羅芳　陳池波

摘要：小型農(nóng)田水利設(shè)施是典型的公共池塘資源，其自主治理績效是降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本的重要環(huán)節(jié)，決定著農(nóng)戶的灌溉需求能否得到滿足。小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效與群體異質(zhì)性、用水者規(guī)模等制度安排的關(guān)系密切。根據(jù)湖北省105個自然村1 549戶農(nóng)戶的分層隨機抽樣數(shù)據(jù)，在對變量進行標準化和主成分因子分析的基礎(chǔ)上，利用用水者規(guī)模門檻回歸模型分析群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的相關(guān)性。結(jié)果表明，小規(guī)模村落的小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效與群體異質(zhì)性正相關(guān)，中等規(guī)模村落兩者的關(guān)系不顯著，大規(guī)模村落兩者負相關(guān)。因此，群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效呈倒“U”形關(guān)系。進而得出相應(yīng)的政策啟示，即小規(guī)模村落應(yīng)加速土地流轉(zhuǎn)以及新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體在作出決策時須采取集中決策的方式，大規(guī)模村落應(yīng)組建農(nóng)戶用水戶協(xié)會和農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社等民間組織，并實行多中心協(xié)商的決策機制。

關(guān)鍵詞：小型農(nóng)田水利;自主治理;群體異質(zhì)性;用水者規(guī)模;主成分因子分析;門檻模型

中圖分類號： S27文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2019）18-0318-07

收稿日期：2018-05-19

基金項目：國家社會科學(xué)基金重點項目（編號：15AJY014）;湖北技術(shù)創(chuàng)新軟科學(xué)研究類項目（編號：2017ADC083）。

作者簡介：羅?芳（1968—），女，湖南安鄉(xiāng)人，博士，教授，主要從事農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與農(nóng)民福祉研究。E-mail：luofang68@qq.com。

通信作者：陳池波，博士，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理研究。E-mail：chibo@aliyun.com。

公共池塘資源是一種公共資源，整體資源系統(tǒng)被人們共同享有，而資源單位卻被個別占有和使用。在這種資源環(huán)境下，個人理性可能導(dǎo)致資源利用擁擠或退化[1]。凡是屬于最多數(shù)人的公共資源常常是受到最少數(shù)人關(guān)心的事物[2]，直到Ostrom等提出公共池塘資源自主治理理論[3]，它才引起學(xué)界的關(guān)注。如何實現(xiàn)有效的公共池塘資源自主治理，是一個學(xué)界和政界都在求解的世界難題。從瑞士托拜爾高山草場和森林的村民自主治理，日本平野莊、中生莊、良木家莊公共土地的村莊管理，到韋爾塔的灌溉制度[1]，無一不體現(xiàn)了各國在公共池塘資源自主治理之路上的探索。中國鄉(xiāng)村社會也經(jīng)歷了村莊治理的演變，從新中國成立前的縣政紳治到現(xiàn)在的基層群眾自治以及表現(xiàn)在農(nóng)田灌溉方面的小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理，都凝結(jié)著村民的集體智慧，體現(xiàn)了村民的集體理性行動。小型農(nóng)田水利設(shè)施是指灌溉面積667 hm2、排澇面積2 000 hm2、庫容10萬m3、渠道流量1 m3/s以下的小型農(nóng)田水利建設(shè)工程，包括塘堰、水窖、機電井、灌排泵站、引排水閘、渠溝建筑物等[4]。作為一種典型的公共池塘資源[5-6]，小型農(nóng)田水利設(shè)施具有公益性和民本性的特點[7]，被稱為農(nóng)田水利工程的“最后一公里”，在整個灌溉體系中至關(guān)重要，但卻未受到足夠的重視。小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)、管護都須要投入大量的資金和人力，由于其受益覆蓋面小，相關(guān)費用必須由地方政府承擔(dān)，這給原本捉襟見肘的地方財政又增添了一重壓力。另外，小型農(nóng)田水利設(shè)施因成本與收益不成比例而不具備市場化經(jīng)營條件，導(dǎo)致“重建輕管”現(xiàn)象的發(fā)生[8]，進而導(dǎo)致設(shè)施損毀老化、完好率低成為常態(tài)。為扭轉(zhuǎn)這種小型農(nóng)田水利設(shè)施不符合農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展要求的局面，20世紀90年代，中國在世界銀行等國際組織的協(xié)助下，開始嘗試以農(nóng)戶加入用水者協(xié)會的形式進行自主治理。但是，這個在國際上被許多國家的成功案例證明是行之有效的民間組織在中國卻“水土不服”，沒有達到預(yù)期的效果[9]。因此，評估中國小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效，尋找適合本土的自主治理模式，對于充分發(fā)揮基層自治的制度優(yōu)勢，改進和完善相關(guān)制度安排，抑制小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理過程中的“小農(nóng)意識”和“內(nèi)卷化”思維[10]，提高治理績效具有重要的現(xiàn)實意義。本研究從用水者規(guī)模視角，利用門檻回歸模型分析群體異質(zhì)性對小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的影響。

1?基于文獻梳理和相關(guān)理論提出理論假說

社會實踐中的相關(guān)制度安排往往須要考慮現(xiàn)實問題的諸多方面，這些現(xiàn)實問題涵蓋自然、社會、經(jīng)濟、文化等領(lǐng)域，包括資源稟賦特征、社會文化背景、資源使用者特性和規(guī)模及其組織形式、資源管理模式等[11]。厘清這些對象屬性與公共池塘資源自主治理績效之間的關(guān)系對于具體制度安排具有重要意義。目前，在制度安排的研究中，群體規(guī)模和群體異質(zhì)性是最具爭議的屬性，它們與公共池塘資源自主治理績效之間的關(guān)系成為關(guān)注的焦點[12]。由于研究視角、方法的差異，學(xué)者們得出的結(jié)論、所持觀點各不相同。

對于群體規(guī)模與公共池塘資源自主治理績效之間的關(guān)系，傳統(tǒng)的群體規(guī)模悖論指出，公共池塘資源供給隨著群體規(guī)模擴大而減少，群體規(guī)模越小，自主治理越有效[13]。由于群體規(guī)模小，互動交流的機會增多，頻繁的交流建立起聲譽，互動形成了對未來合作行為的預(yù)期;且頻繁交流有利于互相監(jiān)督。因此，較小的群體規(guī)模能增強彼此間的信任。除了建立信任能促使小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理更有效外，群體規(guī)模還能影響預(yù)期以及策略。個體愿意作出貢獻，是因為他們認為自己的付出會帶來改變，即使收益由所有成員共享。如果個體貢獻不能對自主治理帶來明顯的改變，那么個體貢獻的動機消失。個體貢獻的顯著性與自主治理方式[14]或生產(chǎn)函數(shù)[15]有關(guān)。在貢獻集合體中，個體貢獻不會帶來變化的感知隨著群體規(guī)模的增大而增強。另外，試圖避免在社會交往中的背叛行為受到懲罰有助于促進合作[16]。隨著群體規(guī)模擴大，未來受到懲罰威脅的有效性降低。另外，交易成本隨群體規(guī)模增加而增加，進而提高自主治理成本[13]。但是，后續(xù)研究卻提出了不同的看法，有研究認為，群體規(guī)模對自主治理績效的影響沒有傳統(tǒng)觀點提出的那么嚴重。Sandler等將收入效應(yīng)納入自主治理績效，分析得出截然不同的結(jié)論[14，17-18]。Chamberlin的正規(guī)模型證明，即使一般公共池塘資源的個體貢獻減小，公共池塘資源的供給也隨群體規(guī)模的增大而增加[18]。理論和實證研究都表明，群體規(guī)模擴大、個體貢獻減少均可使公共池塘資源供給增加，該事實已是多數(shù)人的共識[19]。Esteban等利用正規(guī)模型闡述了最優(yōu)公共池塘資源供給水平[20]。在個體貢獻的邊際成本遞增以及作為公共和私人屬性混合體的公共池塘資源供給具有群體競爭性的假設(shè)前提下，較大的群體規(guī)模能夠獲得更高水平的公共池塘資源供給，群體自主治理績效與其規(guī)模正相關(guān)。Oliver等對上述2類不同觀點給出的解釋是，群體規(guī)模對公共池塘資源供給的影響取決于成本，如果公共池塘資源的成本隨共享成員的數(shù)量增加而增加，那么群體規(guī)模越大，集體行動越不頻繁;如果公共池塘資源的成本幾乎不隨群體規(guī)模變化，那么群體規(guī)模越大，集體行動越頻繁，因為規(guī)模較大的群體擁有更多的資源和關(guān)鍵群體（對公共池塘資源供給感興趣且擁有豐富資源的成員）[21]。Brunner等則指出，Olson等預(yù)期的公共池塘資源供給與群體規(guī)模的反向關(guān)系[13]只有在個體努力彈性為[0，1），且公共池塘資源無公共屬性時才成立[22]。

群體異質(zhì)性與公共池塘資源自主治理績效之間的關(guān)系研究也沒有形成共識。群體異質(zhì)性是指在一個以地域或社會階層劃分的利益集團中，成員在社會地位和聲望、權(quán)利稟賦、財富稟賦、收益分配、受教育程度等方面存在的不平等或差異[11]。群體異質(zhì)性產(chǎn)生的原因是多方面的，如種族、宗教或其他文化差異以及個體間經(jīng)濟利益差異等[23]，主要類型包括稟賦異質(zhì)性、政治異質(zhì)性、財富與權(quán)利異質(zhì)性、文化異質(zhì)性、經(jīng)濟利益異質(zhì)性等[24]。群體異質(zhì)性的影響研究分為兩個方面，即理論研究和案例研究，它們提出相互對立的觀點;前者認為，異質(zhì)性有利于公共池塘資源供給（稱為“奧爾森效應(yīng)”），后者的主張則相反。以O(shè)lson等為代表的理論研究提出，在一個群體中異質(zhì)性越明顯，即群體成員從公共池塘資源中獲益差異越大，該資源供給的可能性越大，因為單個成員從公共池塘資源中的獲益越多，其收益占總收益的份額越大，會更重視公共池塘資源的供給，甚至有可能會愿意承擔(dān)全部成本[13，25]。單個村民提供公共池塘資源惠及其他村民，在這種情況下，他會內(nèi)部化他所提供的那部分資源[26]，獲益較小的其他村民“搭便車”[27]。如果公共治理初期投入了大量的固定成本，則奧爾森效應(yīng)明顯[28]。集體行動的收益是努力程度的非凸性函數(shù)，總努力程度有一個門檻值，超過該值之后，群體利益會隨著努力程度的增大而增長[29]。與理論研究不同，案例研究主張群體異質(zhì)性不利于公共池塘資源的供給。Easter等通過對Tamil Nadu10個池塘灌溉群體的考察發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的農(nóng)地規(guī)模變化即農(nóng)地規(guī)模異質(zhì)性越小，越容易組建用水者協(xié)會（WUAs）[30]。Varughese等通過對尼泊爾村莊森林利用的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，財富異質(zhì)性與集體行動存在負相關(guān)關(guān)系[31]。還有學(xué)者利用數(shù)學(xué)模型模擬了異質(zhì)性對公共池塘資源治理績效的不利影響。Lu用參與者數(shù)量代表集體行動成功的概率，通過數(shù)學(xué)模型模擬效用異質(zhì)性和成本異質(zhì)性發(fā)現(xiàn)，2種異質(zhì)性均導(dǎo)致參與者數(shù)量的減少以及參與者數(shù)量的標準差增加，說明群體異質(zhì)性使集體行動成功的概率下降[32]。上述2類截然相反的觀點表明，群體異質(zhì)性與公共池塘治理績效之間的關(guān)系實際上是模糊不清的[29]，Bardhan從收益分配異質(zhì)性視角給出的解釋是，一方面，分配極端不平均有利于公共池塘資源的供給，因為主要獲益者存在提供公共資源的動機，即便其他人“搭便車”，這就是奧爾森效應(yīng);另一方面，在生產(chǎn)函數(shù)嚴格凹性的假設(shè)下，分配平均有助于公共池塘資源供，最終凈效應(yīng)取決于這2種相反效應(yīng)互相抵消的結(jié)果[33]。鑒于群體異質(zhì)性與公共池塘治理績效之間模糊不清的關(guān)系，在收益與努力程度存在正線性關(guān)系以及沒有正式規(guī)則約束資源使用者的假定下，Dayton-Johnson等提出了折中的第3類觀點，即認為群體異質(zhì)性與公共池塘治理績效的關(guān)系曲線呈“U”形，他們的研究結(jié)果顯示，社區(qū)的收益分配越平等，資源保護水平越高;若社區(qū)成員的收益水平低于某確定的閾值，不論其他成員采取什么行動，他都不會主動保護資源;當(dāng)其收益水平超過該閾值后，在其他人保護資源的前提下，他會采取保護資源的行動[34]。

已有研究用理論與實證方法分析了公共池塘資源自主治理績效與群體規(guī)模以及異質(zhì)性之間的關(guān)系，深刻闡釋了各國公共池塘資源自主治理的機制，這為世界公共事物治理實踐提供了有益的參考。但已有研究仍有不盡完善之處，有待改進，其中最突出的問題是學(xué)者們大多分別討論群體規(guī)模、群體異質(zhì)性對公共池塘資源自主治理績效的影響，而現(xiàn)實中兩者是相互交融作用于公共池塘資源自主治理的[35]。因此，本研究考慮群體規(guī)模與群體異質(zhì)性對公共池塘資源即小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的聯(lián)合影響（圖1），不人為地割裂兩者的作用[12]，這有利于準確了解小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的影響因素，進而提出更具針對性和實用性的效率改進方案。

小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理須要依靠集體行動。Oliver等的“關(guān)鍵群體”理論指出，集體行動通常取決于行動異于普通成員的“關(guān)鍵群體”[36-37]。關(guān)鍵群體為其他沒有作出任何貢獻的成員提供一定數(shù)量的公共物品或支付初始成本，廣泛地帶動集體行動， 在組織各類集體行動中發(fā)揮著非常重要的作用。集體行動有賴于關(guān)鍵群體的發(fā)展，當(dāng)大多數(shù)人在集體行動中幾乎不作任何貢獻時，關(guān)鍵群體中的少數(shù)人選擇作出較大貢獻。這些少數(shù)的貢獻遠遠超出平均水平。因此，總體異質(zhì)性，尤其是這些特殊個體的數(shù)量及其異常行為是預(yù)測集體行動可能性、開展程度、最終效果的關(guān)鍵。另外，群體異質(zhì)性與群體規(guī)模存在正相關(guān)關(guān)系。由于1個新成員會在1個或多個維度上增加多樣性，異質(zhì)性增長的速度可能比群體規(guī)模膨脹的速度快[12]。

因此，基于群體異質(zhì)性與規(guī)模正相關(guān)關(guān)系以及“關(guān)鍵群體”理論提出理論假說：群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的相關(guān)性隨用水者規(guī)模變化而變化。當(dāng)用水者規(guī)模較小時，隨著群體異質(zhì)性變大，關(guān)鍵群體的作用顯得突出而重要，越有可能激勵他們?yōu)樾⌒娃r(nóng)田水利設(shè)施的自主治理作出更多的貢獻，相應(yīng)地，他們從自主治理中獲得的收益份額也會增大，即便部分收益被其他沒有作出任何貢獻或所作貢獻遠不及其所獲收益的普通成員獲得[28]。因此，概括而言，當(dāng)用水者規(guī)模較小時，群體異質(zhì)性有助于提高小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效。當(dāng)用水者規(guī)模較大時，隨著群體異質(zhì)性變大，關(guān)鍵群體的作用有2種情形，一方面，異質(zhì)性能夠突顯關(guān)鍵群體的重要性，激勵其為小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理作出更多的貢獻[14，26];另一方面，由于群體規(guī)模越大，群體異質(zhì)性越大，降低了關(guān)鍵群體的地位和影響力，消解了他們?yōu)楸镜貐^(qū)小型農(nóng)田水利建設(shè)多作貢獻的積極性[30-31]，消解作用與群體異質(zhì)性正相關(guān)[12]。因此，當(dāng)用水者規(guī)模較大時，群體異質(zhì)的作用取決于這2股相反力量相互抵消的結(jié)果。

2?數(shù)據(jù)采集與變量選擇

2.1?數(shù)據(jù)采集和變量的描述性統(tǒng)計

根據(jù)研究目標及設(shè)計方案，本研究調(diào)查了湖北省村級農(nóng)田水利設(shè)施管理和農(nóng)戶進行小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理2個層級的相關(guān)數(shù)據(jù)。由于灌溉水系的連通性和分布結(jié)構(gòu)在很大程度上受自然地理環(huán)境的影響，因此，為適應(yīng)河流流域分布特征，選擇自然村為樣本村落觀察對象。數(shù)據(jù)采集于2018年4月，采用焦點群體訪談和問卷調(diào)查2種調(diào)查方式。樣本采用分層隨機抽樣方法獲得。首先，將湖北省的自然村落按人口數(shù)量排序，再三等分，將村落劃分為大規(guī)模、中等規(guī)模、小規(guī)模3個等級，在每個人口規(guī)模等級中隨機抽取35個自然村，然后在這105個樣本村中采集農(nóng)戶數(shù)據(jù)。其次，將每個樣本村的農(nóng)戶按人均純收入排序，再三等分，將農(nóng)戶劃分為高收入、中等收入、低收入3個等級，在每個收入等級中隨機抽取5戶農(nóng)戶。農(nóng)戶調(diào)查問卷共發(fā)放1 575份，剔除無效或不完全問卷，收回有效問卷1 549份，有效率為98.3%。

2.2?變量選擇及測量

2.2.1?因變量

小型農(nóng)田水利設(shè)施具有非排他性和競爭性，是典型的公共池塘資源，用水者共同擁有整個水利灌溉系統(tǒng)，但是單個用戶分別占用資源單位，如灌溉水量等[38]。根據(jù)小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理的屬性特征[39]，選擇水利設(shè)施完好程度（y1）、灌溉及時性（y2）、灌溉高峰期供水保障能力（y3）、用水糾紛發(fā)生頻率（y4）、用水糾紛調(diào)解情況（y5）、偷水現(xiàn)象（y6）等6個指標作為小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效指標（表1）。首先對這6個績效指標進行相關(guān)性分析，結(jié)果見表2。本研究采用統(tǒng)計軟件Stata 14進行實證分析。由表2可知，y1、y2、y3之間相關(guān)度較高，y4、y5、y6之間相關(guān)度較高，因此，利用主成分因子分析方法降維。雖然由于y1～y6都用李克特（Likert）五點量表表示，績效隨賦值增大而升高，不存在量綱和數(shù)量級差異，不必對其標準化，但是考慮到因變量、解釋變量、控制變量的單位不同，為便于對比分析自主治理績效的影響因素[40]，對所有數(shù)據(jù)（含y1～y6）都進行標準化處理，再檢驗y1～y6數(shù)據(jù)是否適合因子分析。KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）檢驗值為0.73，說明可以進行因子分析。

由表3可知，前2個主成分因子具有大于1的特征值，且這2個因子解釋了6個變量組合方差的85.5%。根據(jù)灌溉系統(tǒng)治理面臨的供給維度和占用維度問題理論[5]，供給績效和秩序（占用）績效可利用這2個因子來代表[39]。保留2個主成分因子的正交旋轉(zhuǎn)載荷見表4。

由表4可知，y1～y3與因子1高度相關(guān)，y4～y6與因子2高度相關(guān)。因此，選擇因子1作為因變量Y1（供給績效），因子2作為因變量Y2（秩序績效），利用Stata軟件計算105個樣本村因子1、因子2的得分，即求得Y1、Y2的觀察值。再以表3中因子1、因子2的方差貢獻率占比為權(quán)重計算總績效指標Y，即Y=（0.504Y1+0.351Y2）/（0.504+0.351）=0.589Y1+0.411Y2。

2.2.2?門檻變量

本研究使用自然村用水戶規(guī)模（SIZE）作為小型農(nóng)田水利自主治理的門檻變量。在所調(diào)查的樣本村落中，農(nóng)戶均以投資或投勞的方式直接參與本村小型農(nóng)田水利設(shè)施的管護。另外，農(nóng)戶繳納的農(nóng)田灌溉水費被用于農(nóng)田水利部門或機構(gòu)工作人員的薪酬發(fā)放或水利設(shè)施建設(shè)等，因此，繳納水費可視作農(nóng)戶間接參與小型農(nóng)田水利設(shè)施的治理[39]。

2.2.3?解釋變量

自然村落內(nèi)農(nóng)戶群體異質(zhì)性對小型農(nóng)田水利自主治理績效的影響是本研究聚焦的主要問題。根據(jù)群體異質(zhì)性的定義（群體中的成員在經(jīng)濟、社會、文化和其他維度存在的差異）[41]，從耕地面積、水田占比、種植結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)勞動力、農(nóng)業(yè)純收入、社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、宗族勢力、宗教信仰、教育（x1～x10）等10個方面測度農(nóng)戶異質(zhì)性（表1）。標準化的解釋變量（x1～x10）取每個樣本村落內(nèi)15戶樣本農(nóng)戶（因存在無效問卷，少數(shù)村落的樣本農(nóng)戶低于15戶）的標準差或用Blau指數(shù)計算。首先，檢驗x1～x10的相關(guān)性。結(jié)果顯示，x1～x5之間、x6～x9之間的Pearson相關(guān)系數(shù)都大于0.5，且在5%水平上顯著。因此，為了避免解釋變量之間的多重共線性，須利用因子分析降維。再檢驗數(shù)據(jù)是否適合因子分析。KMO檢驗值為0.79，說明可以進行因子分析。采用主成分因子分析方法進行分析，結(jié)果（表5）顯示，前3個主成分因子具有大于1的特征值，且這3個因子解釋了10個變量組合方差累計貢獻率的85.9%。根據(jù)群體異質(zhì)類型的劃分[41]，這3個因子可分別用來表示經(jīng)濟維度、社會維度、其他維度的異質(zhì)性[39]，保留這3個主成分因子的正交旋轉(zhuǎn)載荷見表6。

由表6可知， x1～x5與因子1高度相關(guān)，x6～x9與因子2X2、X3的觀察值。再以表5中因子1（X1）、因子2（X2）、因子3（X3）的方差貢獻率占比為權(quán)重計算總異質(zhì)性X，即X=（0.465X1+0.256X2+0.138X3）/（0.465+0.256+0.138）=0.541X1+0.298X2+0.161X3。

3?模型設(shè)定

根據(jù)“1”節(jié)中的文獻綜述及理論假設(shè)，群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效可能因用水者規(guī)模的不同而呈現(xiàn)非線性關(guān)系。為避免人為劃分規(guī)?？赡軒淼恼`差，采用門檻回歸模型進行實證分析。門檻回歸模型最初由Hansen提出[42]，以下分別介紹單一門檻模型和雙重門檻模型[43]。

單一門檻模型設(shè)定如下

Yi（Y1i，Y2i）=αX′iI（SIZEi≤γ）+βX′iI（SIZEi>γ）+θx′i+μi。（1）

式中：角標i表示樣本村;因變量Y（Y1，Y2）分別表示總績效（Y）、供給績效（Y1）、秩序績效（Y2）;α、β、θ表示待估參數(shù)行向量;X′表示解釋變量列向量，包括經(jīng)濟維度異質(zhì)性（X1）、社會維度異質(zhì)性（X2）、其他維度異質(zhì)性（X3）;SIZE表示門檻變量用水戶規(guī)模;γ表示門檻值;I（·）表示指標函數(shù);x′表示控制變量列向量，包括地形地貌特征（x11）、灌溉規(guī)范化程度（x12）、農(nóng)戶組織化程度（x13）;μ表示誤差項。

雙重門檻模型設(shè)定如下

Yi（Y1i，Y2i）=αX′iI（SIZEi≤γ1）+βX′iI（γ1γ2）+θx′i+εi。（2）

式中：δ表示待估參數(shù)行向量;γ1、γ2表示門檻值;ε表示誤差項;其他符號解釋同公式（1）。

4?回歸結(jié)果分析

首先，須要確定門檻的個數(shù)，以便進一步確定模型的形式。依次在不存在門檻效應(yīng)、單一門檻、雙重門檻、三重門檻等零假設(shè)下對公式（1）或公式（2）進行估計，采用自抽樣法（Bootstrap）進行門檻效應(yīng)檢驗。由表7可知，不存在門檻效應(yīng)、單一門檻、雙重門檻的零假設(shè)都在5%顯著性水平上被拒絕，但不拒絕不存在三重門檻的零假設(shè)，因此，可對公式（2）的雙重門檻模型進行估計。

雙重門檻的估計值為γ^1=-0.326，γ^2=0.437，均在5%水平上顯著。由于用水者規(guī)模變量進行過標準化處理，樣本村用水者規(guī)模的均值為421戶，標準差為135戶，去標準化后雙重門檻的估計值為γ^′1=377，γ^′2=480。因此， 根據(jù)此雙重門檻估計值可以將自然村劃分為較小規(guī)模（SIZE≤377戶）、中等規(guī)模（377戶480戶）等3類村落。

4.1?群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利自主治理績效的關(guān)系

由表8可知，供給績效（模型1）、秩序績效（模型2）、總績效（模型3）等3個模型的似然比統(tǒng)計量（LR）均在5%水平上顯著，說明模型的總體效果都較可靠。首先，考察小規(guī)模村落（SIZE≤377戶）小型農(nóng)田水利自主治理績效。3個模型中X1～X3的系數(shù)以及X的系數(shù)估計值都為正，除模型1中X3在5%水平上不顯著外，其他變量都顯著，這就驗證了理論假設(shè)——當(dāng)用水者規(guī)模較小時，群體異質(zhì)性有助于提高小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效[28]。由于變量都已標準化，系數(shù)估計值的絕對值大小可用于比較解釋變量、控制變量對因變量的影響程度。模型1、模型2呈現(xiàn)出相似的特征，即經(jīng)濟維度異質(zhì)性（X1）對小型農(nóng)田水利自主治理的供給績效、秩序績效以及總績效的影響最大，其次為社會維度異質(zhì)性（X2），最后為其他維度異質(zhì)性（X3）;模型3中，當(dāng)SIZE≤377戶或SIZE>480戶時，影響程度由大到小依次是X1、X2、X3，當(dāng)377戶480戶）村落的小型農(nóng)田水利自主治理績效。在中等規(guī)模村落中，3個模型中的X1～X3以及X的系數(shù)估計值大多為負，但只有部分變量在5%水平上顯著。3個模型中的X1、模型2中的X等系數(shù)估計值為負且顯著的變量，表示在中等規(guī)模村落中，隨著群體異質(zhì)性變大，突顯關(guān)鍵群體重要性的激勵作用[13，25]明顯小于異質(zhì)性增大對關(guān)鍵群體地位和影響力的消解作用[30-31]。模型1中的X2、模型3中的X等系數(shù)估計值為負但不顯著的變量，表示激勵作用小于消解作用，但不明顯。模型1中X3的系數(shù)估計值為正但不顯著，表示激勵作用大于消解作用，但不明顯。在大規(guī)模村落中，3個模型中X1～X3以及X的系數(shù)估計值都為負，且大多在5%水平上顯著，表示群體異質(zhì)性的激勵作用大多明顯小于消解作用。

綜上，當(dāng)用水者規(guī)模較小時，群體異質(zhì)性提高了小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效;當(dāng)處于中等用水者規(guī)模時，群體異質(zhì)性對小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效的作用不明顯，僅顯著降低了秩序績效;當(dāng)用水者規(guī)模較大時，群體異質(zhì)性顯著降低了小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效。以總異質(zhì)性（X）與自主治理績效（Y1，Y2，Y）的相關(guān)性為例，繪制關(guān)系曲線（圖2），不難發(fā)現(xiàn)，群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利自主治理績效之間呈倒“U”形關(guān)系。

4.2?控制變量的影響

由表8可知，當(dāng)分別以X1～X3或X為解釋變量時，控制變量的影響變化不大，且模型穩(wěn)健性較好，因此僅對X1～X3作解釋變量的結(jié)果進行分析。3個模型中的地形地貌變量（x11）系數(shù)估計值符號都為正且顯著，表示與非平原地帶比較，村落處于平原地帶有利于提高小型農(nóng)田水利的自主治理績效，因為平原地帶的水資源較豐富，農(nóng)戶只需較少投入就能滿足灌溉需求[44]。3個模型中的灌溉規(guī)范化程度變量（x12）系數(shù)估計值符號都為正，但僅模型2中是顯著的，表示與沒成立用水戶協(xié)會（WUA）比較，村落成立WUA顯著提高了農(nóng)田水利的秩序績效，說明WUA在解決灌溉糾紛、遏制偷水行為方面作用明顯[45]。但是在改進供給績效和總績效方面，WUA的作用不明顯[9]。農(nóng)戶組織化變量（x13）系數(shù)估計值符號都為正，并在模型1、模型3中顯著，表示農(nóng)戶加入各類專業(yè)合作社顯著提高了供給績效和總績效。加入專業(yè)合作社的農(nóng)戶一般至少有一類主導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品實現(xiàn)了產(chǎn)供銷一體化經(jīng)營，能夠獲得合作社提供的相關(guān)生產(chǎn)、經(jīng)營服務(wù)[46]，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)邁入產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的道路，需要常年都得到良好管護的農(nóng)田水利設(shè)施來保障生產(chǎn)。農(nóng)戶既是農(nóng)田水利設(shè)施的受益人，又是管護者[47]，因此，加入專業(yè)合作社可以促使其承擔(dān)管護農(nóng)田水利設(shè)施的責(zé)任，從而提高供給績效和總績效。另外，比較控制變量發(fā)現(xiàn)，村落的地形地貌特征（x11）對供給績效以及總績效的影響最大，其次是農(nóng)戶加入專業(yè)合作社（x13）;村落的地形地貌特征對秩序績效的影響最大（x11），其次是村落成立WUA（x12）。

5?結(jié)論與啟示

根據(jù)已有的群體異質(zhì)性與公共池塘資源關(guān)系研究以及“關(guān)鍵群體”理論，本研究以用水者規(guī)模為切入點提出理論假設(shè)，同時考慮群體異質(zhì)性與用水者規(guī)模對小型農(nóng)田水利這一典型公共池塘資源的作用，并利用湖北省105個自然村1 549 戶農(nóng)戶的分層隨機抽樣數(shù)據(jù)對理論假設(shè)進行檢驗。結(jié)果表明，群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利自主治理績效關(guān)系的門檻效應(yīng)明顯。當(dāng)用水者規(guī)模較小時，群體異質(zhì)性提高了小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效;當(dāng)處于中等用水者規(guī)模時，群體異質(zhì)性的作用不顯著;當(dāng)用水者規(guī)模較大時，群體異質(zhì)性明顯降低了小型農(nóng)田水利設(shè)施自主治理績效。因此，群體異質(zhì)性與小型農(nóng)田水利自主治理績效之間呈倒“U”形關(guān)系。

綜上，得出以下政策啟示，小型農(nóng)田水利自主治理切忌“一刀切”，要考慮群體異質(zhì)性的門檻效應(yīng)。對于用水者規(guī)模較小的村落，可以加速土地流轉(zhuǎn)。在農(nóng)地確權(quán)登記的前提下，鼓勵耕地向種糧大戶、家庭農(nóng)場、農(nóng)民專業(yè)合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體集中，農(nóng)民則就地轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)工人，發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)，提高農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率。同時，土地集中也伴隨著經(jīng)濟異質(zhì)性的提升，使得小型農(nóng)田水利的管護責(zé)任和收益都向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體集中，有利于治理績效的提高。另外，在進行小型農(nóng)田水利治理決策時，可采取以新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體為主導(dǎo)的集中決策方式。對于用水者規(guī)模較大的村落，則應(yīng)積極推進民間合作組織的建立，鼓勵農(nóng)戶加入WUA以及農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社等，采取多中心協(xié)商的決策機制滿足農(nóng)田灌溉需求;專業(yè)合作社向農(nóng)戶提供產(chǎn)供銷一條龍服務(wù)，以促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向產(chǎn)業(yè)化發(fā)展邁進。

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