基于Logistic-ISM模型的农户参与用水协会行为影响因素的实证分析

基于Logistic-ISM模型的农户参与用水协会行为影响因素的实证分析^*

周利平  翁贞林  邓群钊

内容提要  本文利用307份调查数据，首先运用二元Logistic模型确定了农户参与用水协会行为的影响因素，然后借助ISM模型构造出了各影响因素的关联关系和层次结构。研究结果表明，文化程度、经营规模、非农就业人数、参与态度、农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知、村灌溉渠系完好率和村经济发展水平8个因素显著影响农户参与用水协会行为。其中，参与态度、村灌溉渠系完好率是表层直接因素，农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知是中间间接因素，文化程度、经营规模、非农就业人数和村经济发展水平是深层根源因素。研究结论对提高用水协会农户参与率具有理论参考价值。

关键词  农户参与用水协会  影响因素  Logistic模型  ISM模型

周利平南昌大学理学院博士研究生     330031

翁贞林江西农业大学经管理学院教授    330045

邓群钊南昌大学理学院教授    330031

2011年中央“一号文件”明确指出，水是生命之源、生产之要、生态之基。水资源生态安全是粮食安全的基础^[1]。我国75%粮食作物，90%的经济作物产自需灌溉的土地，然而，我国灌溉农业发展面临着水资源短缺和浪费严重并存的问题。我国水资源总量约为2.8万亿立方米，占世界水资源总量的7%，居世界第6位，但人均占有水量仅2400立方米，只相当于世界人均的1/4，被列为全世界13个贫水国家之一。我国是一个农业为主的国家，农业是用水大户，也是水资源的浪费大户，农田灌溉年用水总量为3660亿立方米，相当于全国用水总量的70%。然而，我国主要灌区的渠系利用系数只有0.4—0.6，即约有一半的水被浪费。每立方米水的粮食生产能力远低于世界平均水平，目前生产单位粮食用水是发达国家的2到2.5倍^[2]。随着工业用水和城市用水挤占农业用水的竞争加剧，再加之气候变暖和水污染问题，农业可利用水资源量还将进一步减少，最终将危及粮食安全^[3]。因此，如何提高农业水资源的利用效率，解决水资源短缺问题，是理论界和政府部门共同关注的一个热点问题。研究表明，水资源管理不善是导致灌溉系统运行低效、水资源短缺等问题的重要原因之一^[4]，发挥农民用水者协会在灌区水资源管理中的作用，是提高灌区水资源利用效率的组织保障^[5]。

已有研究证明，在实际运行中，用水协会对提高灌溉用水效率^[6]，增强用水户的民主管理和民主决策意识^[7]，减少水事纠纷、节约农业劳动力投入、改善渠道质量、提高弱势群体灌溉用水的获得性、增强农户节水意识、保证水费上缴和减轻干部工作压力^[8]等方面发挥着重要作用。

然而，与上述成效形成巨大反差的是，农户参与率低，全国用水协会平均参与率不足10%^[9]。研究发现，农户参与对用水协会运行效率有决定性的影响^[10]。因此，如何使农户积极参加到用水协会中来，就成为理论界的重要研究课题。本文的研究问题是：农户是否参与用水协会？哪些因素将影响农户参与用水协会行为？它们之间的相互关系是怎样的？哪些是直接因素？哪些又是根源因素？本文试图回答这些问题，并据此提出有利于用水协会健康发展的政策启示。

国内学者对农户参与用水协会意愿进行了大量的实证研究。例如，孔祥智等（2008）^[11]是最早研究该领域的国内学者，他们指出，影响农户参与用水协会意愿的因素可分为户主个体特征因素、农户农业生产特征因素、小型水利设施状况及社会资本因素。其中，农户种植的经济作物面积、农户拥有可灌溉耕地面积、农户农业支出占年总支出比例等因素对农民参与用水协会的意愿有正向影响，而农户耕地总面积、农户对现有小型农田水利设施状况越满意负向影响农户参与协会的意愿。黄玉婷等（2013）^[12]实证研究了粮食主产区农户参与用水协会意愿的影响因素，研究发现，农户户主年、文化程度、农户家庭劳动力数、用水协会成立时间和规模与农户参与用水协会意愿之间呈正相关。万生新等（2012）^[13]探讨了社会资本对农户参与用水协会意愿的影响，研究表明，关系维度社会资本和认知维度社会资本显著正向影响农户参与协会的意愿，而结构维度社会资本影响不显著。同时在非社会资本因素中，是否当过干部、农业收入占家庭收入的比重、家庭可灌溉面积、协会专业化程度等因素显著正向影响农户参与协会的意愿。郭玲霞等（2009）^[14]分析了受教育程度、年龄、健康状况、家庭人均收入、家庭规模、最小孩子年龄、家庭成员态度、自信程度8 个因素对妇女参与用水协会管理意愿的影响，研究发现，受教育程度、健康状况、家庭成员态度以及自信程度对妇女参与用水户会管理的意愿有正面影响，年龄、家庭规模对妇女参与协会管理的意愿具有负面影响。

从以上分析可以看出，国内外学者对农户参加用水协会，从不同角度、采用不同的研究方法进行了详细的研究。他们所得出的诸多研究结论为本文提供理论指导，为我们更好地把握农户参加用水协会行为的影响因素有非常重要的供鉴作用。同时现有研究成果也我们留下了以下值得研究的空间：一是现有研究对农户参与用水协会影响因素的研究主要涉及参与意愿的影响因素而较少研究参与行为本身；二是现有研究主要关注农户参与用水协会意愿影响因素的挖掘及考察影响因素作用的方向和程度，而缺乏对各因素之间相互关系与层次结构的进一步研究。为弥补上述不足，本文将在借鉴现有研究成果的基础上，基于江西省份5县（市）的问卷调查资料，首先运用被学术界广泛采用的二元Logistic模型识别农户参加用水协会行为的影响因素，再运用解释性结构模型（interpretative structural modeling，简称ISM）分析方法，进一步解析各影响因素之间的相互关系与层次结构。

一、理论分析、变量选择及数据来源

1.理论分析

影响农户参与用水协会的因素很多，借鉴已有研究成果，综合考虑本研究的实际问题和实地调研数据，本文将影响农户参与用水协会行为因素分为农户个人特征、农户家庭特征、农户心理认知状况、外部环境变量等4类因素。

（1）农户个人特征。农户个人特征包括年龄、文化程度及务农年限3个因素。从理论上说，农户年龄越大思想越保守，接受用水协会这一新事物的可能性也就越小，参与的概率也越小。农户文化水平越高，对新事物的理解越快，接受能力越强，越能发现参与用水协会的潜在利益^[15]，参与的积极性就越高。务农年限越长的农户，越能体现和领悟到灌溉对农业生产的重要性及传统灌溉管理方式的弊端，越愿意通过用水协会来改善灌溉服务质量。

（2）农户家庭特征。农户家庭特征包括经济作物种植规模、经营规模和非农就业人数。其中经济作物种植规模用家庭经济作物种植面积占总耕地面积的比例来反映，经营规模用可灌溉面积占总耕地面积的比例来表示，非农就业人数用从事非农劳动人口占家庭劳动力的比例来体现。由于经济作物经济价值高，农户在生产过程中，投入了更多的物质和劳动成本，同时，经济作物对灌溉的需求较大，与灌溉农业的关系密切^[11]，因此，种植了大面积经济作物的农户更倾向于参与用水协会。经营规模是影响农户参与用水协会的主要因素之一。Baland et al.（1999）认为，农户对资源的依赖程度，是促使公共池塘资源集体行动的一个重要的条件。农户的可灌溉耕地规模越大，表明农户对灌溉水资源的依赖程度高，参与用水协会集体行动的可能性越大。同时，农户的可灌溉耕地规模越大，越能享受到参与灌溉管理带来的好处，从而参与用水协会的积极性越强^[16]。因此，经营规模与农户参与用水协会的可能性成正比。家庭劳动力非农劳动的比例越大，说明家庭对农业的依赖程度越低，参与用水协会的可能性就越低；另外，家庭劳动力非农劳动的比例越高，在灌溉高峰期，农户投入到灌溉上的劳动力和时间就越少，获得及时、足量的灌溉水的可能性就越小，从而农户越倾向于参与用水协会。因此，非农就业人数对农户参与用水协会行为的影响不确定。

（3）心理认知变量。市场营销理论认为，人们对消费品的认知状况直接影响着其购买行为。因此，在消费行为研究中，学者大都引入认知变量来分析人们的消费行为^[17][18]。借鉴前人研究相关成果，本文引入农户参与态度、农户对协会性质与功能的认知、农户对权利与义务认知3个因素来表征农户对参与用水协会的心理认知变量。理论上认为，它们对农户参与用水协会行为均有正向影响。农户对参与用水协会的态度越积极，对协会的性质与功能认识越透彻，对其所享受的权利与承担的义务了解越深，其参与用水协会的概率越大。

（4）农村社区特征。本文选取村灌溉渠系完好率、村经济发展水平2个变量来反映农村社区特征。村庄经济发展水平影响农户参与农村社区公共产品供给行为^[19]。张宁等（2006）^[20]认为，所在社区经济水平的高低可以反映出当地经济对农户参与农村小型水利工程投资管理的替代程度。也就是说，经济状况好的农村社区，用水协会管理和维护灌溉设施的投资可由当地政府或村集体经济支付，因而农户个人参与用水协会程度较低；反之，经济发展水平欠发达的农村社区，村集体经济无力提供用水协会在灌溉设施管护上的投资，因而要求农户积极参与投资投劳来弥补集体经济的不足。因此，本文认为，与经济发展水平较高的农村社区农户相比，经济不发达地区的农户参与用水协会的主动性更强。刘辉等（2012）^[21]研究表明，农户对农田水利设施整体状况评价越好，其参与小型农田水利建设的积极性越弱。张兵等（2009）^[16]认为，灌溉系统较差的农村的农户参与灌溉系统管建的积极要高于灌溉系统较好的农村的农户。孔祥智等（2008）^[11]认为，当农户对现有农田水利设施不满意时，才愿意参加用水者协会。因此，村灌溉渠系完好率越高，农户参与用水协会的可能性越小。

2.变量选择

根据上述理论分析，本文在构建农户参与用水协会行为影响因素的计量模型时，选择了4类共11个变量，变量的名称、解释及其预期影响方向详见表 1。

3.数据来源及样本基本情况

本研究所用数据来自国家统计局江西省调查总队于2013年3月20日至4月10期间对江西省6个市（县）、20个乡镇、30个村、60个用水协会所做的分层随机抽样调查。共发放问卷360份，收回348份，剔除了一些数据大量缺失的问卷后，实际有效问卷为307 份，问卷回收有效率为85.28%。其中，泰和县53份，占17.26%；丰城市（县）50份，占16.29%；东乡县50份，占16.29%；九江县50份，占16.29%；鄱阳县50份，占16.29%；渝水区54份，占17.59%。

调查对象的特征如下：（1）从性别上看，男性占80.1%，女性占19.9%；（2）从年龄来看，39岁以下的占11.1%，40-49岁的占35.8%，50-59岁的占35.2%，60岁以上的占17.9%；从受教育年限来看，5年以下的占26.1%，6-8年的占49.2%，9-11年的占21.8%，12年以上的占2.9%；从健康状况来年，身体状况不好的占1.6%，一般的占30.9%，好的占67.4%。因此，调查主要是以身体状况较好的、受教育年限8年以下的、中年男性为主。调查农户的基本特征符合本研究的需要，且具有一定代表性。根据307份调查问卷，得出各变量的统计特征（见表 1）。

表1                   模型变量的含义、描述性统计特征及其预期影响方向
变量名称	变量含义及赋值	均值	标准差	预期 影响
农户年龄（）	农户年齡（岁）	50.479	8.990	—
农户文化程度（）	农户受教育年数（年）	6.832	2.582	+
农户务农年限（）	农户实际务农年限（年）	28.472	12.219	—
经济作物种植规模（）	2012年经济作物种植面积占总耕地面积的比例（%）	23.419	26.905	+
经营规模（）	2012年可灌溉面积占总耕地面积的比例（%）	71.553	29.957	+
非农就业人数（）	2012年从事非农劳动的人口占家庭劳动力的比例（%）	44.082	25.141	？
农户参与态度（）	因子得分=（G1+G2+G4+G5+G7）/5	3.650	0.901	+
农户对协会性质和功能认知（）	完全不了解=1，不了解=2，了解一些=3，比较了解=4，非常了解=5	3.186	0.905	+
农户对权利和义务认知（）	完全不了解=1，不了解=2，了解一些=3，比较了解=4，非常了解=5	2.951	0.900	+
续表1
村灌溉渠系完好率（）	农户自评村灌溉渠系完好程度（%）	64.463	25.116	—
村经济发展水平（）	最差=1，中等偏下=2，中等=3，中等偏上=4，最好=5	2.990	0.958	—

二、实证研究与讨论

1.基于Logistic模型的影响因素分析

（1）模型选择

本文研究影响农户参与用水协会行为的因素，因变量是“农户是否参与用水协会”，设“1”表示农户参与了用水协会，“0”表示农户没有参与用水协会，变量类型为间断二分名义变量。Logistic回归分析广泛地应用于因变量为二分类型变量的回归模型。因此，本文拟建立二元Logistic回归模型来分析影响农户参与用水协会行为的因素。模型的函数形式为：

式1中，表示农户参与用水协会行为。表示农户参与了用水协会，表示农户没有参与用水协会，表示农户参与用水协会的概率，表示常数项，表示第个影响农户参与用水协会行为的自变量，为自变量的个数，是自变量的回归系数。农户参与用水协会的概率与农户不参与用水协会概率的比值为事件发生比，对其取自然对数，得到Logistic回归模型的线性表达式为：

 

（2）因子分析

在进行回归分析前，本文采用SPSS16.0软件对参与态度进行因子分析。本文用7个题项来测量参与态度，分别为“G1:农民参加用水协会有利解决用水纠纷”、“G2:农民参加用水协会能够提高水的使用效率”、“G3:农民参加用水协会浪费了农民的时间”“G4:农民参加用水协会提高了农民的责任感和降低了渠道的破坏”、“G5:农民参加用水协会提高了农户的收入”、“G6:灌溉系统的管理是政府的事情”“G7:农民参加用水协会参提高灌溉系统的管理水平”。独立样本T检验发现G3和G6检验不显著，将其剔除。在对剩下的5个题项进行因子分析前，本文首先对数据进行KMO和Bartlett球形检验。检验结果如下：KMO值为0.718，Bartlett球形检验显著性水平为0.000。可见，对该数据进行因子分析是适当的。在对这5个题项进行主成分抽取和正交旋转后，提取了一个因子。借鉴陈雨生等（2009）^[22]的做法，本文计算参与态度因子各题项得分的平均值，作为因子的最得分。

（3）估计结果

本文运用SPSS16.0软件对样本数据进行Logistic回归处理。首先将所有变量引入回归方程，对回归系数进行显著性检验，得到模型一；然后采用向后筛选法，逐渐剔除不显著的变量，直到所有的变量都在 10%的水平上统计显著，得到模型二。由表2可知，模型二的卡方检验的Sig.=0.000<0.05，说明统计显著，因此拒绝除常数项外的所有系数都等于0的零假设，认为自变量所提供的信息有助于我们更好地解释事件是否发生。模型预测准确率为82.4%。总体而言，本回归模型拟合度良好且具有较强的解释力，回归结果可信。由模型二的回归结果可知，文化程度、经营规模、非农就业人数、参与态度、农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知、村灌溉渠系完好率和村经济发展水平8个因素对农户参与用水协会行为的影响具有统计显著性。

表2             农户参与用水协会行为影响因素的Logistic模型估计结果
变量名称	模型一			模型二
	回归系数	Wald值	Exp（B）	回归系数	Wald值	Exp（B）
农户年龄	0.055*	3.492	1.057	—	—	—
农户文化程度	0.149**	4.420	1.161	0.117*	3.397	1.125
农户务农年限	-0.026	1.415	0.947	—	—	—
经济作物种植规模	-0.007	1.622	0.993	—	—	—
经营规模	0.021***	11.348	1.021	0.018***	9.468	1.018
非农就业人数	-0.020***	8.856	0.980	-0.019***	7.693	0.982
农户参与态度	0.736**	4.704	2.088	0.555*	3.075	1.742
农户对协会性质与功能认知	0.939***	9.022	2.559	0.931***	9.218	2.538
农户对权利与义务认知	0.632**	3.875	1.880	0.625**	3.936	1.869
村灌溉渠系完好率	0.020***	8.713	1.020	0.022***	10.825	1.022
村经济发展水平	-0.379**	4.093	0.672	-0.415*	4.768	0.660
常数项	-9.657***	20.983	0.000	-6.916***	21.872	0.001
预测准确值	83.1%			82.4%
模型检验	112.788（sig.=0.000）			108.143（sig.=0.000）
-2倍对数似然值	249.457			254.102
Cox & Snell R2	0.307			0.297
Nagelkerke R2	0.444			0.429
注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

2.基于ISM的影响因素分析

ISM分析方法是由美国沃菲尔德教授于1973 年开发的，用于分析和揭示复杂社会经济系统的内在关系结的有效方法。其特点是把复杂的系统分解为若干子系统要素，利用人们的实践经验和知识，以及计算机的帮助，将系统构造成一个多级递阶的结构模型，从而将模糊不清的思想转化为直观的、具有良好结构关系的模型^[23]，进而观察这些关键因素之间的结构关系，并找到最重要的关键成功因素。近年来，解释结构模型法被学者广泛应用于探寻影响因素间的层次结构及因果关系^{[24][25][26][27]}。因此，本文运用解释结构模型来分析影响农户参加农民用水协行为因素之间的逻辑层次结构及相互作用关系，找出影响农户参加用水协会的直接影响因素、中间影响因素及最根本的影响因素。分析过程的具体步骤如下：

第一步是构造因素间的逻辑关系

A	A	A	A	A	A	A	A	S0
0	0	V	V	V	0	0	S1
0	V	V	V	V	0	S2
0	V	V	V	V	S3
A	0	A	A	S4
A	0	0	S5
A	0	S6
0	S7
S8
图1  影响因素间的逻辑关系

依据Logistic模型二的估计结果，本文用、、、、、、和表示文化程度、经营规模、非农就业人数、参与态度、农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知、村灌溉渠系完好率和村经济发展水平。聘请江西农业大学“三农”问题研究中心5位教授组成专家小组，采用头脑风暴法确定如图1所示的上述8个因素间的逻辑关系。其中“V”表示行因素对列因素有直接或间接的影响，“A”表示列因素对行因素有直接或间接的影响。

    第二步是建立邻接矩阵

    根据影响因素间的逻辑关系（见图1），结合式（3）给出因素间的邻接矩阵R，其中“1”表示有影响，“0”表示没有影响。

                              

    

    第三步是求可达矩阵

利用式（4）和Matlab7.0软件，由邻接矩阵R可得到影响因素的可达矩阵M。

    

式（4）中为单位矩阵，为幂，。矩阵幂运算采用布尔运算法则。   

第四步是确定因素间的层级结构

首先，在第三步的基础上，根据式（5）求出一个多级递阶结构的最高要素集₁。

   式（5）中，为可达集，表示可达矩阵中第行中所有矩阵元素为1的列所对应的要素组合。为先行集，表示可达矩阵中第列中所有矩阵元素为1的行所对应的要素组合。

其次，从原可达矩阵M中删除中因素相对应的行和列，得到新的可达矩阵，接着利用式（5）从可达矩阵中求出新的最高级别要素集。依次类推，直至搜寻出各层所包含的最高要素集。 本研究根据式（5）可得到。然后，根据其它层次因素的确定方法依次得到，，。

    最后，根据因素级位划分的结果重新排列可达矩阵M的行和列，并用有向边连接相邻层次间及同一层次的因素，得到农户参与用水协会行为影响因素的层次结构N，详见式（6）。

第五步建立解释结构模型

根据因素间的层级结构，对同一个递阶结构层级因素用同一水平位置的方框表示, 依据影响因素间的逻辑关系连接有影响关系的因素方框, 即可得到农户参与用水协会行为影响因素的解释结构模型图（见图2所示）。

    3.研究结果讨论

由图2可知，显著影响农户参与用水协会行为的8个因素分为三级层次关系，参与态度、村灌溉渠系完好率2个因素位于第一级，是表层直接因素；农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知2个因素位于第二级，是中间间接因素；文化程度、经营规模、非农就业人数和村经济发展水平4个因素位于最底层，是深层根源因素。

（1）村灌溉渠系完好率对农户参与用水协会行为有显著的正影响。在Logistic模型二中，通过了1%统计水平的显著性检验，这表明，在其他条件不变的情况下，村灌溉渠系完好程度越高，农户参与用水协会的概率就越大。回归结果显示，村灌溉渠系完好率每上升1个百分点，农户参与用水协会行为的发生比将比原来提高0.022倍，与理论预期不一致。其原因是，作为一个“经济人”，农户在做出参与用水协会决策时，追求投入最小化，村灌溉渠完好率越高，表明农户参与用水协会后投资投劳就越少，因而农户就越可能参与用水协会。村灌溉渠系完好率是影响农户参与用水协会的直接因素之一，因此，要求我国在组建用水协会时，应该将一条配套设施完整、功能齐全的渠道交付给农户管理。

    （2）参与态度对农户参与用水协会行为有显著的正影响。在Logistic模型二中，参与态度变量通过了10%统计水平的显著性检验。回归结果显示，参与态度每上升1个档次，农户参与用水协会行为的发生比将比原来提高0.742倍。这与理论预期一致，且支持了Rezaei et al.（2010）^[28]的研究结论：大多数受访者，认为用水协会提高了农民的收入、减少了水资源的浪费、实现水资源公平分配，农民对协会持积极态度是影响农民参与用水协会倾向性的重要因素。参与态度是影响农户参与用水协会行为最直接因素，是内因，其他影响因素通过它才能影响参与用水协会行为，同时，参与态度还受到农户对协会性质与功能认知和农户对权利与义务认知两2个中间间接因素的影响。

（3）农户对协会性质与功能认知和农户对权利与义务认知对农户参与用水协会行为有显著的正影响。在Logistic模型二中，分别通过了1%和5%统计水平的显著性检验，这一结果与理论假说一致。回归结果显示，农户对协会性质与功能认知和农户对权利与义务认知每上升1个档次，其参与用水协会行为的发生比将比原来分别提高1.538倍和0.869倍。因此，农户对用水协会性质与功能认识越深刻，对其所享有的权利及所承担的义务了解越多，就越能领会到参与用水协会的重要性和必要性，从而参与态度就越积极，结果是参与用水协会的可能性就越大。作为农户参与用水协会行为的中间间接影响因素，农户对协会性质与功能认知和农户对权利与义务认知还受到文化程度、经营规模、非农就业人数和村经济发展水平4个深层根源因素的影响。

（4）文化程度对农户参与用水协会行为有显著的正影响。在Logistic模型二中，通过了10%统计水平的显著性检验，这表明，在其他条件不变的情况下，农户的文化程度越高，参与用水协会的概率就越大，验证了本文的理论假设。回归结果显示，农户的文化程度每增加1年，其参与用水协会行为的发生比将比原来提高0.125倍。其原因是，农户的文化程度越高，接受新事物和新知识的能力就越强，进而其对农用水协会性质与功能认知度和权利与义务认知度越高，参与态度越积极，越倾向于参与用水协会。

（5）经营规模对农户参与用水协会行为有显著的正影响。在Logistic模型二中，通过了1%统计水平的显著性检验，这表明，在其他条件不变的情况下，经营规模越大，农户参与用水协会的概率就越大，与理论分析一致。回归结果显示，经营规模每增加1个百分点，农户参与用水协会行为的发生比将比原来提高0.018倍。其原因是，经营规模越大，规模效应越大，用水的需求量较大，更加注重灌溉效率，同时，遭受干旱带来的损失也更大，因此，农户参与用水协会的意识就更强，更愿意去了解协会性质与功能及所享有的权利与承担的义务，参与态度也就更积极，因而更可能通过参与用水协会来增加规模效应、提高灌溉效率、规避风险或降低损失。

（6）非农就业人数和村经济发展水平对农户参与用水协会行为有显著的负影响。可能原因是，家庭非农就业人数越多和村经济发展水平越好，该地区非农经济越发达，农户生计对农业的依赖性较低，农户没有兴趣去了解协会的性质与功能和权利与义务，参与态度也不积极，因而参与用水协会概率就越小。

综上所述，以上8个影响因素或独立发挥作用，或相互关联，构成了完整的农户参与用水协会行为影响因素复杂系统。作为深层影响因素，文化程度、经营规模、非农就业人数和村经济发展水平直接影响农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知，沿着“化程度、经营规模、非农就业人数、村经济发展水平”→“农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知”→“参与态度”→“参与行为”的正向传导关系，从根源上影响农户参与用水协会行为。

三、结论与政策启示

本文利用江西省307户农户的调查数据，尝试将二元Logistic模型和ISM模型有机结合起来，分析农户参与用水协会行为的影响因素及其层次结构。研究表明：（1）农户是否参与用水协会不是由某一个或某些因素决定的，而是由8个因素组成的具有3级层次结果的复杂系统决定的，它们之间相互联系、相互影响共同作用于农户参与用水协会行为。其中参与态度、村灌溉渠系完好率2个因素是表层直接因素；农户对协会性质与功能认知、农户对权利与义务认知2个因素是中间间接因素；文化程度、经营规模、非农就业人数和村经济发展水平4个因素是深层根源因素。（2）农户文化程度越高，经营规模越大，参与用水协会的概率越高。（3）村经济发展水平越好，非农就业人数越多的农户，参与用水协会的概率越小。（4）对协会性质与功能和对权利与义务认知度越高的农户，参与态度越积极，参与用水协会的可能性就越大。（5）村灌溉渠系完好率越高，农户参与用水协会的机率就越高。

在以上研究结论的基础上，本文提出如下政策启示：第一，大力推进小农水重点县建设，通过小农水重点县建设项目，改善我国农田水利基础设施破损严重的现状，提升我国灌溉渠系质量，从而提高我国用水协会的农户参与率。第二，利用广播、电视、网络、报刊和宣传栏等媒介加大宣传力度，强化农户对协会性质与功能和对其所享有权利与所承担义务认知，提高农户参与态度。第三，政府应加大农村教育投入，努力提高农民文化教育水平。第四，完善耕地流转政策，加快耕地流转进程，促进耕地规模化经营。

    注释

    [1]刘渝、张俊飚：《中国水资源生态安全与粮食安全状态评价》，[北京]《资源科学》2010年第12期。

    [2]赵立飞、刘颖：《农业水资源紧缺对我国粮食安全的影响分析》，[内蒙古]《北方经济》2010年第19期。

    [3]王学渊、韩洪云：《水资源对中国农业的“增长阻力”分析》，[南京]《水利经济》2008年第3期。

    [4] Meinzen-Dick R, Raju K V, Gulati A. What affects organization and collective action for managing resources? Evidence  from  canal irrigation systems in India. World Development. 2002, 30(4).

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The Empirical Study On The Influencing Factors Of peasant Households Participation In Water User Association :Based On Logistic-ISM

Zhou Liping  Wen Zhenlin  Deng Qunzhao

Abstract:Using 307 survey data,this paper fist determines influencing factors of peasant households participation in water user association(WUA) applying logistic modeling,after that uses ISM(interpretative structural modeling) to establish relationship and hierarchical structure of various kinds of influencing factors.The results show that education, operation land scale, non-farm payrolls, attitude of peasant households participation, peasant households’ knowledge about nature and functions of WUA, peasant households’ knowledge about nature and functions of WUA, peasant households’ knowledge about right and obligations of WUA membership,good condition of canal system and development of rural economy level have a significant impact on peasant households’ behaviour.attitude of peasant households participation and good condition of canal system are surface direct factor.peasant households’ knowledge about nature and functions of WUA and peasant households’ knowledge about right and obligations of WUA membership are intermediate indirect factors.education, operation land scale, non-farm payrolls and development of rural economy level are Deep Root factors.It has the theoretical value to improve peasant households participation rate of WUA.

    Key words:peasant households participation in water user association;influencing factors;logistic modeling;ISM