賈 小 虎

(河南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，河南 鄭州 450002)

0 引 言

農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)在保障糧食安全、增加農(nóng)民收入、促進農(nóng)村經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展和保持社會穩(wěn)定方面發(fā)揮著重要的作用(劉石成，2011)。然而，目前我國小型農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施普遍存在投資與建設(shè)不足、歷史欠賬嚴重等問題(董宏紀 等，2008)。為改善農(nóng)業(yè)經(jīng)營環(huán)境，中央在2008-2013年的 “一號文件”中均提出要加強農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)，特別是2011年的“一號文件”明確提出要把農(nóng)田水利作為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重點任務(wù)，對水利工作進行了全面部署。農(nóng)田水利設(shè)施按照物品性質(zhì)可以分兩類，一類是純公共產(chǎn)品，如以防洪為主的水庫、大型的排澇工程、大型的灌溉工程等，這類水利設(shè)施建設(shè)由國家直接投資；另一類是地方準(zhǔn)公共產(chǎn)品，如小型水利灌溉工程，縣鄉(xiāng)政府作為受益者需在其建設(shè)中予以資金引導(dǎo)，而農(nóng)戶作為直接受益者，也應(yīng)為其建設(shè)投資投勞(劉力，2006)。

現(xiàn)有文獻圍繞農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施投資的必要性、機制、影響因素開展了大量研究。一是，農(nóng)戶投資小型農(nóng)田水利設(shè)施必要性的研究。例如，吳加寧和呂天偉(2008)認為農(nóng)民必須負擔(dān)少量資金或以勞代資，才能充分發(fā)揮農(nóng)民的建設(shè)管理積極性；董海峰等(2013)認為農(nóng)田水利工程建設(shè)的資金需求龐大，僅靠政府的財政資金投入不能滿足對小型農(nóng)田水利工程的龐大需求，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)農(nóng)戶投資投勞，參與建設(shè)小型農(nóng)田水利。Rosegrant和Ringler(2000)的調(diào)查表明發(fā)達國家政府承擔(dān)了農(nóng)田水利建設(shè)的大部分成本；而在發(fā)展中國家或不發(fā)達地區(qū)，民間機構(gòu)和農(nóng)戶承擔(dān)著較高的農(nóng)田水利建設(shè)成本。二是，農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施投資機制的研究。例如，賀雪峰和郭亮(2010)認為通過水價制度、專項獎勵基金和基本稅費制度能夠調(diào)動農(nóng)戶參與水利建設(shè)和管理的積極性；夏蓮等(2013)認為應(yīng)當(dāng)在涉農(nóng)企業(yè)的帶動下激勵農(nóng)戶私人投資，從而改善我國小型農(nóng)田水利設(shè)施供給困境；唐忠和李眾敏(2005)認為在市場經(jīng)濟條件下，農(nóng)戶可以根據(jù)水源特點分別采取股份制和參與者管理兩種方式參與農(nóng)田水利建設(shè)。三是，農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施投資影響因素的研究。例如，張寧(2007)、王廣深等(2013)、董海峰(2013)、朱紅根等(2010)通過建立Logistic模型、張建偉等(2013)通過多元線性回歸模型研究了影響農(nóng)戶投資小型農(nóng)田水利設(shè)施的影響因素，指出農(nóng)業(yè)收入占家庭純收入的比例、人均耕地面積、自然災(zāi)害對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響程度、農(nóng)戶對農(nóng)田水利工程整體狀況的評價、政府宣傳強度將對農(nóng)戶投資意愿產(chǎn)生正向影響， 而戶主年齡、受教育程度、經(jīng)營規(guī)模、資金充裕度等變量影響不顯著。此外，夏蓮等(2013)使用Multinomial Logit模型分析了涉農(nóng)企業(yè)介入對農(nóng)戶投資水利設(shè)施的影響，孔祥智和涂圣偉(2006)結(jié)合條件價值評估使用逐步回歸的Logit模型研究了影響農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)的因素。由于在短期內(nèi)上述研究變量并不會發(fā)生太大變化，而農(nóng)戶仍然要做出參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)強度的決策，影響農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利建設(shè)意愿的主觀變量在現(xiàn)有研究中尚未涉及到，本研究將從影響微觀決策者的主觀因素出發(fā)，探討提高農(nóng)戶參與意愿的途徑。

綜合現(xiàn)有文獻，本文認為農(nóng)戶受益于小型農(nóng)田水利設(shè)施，在小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)中發(fā)揮著關(guān)鍵作用，其參與意愿將對糧食生產(chǎn)和生態(tài)安全產(chǎn)生直接影響。因此，研究農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)意愿的影響因素有著重要的現(xiàn)實意義，而如何從多個緯度衡量農(nóng)戶參與意愿；影響農(nóng)戶參與意愿來源于哪些方面；如何量化不同方面對農(nóng)戶參與意愿的影響程度成為本研究要解決的關(guān)鍵問題。位于內(nèi)蒙古黃河灌區(qū)的包頭市、巴彥淖爾市采用河灌井灌相結(jié)合的方式，在小型農(nóng)田水利建設(shè)方面積累了大量的經(jīng)驗，本地區(qū)的情況總體反映了整個黃河灌區(qū)的小型農(nóng)田水利建設(shè)的一般情況，在小型農(nóng)田水利建設(shè)方面極具代表性。因此本文選取包頭市和巴彥淖爾市下屬的固陽、五原、磴口三個國家小型農(nóng)田水利建設(shè)重點縣，以計劃行為理論為基礎(chǔ)，建立結(jié)構(gòu)方程模型，從農(nóng)戶內(nèi)在心理特征角度分析其行為意愿的影響因素，為進一步推進小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)提供理論依據(jù)。

1 理論分析與研究假說

1.1 理論背景

對行為意愿的研究一直是社會科學(xué)研究的重點領(lǐng)域之一，研究人員通過大量的實證，希望建立一個受到廣泛認可的意愿分析框架來指導(dǎo)理論發(fā)展。目前，理性行為理論(Theory of Reasoned Action, TRA)，及其派生出的技術(shù)接受模型(Technology Accep tanceModel, TAM)和計劃行為理論(Theory of Planned Theory, TPB)是目前最有效，應(yīng)用最為廣泛的理論模型(王瑋，2006)。

1.2 理論分析

關(guān)于小型農(nóng)田水利設(shè)施的研究中，社會因素和外部環(huán)境在理論上會對個體參與意愿產(chǎn)生影響(王廣深等，2013)，因此本文采用發(fā)展更為成熟的計劃行為理論(如圖1所示)。本文所涉及的是TPB理論中的意愿分析部分，認為行為意愿(Behavior Intention, BI)受到行為態(tài)度(Attitude toward the Behavior, AB)、主觀規(guī)范(Subject Norm, SN)和知覺行為控制(Perceived Behavior Control，PBC)的影響，而行為意愿最終影響人們的行為(段文婷 等，2008)。

圖1 計劃行為理論Fig.1 Theory of planned behavior

1.2.1 行為態(tài)度

行為態(tài)度是個體對執(zhí)行某特定行為喜愛或不喜愛程度的評估,取決于采取此項行為后對行為主體影響的預(yù)期。當(dāng)個體認為采取某一行為將產(chǎn)生正面的效果，其對采取該行為保持積極態(tài)度，則很可能采取此項行為；相反，當(dāng)個體認為采取某一行為將產(chǎn)生負面的效果，其對采取該行為保持消極態(tài)度，采取該行為的可能性就小。因此，問卷從“價值理性”、“經(jīng)濟理性”和“生存理性”3個方面來評價農(nóng)戶對參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的行為態(tài)度。

1.2.2 主觀規(guī)范

主觀規(guī)范是指個體在決策是否執(zhí)行某特定行為時感知到的社會壓力，它反映的是重要他人或團體對個體行為決策的影響。如果個人感覺到重要他人或團體支持某一行為，那么他執(zhí)行該行為意愿的可能性就越大；如果個人感覺到重要他人或團體不支持某一行為，那么他執(zhí)行該行為意愿的可能性就越小。農(nóng)戶在進行農(nóng)田水利設(shè)施供給決策時，接觸到的外界影響因素主要來源包括家人、鄰里和朋友三個渠道，因此問卷設(shè)定了相應(yīng)的三個問題來反映農(nóng)戶主觀規(guī)范。

1.2.3 知覺行為控制

知覺行為控制是指個體感知到執(zhí)行某特定行為容易或困難的程度，它反映的是個體對促進或阻礙執(zhí)行行為因素的知覺。行為意愿不僅受到行為態(tài)度和主觀規(guī)范的影響，也受制于知覺行為控制。因此，即使個體擁有積極的行為態(tài)度和主觀規(guī)范，如果他無法控制行為，那么他也可能有較低的行為意愿。農(nóng)戶參與農(nóng)田水利過程中受到參與能力、外界支持和自然環(huán)境3個方面的影響，問卷設(shè)定了相應(yīng)的4問題來反映農(nóng)戶知覺行為控制。

1.3 研究假說

基于前面的分析，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：行為態(tài)度對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿產(chǎn)生正向影響；

假設(shè)2：主觀規(guī)范對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿產(chǎn)生正向影響；

假設(shè)3：知覺行為控制對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿產(chǎn)生正向影響。

2 數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于筆者2016年7-8月在內(nèi)蒙古自治區(qū)包頭市和巴彥淖爾市下屬的固陽、五原、磴口3個縣收集的一手調(diào)研數(shù)據(jù)。選擇這3個地區(qū)主要是考慮到3個地區(qū)均為國家小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)重點縣，且主要灌溉方式不同。調(diào)研采用一對一訪談的方式，共發(fā)放調(diào)研問卷360份，在剔除漏答關(guān)鍵信息和回答信息矛盾錯誤等問卷后得到的有效問卷為349份，有效率96.94%。調(diào)查對象的基本特征如表1所示，受訪農(nóng)民性別比例大致各半，年齡結(jié)構(gòu)能夠代表調(diào)研區(qū)域務(wù)農(nóng)勞動力實際情況，文化程度不高；由于耕地資源豐富，約70%的家庭沒有成員外出務(wù)工，并有超過50%的家庭來自農(nóng)業(yè)的收入占總收入的60%以上?？傮w來看，調(diào)查樣本能夠反映小型農(nóng)田水利設(shè)施依賴區(qū)農(nóng)戶的基本特征，具有很好的代表性。

表1 相關(guān)變量描述性統(tǒng)計Tab.1 Descriptive statistics of related variables

2.2 模型構(gòu)建

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model，SEM)能夠綜合研究因子關(guān)系和路徑關(guān)系，清晰反映單項指標(biāo)對總體的作用和單項指標(biāo)間的相互關(guān)系，很適合驗證上述3個假設(shè)。根據(jù)模型假設(shè)，設(shè)定行為意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制為潛變量；潛變量對應(yīng)的觀測指標(biāo)依次為：投資農(nóng)田水利設(shè)施是必要的X1、投資農(nóng)田水利設(shè)施能夠增加家庭收入X2、投資農(nóng)田水利設(shè)施能夠保障糧食生產(chǎn)X3、投資農(nóng)田水利設(shè)施能夠改善生活環(huán)境X4、投資農(nóng)田水利設(shè)施能夠減少貧困X5、我們家人支持出資出力改善農(nóng)田水利設(shè)施X6、鄰里認為有必要出資出力改善農(nóng)田水利設(shè)施X7、我的朋友認為有必要出資出力改善農(nóng)田水利設(shè)施X8、身體或資金條件允許我參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)X9、政府有能力組織村民進行農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)X10、我們村有條件建設(shè)小型農(nóng)田水利設(shè)施X11、自然災(zāi)害需要我們進行農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)X12、農(nóng)田水利設(shè)施的改善對家庭重要X13、我愿意為改善農(nóng)田水利設(shè)施出資出力X14、我會建議鄰里為改善農(nóng)田水利設(shè)施出資出力X15。因此，使用SEM建立的理論模型如圖2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型Fig.2 Structural equation model

3 模型檢驗及數(shù)據(jù)分析

3.1 觀測變量相關(guān)性分析

表2給出了觀測變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，從表2可以看出衡量行為態(tài)度的價值理性(X1)、經(jīng)濟理性(X2～X3)、價值理性(X4～X5)之間有較強的相關(guān)性；衡量主觀規(guī)范的家人意見(X6)、鄰里意見(X7)、朋友意見(X8)之間有較強的相關(guān)性；衡量知覺行為控制的參與能力(X9)、外界支持(X10～X11)、自然環(huán)境(X12)之間有較強的相關(guān)性，這表明衡量行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3個潛變量的觀測變量均具有較好的共變性，這符合結(jié)構(gòu)方程模型對觀測變量的基本要求，下面將通過驗證性因子分析來進一步闡述觀測變量的測量效度。

3.2 驗證性因子分析

為檢驗潛變量的效度，使用SPSS21.0軟件對15個觀測指標(biāo)進行探索性因子分析(見表3)。表3是通過方差最大化輸出的旋轉(zhuǎn)后因子載荷，共提取4個公因子，且公因子在每個變量的載荷出現(xiàn)了極化現(xiàn)象。對照TPB框架，每一個潛變量都是可識別的，對應(yīng)探索性因子分析中的公因子。進一步對四組變量分別進行驗證性因子分析，每組變量均抽取單一因子。得到每一個因子在變量上的負荷均高于0.70，解釋的總方差為72.3%～89.4%，說明每一個因子所包含的變量內(nèi)部一致性較好，適宜做結(jié)構(gòu)方程分析。

表2 觀測變量相關(guān)系數(shù)矩陣Tab.2 Correlation coefficient matrix of observed variables

表3 旋轉(zhuǎn)后因子載荷矩陣Tab.3 Rotational factor load matrix

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型

使用AMOS21.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析，得到的結(jié)果如表4所示。表4中所有觀測的t檢驗值(Critical Ratio,CR)都在2以上，在0.01的檢驗水平下顯著，說明SEM的結(jié)構(gòu)部分和測量部分都通過了假設(shè)檢驗。模型整體的擬合優(yōu)度可以通過3個方面的指標(biāo)進行衡量：絕對擬合指數(shù)卡方值103.59(伴隨概率為0.72>0.5)，GFI為0.95>0.90，RMSEA為0.011<0.05；相對擬合指數(shù)CFI為0.985>0.90，IFI為0.987>0.90，NFI為0.982>0.90；簡約擬合指數(shù)PNFI為0.99>0.90，PGFI為0.99>0.90。從模型整體擬合評價結(jié)果來看，各指標(biāo)值都能夠達到適配標(biāo)準(zhǔn)，表明模型整體擬合情況較好。

表4 路徑/載荷系數(shù)估計結(jié)果Tab.4 Path/load factor estimation results

結(jié)構(gòu)方程模型驗證了前文提出的研究假設(shè)，這與以往行為學(xué)相關(guān)研究一致。行為態(tài)度對行為意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.546，主觀規(guī)范對行為意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.309，知覺行為控制對行為意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.159，均為正向影響，且通過了1‰的顯著性檢驗。對行為意愿的影響程度從大到小依次為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制，即農(nóng)戶對小型農(nóng)田水利設(shè)施的投資意愿更多的從個人理性層面出發(fā)進行決策。

對表4中行為態(tài)度的因子載荷系數(shù)進行分析，經(jīng)濟理性的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷(0.860、0.850)最高，其次為價值理性(0.850)和生存理性(0.840、0.744)，均表現(xiàn)為正向關(guān)系，且通過了0.1%的顯著性檢驗。說明農(nóng)戶決策過程是建立在小型農(nóng)田水利設(shè)施發(fā)揮的提高農(nóng)業(yè)收益的基礎(chǔ)上，相對于小型農(nóng)田水利設(shè)施改善帶來的心理滿足感和經(jīng)濟價值，農(nóng)戶較少關(guān)注生態(tài)環(huán)境的改善。當(dāng)?shù)馗珊瞪儆?、年蒸發(fā)量巨大，亟須通過小型農(nóng)田水利設(shè)施發(fā)揮作用，確保作物產(chǎn)量。而對于水利設(shè)施發(fā)揮的生態(tài)功能，農(nóng)戶尚未有很好的認知，主要是由于農(nóng)戶收入水平較低、政府對水利設(shè)施功能的宣傳也更注重其發(fā)揮的經(jīng)濟效益。

主觀規(guī)范因子中，鄰里意見標(biāo)準(zhǔn)因子載荷最高(0.834)，其次為家人的意見(0.826)，再次為朋友的意見(0.784)，這與小型農(nóng)田水利設(shè)施的公共性相一致。農(nóng)戶在決策過程中更多地考慮了村民之間的交流與合作，避免水利設(shè)施和水資源使用中的“搭便車”行為。調(diào)研地未建立起水利設(shè)施使用付費機制，而是依靠村民的自律為老舊水利設(shè)施籌資籌勞，因而農(nóng)戶對鄰里的意見非常關(guān)切，希望和大多數(shù)人能夠達成共識。

知覺行為控制因子中，外界支持的因子載荷最高(0.903,0.955)，說明提高農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)積極性的關(guān)鍵在于創(chuàng)造一個良好的環(huán)境，讓農(nóng)戶充分意識到政府提供的政策、設(shè)施等支持，消除體制上的障礙，提高農(nóng)戶參與建設(shè)的預(yù)期效果；參與能力(0.689)體現(xiàn)了農(nóng)戶的身體狀況和資金狀況越好，越傾向于投資小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)；自然環(huán)境(0.262)的因子載荷最低，說明農(nóng)戶在參與過程中更加看重水利設(shè)施建設(shè)中政府和自身發(fā)揮的作用，較少考慮水利設(shè)施應(yīng)對自然災(zāi)害方面的能力。這是由于現(xiàn)有農(nóng)田水利設(shè)施普遍存在設(shè)施老化、年久失修，農(nóng)戶急需通過有效的組織，做好水源、骨干工程和田間工程配套建設(shè)，充分發(fā)揮工程效益。

表5 觀測變量對行為意愿的總體效應(yīng)Tab.5 The total effect of observational variables onbehavioral intention

對各觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)按從大到小的順序依次排序，進一步分析各觀測變量對行為意愿的總體效應(yīng)，如表5所示。可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟理性X2～X3對行為意愿的影響程度最大，其次分別為價值理性X1、生存理性X4～X5、家人意見X6、鄰里意見X7、朋友意見X8、外界支持X10～X11、參與能力X9，自然環(huán)境X12。從觀測變量影響程度的排序來看，個體的行為態(tài)度傾向尤其是個體經(jīng)濟利益判斷對行為意愿的影響最重要；個體面臨的主觀規(guī)范尤其是家人的支持程度對其行為意愿的影響比較重要；個體的知覺行為控制力尤其是面臨的不可抗力客觀自然環(huán)境因素對行為意愿的影響最不重要。

表6 潛變量的路徑系數(shù)估計結(jié)果Tab.6 Estimation of path coefficients of latent variables

對行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制之間的相關(guān)性進一步分析，表6給出了作為自變量的潛變量的協(xié)方差估計結(jié)果，從表6可以看出，行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制除了可以直接影響行為意愿，同時還可以以彼此為中介對行為意愿進行影響，且所有的中介效應(yīng)均為顯著正向作用，其中作用強度最大的中介效應(yīng)路徑為“行為態(tài)度-主觀規(guī)范-行為意愿”以及“主觀規(guī)范-行為態(tài)度-行為意愿”(路徑系數(shù)為0.478)。再者，知覺行為控制也顯著的通過行為態(tài)度、主觀規(guī)范對行為意愿產(chǎn)生間接影響(路徑系數(shù)分別為0.112和0.121)。以上分析表明，農(nóng)戶個體行為態(tài)度、主觀規(guī)范與知覺行為控制具有共變性與相關(guān)性，其參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的態(tài)度、主觀規(guī)范與能力是協(xié)同變化的，其中農(nóng)戶參與行為態(tài)度的改觀能夠有效提升其主觀規(guī)范積極性與知覺行為控制能力，并最終提高其參與意愿；同時，農(nóng)戶參與能力、獲得外界支持等知覺行為控制能力的提升也能夠改善其行為態(tài)度與主觀規(guī)范，協(xié)同提高其參與意愿。

4 結(jié) 語

本文從行為意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制四個因子出發(fā)，研究了15個觀測變量之間存在的結(jié)構(gòu)關(guān)系，研究得出以下結(jié)論：①通過結(jié)構(gòu)方程模型驗證了計劃行為理論在農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)中具有很強的適用性，驗證了行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對行為意愿的正向相關(guān)關(guān)系，農(nóng)戶參與態(tài)度對參與意愿的影響程度最大，其次為主觀規(guī)范和知覺行為控制。②農(nóng)戶參與態(tài)度受到個人對小型農(nóng)田水利設(shè)施帶來的經(jīng)濟效益的認知影響較大，較少考慮水利設(shè)施發(fā)揮的生態(tài)環(huán)境的改善作用；為了避免產(chǎn)生水利設(shè)施使用過程中的“搭便車”行為，主觀規(guī)范因子表明決策過程中農(nóng)戶對鄰里、家人、朋友的關(guān)注程度依次遞減；農(nóng)戶感知參與困難程度主要來源于外界支持和個人能力。

本文從農(nóng)戶心理視角實證分析了農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的意愿，基于本文的研究結(jié)論，從農(nóng)戶心理立場出發(fā)，提出以下思考以供討論：①建設(shè)小型農(nóng)田水利設(shè)施首先要解決農(nóng)戶普遍關(guān)心的個人收益問題。目前農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施改善帶來的效益認知不夠全面，政府應(yīng)不僅要宣傳農(nóng)田水利設(shè)施帶來的經(jīng)濟效益增長，還要培養(yǎng)農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施生態(tài)功能的認知。在調(diào)研中，我們發(fā)現(xiàn)部分農(nóng)戶對水利設(shè)施建成后的分水問題、水價問題存在一定的疑慮，因此農(nóng)田水利設(shè)施的完善需要后續(xù)公共政策提供相應(yīng)的保障，提高農(nóng)戶對水利設(shè)施投資收益的認知。②發(fā)揮基層政府對農(nóng)戶的引導(dǎo)作用，并提供信息、技術(shù)等方面的支持，通過積極的示范效應(yīng)，帶動農(nóng)戶參與到農(nóng)田水利建設(shè)中。村民在建設(shè)農(nóng)田水利中達成共識的一種默契環(huán)境，是影響意愿的關(guān)鍵。因此基層政府需要營造出農(nóng)田水利建設(shè)的積極環(huán)境，通過建立農(nóng)田水利協(xié)會開展試點工作，從而增強農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的信心。③在增強政府投入的同時，建立水利資源使用的利益協(xié)調(diào)機制，如付費機制和股份合作機制，減少建設(shè)過程中的“搭便車”心理。通過有效的制度約束，消除農(nóng)戶在水利設(shè)施建設(shè)中的后顧之憂，形成水利建設(shè)資金投入和回報的良性互動。

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