楊柳++朱玉春??

摘要在政府主管的小農(nóng)水供給模式無法完全滿足農(nóng)業(yè)分戶經(jīng)營的需要的現(xiàn)實背景下，農(nóng)戶參與供給是實現(xiàn)小農(nóng)水供需平衡的有效方式。本文利用黃河灌區(qū)寧夏、內(nèi)蒙古、陜西、河南和山東五個省份1558戶微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)，引入農(nóng)戶社會信任和合作能力因子，考慮農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份差異，采用多群組結(jié)構(gòu)方程模型，探究農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的行為。首先，運用信度和效度檢驗對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為量表進行了分析。在此基礎(chǔ)上，運用多群組結(jié)構(gòu)方程模型，以農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份為調(diào)節(jié)變量，分析農(nóng)戶社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給行為的影響。研究結(jié)果表明：農(nóng)戶的社會信任和合作能力顯著正向影響農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿，其中農(nóng)戶的合作能力影響程度較大，農(nóng)戶的社會信任影響程度次之；農(nóng)戶的社會信任、合作能力和參與供給意愿對其參與小農(nóng)水供給行為有顯著正向影響，且影響程度最大的是農(nóng)戶的參與供給意愿，其次是農(nóng)戶的合作能力，最后為農(nóng)戶的社會信任；農(nóng)戶的社會信任對其合作能力有顯著正向影響。多群組分析表明，農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平及其所處省份顯著調(diào)節(jié)農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給行為。其中，農(nóng)業(yè)收入作為調(diào)節(jié)變量結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿更強烈，參與供給行為水平更高；產(chǎn)生參與供給意愿后，農(nóng)業(yè)收入中等偏上和中等偏下的農(nóng)戶更容易將意愿轉(zhuǎn)化為行為。省份作為調(diào)節(jié)變量的結(jié)果顯示，陜西、河南和山東農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿的影響較大，河南和山東農(nóng)戶更容易將參與供給意愿轉(zhuǎn)化為行為；寧夏和內(nèi)蒙古農(nóng)戶的合作能力對其參與供給行為影響程度較大。根據(jù)以上結(jié)果，政府應根據(jù)不同地區(qū)農(nóng)戶的收入水平、社會信任和合作能力等實際情況，充分調(diào)動本地的社會資源，引導農(nóng)戶認識到參與小農(nóng)水供給的重要性和迫切性，提高農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為水平，促進小農(nóng)水供需平衡的實現(xiàn)。

關(guān)鍵詞小農(nóng)水；社會信任；合作能力；收入水平；多群組結(jié)構(gòu)方程

中圖分類號F304.4文獻標識碼A

文章編號1002-2104（2016）03-0163-08

doi：103969/jissn1002-2104201603020

農(nóng)田水利是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，是國家糧食安全和農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要保障。被稱為“最后一公里”的小農(nóng)水（小型農(nóng)田水利設(shè)施）承載著農(nóng)田灌溉和排澇的功能，直接影響著農(nóng)民的增收，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著不可或缺的作用。然而，政府主管的“自上而下”的供給模式無法完全滿足農(nóng)業(yè)分戶經(jīng)營的需求，使我國農(nóng)田水利曾經(jīng)存在產(chǎn)權(quán)不清、主體缺位、工程老

化和效益衰減等現(xiàn)象[1]，嚴重影響了我國農(nóng)業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展。如何引導農(nóng)戶積極參與小農(nóng)水的供給，實現(xiàn)小農(nóng)水的供需平衡是目前亟待解決的問題。然而，“搭便車”心理導致很多農(nóng)戶不愿意參與小農(nóng)水的供給，參與供給時行為差異也較大，無法使社會動員機制得到充分發(fā)揮 [2]。加大農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿程度，積極引導其根據(jù)實際情況選擇參與供給的具體行為，探索小農(nóng)水供給的合作激勵機制，將有利于矯正小農(nóng)水供給的路徑偏差，使小農(nóng)水的供給得到有效增加。

國內(nèi)外學者從收入水平和合作信任的視角分析農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為的研究較少。作為農(nóng)村生產(chǎn)性公共產(chǎn)品，農(nóng)戶在使用小農(nóng)水時不可避免地有“搭便車”現(xiàn)象，而社會資本有利于解決集體行動中的“搭便車”行為[3]。作為社會資本的關(guān)鍵表征，社會信任對農(nóng)戶參與農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給有積極作用[4]。社會信任水平越高，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿越強[5]，并傾向于選擇投勞的方式參與[6]。同時，農(nóng)戶長期生活在一個相對固定均質(zhì)的村域內(nèi)，建立在人際交往基礎(chǔ)上的合作相對頻繁，農(nóng)戶的合作能力在很大程度上會對其集體行動產(chǎn)生影響。然而，以農(nóng)民為主體的農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給不但會受到信任關(guān)系的影響，而且面臨著農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)不同的現(xiàn)實挑戰(zhàn)[7]。收入增長誘發(fā)了較強的分化趨勢，不同收入水平的農(nóng)戶表現(xiàn)出較大差異的個體行為偏好，從而影響其參與小農(nóng)水供給意愿和行為的選擇[8]。收入水平高的農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿較強，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)依賴性較強，更愿意參與供給且傾向于以投資的方式參與[6]。然而，現(xiàn)有研究未能把農(nóng)戶的社會信任和合作能力相結(jié)合，考慮農(nóng)戶收入水平和所處省份差異對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為進行研究。因此，本研究運用結(jié)構(gòu)方程模型，引入農(nóng)戶社會信任和合作能力因子，考慮農(nóng)戶收入水平和所處省份差異，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿和行為進行探討，為我國農(nóng)田水利服務體系建設(shè)提供理論借鑒和政策參考。

1研究假設(shè)與理論模型提出

1.1理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1.1社會信任

農(nóng)戶的社會信任即農(nóng)戶在一定村域內(nèi)經(jīng)過長期交往建立的信任關(guān)系[5]，包括建立在人際關(guān)系（包括先賦性關(guān)系和獲得性關(guān)系）基礎(chǔ)上的特殊信任，以及建立在觀念信仰認同一致基礎(chǔ)上的一般信任[9]。Isham等認為，村民在參與社區(qū)水服務項目時，社會信任水平越高，村民的參與水平也越高[10]。李冰冰等認為，農(nóng)戶的社會信任能積極促進其參與農(nóng)村公共品的供給[4]。苗珊珊認為，農(nóng)戶社會信任包括對家庭成員、親密朋友以及德高望重農(nóng)戶的信任，它們在促進農(nóng)戶參與小型水利設(shè)施供給行為方面發(fā)揮著重要作用[11]。蔡起華和朱玉春認為，農(nóng)戶與村干部、同村村民以及同組村民之間的一般信任，及其對同姓村民、本家族成員和親戚之間的特殊信任對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿有重要影響[5]。鑒于以上考慮，本研究提出如下假設(shè)：

H1：農(nóng)戶的社會信任水平顯著正向影響其參與小農(nóng)水供給的意愿。

H2：農(nóng)戶的社會信任水平顯著正向影響其參與小農(nóng)水供給的行為。

1.1.2合作能力

合作是指在成功完成相互依賴性任務的過程中，人們愿意付出的努力[12]，包括內(nèi)部準備階段（合作意識和合作傾向）和外部表現(xiàn)階段（合作行為）[13]。合作意識強的表現(xiàn)之一是有較高的合作意愿，同時也更容易產(chǎn)生合作行為[14]。作為合作過程中知識的一種來源，農(nóng)戶先前的合作經(jīng)驗將有利于提高農(nóng)戶的合作能力，創(chuàng)造一種更有利的合作行為[15]。早年的合作經(jīng)驗加上成長過程的差異，每個人都有不同的合作傾向，個人的合作傾向與其合作行為和最終績效顯著相關(guān)。在合作意識、合作傾向和合作經(jīng)驗的引導下，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的積極性被極大地激發(fā)出來，并將對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的行為產(chǎn)生影響。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H3：農(nóng)戶的合作能力顯著正向影響其參與小農(nóng)水供給的意愿。

H4：農(nóng)戶的合作能力顯著正向影響其參與小農(nóng)水供給的行為。

1.1.3社會信任和合作能力

作為表征農(nóng)戶異質(zhì)性的關(guān)鍵因素，農(nóng)戶的社會信任會影響其合作能力[11]。信任是合作的基礎(chǔ)，可以使得合作更具效率[16]。人們之間的信任是形成合作能力的關(guān)鍵要素[17]，處于高度信任情況時，人們將會選擇一個更高的合作水平[18]，即信任通過降低社會經(jīng)濟關(guān)系中的易變性及不確定性為合作奠定基礎(chǔ)。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H5：農(nóng)戶的社會信任顯著正向影響農(nóng)戶的合作能力。

1.1.4農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿

農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給有兩個階段，第一個階段農(nóng)戶對參與小農(nóng)水供給的感知，也就是農(nóng)戶是否愿意參與供給；第二個階段是農(nóng)戶對參與小農(nóng)水供給行為進行選擇。本質(zhì)上，參與供給行為是農(nóng)戶參與供給意愿的一種選擇行為，農(nóng)戶參與供給的意愿與參與供給的行為有較強的相關(guān)關(guān)系[19]。農(nóng)戶的參與意愿越高，越傾向于采取更深層次的合作行為[20]。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H6：農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿顯著正向影響其參與供給行為。

1.1.5農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為

農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給更加強調(diào)過程參與，而不僅僅是決策參與。農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給主要體現(xiàn)在農(nóng)戶參與決策、規(guī)劃、融資、建設(shè)、監(jiān)管、管理和維護方面[21]。在閱讀大量文獻后，本研究提出五個題項來衡量農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為變量，分別為農(nóng)戶“參與投資”“參與建設(shè)”“參與監(jiān)管”“參與管理”和“參與維護”。

1.2理論模型提出

通過對上述文獻進行分析，提出本文的理論模型（如圖1所示）。

2量表設(shè)計、數(shù)據(jù)收集和信度效度檢驗

2.1選擇農(nóng)戶收入水平和省份變量作為模型調(diào)節(jié)變量的原因分析

對國內(nèi)外相關(guān)文獻分析后發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為的研究鮮有考慮農(nóng)戶收入水平。對不同收入農(nóng)戶參與供給行為的差異不加區(qū)分，不便于根據(jù)農(nóng)戶收入水平的不同差別化其參與方案。同時，不同地區(qū)的農(nóng)戶由于社會文化和經(jīng)營理念的不同，在參與小農(nóng)水供給行為選擇方面亦有差異。本文認為，研究農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為時可以選擇農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份作為調(diào)節(jié)變量。

從社會信任和合作能力的角度看，社會信任度較高的農(nóng)戶更愿意參與小農(nóng)水供給[5]，這將有助于農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給合作行為的實施[11]。從收入水平差異的角度看，家庭總收入中種糧收入比例較高的農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿較強[22]，且收入水平較高的農(nóng)戶傾向于以投資的方式參與供給[6]。同時，不同地區(qū)農(nóng)戶社會信任、合作能力、農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式以及農(nóng)田水利供給水平的不同會對農(nóng)戶集體行為的選擇產(chǎn)生影響。本文在對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為假設(shè)模型進行整體分析的基礎(chǔ)上，以農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份變量作為調(diào)節(jié)變量進行多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析。

2.2量表設(shè)計

本文將農(nóng)戶的社會信任、合作能力與農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為分為4個潛變量：一是農(nóng)戶的社會信任（social trust，簡寫為“ST”），包括農(nóng)戶對親戚、朋友的特殊信任，以及農(nóng)戶對同組村民、同村村民和本村村干部的一般信任共5個觀測變量；二是農(nóng)戶的合作能力（cooperation ability，簡寫為“CA”），包括農(nóng)戶的合作意識、合作傾向和合作經(jīng)驗共4個觀測變量；三是農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿（supply willing，簡寫為“SW”），是指農(nóng)戶是否愿意參與小農(nóng)水供給；四是農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的行為（supply behavior，簡寫為“SB”），包括農(nóng)戶參與投資、參與建設(shè)、參與監(jiān)管、參與管理以及參與維護共5個觀測變量。各變量具體賦值及注釋見表1。

2.3樣本采取與數(shù)據(jù)收集

本文研究數(shù)據(jù)來源于課題組2015年7-9月在寧夏、內(nèi)蒙古、陜西、河南、山東五個省份進行的實地調(diào)研，通過與農(nóng)戶面對面訪談的方式對數(shù)據(jù)進行收集。五個省份沿黃河灌區(qū)自上而下分布農(nóng)戶社會信任和合作能

力也有較大不同，因此本文所選調(diào)研區(qū)域具有代表性。五個省份100個村莊共1 601戶農(nóng)戶被抽取，抽樣方式結(jié)合了分層抽樣與簡單隨機抽樣，剔除缺失數(shù)據(jù)和有異常值等變異的農(nóng)戶問卷，最終獲得1 558份有效問卷，問卷有效回收率為97.3%。調(diào)查問卷包括農(nóng)戶收入信息、社會信任與合作能力水平及農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿和行為狀況。

考慮到本文需要運用多群組分析方法等因素，本文研究問卷中農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入（agricultural income，簡寫為“AI”，即農(nóng)戶家庭一年的農(nóng)業(yè)總收入）變量題項采用李克特五點量表法設(shè)置。通過對現(xiàn)有文獻資料的分析，并對相關(guān)專家進行咨詢后，分類如下：1，“0

2.4效度與信度檢驗

內(nèi)容效度與建構(gòu)效度共同構(gòu)成了效度檢驗。內(nèi)容效度主要測量所選題項是否適當并具有代表性。問卷中農(nóng)戶的社會信任、合作能力以及意愿等心理變量的測量是在趙建欣和張忠根[23]的農(nóng)戶行為意向模型基礎(chǔ)上展開的，可以使本文量表設(shè)計內(nèi)容效度良好。能夠做因子分析的樣本數(shù)據(jù)建構(gòu)效度較好。問卷測量結(jié)果的可靠性與一致性為信度檢驗，Cronbachs α和結(jié)構(gòu)方程模型可以分析潛變量的信度。

本文運用SPSS21.0軟件對數(shù)據(jù)進行KMO（KaiserMeyerOlkin）統(tǒng)計量檢驗和Bartlett球形檢驗。效度與信度分析結(jié)果顯示，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為及其影響因素各個潛變量的KMO值均大于0.7，Bartlett 球形檢驗結(jié)果顯著，表明數(shù)據(jù)適合進行因子分析（見表3）。

原有題項中，農(nóng)戶的社會信任在刪除變量ST5之前，KMO值為0.770，Cronbachs α值為0.754，刪除變量ST5后KMO值和Cronbachs α值均有提高。因此，潛變量的問卷題項效度和信度通過檢驗，可靠性和可信度均較強，適合進一步研究。

3農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為模型實證分析

3.1違犯估計和正態(tài)性檢驗

農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為模型中沒有負的誤差方差，標準化系數(shù)值的絕對值皆未超過0.95，表明本研究模型沒有違犯估計情況。農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為模型中各觀測變量的偏度系數(shù)與峰度系數(shù)均接近于零，表明觀測變量呈正態(tài)分布。

3.2模型檢驗結(jié)果

3.2.1模型整體適配度檢驗

如表4所示，本文整體模型適配度檢驗各項指標均達到理想水平，表明模型與數(shù)據(jù)的整體擬合度良好。同時，農(nóng)戶的社會信任、合作能力和農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為的信度都在0.8以上，說明本研究的模型具有較好的內(nèi)在擬合度。整體而言，本文的結(jié)構(gòu)方程模型擬合情況良好，能夠用其結(jié)果對研究假設(shè)進行驗證。

3.2.2研究假設(shè)檢驗

在理論模型基礎(chǔ)上，運用AMOS21.0軟件得到結(jié)構(gòu)模型各變量間的路徑系數(shù)（見表5）。判斷假說是否成立主要依據(jù)路徑系數(shù)的方向（正負）和顯著性，本文6個假設(shè)

的標準化回歸系數(shù)均大于零，并在0.001的水平下顯著，說明本文假設(shè)均得到支持。

如表6所示，從直接效應來看，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿影響最大的變量是農(nóng)戶的合作能力（0.381）；對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為影響最大的變量是其參與供給的意愿（0.766），其次是農(nóng)戶的合作能力（0.143），影響最小的是農(nóng)戶的社會信任（0.108）。從間接效應來看，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為影響最大的變量是農(nóng)戶的合作能力（0292），通過農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給意愿而發(fā)揮作用。從總效應來看，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為影響最大的變量是農(nóng)戶參與供給的意愿（0.766），其次是農(nóng)戶的合作能力（0.435），影響最小的是農(nóng)戶的社會信任（0.285）。這些結(jié)論與本文理論分析結(jié)論相符。

3.3分群組的結(jié)構(gòu)方程檢驗

本文選取的多群組分析調(diào)節(jié)變量為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入和所處省份。為了找到最適配的路徑模型，多群組分析時要進行參數(shù)限制。比較分析預設(shè)模型（即對模型不做任何參數(shù)限制）、測量系數(shù)相等模型、結(jié)構(gòu)系數(shù)相等模型、結(jié)構(gòu)協(xié)方差相等模型和結(jié)構(gòu)殘差相等模型的結(jié)構(gòu)適配度，最終選擇測量系數(shù)相等模型作為多群組分析模型。多群組的CFI值和GFI值的最小值為0.901，高于0.90的標準值；RMSEA值的最大值為0.043，小于適配臨界值0.05，表明本文多群組分析模型與樣本數(shù)據(jù)有良好的適配度。多群組分析的估計結(jié)果見表7。如下：

第一，農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿的影響方面（H1，H3）。農(nóng)業(yè)收入中，不同收入水平農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿的影響均通過了檢驗，且高收入農(nóng)戶的合作能力對其參與供給意愿影響最為顯著（β=0.417，p<0.001）?？赡艿慕?/p>

釋是，農(nóng)業(yè)收入較低的農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模較小，對小農(nóng)水的依賴程度較低，其參與供給意愿程度也較低；隨著農(nóng)業(yè)收入水平的提高，農(nóng)戶對小農(nóng)水的依賴程度逐漸提高，其參與供給的意愿相應提高。五個省份中，黃河中下游省份農(nóng)戶的社會信任、合作能力對其參與供給意愿的影響略高于黃河中上游省份，其中山東農(nóng)戶的合作能力對其參與供給意愿的影響最為顯著（β=0.493，p<0.001）?？赡艿慕忉屖?，黃河中下游省份種植農(nóng)作物的比率和頻率都較黃河上游高，山東又是我國重要的糧食生產(chǎn)區(qū)，農(nóng)戶對小農(nóng)水的需求程度較高。

第二，農(nóng)戶社會信任、合作能力對其參與小農(nóng)水供給行為的影響方面（H2，H4）。農(nóng)業(yè)收入中，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶合作能力對其參與供給行為影響最為顯著（β=0.501，p<0.001）。可能的解釋是，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶有較寬松的收入，有相對充足的資金參與小農(nóng)水的供給。五個省份中，寧夏農(nóng)戶的合作能力對其參與小農(nóng)水供給行為影響最為顯著（β=0.588，p<0.001），內(nèi)蒙古次之（β=0.450，p<0.001）?？赡艿慕忉屖?，寧夏和內(nèi)蒙古人均耕地面積比其他三省多，農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)經(jīng)營過程中對小農(nóng)水的使用較為頻繁，且政府對小農(nóng)水供給的支持力度較大，因此寧夏和

內(nèi)蒙古農(nóng)戶的合作能力對其參與供給行為影響較大。此外，農(nóng)業(yè)收入中等偏上和中等偏下農(nóng)戶的社會信任對其參與供給行為的影響、寧夏和山東農(nóng)戶的社會信任對其參與供給行為的影響、陜西和河南農(nóng)戶合作能力對其參與供給行為的影響均沒有通過檢驗，有待以后進一步研究。

第三，農(nóng)戶社會信任對其合作能力的影響方面（H5）。農(nóng)業(yè)收入中，中等收入農(nóng)戶的社會信任對其合作能力的影響最為顯著（β=0.322，p<0.001），低收入的農(nóng)戶影響次之（β=0.321，p<0.001）。以中等農(nóng)業(yè)收入為起點，隨著收入的提高，農(nóng)戶的社會信任對其合作能力的影響逐漸減小，高收入農(nóng)戶影響最小（β=0.145，p<0.001）。可能的解釋是，農(nóng)業(yè)收入較低的農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模較小，在農(nóng)作物經(jīng)營過程中需要熟人之間的彼此合作，所以社會信任對其合作能力的影響較大；農(nóng)業(yè)收入較高的農(nóng)戶容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，可以用機器操作代替人工協(xié)作，社會信任對其合作能力的影響較小。五個省份中，陜西農(nóng)戶的社會信任對合作能力影響最為顯著（β=0.406，p<0.001），其次是河南和山東，而寧夏和內(nèi)蒙古影響最小?？赡艿慕忉屖牵瑢幭暮蛢?nèi)蒙古人均耕地面積較大，農(nóng)戶容易實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)營，傾向用機器代替更多的熟人協(xié)作。

第四，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿對其參與供給行為的影響方面（H6）。農(nóng)業(yè)收入中，中等偏上收入農(nóng)戶的意愿對其參與供給行為影響最為顯著（β=0.703，p<0.001），中等偏下收入農(nóng)戶次之（β=0.650，p<0.001）。五個省份中，山東農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿對其參與供給行為影響最為顯著（β=0.589，p<0.001），河南次之（β=0559，p<0.001）。這說明，當農(nóng)戶產(chǎn)生參與小農(nóng)水供給意愿時，農(nóng)業(yè)收入中等偏上和中等偏下的農(nóng)戶、山東和河南的農(nóng)戶更容易將意愿轉(zhuǎn)化為行為。

4主要結(jié)論與政策啟示

4.1主要結(jié)論

本文采用多群組結(jié)構(gòu)方程模型，以農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份為調(diào)節(jié)變量，系統(tǒng)地分析并比較了農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿和行為的影響，包括具體的作用路徑和影響程度。主要結(jié)論如下：

第一，農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿和行為均有顯著正向影響，農(nóng)戶參與供給的意愿對其參與供給行為有顯著正向影響，農(nóng)戶的社會信任對其合作能力有顯著正向影響。

第二，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿影響最大的是農(nóng)戶的合作能力，對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為影響最大的是其參與供給的意愿，其次是農(nóng)戶的合作能力，再次是農(nóng)戶的社會信任。

第三，多群組分析結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)收入水平和所處省份調(diào)節(jié)變量在不同假設(shè)路徑中的影響存在較大差異。農(nóng)業(yè)收入作為調(diào)節(jié)變量的結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)收入高的農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿更強烈，參與供給行為水平更高；產(chǎn)生參與供給意愿后，農(nóng)業(yè)收入中等偏上和中等偏下的農(nóng)戶更容易將意愿轉(zhuǎn)化為行為。省份作為調(diào)節(jié)變量的結(jié)果顯示，黃河中下游的陜西、河南和山東農(nóng)戶的社會信任和合作能力對其參與小農(nóng)水供給意愿的影響較大，河南和山東農(nóng)戶更容易將意愿轉(zhuǎn)化為行為；黃河上游的寧夏和內(nèi)蒙古農(nóng)戶的合作能力對其參與供給行為影響程度較大。

4.2政策啟示與展望

基于上述研究，可以得出以下政策啟示：第一，積極提高農(nóng)民的文化素質(zhì)，引導農(nóng)戶充分認識到參與小農(nóng)水供給的重要性和迫切性，提高農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為水平；第二，充分尊重農(nóng)戶的意愿，根據(jù)不同地區(qū)農(nóng)戶收入水平、社會信任和合作能力等實際情況，合理引導農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給；第三，充分考慮農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給的意愿和行為，調(diào)動本地的社會資源，提高小農(nóng)水供給的績效。

本研究運用SEM統(tǒng)計方法對農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給行為假設(shè)模型進行驗證，并基于農(nóng)戶的收入水平和所處省份變量進行多群組分析，得到一些有價值的微觀層次結(jié)論。但本文仍然能從其他視角進行深入研究。

（編輯：王愛萍）

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