周沖，黎紅梅

（1.湖南農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128；2.宿州學(xué)院 管理學(xué)院，安徽 宿州 234000）

小型農(nóng)田水利設(shè)施（以下簡稱“小農(nóng)水”）的有效運行包括建設(shè)、管護(hù)、使用三個環(huán)節(jié)，管護(hù)作為連接建設(shè)和使用的中間環(huán)節(jié)在保障小農(nóng)水有效運行中發(fā)揮關(guān)鍵作用［1］，其管護(hù)效果直接影響社會穩(wěn)定和國家糧食安全［2］。長期以來，政府在小農(nóng)水建設(shè)方面付出巨大努力，供給水平顯著提升。但有人用、無人管，設(shè)施老化、運行效率低等問題始終存在［3］，造成小農(nóng)水建設(shè)投資嚴(yán)重浪費，難以達(dá)到預(yù)期效果。學(xué)界認(rèn)為解決這一問題的關(guān)鍵在于調(diào)動農(nóng)戶參與管護(hù)［4?5］，并針對農(nóng)戶合作管護(hù)［6?9］進(jìn)行了深入研究。其基本理論邏輯出發(fā)點是小農(nóng)水作為一類公共池塘資源，以家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制為基礎(chǔ)的小農(nóng)戶經(jīng)營模式不具備獨立使用和管護(hù)條件，合作方式可緩解單個農(nóng)戶面臨的投資投勞壓力，促進(jìn)小農(nóng)水有效供給。

近年來隨著土地流轉(zhuǎn)、城鎮(zhèn)化的發(fā)展，農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生深刻轉(zhuǎn)型，農(nóng)民群體在職業(yè)與收入等方面產(chǎn)生明顯分化［10］。原先相對勻質(zhì)的村莊成員結(jié)構(gòu)演化為異質(zhì)性的農(nóng)戶群體［11］，嚴(yán)重削弱了農(nóng)戶合作供給小農(nóng)水的基礎(chǔ)［10］。小農(nóng)戶耕地少、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重小、外出務(wù)工勞動力占比較高等特征使其缺乏參與小農(nóng)水供給動力［12］，實質(zhì)參與小農(nóng)水供給行動的農(nóng)戶占比偏低［13］。而通過流轉(zhuǎn)耕地專業(yè)從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體，耕地規(guī)模大、文化水平高、物質(zhì)裝備條件好［14?15］，對灌溉排澇資源配置需求高，具有獨立使用和管護(hù)小農(nóng)水的條件［16］。經(jīng)過多年發(fā)展，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體數(shù)量和規(guī)模也得到長足發(fā)展。截至2018年底，各類新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體總量超過300萬家①數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)農(nóng)村部《新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和服務(wù)主體高質(zhì)量發(fā)展規(guī)劃（2020?2022年）》。。截止2017年底，我國土地流轉(zhuǎn)規(guī)模已達(dá)0.34 億公頃，占到家庭承包耕地面積的36.97%②數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部經(jīng)管司《農(nóng)村經(jīng)營管理情況統(tǒng)計總報告》（2002?2017）。。

農(nóng)地集中和規(guī)模化經(jīng)營已成為顯性經(jīng)營模式。引導(dǎo)兼顧意愿和能力的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)，對促進(jìn)小農(nóng)水有效治理體系形成和實現(xiàn)小農(nóng)水善治具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

一、理論分析框架

與原先小農(nóng)戶合作供給方式不同，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體主要基于自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營需要、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境條件和個體能力特征做出參與小農(nóng)水管護(hù)行為決策。因而，本研究將MOA 模型引入新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)行為研究。MOA 理論認(rèn)為，動機(jī)、機(jī)會和能力三個核心因素之間的相互關(guān)聯(lián)和共同作用推動特定行為發(fā)生［17］。因循前人研究，本研究基于MOA 模型三個層次對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)行為做如下理論分析。

（一）動機(jī)與小農(nóng)水管護(hù)行為

動機(jī)源于需要。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)動機(jī)來自于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的灌溉排澇需求。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對灌溉排澇資源需求的多少受其耕地規(guī)模影響［18］。耕地規(guī)模越大，需要的灌溉排澇資源就越多，參與小農(nóng)水管護(hù)行為的動機(jī)就越強(qiáng)。小農(nóng)水具有較高的資產(chǎn)專用性［19］，在土地流轉(zhuǎn)年限較短的情形下，為規(guī)避耕地變動帶來的小農(nóng)水管護(hù)投入損失，也會減弱新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)的動機(jī)。小農(nóng)水作為一類農(nóng)村公共產(chǎn)品，管護(hù)牽涉農(nóng)戶多、協(xié)調(diào)成本高，耕地細(xì)碎化經(jīng)營不利于農(nóng)戶參與管護(hù)［20］。農(nóng)地規(guī)?；?jīng)營則會減少協(xié)調(diào)主體數(shù)量、降低交易成本［21］，促進(jìn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與管護(hù)。不同作物對農(nóng)業(yè)用水需求存在差異，種植結(jié)構(gòu)會影響到對灌溉排澇資源的需求，進(jìn)而促使其對小農(nóng)水運行情況的關(guān)注程度出現(xiàn)差別。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體注重將優(yōu)質(zhì)資源投資農(nóng)業(yè)，以實現(xiàn)農(nóng)業(yè)收入最大化目標(biāo)［14］，出于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資安全性考慮，其對小農(nóng)水一類規(guī)避自然災(zāi)害的投資也有顯著傾向。

（二）機(jī)會與小農(nóng)水管護(hù)行為

機(jī)會是指個體行為發(fā)生的情境或環(huán)境［22］。它既可能對個體行為產(chǎn)生提供便利條件［23］，也可能會給個體行為發(fā)生帶來阻礙［24］。小農(nóng)水作為一類公共池塘資源，可從自然條件與政策環(huán)境兩個方面考慮機(jī)會因素［25?26］。出于抵御旱澇災(zāi)害考慮，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體會基于自身考慮對參與小農(nóng)水管護(hù)行為做出選擇。小農(nóng)水供給水平高低直接影響到后期管護(hù)工作的難易。小農(nóng)水供給水平高，后期只需進(jìn)行簡單維修保養(yǎng)即可有效運行，管護(hù)難度系數(shù)會顯著降低；若小農(nóng)水供給水平低，整個灌溉排澇系統(tǒng)沒有實現(xiàn)很好地銜接，則會大幅增加管護(hù)難度，對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與管護(hù)帶來不利影響。政府或村集體的支持有利于創(chuàng)造便于新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與管護(hù)的環(huán)境，緩解管護(hù)壓力，推動其投身于小農(nóng)水管護(hù)工作。

（三）能力與小農(nóng)水管護(hù)行為

能力是個體從事某一活動所需具備的主觀條件［27］。能力的高低影響到完成活動的質(zhì)量和數(shù)量，對行為產(chǎn)生有重要影響［28?29］。小農(nóng)水管護(hù)行為主要包括巡視檢查，對小水庫及灌溉排澇渠溝等實施清淤、加固、除險，對機(jī)電井、小泵站等設(shè)施設(shè)備進(jìn)行維修、更新、保養(yǎng)等工作。這需要管護(hù)行為主體擁有一定的時間投入、資金投入能力和具備相應(yīng)的維修養(yǎng)護(hù)知識技能。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)需要的時間、資金、知識技能等條件越充足，越有利于小農(nóng)水管護(hù)行為的發(fā)生。

綜上所述，對管護(hù)行為的分析框架設(shè)計如圖1 所示。

圖1 管護(hù)行為分析框架

二、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用數(shù)據(jù)來源于2019年和2020年在安徽省的實地調(diào)查。調(diào)研地區(qū)包括8個縣（區(qū)）：安徽北部的宿州市埇橋區(qū)、靈璧縣、蕭縣，亳州市蒙城縣、利辛縣；安徽南部的合肥市廬江縣，宣城市廣德縣，蕪湖市南陵縣。調(diào)研地區(qū)選擇兼顧平原、丘陵等地貌特征。其中蒙城縣、廬江縣、廣德縣、南陵縣為我國首批農(nóng)田水利設(shè)施產(chǎn)權(quán)制度改革和創(chuàng)新運行管護(hù)機(jī)制試點縣。為保證調(diào)研質(zhì)量，本次調(diào)研針對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體負(fù)責(zé)人進(jìn)行。調(diào)研共獲得304 份有效問卷。調(diào)查樣本中專業(yè)大戶和家庭農(nóng)場共208個，占比為68.42%，農(nóng)民專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)共96個，占比為31.58%。調(diào)查對象中男性樣本量占比為91.12%。受訪者平均年齡為44.91歲，41～50歲之間的數(shù)量最多，占比為51.64%，31～40歲之間的數(shù)量次之，占比為20.07%。從年齡看，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體負(fù)責(zé)人整體處于年富力強(qiáng)的人生階段。調(diào)查對象中村干部的占比為15.79%，平原地區(qū)樣本量最多，占比為72.70%。文化程度層面，受訪者中高中及以上的合計占比為54.93%，小學(xué)及以下占比僅為6.25%，說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體負(fù)責(zé)人整體文化程度較高。

（二）變量選擇及描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量

基于前述闡釋，本部分對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)行為從巡視次數(shù)（巡視行為）和投資金額（投資行為）兩個層面分析。相比較于巡視檢查，維修養(yǎng)護(hù)（有實際管護(hù)投資發(fā)生）是更高層次的管護(hù)行為，能夠?qū)嵸|(zhì)性提升小農(nóng)水運行效果?？紤]到巡視次數(shù)、投資金額存在許多零值且差異較大，參考阮榮平等［30］的數(shù)據(jù)處理方法，在實證分析中均采取“+1”取對數(shù)處理。

2.解釋變量

解釋變量按照MOA 模型三個層次設(shè)置。在動機(jī)層次，設(shè)置耕地規(guī)模、耕地流轉(zhuǎn)年限、耕地集中程度、作物種植結(jié)構(gòu)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資等五個變量。在機(jī)會層次，自然條件方面設(shè)置受災(zāi)情況變量，政策環(huán)境方面設(shè)置小農(nóng)水供給水平、組織支持程度兩個變量。在能力層次，設(shè)置知識技能水平、時間投入保障、農(nóng)業(yè)收入水平三個變量?？紤]到耕地規(guī)模、耕地集中程度數(shù)值差異較大，參考李銀秀［31］的數(shù)據(jù)處理方式，對其采取自然對數(shù)處理。在多重共線性檢驗中也采用對數(shù)處理后數(shù)值進(jìn)行檢驗。

3.控制變量

為盡可能規(guī)避遺漏變量對分析結(jié)果產(chǎn)生影響，參考已有研究［32?34］，引入受訪者年齡、文化程度、是否村干部、地貌特征等控制變量。

上述變量的含義、賦值及其描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量含義、賦值與描述性統(tǒng)計

（三）計量模型構(gòu)建與多重共線性檢驗

1.計量模型構(gòu)建

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的巡視行為和投資行為均是兩個階段決策的有機(jī)結(jié)合：第一個階段為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體是否參與巡視或投資（參與決策），第二個階段為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與巡視或投資的程度（數(shù)量決策），只有新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體實際參與巡視或投資時才能觀測到具體的巡視次數(shù)和投資金額。其中，第一個階段為二值選擇，即新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體實施了巡視或投資取值為1，未進(jìn)行巡視或投資則取值為0；第二個階段的觀測值是以零值為截斷點的數(shù)據(jù)。參考前人研究［32，35?36］，本研究構(gòu)建Double Hurdle 模型（雙欄模型）對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)巡視行為和投資行為進(jìn)行分析。

首先，建立巡視或投資決策的Probit 模型：

其次，構(gòu)建巡視次數(shù)和投資金額的Truncated模型：

其中，（1）～（3）式中，X1i、X2i代表動機(jī)層次、機(jī)會層次、能力層次的自變量，α、β代表待估系數(shù)，μi、εi代表隨機(jī)誤差項，n代表樣本數(shù)，i代表第i個樣本。z*i表示新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體巡視行為或投資行為決策選擇的指示變量，當(dāng)z*i＞0 時，zi= 1 表示新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水巡視或投資，反之則表示新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體未參與小農(nóng)水巡視或投資；表示新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水巡視程度或投資程度的指示變量，yi表示參與小農(nóng)水巡視或投資的程度，當(dāng)＞0 且zi= 1時，。

2.多重共線性檢驗

在實證分析前對選擇用于分析影響新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視行為和管護(hù)投資行為的各解釋變量的多重共線性檢驗結(jié)果顯示，VIF 值在1.10～2.57 之間，滿足VIF＜3 的分析要求。表示解釋變量間的共線性程度在合理范圍內(nèi)，滿足模型分析需要。

三、實證分析

（一）管護(hù)巡視行為分析

1.小農(nóng)水巡視意愿水平分析

對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視意愿的統(tǒng)計結(jié)果顯示，在304個樣本中，有273個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對小農(nóng)水管護(hù)具有巡視意愿，占有效樣本總量的89.80%。參照顏廷武等［37］的計算方法，得出新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視意愿上限為20.75 次/年，下限為18.63 次/年，進(jìn)而得出新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視意愿水平為18.63 次/年～20.75 次/年。

在新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體中，專業(yè)大戶和家庭農(nóng)場（記為“經(jīng)營主體Ⅰ”）以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，農(nóng)民專業(yè)合作社和農(nóng)業(yè)企業(yè)（記為“ 經(jīng)營主體Ⅱ”）則在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)上開展“耕、種、管、收”社會化服務(wù)，將經(jīng)營范圍延伸到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)前產(chǎn)中產(chǎn)后各個環(huán)節(jié)。為細(xì)化分析，本研究對經(jīng)營主體Ⅰ和經(jīng)營主體Ⅱ分別進(jìn)行管護(hù)巡視意愿水平分析，統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表2 兩類經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視意愿水平統(tǒng)計

在208個經(jīng)營主體Ⅰ樣本中，具有巡視意愿的有186個，占比89.42%；在96個經(jīng)營主體Ⅱ樣本中，具有巡視意愿的有87個，占比90.63%。經(jīng)營主體Ⅱ的巡視意愿占比略高于經(jīng)營主體Ⅰ。在管護(hù)巡視意愿水平方面，經(jīng)營主體Ⅰ的巡視意愿水平為16.50 次/年～18.45 次/年，經(jīng)營主體Ⅱ的巡視意愿水平為23.26 次/年～25.67 次/年。經(jīng)營主體Ⅱ的巡視意愿水平明顯高于經(jīng)營主體Ⅰ。

長期以來，人們土地保護(hù)意識薄弱，導(dǎo)致過度開墾和使用，導(dǎo)致土地退化和沙化情況嚴(yán)重。而且耕地中大量的洼地、坡耕地和鹽堿地等長期得不到合理使用，對土地帶來了嚴(yán)重破壞，不僅影響了糧食的產(chǎn)量，而且土地利用率大幅度下降[1]。

2.管護(hù)巡視行為的影響因素分析

運用Stata15.1 軟件對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)巡視行為的Double Hurdle 模型估計結(jié)果見表3。由回歸結(jié)果得出，Double Hurdle 模型兩個階段的Log likelihood 之和為—343.764，To?bit 模型估計的Log likelihood 為—413.812，兩個似然比之差為70.048，明顯大于1% 顯著性水平的卡爾方臨界值，說明Double Hurdle 模型更適合于分析新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視行為的誘因。

表3 管護(hù)巡視行為的Double Hurdle 模型估計結(jié)果

由表3 可知，在動機(jī)層次方面，耕地規(guī)模對巡視程度有正向影響，且通過1% 的顯著性水平檢驗。規(guī)模化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動促使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對灌溉排澇資源集中需求程度提升，為保障生產(chǎn)經(jīng)營穩(wěn)定性，會促使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體增強(qiáng)對小農(nóng)水的巡視次數(shù)。耕地流轉(zhuǎn)年限對巡視決策和巡視程度均有正向影響，前者在5% 水平上通過顯著性檢驗，后者在10% 水平上通過顯著性檢驗。耕地流轉(zhuǎn)年限長，會對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的灌溉排澇資源需求形成累加效應(yīng)，因而促使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體重視小農(nóng)水巡視工作，提高巡視頻率。在機(jī)會層次方面，組織支持程度在5%的水平上通過顯著性檢驗，對巡視程度有負(fù)向影響。按照一般理解，組織支持程度高應(yīng)該促進(jìn)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體更為重視巡視工作，增加巡視次數(shù)。這里負(fù)向影響，可能是組織支持程度高，促使小農(nóng)水的維修養(yǎng)護(hù)工作做的相對較好，能夠在較長時間內(nèi)維持小農(nóng)水的有效運行，因而導(dǎo)致新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體巡視次數(shù)出現(xiàn)下降。在能力層次方面，知識技能水平和時間投入保障對巡視決策分別有正向和負(fù)向影響，前者在1% 水平上通過顯著性檢驗，后者在10% 水平上通過顯著性檢驗。知識技能水平滿足管護(hù)需要程度高會降低新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的小農(nóng)水維修養(yǎng)護(hù)難度，促進(jìn)其主動采取管護(hù)行動；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營者若有較為充裕的時間可用于小農(nóng)水管護(hù)工作，則使其不著急立即參與管護(hù)工作，等待確實有灌溉排澇需求時再選擇參與管護(hù)，這也說明新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的巡視行為存在被動成分。

3.穩(wěn)健性檢驗和進(jìn)一步分析

（1）兩類經(jīng)營主體管護(hù)巡視行為影響因素分析

鑒于經(jīng)營主體Ⅱ的樣本量較少以及未參與管護(hù)的比例 也較低，參 考陳強(qiáng)［38］和錢龍等［39］的研究，對經(jīng)營主體Ⅱ第一階段決策估計采用補(bǔ)對數(shù)?對數(shù)模型，第二階段估計依然采用Truncated 模型。對經(jīng)營主體Ⅰ的估計繼續(xù)采用Probit 模型和Truncated 模型。對兩類經(jīng)營主體管護(hù)行為決定因素的估計結(jié)果見表4。

表4 兩類經(jīng)營主體巡視行為的Double Hurdle 模型估計結(jié)果

由表4 中的估計結(jié)果可知，在動機(jī)層次方面，耕地規(guī)模對經(jīng)營主體Ⅰ和經(jīng)營主體Ⅱ的巡視程度均有正向影響，分別通過1% 和5% 水平上的顯著性檢驗。這與前面對全部參與巡視樣本估計的影響方向一致。但從回歸系數(shù)看，耕地規(guī)模對經(jīng)營主體Ⅰ的影響大于對經(jīng)營主體Ⅱ的影響。與經(jīng)營主體Ⅰ主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不同，經(jīng)營主體Ⅱ更加注重農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展延伸，從而會減弱對小農(nóng)水一類基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)的重視程度。耕地流轉(zhuǎn)年限對經(jīng)營主體Ⅰ的巡視決策有顯著正向影響，對經(jīng)營主體Ⅱ的巡視程度有顯著正向作用。耕地集中程度和作物種植結(jié)構(gòu)對經(jīng)營主體Ⅱ的巡視程度均有正向影響，分別在10% 水平上和5% 水平上通過顯著性檢驗。耕地集中程度越高，代表新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體平均每塊耕地的面積越大，預(yù)示著其獨立使用某一范圍內(nèi)小農(nóng)水的可能性越高，因而會促其更加注重巡視工作，以及時發(fā)現(xiàn)妨礙小農(nóng)水有效運行的問題并加以解決。作物種植結(jié)構(gòu)差異會對灌溉用水量產(chǎn)生影響，就作物種類而言，水稻的需水量相對較大，小麥和棉花的需水量處于中等水平，高粱和薯類的需水量相對較少［40］。糧食作物播種面積占比高會在一定程度上提高灌溉用水需求，增強(qiáng)經(jīng)營主體Ⅱ巡視積極性。在機(jī)會層次方面，小農(nóng)水供給水平均在10%水平上通過顯著性檢驗，分別對經(jīng)營主體Ⅰ的巡視決策和經(jīng)營主體Ⅱ的巡視程度有正向作用。小農(nóng)水建設(shè)條件越高，其管護(hù)難度越小，會激發(fā)受益主體參與到小農(nóng)水管護(hù)工作中。相對而言，經(jīng)營主體Ⅱ的資金投入能力高于經(jīng)營主體Ⅰ，因而小農(nóng)水供給水平高會更易于促使經(jīng)營主體Ⅱ投資參與管護(hù)。組織支持程度在5% 的水平上通過顯著性檢驗，對經(jīng)營主體Ⅱ的巡視程度有負(fù)向影響，這與全部參與巡視樣本的回歸估計結(jié)果影響一致。在能力層次方面，知識技能水平對兩類經(jīng)營主體的巡視決策均有顯著正向影響，與前述全部樣本下回歸估計影響方向一致。農(nóng)業(yè)收入水平在10% 的水平上通過顯著性檢驗，對經(jīng)營主體Ⅱ巡視決策產(chǎn)生正向影響。由上述分析可知，MOA 三個層次因素對兩類經(jīng)營主體的巡視行為的影響存在一定差異。

（2）巡視程度的分位數(shù)回歸分析

前述對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)巡視程度的分析，只是得到被解釋變量的條件期望，無法反映各解釋變量對管護(hù)巡視程度作用的分布規(guī)律。為探究MOA 各層次因素對管護(hù)巡視程度的完整影響以及檢驗分析結(jié)果穩(wěn)健性，借鑒王博等［41］、彭超等［42］的研究，本研究采用分位數(shù)回歸分析方法，選擇0.1、0.3、0.5、0.7、0.9 等五個分位點對273個實際發(fā)生管護(hù)巡視行為樣本進(jìn)行分析，估計結(jié)果見表5。

表5 管護(hù)巡視程度影響因素的分位數(shù)回歸結(jié)果

從分位數(shù)回歸分析結(jié)果可見，MOA 模型不同層次因素對不同分位點下新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)巡視程度的影響有顯著差異。在動機(jī)層次因素方面，耕地規(guī)模在各分位點對巡視程度均有正向顯著促進(jìn)作用；耕地流轉(zhuǎn)年限在第90 分位點處通過10% 水平上的顯著性檢驗，對巡視程度有顯著正向影響，說明耕地流轉(zhuǎn)年限主要對高巡視程度的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有促進(jìn)效果。在機(jī)會層次因素方面，小農(nóng)水供給水平在第90 分位點處對巡視程度有顯著促進(jìn)作用；組織支持程度在第10、30、50 分位點處對巡視程度有限制作用。在能力層次因素方面，知識技能水平在第10 分位點處通過10% 水平上的顯著性檢驗，對巡視程度具有正向影響。農(nóng)業(yè)收入水平在第50 分位點處通過10% 水平上的顯著性檢驗，對巡視程度產(chǎn)生抑制作用。

（二）管護(hù)投資行為分析

1.小農(nóng)水投資意愿水平分析

304個樣本中，有234個新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對小農(nóng)水管護(hù)具有投資意愿，占有效樣本總量的76.97%。同前述巡視意愿水平計算方法一致，對投資意愿水平的計算參照顏廷武等［37］的計算方法進(jìn)行，經(jīng)計算得出新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)投資意愿水平的上限為30429.64 元/年，投資意愿水平的下限為23421.69 元/年，最終得到投資意愿水平為23421.69元/年～30429.64元/年。

對經(jīng)營主體Ⅰ和經(jīng)營主體Ⅱ的管護(hù)投資意愿水平的統(tǒng)計見表6。

表6 兩類經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)投資意愿水平統(tǒng)計

在208個經(jīng)營主體Ⅰ樣本中，具有投資意愿的有160個，占比為76.92%；在96個經(jīng)營主體Ⅱ樣本中，具有投資意愿的有74個，占比為77.08%，兩類經(jīng)營主體管護(hù)投資意愿比例基本相同。在管護(hù)投資意愿水平上，經(jīng)營主體Ⅰ的管護(hù)投資意愿水平為10454.02 元/年～13590.23元/年，經(jīng)營主體Ⅱ的管護(hù)投資意愿水平為51521.88 元/年～66839.19 元/年。經(jīng)營主體Ⅱ管護(hù)投資意愿水平明顯高于經(jīng)營主體Ⅰ。

2.管護(hù)投資行為的影響因素分析

運用Double Hurdle 模型對MOA 三個層次因素對小農(nóng)水管護(hù)投資行為影響的估計結(jié)果見表7。由回歸結(jié)果得出，Double Hurdle 模型兩個階段的Log likelihood 之和為—489.031，Tobit 模型估計的Log likelihood 為—807.667，兩個似然比之差為318.636，明顯大于1% 顯著性水平的卡爾方臨界值，說明Double Hurdle 模型更適合于分析新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體參與小農(nóng)水管護(hù)投資行為的誘因。

表7 管護(hù)投資行為的Double Hurdle 模型估計結(jié)果

由估計結(jié)果可知，在動機(jī)層次因素方面，耕地規(guī)模在1% 水平上通過顯著性檢驗，對管護(hù)投資程度有促進(jìn)作用，耕地規(guī)模的擴(kuò)大提升了新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的灌溉排澇資源需求，為保障農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營穩(wěn)定性，促使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體注重投資對小農(nóng)水實施維修養(yǎng)護(hù)，以確保小農(nóng)水功能的持續(xù)發(fā)揮。耕地流轉(zhuǎn)年限對投資決策、投資程度均有正向影響，且都在1% 水平上通過顯著性檢驗。耕地流轉(zhuǎn)年限越長，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對小農(nóng)水的維修養(yǎng)護(hù)投入便可在更長期限內(nèi)發(fā)揮作用，使其獲得更大效用，因而利于提振管護(hù)投資積極性。耕地集中程度在10% 的水平上通過顯著性檢驗，對管護(hù)投資程度有正向作用。耕地集中化生產(chǎn)經(jīng)營可以有效降低新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體對小農(nóng)水維修養(yǎng)護(hù)的交易成本，可以遵從自己設(shè)計對農(nóng)田灌溉渠系進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整，為實施管護(hù)提供便利條件。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資通過1% 水平上的顯著性檢驗，對投資程度產(chǎn)生正向作用。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資金額越大，一方面說明其具有較高的資金投入能力，另一方面也使其退出農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的成本提升，會在一定程度上促使其更加重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營條件改善，因而會提升小農(nóng)水維修養(yǎng)護(hù)投資金額。在機(jī)會層次因素方面，受災(zāi)情況在10% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度有正向影響。對小農(nóng)水實施管護(hù)目的在于保障灌溉排澇需求滿足，出于抵御旱澇災(zāi)害影響考慮，會促使新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體增加用于清淤、檢修、養(yǎng)護(hù)工作的投資，以提升管護(hù)質(zhì)量，保持小農(nóng)水有效運行。小農(nóng)水供給水平在10% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度有正向影響。小農(nóng)水供給水平高會降低后期管護(hù)難度和資金投入壓力，因而會提振新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體管護(hù)投入積極性，盡量將管護(hù)工作做實。在能力層次方面，知識技能水平在1% 水平上通過顯著性檢驗，對投資決策有正向影響，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體自身管護(hù)知識技能水平能夠滿足需要會降低維修養(yǎng)護(hù)成本和提高維修養(yǎng)護(hù)自主性與便利性，從而促進(jìn)其實施維修養(yǎng)護(hù)活動。時間投入保障在10% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度存在顯著抑制作用。小農(nóng)水維修養(yǎng)護(hù)需要投入資金，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營資金本就較為缺乏的情況下，對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體而言，最好是能少投就少投、能晚投就晚投。因而在時間充裕的情形下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體越傾向于被動等待，確定必須實施維修養(yǎng)護(hù)才能維持小農(nóng)水有效運行時才會進(jìn)行投資。農(nóng)業(yè)收入水平在1% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度有正向作用。新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營收入越高，其可用于改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營條件的投資也越高，對其實施維修養(yǎng)護(hù)投資產(chǎn)生推動作用。

3.穩(wěn)健性檢驗和進(jìn)一步分析

為做進(jìn)一步分析和檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本部分采用三種方式深入分析：一是對兩類經(jīng)營主體的管護(hù)投資行為決定因素分別進(jìn)行回歸分析； 二是采用單位耕地面積管護(hù)投資金額進(jìn)行Truncated 回歸分析；三是采用分位數(shù)回歸考察在不同分位點的MOA 各層次因素對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體小農(nóng)水管護(hù)投資金額的影響。

（1）兩類經(jīng)營主體管護(hù)投資行為影響因素分析

與前述對經(jīng)營主體Ⅱ巡視行為的第一階段分析一樣，對經(jīng)營主體Ⅱ管護(hù)投資行為第一階段決策估計依然采用補(bǔ)對數(shù)—對數(shù)模型。兩類經(jīng)營主體管護(hù)行為決定因素的估計結(jié)果見表8。由回歸結(jié)果可知，耕地規(guī)模對兩類經(jīng)營主體的投資程度均為顯著正向影響，耕地流轉(zhuǎn)年限對兩類經(jīng)營主體的投資決策與投資程度具有顯著正向作用，知識技能水平對兩類經(jīng)營主體投資決策均有顯著正向影響，農(nóng)業(yè)收入水平對兩類經(jīng)營主體投資程度均為顯著促進(jìn)作用，與前述估計結(jié)果影響一致。耕地規(guī)模對經(jīng)營主體Ⅰ的投資決策為顯著正向影響；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資對經(jīng)營主體Ⅰ的投資決策和投資程度分別有負(fù)向和正向影響，分別在10%和5% 水平上通過顯著性檢驗；受災(zāi)情況和小農(nóng)水供給水平對經(jīng)營主體Ⅱ的投資程度均有正向作用，分別在5% 和1% 水平上通過顯著性檢驗；時間投入保障在5% 水平上通過顯著性檢驗，對經(jīng)營主體Ⅱ的投資程度有負(fù)向影響。

表8 兩類經(jīng)營主體投資行為的Double Hurdle 模型估計結(jié)果

（2）單位耕地面積管護(hù)投資金額影響因素分析

用單位耕地面積管護(hù)投資數(shù)量代替原投資金額的Truncated 模型估計結(jié)果見表9。其中，模型（1）～（3）分別為所有發(fā)生管護(hù)投資支出的樣本、經(jīng)營主體Ⅰ中有管護(hù)投資支出的樣本和經(jīng)營主體Ⅱ中有管護(hù)投資支出的樣本的估計結(jié)果。其中對單位耕地面積管護(hù)投資金額依然采取“+1”取對數(shù)處理。

表9 單位耕地面積管護(hù)投資程度回歸估計結(jié)果

由估計結(jié)果可知，在動機(jī)層次因素方面，耕地規(guī)模對全部投資樣本、經(jīng)營主體Ⅰ投資樣本、經(jīng)營主體Ⅱ投資樣本的投資程度均為負(fù)向影響且都在1% 水平上通過顯著性檢驗，說明隨著耕地規(guī)模的擴(kuò)大，單位耕地面積的管護(hù)資金投入數(shù)量會出現(xiàn)下降。耕地流轉(zhuǎn)年限在模型（1）～（3）中分別在1%、5%、5% 的水平上通過顯著性檢驗，顯示出耕地流轉(zhuǎn)年限越長，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體單位耕地面積上的小農(nóng)水管護(hù)投資數(shù)額越大。耕地集中程度對全部投資樣本的單位耕地面積管護(hù)投資金額有顯著正向影響。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資在模型（1）和模型（2）中分別在1% 和5% 水平上通過顯著性檢驗，對單位耕地面積管護(hù)投資金額有正向影響。在機(jī)會層次因素方面，受災(zāi)情況在模型（1）和模型（3）中分別在10% 和5%水平上通過顯著性檢驗，對單位耕地面積管護(hù)投資金額有正向影響。小農(nóng)水供給水平在模型（3）中在1% 水平上通過顯著性檢驗，對單位耕地面積管護(hù)投資金額有正向影響。時間投入保障在模型（1）和模型（3）中均在5% 水平上通過顯著性檢驗，對單位耕地面積的管護(hù)投資金額均為負(fù)向影響。農(nóng)業(yè)收入水平在模型（1）～（3）中分別通過1%、5%、1% 的顯著性水平檢驗，對單位耕地面積上的管護(hù)資金投入數(shù)量有正向作用。

（3）投資程度的分位數(shù)回歸分析

與前述對管護(hù)巡視程度的分位數(shù)回歸分析一樣，本部分依然選取0.1、0.3、0.5、0.7、0.9等五個分位點對234個實際發(fā)生管護(hù)投資支出樣本作回歸分析，估計結(jié)果見表10。

表10 管護(hù)投資程度影響因素的分位數(shù)回歸結(jié)果

從上述分位數(shù)回歸分析結(jié)果可知，動機(jī)、機(jī)會、能力三個層次因素在不同分位點處對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體管護(hù)投資程度影響存在差異。在動機(jī)層次因素方面，耕地規(guī)模在第30、50、70、90 分位點處對管護(hù)投資程度存在顯著正向作用，由此可得，耕地規(guī)模對較低及以上投資程度的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體具有促進(jìn)效果； 耕地流轉(zhuǎn)年限在第30、50、70 分位點處對管護(hù)投資程度有顯著促進(jìn)作用；耕地集中程度在第10、50 分位點處對投資程度有顯著積極效果； 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資在第50、70、90 分位點處均在5% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度存在正向影響，說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資對中等及以上投資程度的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體具有促進(jìn)效果。在機(jī)會層次因素方面，受災(zāi)情況在第70、90 分位點處均在5% 水平上通過顯著性檢驗，對投資程度有促進(jìn)作用，這說明受災(zāi)情況對較高管護(hù)投資程度的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體存在正向影響；小農(nóng)水供給水平在第10 分位點處在10% 的水平上通過顯著性檢驗，說明小農(nóng)水供給水平對低管護(hù)投資水平的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體具有促進(jìn)效果。在能力層次因素方面，知識技能水平在第10、90 分位點處分別在5% 和10% 水平上通過顯著性檢驗，分別對管護(hù)投資程度有負(fù)向和正向作用，說明知識技能水平對低管護(hù)投資金額的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有抑制作用，對高管護(hù)投資金額的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體有促進(jìn)作用。農(nóng)業(yè)收入水平在五個分位點處均通過顯著性檢驗并對管護(hù)投資程度產(chǎn)生正向影響。

四、結(jié)論與政策建議

本研究基于MOA 分析框架，利用304個微觀實地調(diào)研數(shù)據(jù)，對新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的小農(nóng)水管護(hù)巡視行為和投資行為進(jìn)行研究。得出如下結(jié)論：（1）新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的小農(nóng)水管護(hù)巡視意愿水平為18.63 次/年～20.75 次/年，管護(hù)投資意愿水平為23421.69 次/年～30429.64 元/年。分組分析顯示，無論是管護(hù)巡視意愿水平還是投資意愿水平，經(jīng)營主體Ⅱ均明顯高于經(jīng)營主體Ⅰ。（2）耕地流轉(zhuǎn)年限、知識技能水平對巡視決策有顯著正向作用；耕地規(guī)模、耕地流轉(zhuǎn)年限對巡視程度有顯著促進(jìn)效果。（3）耕地流轉(zhuǎn)年限、知識技能水平對管護(hù)投資決策均為顯著促進(jìn)效果；耕地規(guī)模、耕地流轉(zhuǎn)年限、耕地集中程度、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營投資、小農(nóng)水供給水平、農(nóng)業(yè)收入水平對管護(hù)投資程度均為顯著正向影響。對單位耕地面積管護(hù)投資程度的影響分析顯示，隨著耕地規(guī)模擴(kuò)大，分?jǐn)偟絾挝桓孛娣e的投資數(shù)量會出現(xiàn)下降。

基于上述分析結(jié)果，本研究提出以下建議：第一，扎實推進(jìn)農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營，解決農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營發(fā)展中面臨的難題，提高新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營能力，進(jìn)而提升新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的農(nóng)業(yè)規(guī)?；?、集約化發(fā)展水平，穩(wěn)定土地流轉(zhuǎn)契約關(guān)系。第二，通過新建、續(xù)建和實施現(xiàn)代化改造等多種方式，推進(jìn)小農(nóng)水達(dá)標(biāo)提質(zhì)，為新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體實施管護(hù)提供硬件條件支持。第三，鼓勵新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間實施聯(lián)合管護(hù)。一是引導(dǎo)和支持專業(yè)大戶和家庭農(nóng)場通過聯(lián)合組建或加入農(nóng)民專業(yè)合作社（農(nóng)業(yè)企業(yè)）方式實施管護(hù)，即內(nèi)部聯(lián)合管護(hù)，二是鼓勵不同新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體之間聯(lián)合管護(hù)，可將該種管護(hù)模式稱為外部聯(lián)合管護(hù)，三是鼓勵新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體帶動小農(nóng)戶實施管護(hù)，通過“以大帶小”方式推動小農(nóng)水管護(hù)范圍擴(kuò)大和管護(hù)強(qiáng)度提升也是改善小農(nóng)水運行效果的可行路徑。