西北干旱区交易成本对农户农业节水行为意愿的影响研究*

姚增福，唐华俊

(1.桂林航天工业学院经济与贸易系，广西桂林　541004； 2.中国农业科学院农业资源与农业区划研究所，北京　100081)



西北干旱区交易成本对农户农业节水行为意愿的影响研究*

姚增福1，唐华俊2※

(1.桂林航天工业学院经济与贸易系，广西桂林541004； 2.中国农业科学院农业资源与农业区划研究所，北京100081)

农户是现代节水农业发展的微观基础，农户行为意愿的强度是其农业节水选择行为的主导因子，提高农户农业节水行为意愿有利于提高现代农业节水技术的推广效率，对实现现代农业建设目标具有重要的战略意义。文章基于甘肃省张掖市农业节水户的150份调查数据，引入交易成本与资源禀赋理论，采用因子分析与结构方程模型实证检验了交易成本的3个维度(资产专用性、不确定性及交易频率)对农户节水行为意愿的作用强度。研究结果表明：农户节水行为意愿主要受经济理性认知影响，价值理性与生存理性强度依次减弱； 农户自身禀赋、社会资源禀赋、自然资源禀赋对资产专用性影响效应显著； 节水行为外部不确定性、与科研单位的交易频率及节水技术调整频率都增加了农业节水行为的交易成本； 资产专用性、不确定性及交易频率分别对农户农业节水行为意愿产生了显著的正向、负向、负向效应，路径系数分别为0.201、-0.171、-0.014。

交易成本资源禀赋节水行为意愿结构方程模型价值理性

0　引言

《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》中指出“到2030年全国用水总量控制在7000亿m3以内； 农田灌溉水有效利用系数提高到0.6以上”(国发[2012]3号)。农业水资源短缺且区域分布不均，已成为我国农业生产最重要的制约因素之一。西北农业用水长期占总用水量的85%左右，农田灌溉水有效利用系数不足0.5，节水潜力较大。由于缺少准确对节水主体的补偿激励机制，降低了各节水主体节水行为意愿，造成了用水者对水资源的过度开发与低效率利用，水资源浪费现象严重，导致西北地区生态环境的进一步恶化，最终导致国家水资源管理总体目标难以实现。农户是现代农业节水的微观基础，在现实外部环境影响下，农户行为意愿的强度是农业节水选择行为的主导内因。系统分析农户农业节水行为意愿的强度，有利于提高政策运行绩效与现代农业节水技术的推广效率，更有利于西北地区水资源的保护与高效利用，对促进西北地区社会、经济及生态环境的协调发展具有重要的战略意义。

近年来，国内外学者对农户农业节水行为及其行为意愿的影响因素进行了研究。国外学者多从外部环境角度，分析认为土壤环境、农户经营规模、租地制及水资源的可获得性等显著影响了农户农业节水技术的采用行为[1-2]，同时认为在不同环境下采用不同的经济激励机制能够促进节水意愿的提升[3-4]。国内学者多从内外部环境视角，研究认为外部主要受农村文化、农户的价值观念、农户所处的社会阶层、农村基层组织、农业保险及农业推广体系等方面影响，内部则受农户的文化素质、风险偏好、农户对农业新技术的态度等方面影响[5-6]。关于节水行为意愿影响因素的研究，学者根据计划行为理论，引入认知变量，通过Logistic模型分析了节水行为意愿的影响因素，分析认为年龄、收入因子、制度因子、增收因子及风险因子都是显著的影响变量[7]。众多学者利用Logistic模型对农户采用农业节水技术及其它新技术行为意愿的影响因素进行了研究[8-9]。

纵观国内外学者的研究成果，从交易成本视角利用结构方程进行研究的很少。农户行为意愿的强度是农业节水行为选择的基础，交易成本高低又是其行为意愿的主导因子。因此，该文基于交易成本理论，从交易的资产专用性、不确定性及交易频率等3个维度视角，利用结构方程模型与因子分析方法，数量检验主导农户农业节水行为交易成本的关键因子，并测量其行为意愿强度。

1　农户农业节水行为意愿的交易成本理论框架

该文尝试通过农户农业节水行为交易成本的理论阐释与设立相关的研究假设，实证检验研究假设的成立，确定交易成本的3个维度的影响因子与交易成本对农户节水行为意愿的影响强度，实证交易成本理论在节水农户行为意愿研究中运用的适用性，同时也为政府制定准确与有效的扶持政策提供参考。

农户农业节水行为问题的研究符合威廉姆森分析范式，主要体现在3个方面：(1)农户面临的农业节水环境是不确定的。水权市场的不完善、农业节水投入机制不健全、水价政策体系不完备及农户参与灌溉管理缺失等外部环境的不确定性，造成了农户对农业节水行为认知是有限理性的，无法准确计算出农业节水行为的投入产出效益。农业节水的水利设施具有公共产品的属性[10]，这就会造成水利设施所在区域的一些农户具有机会主义行为，即“你投入我受益、我投入你收益”的情况。(2)农户农业节水资产具有很强的专用性。资产专用性是最重要的，是交易成本经济学区别其它理论最重要的特点[11]。农业节水设施建设地点是固定的，移动成本极高，农业节水一系列的配套设施具有很强的用途专用性，同时农户农业节水的人力资本投入，如接受的农业节水技术、种植模式的培训及积累的节水经验，都具有很强的专用性。(3)农户采用农业节水技术需要不断与科研部门等相关主体频繁接触，增加了交易频率，对交易成本产生较大的影响。

2　农户农业节水行为意愿指标体系及模型构建

2.1指标体系构建

(1)资产专用性。该文构建农户资源禀赋专用性、区域自然资源禀赋专用性及区域社会资源禀赋专用性等3个一级指标，全面考察资产专用性维度[12]。

①农户资源禀赋专用性。农户禀赋*孔祥智等指出，忽略家庭其他成员的个人禀赋，一方面因为户主的禀赋在家庭的经营决策中起着决定性作用，另一方面因为家庭其他成员禀赋的影响一定程度上可以在户主禀赋和家庭禀赋中体现出来(如家庭收支、社会网络等)。包括家庭禀赋与以户主为代表的成员禀赋[13]，农户禀赋是影响其采纳节水灌溉技术行为的重要因素[14]。该文设计描述农户资源禀赋的4个潜变量，即农户自身特征、家庭经济状况、教育背景、资本投入能力。具体可观测指标设置见表1。

②社会资源禀赋专用性。微观层面的社会资本关注行动者所在的社会网络整体的结构性特征及网络间的互动、制约对个体社会资源获取能力的影响。社会资本不能被个体直接拥有与运用，而是蕴含在社会团体、社会网络之中，只有通过成为该网络的成员、或建立起网络连带，才能接近与使用该资本[15]。该文借鉴社会资本分析范式来诠释社会资源禀赋[16](表2)。

③自然资源禀赋专用性。资源条件限制迫使农户考虑选择采用可以节约该资源的技术[17]。自然资源禀赋的特点是制定区域农业节水模式的逻辑起点，因此，该文选择可观测变量见表3。

表1　农户资源禀赋专用性指标设置

指标指标描述变量说明农户自身特征户主年龄被调查者年龄健康状况1=健康;2=一般;3=差是否有外出打工经历1=是;2=否耕地面积单位:667m2地块数单位:个单位地块面积单位:667m2家庭经济状况家庭年收入单位:元节水农业收入占总收入比重百分数教育背景户主学历层次1=小学及以下;2=初中;3=高中;4=中专及以上子女最高学历1=小学及以下;2=初中;3=高中;4=中专及以上是否参加过农民学校或田间学校的培训1=是;2=否是否加入不同类型的节水等协会组织1=是;2=否资本投入灌溉设施投入单位:元农业节水机械投入单位:元劳动力投入数量单位:个土地租金投入单位:元农业节水易耗品、管理等投入单位:元

表2　社会资源禀赋专用性指标设置

表3　自然资源禀赋专用性指标设置

(2)不确定性。不确定是指在有限理性与机会行为影响下造成了交易环境的不确定与交易者行为的不确定性[11]。现行水价政策、水权市场发育、节水技术应用及制度等环境都对农户农业节水意愿产生了不同程度的影响[18-19]，基于此判断，该文选择水价政策体系、水权市场发育程度、节水技术应用、农业节水外部政策等4个潜变量表达不确定性(表4)。

表4　不确定性指标设置

指标指标描述变量说明水价政策体系降水量不同年份,灌溉水价波动是否较大1=是;2=否水权市场发育程度获得灌溉所需水量是否容易1=是;2=否节水技术应用农业节水技术掌握难度是否较大1=是;2=否农业节水技术应用的效益是否很大1=是;2=否农业节水外部政策您认为农业节水补偿标准是否合适1=是;2=否您认为农业节水补偿方式是否合适1=是;2=否

(3)交易频率。交易频率是指在某段时期的交易次数[11]，交易频率越高，建立专门规制结构就越具有经济性[19]。农户采用农业节水技术更愿意与科研部门、技术企业、政府部门及人员接触，使交易内部化，形成一个简单互动规制结构降低交易成本(表5)。

(4)节水农业采用意愿。主体行为意愿主要受到不同行为认知的影响，该文将农户从事节水农业行为理性认知区分为生存理性、经济理性及价值理性(表6)。

表5　交易频率指标设置

指标指标描述变量说明农户与科研部门的接触因为采用农业节水与科研部门接触是否频繁1=是;2=否农户与技术企业的接触农业节水技术企业是否经常指导生产1=是;2=否农户与政府部门的接触各级政府部门是否经常来指导农业节水生产1=是;2=否农户与金融机构的接触因为采用节水农业是否经常向金融结构借贷1=是;2=否种植结构调整对节水的要求因种植结构调整需要是否经常调整不同的农业节水技术1=是;2=否

表6　农业节水意愿指标设置

2.2结构方程模型构建

农户农业节水意愿强度测量结构方程模型具体数学表达式为：

y1=γ11x11+γ12x12+γ13x13+…γ19x19+ζ1

(1)

y2=β21y1+γ21x21+γ22x22+γ23x23+…+γ2， 32x2， 32+ζ2

(2)

y3=β31y1+γ31x31+γ32x32+…γ35x35+ζ3

(3)

y4=β41y1+γ41x41+γ42x42+…γ46x46+ζ4

(4)

式中，y1、y2、y3、y4分别代表潜变量农业节水行为意愿、资产专用性、交易频率、不确定性； x是表征各潜变量的可观测变量，x11→x19表明有9个可观测变量解释农业节水行为意愿潜变量，x21→x2， 32表明有32可观测变量解释资产专用性潜变量，x31→x35表明有5个可观测变量解释交易频率潜变量，x41→x46表明有6个可观测变量解释不确定性潜变量； γ11→γ46表示各潜变量与其相对应可观测变量之间的载荷系数； β21→β41分别表示资产专用性、交易频率、不确定性与农业节水行为意愿之间的路径系数； ζ1→ζ4表示各潜变量被其相对应的可观测变量解释产生的残差项。

2.3数据来源说明

该文研究调查时间为2012年5～7月，对甘肃省张掖市的安阳、实验坊、党寨、小满、大满、碱滩、大满等地区进行了150份问卷调查，问卷共分为农户家庭背景、农业节水意愿、与相关部门的接触与节水农业不确定性等4个部分，具体可观测变量的设计见该文2.1指标体系构建，共发放问卷170份，有效问卷150份。

3　数据结果与分析

3.1信度与效度检验

(1)结构效度检验。利用SPSS16.0软件计算系数矩阵，计算结果为大部分系数值大于0.3，其单边检验值均小于0.05，KMO的值为0.712，Bartlett球体检验Approx.Chi-Square统计值为1768.094,显著性概率为0.000,小于0.001,说明数据具有很高的相关性，适宜做因子分析。

(2)信度检验。采用内部一致性α检验对统计量进行信度分析，结果为：资产专用性构想层面的18个题项Cronbach′α值为0.850,不确定性构想层面的6个题项Cronbach′α值为0.652,交易频率构想层面的2个题项Cronbach′α值为0.753,农业节水意愿构想层面的3个题项Cronbach′α值为0.760,从Cronbach′α值的结果看，问卷有较好的内部一致性，适合做因子分析。

3.2结构方程检验——验证性因子分析

利用AMOS7.0软件，基于30个可观测变量对资产专用性、不确定性、交易频率、农业节水意愿等潜变量的作用路径与结构方程模型进行数理检验。从表7可知，各观测变量的C.R值都大于2*根据荣泰生(2009)的建议，只要C.R大于2，则表明估计值与零存在显著差异。[20]，最大的载荷系数γ214的值为92.698,最小的载荷系数γ215的值为3.726,并且都在99%与95%置信度下显著，说明潜变量与可观测变量之间的载荷系数估计具有显著性，即可观测变量对潜变量的衡量具有较高的会聚有效性。资产专用性、不确定性、交易频率潜变量对农业节水意愿潜变量的C.R值最大的为β41等于4.090,在95%置信度下显著，最小的为β31等于2.029,在95%置信度下显著，β21等于3.092,在95%置信度下显著，且都大于2，说明选择的资产专用性、不确定性、交易频率潜变量对农业节水意愿潜变量的解释力较强(图1)。

注：路径系数值右上角的*、**及***分别表示，结果通过1%、5%及10%的显著性检验图1　结构方程路径

表7　路径/载荷系数估计结果

变量作用关系变量标准化路径/载荷系数及检验值EstimateS.E.C.R.P节水意愿β21<---资产专用性0.2010.1063.092**节水意愿β31<---交易频率-0.0140.0072.029**节水意愿β41<---不确定性-0.1710.0104.090**从事生态节水农业是为了生存γ11<---节水意愿10.05976.725***您认为从事粮食规模生产能够充分体现自己的价值γ12<---节水意愿0.3240.06150.273***您认为从事节水农业比传统农业能获得更高的收入γ13<---节水意愿0.9040.06355.932***是否有外出打工经历γ21<---资产专用性10.04135.386***是否接受过新技术培训或辅导γ22<---资产专用性0.0660.03942.235***节水农产品是否参加了农业保险γ23<---资产专用性0.2740.02381.908***是否加入不同类型的节水等协会组织γ24<---资产专用性0.1230.02964.565***是否参加过农民学校或田间学校的培训γ25<---资产专用性0.1560.02478.943***节水农业收入占总收入的比重γ26<---资产专用性40.5622.50416.946***平均积温γ27<---资产专用性0.060.02249.661***单位地块面积γ28<---资产专用性-0.080.06325.827***地块数γ29<---资产专用性-1.2540.25628.321***耕地面积γ210<---资产专用性11.5980.51223.875***是否是党员γ211<---资产专用性-0.0460.03256.059***是否是村干部γ212<---资产专用性-0.1250.02478.943***农业节水易耗品、管理等投入γ213<---资产专用性-33.5082.01536.220***农业节水机械投入γ214<---资产专用性17.8518.80792.698***土地租金投入γ215<---资产专用性12.0945.2053.726***家庭年收入γ216<---资产专用性37.19691.49622.655***交通是否便利γ217<---资产专用性-0.1440.02840.900***所在地区的缺水程度γ218<---资产专用性-1.2040.05729.452***离最近的一条渠距离多远γ219<---资产专用性0.4080.03773.773***因为采用农业节水与科研部门接触是否频繁γ31<---交易频率-0.0060.03451.764***因种植结构调整需要是否经常调整不同的农业节水技术γ32<---交易频率-0.0040.03358.986***您认为农业节水补偿方式是否合适γ41<---不确定性10.04441.806***您认为农业节水补偿标准是否合适γ42<---不确定性0.5020.0445.342***农业节水技术应用的效益是否很大γ43<---不确定性0.4350.04331.624***农业节水技术掌握难度是否较大γ44<---不确定性0.2360.03534.652***获得灌溉所需水量是否容易γ45<---不确定性0.1890.03436.038***降水量不同年份,灌溉水价波动是否较大γ46<---不确定性0.0370.03436.038***Chi-square=1818.2Degreesoffreedom=1268Prob=0.000 注:“*”、“**”及“***”分别代表在1%、5%及10%水平上显著,C.R值即t值

结构方程模型估计结果表明：绝对拟合指数(χ2/df为1.434,RMSEA的值为0.044)、相对拟合指数(NFI、TLI、CFI的值分别为0.999、0.965、0.94)、信息指数(AIC、CAIC的值分别为214.225与0)指标值都符合建议值的要求，测量模型的总体拟合情况较好，说明模型的选择与可观测变量对潜变量、潜变量对潜变量的解释力都很好。

3.3结果分析

(1)农业节水意愿。由表7可知，农业节水行为理性认知中生存理性、经济理性及价值理性等可观测变量对农业节水意愿潜变量解释力很强(标准载荷因子系数都大于0.5)。而经济理性(标准载荷因子系数最大，为0.633)对农业节水意愿解释力最强，说明农户节水行为主要是受经济理性认知的影响，即节水能获得更高的收益是农户节水行为主要目的，价值理性认知的影响次之，影响最小的是生存理性，同时表明这样一种认知逻辑顺序，即经济理性→价值理性→生存理性。

(2)资产专用性。从表7可以看出，农户外出务工获得了更多的收入与接收了更多信息，有利于农业节水技术的采用，而耕地面积的大小又是能否有效利用节水灌溉技术的关键(标准载荷系数为11.598)。土地的细碎化弱化了节水技术的推广与应用效应，没有形成较强的资产专用性，更增加了节水农业规制成本。家庭年收入与节水农业收入在总收入中的比重增加，大大提高了农户节水技术的采用，同时促进了农户节水行为的积极性。农户通过加入节水协会组织及参加农民学校或农民田间学校的培训等非学历教育增加了人力资本专用性，选择节水行为的可能性增大，同时降低了节水技术采用的管理成本。农业节水机械投入与转入土地的租金投入大大提高了有形资产用途的专用性，不采用节水行为的交易成本很高。此项结果与刘一明，罗必良(2011)研究中的结论一致[21]。

社会资源禀赋中党员与干部等2个表征政治身份的变量对资产专用性产生了显著负效应，可能的解释是，节水农业投入具有公共物品属性，党员与干部大都是节水农业实际管理者，相比普通农户，在社会网络结构中获取与运用个体社会资源的能力较强，降低了交易成本。而是否接受过新技术培训或辅导与节水农产品是否参加了农业保险等2个变量，提高了品牌资产的专用性，增加了农户改变行为选择的成本。

自然资源禀赋变量中交通是否便利与所在地区的缺水程度等2个变量、离最近的一条河流距离与当地温度是否对自然灌溉产生了不利影响等2个变量分别对资产专用性产生了较强负效应与正效应，表明区域缺水程严重、交通不便、离灌溉渠距离较远、当地积温过高等自然资源禀赋明显增加了本地区农户资产专用性，采用节水农业可节约资源转型的成本。

(3)不确定性。不确定性的6个可观测变量具有较强的正向效应，表明水价政策体系、水权市场发育程度、节水技术应用、农业节水外部政策等变量显著增加了从事节水农业的不确定性，提高了从事节水农业的交易成本。数据结果显示，农业节水补偿标准与补偿方式等2个变量对不确定性影响效应很大(标准载荷系数分别为0.502、1，且在90%显著性水平下通过检验)，说明从事节水农业不确定性更多是因为补偿标准与方式带来的。

(4)交易频率。因种植结构调整需要调整节水技术、与科研部门接触频繁等2个变量对交易频率的影响为负，且在90%显著性水平下通过检验。表明因为种植结构调整节水技术调整的次数与成本提高了，同时也增加了与科研部门主动接触的频率，掌握技术的时间、精力、管理及机会成本投入也增加。

(5)结构方程路径。从图1可知，交易成本的3个维度资产专用性、不确定性及交易频率对农业节水意愿产生了显著的影响效应，其中资产专用性对农业节水意愿的路径系数为0.201,且在95%显著性水平下通过检验，表明农户拥有的资产专用性越强从事节水农业的意愿越强； 不确定性对农业节水意愿的路径系数为-0.171,且通过95%显著性水平检验，说明从事节水农业的不确定性增加了行为选择的交易成本，大大降低了从事节水农业的行为意愿； 交易频率对农业节水意愿的路径系数为-0.014,也通过了95%显著性水平检验，说明因从事节水农业会极大增加交易频率，提高交易成本，农业节水行为意愿很低。

4　结论与建议

该文利用甘肃省张掖市从事节水农业户的150份调查数据，采用因子分析与结构方程模型，数理检验了农户农业节水行为交易成本的资产专用性、不确定性及交易频率等3个维度的影响因素，并分析了交易成本的3个维度对农户农业节水行为意愿的影响强度。

基于以上的实证分析，该文提出以下政策建议。

(1)农户节水行为的认知理性是政策制定的瞄准点。通过以上实证分析结果显示，节水农户从传统农业转变到节水农业主要目的是获得更高的收益，即主要受经济理性认知的影响，其次受到价值理性认知的影响，生存理性认知影响最弱，绝大多数农户认知逻辑顺序为经济理性→价值理性→生存理性。明确现阶段节水农户行为认知理性所处的阶段，政府应该从提高节水农业收益，降低节水农户经营抗风险能力及提高节水农业市场地位等方面制定有针对性的政策，这样才更能体现政策制定的有效性与准确性。

(2)农户资源禀赋、社会资源禀赋、自然资源禀赋极大提高了农业节水资产的专用性。在区域资源禀赋约束下，政府应该建立完善的培训机制与信息网络平台，提高节水农户自身禀赋，扩大节水农户获得节水信息渠道，改善农户资源禀赋与社会资源禀赋，降低农户节水行为交易成本，提高采用节水农业行为意愿的强度，这是现阶段政策调控的重点所在。

(3)节水农业外部环境不确定性增加了农户交易成本，降低了农业节水意愿。政府应该继续在水价政策体系、水权市场发育程度、节水技术应用、农业节水外部政策环境等方面加大改革的力度，创造一个宽松、良好的节水农业外部环境，降低因环境不确定性而带来的高交易成本，提高农业节水行为意愿。

(4)交易频率的增加极大地提高了节水农业的交易成本。交易频率增加主要源于农户与科研单位的频繁接触、因种植结构调整带来的节水技术改变的频繁[22-23]。需要政府因时因地根据种植结构的调整，在当地建立完善的农业节水技术推广体系与服务体系，建立统一的规制结构降低交易成本。

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RESEARCH ON THE EFFECT OF TRANSACTION TO FARMERS AGRICULTURAL WATER-SAVING BEHAVIORAL WILLINGNESS IN THE NORTHWEST ARID AREA*

Yao Zengfu1，Tang Huajun2※

(1.Department of Economics and Business, Guilin University of Aerospace Technology, Guilin, Guangxi 541004,China; 2.Institute of Agricultural Resources and Regional Planning of , Chinese Academy of Agricultural Sciences,, Beijing 100081, China)

Farmers are the micro-foundation for the development of modern water-saving agriculture, and the strength of farmers′ agricultural water-saving behavioral willingness is the dominant factor of the agricultural water-saving choice behavior. Improving the water-saving willingness has effect on promotingmodern agricultural water-saving technology and realizing the goal of modern agriculture. The article empirically tested the effects of three dimensions (asset specificity, uncertainty and transaction frequency) of transaction costson agricultural water-saving behavioral willingness of farmers by using factor analysis and structural equation model, and introducing the theory of transaction cost and resource endowment, based on 150 survey data of farmers engaged in agricultural water-saving in Zhangye city Gansu province. The results showed that the agricultural water-saving behavioral willingness was mainly affected by economic rationality, followed by the strength of value rationality and survival rationality. Farmers′ endowment, social resources endowment, and natural resources endowment hadsignificant effects on asset specificity in transaction costs dimensions. External uncertainty of water-saving behavior, transaction frequency with scientific research units and the frequency of water-saving technology adjusting all increased the transaction costs of agricultural water-saving behavior. Asset specificity, uncertainty, and the frequency of trades had positive, negative and negative effect on farmer agricultural water-saving behavioral willingness, respectively, with the path coefficients of 0.201, -0.171 and -0.014, respectively.

transaction cost; resource endowment; water-savingbehavioral willingness; structural equation model; value rationality

10.7621/cjarrp.1005-9121.20160517

2014-12-16

姚增福(1978—)，男，黑龙江汤原人，副教授。研究方向：农村区域发展及农户行为经济学。※通讯作者：唐华俊(1960—)，男，四川阆中人，研究员,中国工程院院士。研究方向：农业遥感及农作物空间分布。Email:hjtang@mail.caas.net.cn

F323.213； S274

A

1005-9121[2016]05-0112-08

*资助项目：国家社科基金一般项目“西部农户农业环境效率、要素配置效率及其提升机制研究”(15BGL131)； 教育部人文社会科学研究青年项目“外部性约束下种粮大户响应行为绩效提升研究：基于政府培育和市场边界视角”(13YJC630206)