xué)院，陜西 咸陽 712000）

中國是水資源短缺的國家,加之水資源時(shí)空分布不均,水土資源布局不匹配,水資源已成為制約中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要因素。干旱半干旱地區(qū)水資源問題尤為突出,已成為區(qū)域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和生態(tài)環(huán)境演變的關(guān)鍵因素[1]。自20世紀(jì)90年代以來,黃河流域參與式水資源管理制度改革取得了很大的進(jìn)展,傳統(tǒng)的集體管理已經(jīng)逐步被承包管理和用水協(xié)會(huì)管理所取代[2-3]。實(shí)踐證明，協(xié)會(huì)在解決水事糾紛、減少用水戶的水費(fèi)開支、節(jié)約農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、改善渠道管理和提高弱勢(shì)群體灌溉用水的獲取能力等方面取得了一定成效[4-6]，對(duì)農(nóng)戶灌溉水資源供應(yīng)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、生產(chǎn)投資、作物用水量等等產(chǎn)生了積極影響[7-9]。農(nóng)村水資源管理是一個(gè)非常復(fù)雜的問題，工程質(zhì)量和規(guī)模、管理制度、農(nóng)戶參與程度，以及區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展等一系列因素都會(huì)影響其管理效率[10-11]。充分、廣泛、公平的公眾參與是提高政府管理效率、促進(jìn)水資源高效利用、實(shí)現(xiàn)用水公平合理的有效途徑。然而，目前對(duì)水資源管理中公眾參與的深入研究還比較少，對(duì)公眾參與中的公平問題還沒有得到重視。農(nóng)民參與水資源管理不僅是政策和機(jī)制問題，還是涉及農(nóng)民個(gè)體心理及社會(huì)層面的復(fù)雜問題，受農(nóng)民對(duì)水資源管理的認(rèn)知水平和體驗(yàn)評(píng)價(jià)的影響。女性在水資源供給、利用和生存環(huán)境保護(hù)方面具有重要作用，這是由于大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移，婦女成為了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主力軍，在生產(chǎn)用水中發(fā)揮著重要作用，但在水資源管理等決策層面參與非常少[12-13]。農(nóng)民用水戶協(xié)會(huì)忽視了婦女在水資源利用管理以及環(huán)境保護(hù)中的角色與她們所掌握的知識(shí)，以及她們平等參與的權(quán)利和發(fā)展的需求，低估了婦女參與管理的能力[14]。本文以甘肅省高臺(tái)縣為例，運(yùn)用參與式農(nóng)村評(píng)估方法進(jìn)行實(shí)地調(diào)查并獲取數(shù)據(jù)，建立均值結(jié)構(gòu)模型，對(duì)比研究男性和女性對(duì)參與式水資源管理的認(rèn)知和響應(yīng)，探索參與式水資源管理中公眾參與的主要問題，在此基礎(chǔ)上，提出促進(jìn)水資源管理中公眾參與以及性別平等的對(duì)策建議，對(duì)于農(nóng)村水資源管理可持續(xù)發(fā)展和社會(huì)公平具有重要意義。

1 理論模型

農(nóng)民的滿意程度是評(píng)價(jià)用水者協(xié)會(huì)管理績效的重要且有效的指標(biāo)[15-16]。農(nóng)民一般是通過對(duì)水資源的滿足程度以及供給服務(wù)來評(píng)價(jià)管理績效，參與農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)管理工作是對(duì)協(xié)會(huì)管理工作認(rèn)同和肯定的結(jié)果，是否愿意積極地參與或支持他人參與，取決于農(nóng)民對(duì)參與式水資源管理的認(rèn)知程度和對(duì)目前協(xié)會(huì)管理的態(tài)度。農(nóng)民的個(gè)人因素、家庭因素、生產(chǎn)特征直接決定了其是否愿意、能否參與用水者協(xié)會(huì)管理工作[14]。此外，男性和女性對(duì)水資源的需求不同，因此對(duì)水資源管理的認(rèn)知、評(píng)價(jià)和響應(yīng)也存在差異。本文基于性別分析，建立結(jié)構(gòu)方程模型，探索農(nóng)民對(duì)參與式水資源管理的認(rèn)知、態(tài)度、響應(yīng)及其潛在關(guān)系，選擇3個(gè)內(nèi)生結(jié)構(gòu)變量包括認(rèn)知程度、滿意程度和參與意愿，3個(gè)外生結(jié)構(gòu)變量包括個(gè)人因素、家庭特征、生產(chǎn)狀況。結(jié)構(gòu)變量對(duì)應(yīng)的觀測(cè)變量如表1所示，通過問卷調(diào)查，獲取所有觀測(cè)變量信息，將各指標(biāo)按照各自定義設(shè)置分為5級(jí)量表。

表1 結(jié)構(gòu)方程模型指標(biāo)體系

理論模型的建立基于4個(gè)假設(shè):H1-農(nóng)民對(duì)用水者協(xié)會(huì)的滿意程度對(duì)參與意愿有著直接的、積極的影響，即農(nóng)民對(duì)用水者協(xié)會(huì)所提供的管理服務(wù)及管理績效的滿意程度越高，農(nóng)民參與用水者協(xié)會(huì)管理的意愿及支持、鼓勵(lì)家人參與的意愿越強(qiáng)烈。H2-農(nóng)民的認(rèn)知程度與其滿意度之間有著相關(guān)關(guān)系。農(nóng)民對(duì)用水者協(xié)會(huì)的組織形式、運(yùn)行制度及職能等方面的理解和認(rèn)識(shí)，直接關(guān)系到對(duì)用水者協(xié)會(huì)管理績效的滿意程度。認(rèn)識(shí)越深刻、了解越多則對(duì)用水者協(xié)會(huì)的評(píng)價(jià)越客觀。H3-農(nóng)民的認(rèn)知程度對(duì)參與意愿有著直接的、積極的影響。對(duì)用水者協(xié)會(huì)的認(rèn)識(shí)和理解越深刻，參與協(xié)會(huì)管理及支持鼓勵(lì)家人參與的可能性越大。H4-農(nóng)民的個(gè)人因素與認(rèn)知程度、參與意愿之間存在著相關(guān)關(guān)系，家庭因素及生產(chǎn)狀況與認(rèn)知程度、滿意程度和參與意愿之間存在著相關(guān)關(guān)系。農(nóng)民的個(gè)體特征決定了其水資源知識(shí)、態(tài)度和行為，家庭及生產(chǎn)方面的特征決定了其對(duì)水資源的需求和期待，從而影響對(duì)用水者協(xié)會(huì)的認(rèn)知程度、滿意程度及參與意愿。

2 數(shù)據(jù)獲取及檢驗(yàn)

高臺(tái)縣位于河西走廊中部，黑河中游下段，隸屬甘肅省張掖市，所屬8個(gè)灌區(qū)，136個(gè)行政村，農(nóng)業(yè)戶數(shù)為34139（數(shù)據(jù)見高臺(tái)縣統(tǒng)計(jì)年鑒2009）。本研究以農(nóng)戶為調(diào)查對(duì)象，前期預(yù)調(diào)查58個(gè)樣本數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)民認(rèn)知程度樣本方差為1.21，樣本均值為2.95，在0.05顯著性水平下，規(guī)定抽樣誤差不超過0.1。根據(jù)簡單隨機(jī)不重復(fù)抽樣計(jì)算得出農(nóng)民認(rèn)知程度研究最小樣本量為478。問卷調(diào)查中發(fā)放問卷600份，獲得有效問卷578份，其中男性302份，女性273份。

運(yùn)用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行初步整理與檢驗(yàn)，按性別劃分，計(jì)算得出樣本中所有單項(xiàng)與項(xiàng)目整體相關(guān)度均大于0.3，因此所有觀察變量視為可信；Cronbach Alpha為0.8以上，說明此問卷具有較高的內(nèi)在一致性。

3 研究結(jié)果

3.1 驗(yàn)證性因子分析

運(yùn)用LISREL8.70軟件計(jì)算所有因子協(xié)方差矩陣，估計(jì)路徑系數(shù)并進(jìn)行t檢驗(yàn)，同時(shí)對(duì)模型整體擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)[17-18]。結(jié)果表明，23個(gè)觀測(cè)變量中，所有觀測(cè)指標(biāo)的t檢驗(yàn)值都通過0.01水平的顯著性檢驗(yàn)，說明測(cè)量模型中的觀測(cè)變量對(duì)特定結(jié)構(gòu)變量的影響都是顯著的，能夠很好地解釋相應(yīng)的潛變量。通過對(duì)結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，各結(jié)構(gòu)變量之間的路徑系數(shù)均顯著，說明理論模型得到了較好的驗(yàn)證，實(shí)證研究支持理論假設(shè)。對(duì)模型進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)(表2)，衡量模型對(duì)數(shù)據(jù)的擬合程度指標(biāo)有擬合優(yōu)度的χ2、近似誤差的均方根、擬合優(yōu)度指數(shù)、調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)。一般認(rèn)為χ2/df＜2、GFI＞0.90、AGFI＞0.90、RMSEA≤0.05，并且RMSEA的90%置信區(qū)間上限≤0.08，則模型的擬合程度較好。模型的擬合指數(shù)中χ2/df=1.93、GFI=0.94、AGFI=0.96、CFI=0.94、RMSEA=0.05，RMSEA 的90%置信區(qū)間=(0.043，0.055)，表明模型具有較好的擬合優(yōu)度。

表2 整體模型擬合度參數(shù)

圖1 男性結(jié)構(gòu)方程模型的標(biāo)準(zhǔn)化解

圖2 女性結(jié)構(gòu)方程模型的標(biāo)準(zhǔn)化解

3.2 多組驗(yàn)證性因子分析

將樣本按照性別進(jìn)行分組驗(yàn)證性因子分析，圖1和圖2分別為男性和女性模型的因子標(biāo)準(zhǔn)化解?？梢钥闯觯^測(cè)變量x2，x11，x12標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷值較低，但所有觀察指標(biāo)t檢驗(yàn)值都在0.01水平上顯著，說明模型中的觀察指標(biāo)對(duì)特定結(jié)構(gòu)變量的影響都是顯著的，能夠很好地解釋相應(yīng)的潛變量。各結(jié)構(gòu)變量之間的路徑系數(shù)均是顯著的，說明理論模型得到了較好的分組驗(yàn)證。兩組內(nèi)生結(jié)構(gòu)變量農(nóng)民的認(rèn)知程度、滿意程度和參與意愿之間存在顯著且重要的路徑關(guān)系。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，男性認(rèn)知程度對(duì)滿意程度及參與意愿的路徑系數(shù)分別為0.19(t=3.47)、0.38(t=5.23)，女性路徑系數(shù)分別為0.19(t=3.12)和0.35(t=4.67)，說明男性和女性對(duì)水資源管理的認(rèn)知程度對(duì)滿意程度和參與意愿具有顯著影響。男性和女性滿意程度與參與意愿的路徑系數(shù)分別為0.42(t=2.68)和0.44(t=2.82)，說明男性和女性對(duì)水資源管理的滿意程度顯著影響著參與水資源管理的意愿。外生結(jié)構(gòu)變量對(duì)農(nóng)民認(rèn)知程度、滿意程度和參與意愿的影響路徑均達(dá)到了顯著水平。對(duì)男性和女性認(rèn)知程度影響最為顯著的結(jié)構(gòu)變量均是個(gè)人因素，路徑系數(shù)分別為0.77(t=10.13)、0.76(t=10.18)。對(duì)男性和女性滿意程度影響最為顯著的結(jié)構(gòu)變量是生產(chǎn)狀況，路徑系數(shù)分別為0.30(t=2.87)、0.29(t=2.81)。對(duì)男性和女性參與意愿影響最為顯著的結(jié)構(gòu)變量是家庭特征，路徑系數(shù)分別為0.30(t=2.87)、0.29(t=2.81)。

3.3 測(cè)量等同檢驗(yàn)

在驗(yàn)證性因子分析之后，對(duì)男性和女性認(rèn)知程度模型進(jìn)行等同性檢驗(yàn)，結(jié)果由表3可以看出，在兩組同時(shí)估計(jì)的基礎(chǔ)上，模型M2限制兩組因子負(fù)荷相同，則自由度為457，χ2(457)=642.33，Δχ2(25)=20.86(p＞0.05)不顯著，ΔRMSEA=-0.007，ΔNNFI=0.000，ΔCFI=0.001，說明男性和女性認(rèn)知模型的結(jié)構(gòu)形態(tài)和因子負(fù)荷可以設(shè)定為等同。通過對(duì)χ2增量Δχ2和其他擬合指數(shù)的檢驗(yàn)，接受因子負(fù)荷恒等性檢驗(yàn)的假設(shè)，模型M2具有穩(wěn)定性。在模型M2基礎(chǔ)上，模型M3同時(shí)增加了因子負(fù)荷和路徑系數(shù)等同的限制，Δχ2(15)=24.51(p＞0.05)不顯著，ΔRMSEA=-0.001，ΔNNFI=-0.01，ΔCFI=-0.02，從χ2增量來看，接受因子負(fù)荷恒等性檢驗(yàn)的假設(shè)。模型M4在限制因子負(fù)荷、進(jìn)一步限制因子協(xié)方差等同，Δχ2(7)=18.42(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.006，ΔNNFI=-0.02，ΔCFI=-0.05，從χ2增量來看，接受因子負(fù)荷恒等性檢驗(yàn)的假設(shè)。但與基準(zhǔn)模型相比，χ2增量仍達(dá)顯著水平。因此因素恒等性檢驗(yàn)反映模型具有結(jié)構(gòu)形態(tài)和因子負(fù)荷上的穩(wěn)定性和有效性。模型M5在限制因子負(fù)荷、因子協(xié)方差等同的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步限制誤差方差等同，Δχ2(8)=18.25(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.011，ΔNNFI=-0.02，ΔCFI=-0.05，從χ2增量來看，接受因子負(fù)荷恒等性檢驗(yàn)的假設(shè)。與模型M1相比，Δχ2未達(dá)顯著水平，ΔRMSEA=0.014，ΔNNFI=-0.05，ΔCFI=-0.010，χ2增量仍達(dá)顯著水平。

表3 測(cè)量等同性檢驗(yàn)的擬合指數(shù)

3.4 均值結(jié)構(gòu)模型

通過對(duì)男性和女性認(rèn)知模型的測(cè)量等同性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了兩組理論模型具有形態(tài)相同、因子負(fù)荷、路徑系數(shù)、因子協(xié)方差和誤差方差，模型M6在限制因子負(fù)荷、因子協(xié)方差、誤差方差等同的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步限制因子截距等同，Δχ2(16)=31.75(p＞0.01)不顯著，ΔRMSEA=0.03，ΔNNFI=-0.12，ΔCFI=-0.08，從χ2增量來看，接受因子負(fù)荷恒等性檢驗(yàn)的假設(shè)，因此具備均值比較的前提條件。由于因子本身沒有測(cè)量單位，所以選擇男性作為參照，檢驗(yàn)女性各因子與男性的均值差異。設(shè)定男性各因子均值為0，容許女性各因子均值自由估計(jì)，結(jié)果表明（表3，表4），χ2(513)=716.86(p＞0.05)。女性認(rèn)知程度均值為-0.05，略低于男性，兩組差異未達(dá)到顯著性水平（t=-1.25）；女性滿意程度略高于男性，兩組差異未達(dá)到顯著性水平(t=0.68)；女性參與意愿均值為-0.04，顯著低于男性（t=-4.96，p＜0.05）。女性和男性對(duì)水資源管理組織成立的必要性、組織形式、主要職能、相關(guān)制度及運(yùn)行方式等問題的認(rèn)識(shí)，以及水資源管理績效的滿意程度差異不大，但參與水資源管理的意愿男性較女性更加強(qiáng)烈。

表4 均值結(jié)構(gòu)模型比較結(jié)果

4 結(jié)論與討論

公眾參與和性別平等是集成水資源管理的基本原則，也是提高水資源管理績效的重要途徑，通過問卷調(diào)查獲取性別分離的數(shù)據(jù)，運(yùn)用LISREL軟件，建立農(nóng)民對(duì)水資源管理的認(rèn)知-態(tài)度-響應(yīng)模型。結(jié)果表明:（1）結(jié)構(gòu)模型中各潛變量之間的路徑系數(shù)與假定基本符合，模型的整體擬合性能良好，理論模型可靠。（2）分組模型中，男性和女性對(duì)水資源利用管理的認(rèn)知程度對(duì)其滿意度和參與意愿都有顯著的正面影響，滿意程度對(duì)參與意愿有正面積極的影響；個(gè)人因素對(duì)男性和女性認(rèn)知程度影響最為顯著，表明年齡、受教育程度、健康狀況、自信程度對(duì)農(nóng)民的認(rèn)知程度有顯著的正面影響；生產(chǎn)狀況對(duì)男性和女性滿意程度影響最為顯著，表明家庭耕地面積、農(nóng)業(yè)收入比例、灌溉條件以及用水沖突等因素對(duì)農(nóng)民的滿意程度有顯著的正面影響；家庭特征對(duì)男性和女性參與意愿影響最為顯著，表明家庭規(guī)模、勞動(dòng)力數(shù)量、負(fù)擔(dān)系數(shù)等因素對(duì)農(nóng)民的參與意愿有顯著的正面影響。（3）對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行等同性檢驗(yàn)和均值檢驗(yàn)，結(jié)果表明男性的認(rèn)知程度略高于女性，滿意程度女性略高于男性，均沒有達(dá)到顯著水平，男性參與水資源管理的意愿顯著高于女性。其原因主要為:（1）男性受教育程度整體高于女性，男性和外界接觸的機(jī)會(huì)多，獲取信息廣泛，因此，對(duì)水資源利用管理政策制度及用水者協(xié)會(huì)組織的相關(guān)內(nèi)容比女性了解更多，認(rèn)識(shí)更深刻。（2）男性在社區(qū)中的地位遠(yuǎn)高于女性，社區(qū)活動(dòng)一般都由男性參加，只有男性不在家的時(shí)候女性才去參加，因此，對(duì)用水者協(xié)會(huì)的關(guān)注程度不如男性。（3）由于自身文化水平及管理能力不如男性，家庭勞動(dòng)負(fù)擔(dān)重，自信不程度不足，因此，參與農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)管理的意愿也比男性弱。

為了確保水資源管理的公平和可持續(xù)性，保證充分、廣泛的公眾參與，在未來水資源管理政策制定和實(shí)施過程以及水資源管理組織建立和實(shí)際工作中，應(yīng)關(guān)注以下方面:

（1）農(nóng)民認(rèn)知是提高滿意度和參與意愿的基礎(chǔ)，因此應(yīng)重視基礎(chǔ)教育，提高農(nóng)民科學(xué)文化素質(zhì)，增強(qiáng)自信，同時(shí)要并通過加強(qiáng)宣傳和培訓(xùn)，讓農(nóng)民獲取更多的水資源利用、管理知識(shí)，正確理解農(nóng)民用水者協(xié)會(huì)這個(gè)基層組織的性質(zhì)、職能、組織形式、運(yùn)行機(jī)制，從而增加農(nóng)民對(duì)水資源利用管理的認(rèn)知。

（2）協(xié)會(huì)各項(xiàng)工作應(yīng)遵循公平公開原則，做到人事、財(cái)務(wù)、資源分配等決策透明化，重點(diǎn)提高基礎(chǔ)設(shè)施、供水效率、水價(jià)、調(diào)節(jié)矛盾等農(nóng)民非常關(guān)心的問題，增強(qiáng)農(nóng)民對(duì)協(xié)會(huì)管理的滿意度和正面評(píng)價(jià)。

（3）從制度上支持和鼓勵(lì)農(nóng)民積極參與水資源管理，為公平參與創(chuàng)造機(jī)會(huì)，促進(jìn)水資源管理中的性別平等，在決策中重視婦女的需求、知識(shí)、觀點(diǎn)以及水資源管理的能力，從數(shù)量上保證婦女參與，在衡量協(xié)會(huì)運(yùn)作和績效評(píng)價(jià)的標(biāo)準(zhǔn)中，將性別平等納入評(píng)價(jià)用水戶協(xié)會(huì)運(yùn)行和管理的指標(biāo)體系。

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