小型水利设施建设中农户支付行为的影响因素分析

王昕+陆迁

收稿日期：2013-01-10

基金项目：国家自然科学基金项目（71173174）；“十二五”农村领域国家科技计划项目（2011BAD29B01）

作者简介：王 昕（1986-），女，河北遵化人，博士生，研究方向为区域经济发展；陆 迁（1968-），男，宁夏中宁人，教授，研究方向为农业经济管理。

摘要：运用500户微观调查数据，在Heckman样本选择性偏差检验的基础上，运用两阶段模型对小型水利设施建设农户支付意愿和支付金额影响因素进行实证研究，重点考察社会资本及结构对农户小型水利设施建设支付行为的影响。结果表明：社会资本是影响农户支付意愿的重要变量，其中，社会信任、社会参与对农户支付意愿有促进作用，而社会网络具有抑制作用，社会声望与支付意愿关系不显著。此外，家庭人口、家庭收入、灌溉面积、水利设施满意度和是否偷水也对农户的支付意愿有不同影响。社会信任和社会参与对支付金额有显著正向影响，水利设施满意度与支付金额成负向关系，偷水程度对支付金额有激励作用。

关键词：小型水利设施；农户；支付行为；社会资本

中图分类号：F325.15 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2014）03-0135-05

Influencing Factors of Farmers Payment Behaviour

on Small Water Conservancy Facilities Construction

——from the Perspective of Social Capital

WANG Xin， LU Qian

（Economics and Management， Northwest A&F University， Yangling 712100）

Abstract： This paper uses the Heckman Model to test sample selectivity bias， and then use two stages model to find the influence factors of farmers willingness to pay and the amount of payment for small water conservancy facilities， based on survey data of 500 farmers in Shaanxi Province in 2011， examining the impact of social capital and its structure on the farmers payment behavior on small water conservancy facilities. The finding shows that social capital is an important variable to influence farmers willingness to pay. Social trust and social participation have positive roles in the farmers willingness to pay， social networks have negative effects， social reputation is not significant. In addition， family size， family income， irrigated area， satisfaction of water conservancy facilities and whether stealing water also effect farmers willingness to pay. In terms of payment， social trust and social participation have positive roles in payment， which the value of the marginal effect is 0.042 and 0.037 respectively. Besides， satisfaction of small water conservancy facilities has negative effect and whether stealing water also has significant impacts on payment.

Key words： small water conservancy facilities； farmers； payment behavior； social capital

1 引言

小型水利设施供给薄弱严重影响农业灌溉用水，制约农业生产可持续发展。农户合作供给成为小型水利设施供给的有效方式（贺雪峰）[1]。实践中，合作供给小型水利设施由于成本分摊方案差异存在激励不足问题。要提高长期处于分散状态的小农组织化程度，促使开展合作，解决的基本问题就是如何分摊支付合作的巨大组织成本。因而，研究农户小型水利设施支付行为，对于解决上述问题具有重要意义。

国内对农村小型水利设施农户合作供给行为的研究，主要关注支付意愿影响因素。朱红根[2]运用江西619户种粮大户数据分析得出种稻收益、农业劳动力人数等因素对农户参与农田水利建设意愿有显著影响；张兵等[3]引入非农劳动力占家庭劳动力比例变量分析农户投资意愿；崔宝玉等选取农户职业、农业收入占家庭收入比重以及农户家庭年收入研究支付意愿[4]；谭向勇[5]分析得出影响意愿投资比例的因素主要有农户年龄、人均耕地面积和家庭收入。

上述研究在一定程度上揭示了农户合作供给小型水利设施的影响因素，但将社会资本引入小型水利设施供给的实证分析相对薄弱。在具有“地缘社会”和“亲缘社会”典型特点的中国农村，社会资本能将分散的农户连接起来，对合作供给过程中农户支付行为产生影响。经济学家试图用社会资本解释集体行动选择困境，认为社会资本能够促进集体行动实现[6～10]。由此可见，社会资本对农户合作供给行为的影响是研究农村小型水利合作供给不可缺少的部分。

本文基于现有研究文献，从社会网络、社会信任、社会声望和社会参与角度考察农户社会资本。通过实地调查资料，分析农户社会资本特征及不同维度对农户支付意愿和支付金额的影响，试图揭示社会资本及结构影响农户支付行为决策的内在机理，为解决农村公共物品供给困境提供相关决策参考。

2 模型说明与变量选择

2.1 模型说明

农户支付行为研究变量多呈常态分布，无法彻底避免样本偏差。Heckman样本选择模型可以解决此问题。因此，本文首先采用Heckman选择模型对样本选择性偏差进行检验，然后运用Heckman两阶段模型对小型水利设施建设农户支付意愿和支付全额进行估计，识别影响农户支付决策行为的主要因素。

（1）Heckman样本选择性偏差检验模型

假设y为因变量，X为自变量向量矩阵，β为系数向量矩阵，模型的一般形式为：

y=Xβ+μ1 （1）

选择方程：设Z为自变量向量矩阵，g为系数向量矩阵

当Zg+μ2>0时，y可以被观察到，其中：μ1～（0，δ），μ2～（0，1），corr（μ1，μ2）=ρ。

结果方程：

y=Xβ+λα+μ（2）

其中， λ称为逆Mills比，具体公式为：

λ=φ（-Zg/σ0）Φ（Zg/σ0），φ和Φ分别表示标准正态分布的密度函数和分布函数。用Probit方法估计g和σ0，然后代入式（2）进行估计，运用Heckman模型进行样本选择性偏差检验，可通过逆mills比（λ）估计值的显著性判断是否存在样本选择性偏差问题。如果逆mills比估计值的P值是显著的，则存在样本选择性偏误；如果P值不显著，则不存在样本选择性偏误[11]。

（2）支付意愿决策模型

probit模型用来估计二分类选择变量模型，公式如下：

P（y=1|X）=G（β0+βiX）（3）

式（3）中，因变量y为农户的支付意愿，如果选择支付，则因变量取值为1，不愿意支付则为0。β0为常数项，X为自变量，是包括多个因素的解释变量，βi是第i个解释变量变化对y的影响程度。农户愿意支付概率P是解释变量X的一个线性函数，被称为响应概率。G（*）是标准正态累积分布函数。

（3）支付金额决策模型

Tobit模型用来估计受限因变量，因农户支付金额数据为连续变量，且有部分数据为0，可以用Tobit模型估计。模型如下：

y*i=β0+βiX+μ（4）

其中，因变量y为农户的支付金额，β0为常数项，X为自变量，是包括多个因素的解释变量，βi是第i个解释变量变化对x的影响程度，μ为随机干扰项。

2.2 变量选择

在借鉴现有文献成果的基础上，本文选择主要变量为：农户个体特征：年龄、职务、是否务农、受教育程度；农户家庭特征变量：家庭人口、农业劳动力人口、非农就业人数、家庭收入；种植特征：农户灌溉面积；农户社会资本特征变量：社会网络、社会信任、社会声望、社会参与；制度变量：政府补贴、政府投入力度；农户社区环境变量：对现有小型水利设施是否满意、是否存在偷水现象、是否存在用水纠纷。

具体变量说明及预期假设如表1所示。

3 数据说明

本数据来自西北农林科技大学经济管理学院研究生2011年4月至6月的实地问卷调查。调查方法为分层随机抽样方法。此次调查区域为新兴镇、渠岸乡、高渠乡、徐木乡、嵯峨乡5个乡镇20个村，共计500个农户。调查形式为入户调查。本次调查共发放问卷500份，回收有效问卷370份，问卷有效率74%。

3.1 样本分布统计

表2统计数据表明：有61.08%的农户愿意支付小型水利设施建设费用。在愿意支付金额中，大部分人在200元以下，仅有3.5%的人愿意支付千元以上。

3.2 农户的社会资本特征

关于社会资本尚未形成一致性的认识，目前比较流行的观点有社会网络说、社会信任说和社会参与说。社会资本实质上是网络资源、信任、声望和参与的组合[12]。本文用社会网络、社会信任、社会参与和社会声望4个方面代表社会资本。社会网络反映社会成员的构成关系及利用这种关系可动用的资源。农户在遇到困难时能够帮上忙的人数与农户平时联系的人数的比率考察农户社会网络差异。农户间社会网络差异较大，35.41%的农户集中在0.3～0.5，几乎1/3农户可动用资源规模较小；社会信任反映社会成员间信任程度，调查数据显示：2.96%的被调查者选择非常不信任，32.35%的被调查者选择比较不信任，49.87%的被调查者选择一般，12.13%的被调查者选择比较信任，2.7%的被调查者选择非常信任；社会声望考察的是村民在长期交往过程中形成的权威关系，29.35%的被调查者选择从不，41.85%的被调查者选择偶尔，22.55%的农户选择一般，只有6.25%的被调查者选择经常；社会参与反映农户权利的自我表达，16.67%的农户从不参加村中活动，30.98%的农户偶尔参加村中集体事务，28.8%的农户参与程度一般，25.54%的农户经常参加村中集体事务。

表1 变量解释及对决策行为的影响假设

注：“+”代表正相关显著；“-”代表负相关显著；“？”代表对影响的方向不明确

4 实证结果分析

由于使用微观调查资料研究农户支付行为，常常存在选择性偏差问题，因此，在进行模型估计时，首先需要检验是否存在样本选择性偏差，如果不存在样本选择性偏差，则可直接进行模型估计。本文运用Heckman样本选择模型对样本选择性偏差进行检验。

表2 样本的分布情况

4.1 样本选择性偏差检验

样本选择性偏差检验结果中逆mills比的估计值λ的P值为0.466，未能通过显著性检验，这表明该样本不存在选择性偏差问题，无需纠偏，可直接进行估计。

4.2 样本两阶段模型

运用两阶段模型对农户支付行为估计结果如表3。模型估计通过了显著性检验，伪判决系数小于1，估计结果具有较好的解释力。结果表明：社会网络、社会信任和社会参与是影响小型水利设施支付意愿的关键因素，社会信任和社会参与对农户小型水利设施建设的意愿支付金额具有显著影响。此外，农户支付行为还受农户个体特征、农户家庭特征、种植特征、农户社会资本特征、制度因素和社区环境特征等因素的影响。

表3 支付行为估计结果

注：“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的显著性水平

（1）农户个体特征。农户年龄和受教育程度通过10%显著水平检验，符号为负，意味着农户年龄和受教育程度对农户小型水利支付意愿具有负向影响，与预期不一致。可能是由于农户年龄越大，思想越保守，越不愿意参与；农户受教育程度与支付愿意呈负向关系，可能由于农户受教育程度高，越有机会从事非农行业，所以对小型水利设施建设支付意愿不大。

（2）农户家庭特征。家庭人口、家庭收入通过显著性检验，符号为正，表明家庭人口和收入是影响支付行为的重要因素。家庭人口越多，口粮保障对家庭越重要，农户试图通过参与小型水利设施建设投资来提高粮食产量；农户家庭收入越高，意味着农户越有经济能力参与小型水利设施建设。农业劳动力人口通过5%显著性检验，系数为-0.281，表明农户支付意愿与农业劳动力人口呈反向作用关系，可能的原因是劳动力较多时，容易解决用水问题，支付意愿较低。在支付金额方面，家庭人口和家庭收入分别通过1%和5%显著性检验，符号都为正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，农户愿意支付金额越高，但边际贡献较小，家庭人口每增加1人，农户愿意多支付0.013元，家庭收入增加带来的支付金额的增加幅度则微乎其微。

（3）农户种植特征。农户拥有的灌溉面积处于5%显著性水平检验，且方向为正，符合预期，表明农户拥有的灌溉面积越大，农户支付意愿越强烈。在意愿支付金额方面，灌溉面积通过1%显著性水平检验，且符号为正，意味着灌溉面积每增加10%，农户意愿支付金额增加27%。农户拥有的灌溉面积越大，对小型水利设施的依赖程度越高，支付意愿越强烈，意愿支付额也就越多。

（4）农户社会资本特征。在支付意愿方面，社会网络通过10%显著性检验，符号为负，这表明社会网络越丰富，农户越不愿意参与。社会网络越丰富，意味着资源动员能力越强，有可能通过其他手段解决用水问题；社会信任通过5%显著性检验，符号为正，表明农户间社会信任程度越高，农户支付愿意越强，这是因为农户间的信任降低了参与后失信导致的经济风险和监督成本，加速合作实现；社会参与处于5%显著性水平，方向为正，表明农户社会参与程度越高，支付意愿越强。农户参与程度越高，意味着农户的权利诉求得到了很好的表达，对农户支付意愿有正向激励作用。在支付金额方面，社会信任和社会参与通过10%显著性水平检验，符号为正，意味着农户社会信任程度和对集体事务参与程度越高，农户愿意支付金额越多。社会信任和社会参与程度每增加1%，农户愿意支付的金额分别增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府补贴通过10%显著性检验，符号为正，与预期一致，意味着政府补贴具有较强的激励效果。政府投入力度未能通过显著性水平检验，表明与农户的支付行为关系不大。

（6）农村社区环境。水利设施的满意度处于1%的负向显著性水平，符合预期假设。农户对水利设施的满意度越高，意味着现有水利设施基本能够满足农户的灌溉用水需求，农户支付意愿较低。是否偷水在1%水平下通过显著性检验，符号为正，意味着农村社区存在的偷水现象越严重，农户的用水成本越高，农户越愿意通过小型水利设施的建设，降低用水成本。在支付金额方面，水利设施的满意度通过1%显著性检验，符号为负；是否偷水通过5%显著性检验，符号为正；二者边际效应分别为-0.063和0.11，说明水利设施的满意度和是否偷水是影响支付金额的关键因素。此外，农户用水纠纷未通过显著性检验，但符号为正，表明用水纠纷对农户支付行为具有正向影响但效果不明显。

5 结论与建议

利用陕西省农户调查数据，基于社会资本视角，考察了农户小型水利设施建设支付行为及影响因素。实证结果表明：社会资本是影响农户支付行为的重要因素，社会信任程度每增加1%，农户支付意愿增加5%，农户意愿支付金额增加4.2%；社会参与每增加1%，农户支付意愿增加5.2%，农户意愿支付金额增加3.7%。此外，农户支付行为还受到家庭人口、家庭收入、灌溉面积、水利设施满意度和是否偷水的影响。

本文表现的政策含义是激励农户小型水利设施建设支付行为要充分重视社会资本的重要作用，利用农村社区内部“熟人社会”网络关系，加强成本分摊的监督力度，权衡责任，降低合作的交易成本。因此，政府应在激发农户交流、促进农户信任、重视农户参与集体活动等方面创造有利条件和优越环境，帮助农户培育社会资本。同时，宣传用水文明，及时协调和解决农户用水纠纷也是提高农户参与积极性的重要手段。

参考文献：

[1]贺雪峰，罗兴佐.论农村公共物品供给中的均衡[J].经济学家，2006（1）：62-69.

[2]朱红根，翁贞林，康兰媛.农户参与农田水利建设意愿影响因素的理论与实证分析——基于江西省619户种粮大户的微观调查数据[J].自然资源学报，2010（4）：539-545.

[3]张兵，孟德锋，刘文俊，方金兵.农户参与灌溉管理意愿的影响因素分析——基于苏北地区农户的实证研究[J].农业经济问题，2009（2）：66-72.

[4]崔宝玉，张忠根.农村公共产品农户供给行为的影响因素分析——基于嵌入性社会结构的理论分析框架[J].南京农业大学学报（社会科学版），2009（1）：25-31.

[5]刘力，谭向勇.粮食主产区县乡政府及农户对小型农田水利设施建设的投资意愿分析[J].中国农村经济，2006（12）：32-36.

[6]Coleman J S. Social Capital in the Creation of Human Capital[J]. American Journal of Sociology，1988（ 94）：95–120.

[7]Durlauf S N， M Fafchamps[N]. Social Capital. NBER. Working Paper，2004.10485.

[8]埃莉诺·奥斯特罗姆.公共事物的治理之道[M].上海：上海三联书店，2000.1-145.

[9]贺雪峰.熟人社会的行动逻辑[J].华中师范大学学报（人文社会科学版），2004（1）： 5-7.

[10]陈宇峰，胡晓群.国家、社群与转型期中国农村公共产品的供给——一个交易成本政治学的研究视角[J].财贸经济，2007（2）： 43-51.

[11]曹乾，杜雯雯.健康的就业效应与收入效应：基于Heckman模型的检验[J].经济问题探索，2010（1）：134-138.

[12]陆迁，王昕.社会资本综述及分析框架[J].商业研究，2012（2）：141-145.

[13]王瑜.养猪户的药物添加剂使用行为及其影响因素分析——基于江苏省542户农户的调查数据[J].农业技术经济，2009（5）：46-55.

（责任编辑：冉春红）

4 实证结果分析

由于使用微观调查资料研究农户支付行为，常常存在选择性偏差问题，因此，在进行模型估计时，首先需要检验是否存在样本选择性偏差，如果不存在样本选择性偏差，则可直接进行模型估计。本文运用Heckman样本选择模型对样本选择性偏差进行检验。

表2 样本的分布情况

4.1 样本选择性偏差检验

样本选择性偏差检验结果中逆mills比的估计值λ的P值为0.466，未能通过显著性检验，这表明该样本不存在选择性偏差问题，无需纠偏，可直接进行估计。

4.2 样本两阶段模型

运用两阶段模型对农户支付行为估计结果如表3。模型估计通过了显著性检验，伪判决系数小于1，估计结果具有较好的解释力。结果表明：社会网络、社会信任和社会参与是影响小型水利设施支付意愿的关键因素，社会信任和社会参与对农户小型水利设施建设的意愿支付金额具有显著影响。此外，农户支付行为还受农户个体特征、农户家庭特征、种植特征、农户社会资本特征、制度因素和社区环境特征等因素的影响。

表3 支付行为估计结果

注：“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的显著性水平

（1）农户个体特征。农户年龄和受教育程度通过10%显著水平检验，符号为负，意味着农户年龄和受教育程度对农户小型水利支付意愿具有负向影响，与预期不一致。可能是由于农户年龄越大，思想越保守，越不愿意参与；农户受教育程度与支付愿意呈负向关系，可能由于农户受教育程度高，越有机会从事非农行业，所以对小型水利设施建设支付意愿不大。

（2）农户家庭特征。家庭人口、家庭收入通过显著性检验，符号为正，表明家庭人口和收入是影响支付行为的重要因素。家庭人口越多，口粮保障对家庭越重要，农户试图通过参与小型水利设施建设投资来提高粮食产量；农户家庭收入越高，意味着农户越有经济能力参与小型水利设施建设。农业劳动力人口通过5%显著性检验，系数为-0.281，表明农户支付意愿与农业劳动力人口呈反向作用关系，可能的原因是劳动力较多时，容易解决用水问题，支付意愿较低。在支付金额方面，家庭人口和家庭收入分别通过1%和5%显著性检验，符号都为正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，农户愿意支付金额越高，但边际贡献较小，家庭人口每增加1人，农户愿意多支付0.013元，家庭收入增加带来的支付金额的增加幅度则微乎其微。

（3）农户种植特征。农户拥有的灌溉面积处于5%显著性水平检验，且方向为正，符合预期，表明农户拥有的灌溉面积越大，农户支付意愿越强烈。在意愿支付金额方面，灌溉面积通过1%显著性水平检验，且符号为正，意味着灌溉面积每增加10%，农户意愿支付金额增加27%。农户拥有的灌溉面积越大，对小型水利设施的依赖程度越高，支付意愿越强烈，意愿支付额也就越多。

（4）农户社会资本特征。在支付意愿方面，社会网络通过10%显著性检验，符号为负，这表明社会网络越丰富，农户越不愿意参与。社会网络越丰富，意味着资源动员能力越强，有可能通过其他手段解决用水问题；社会信任通过5%显著性检验，符号为正，表明农户间社会信任程度越高，农户支付愿意越强，这是因为农户间的信任降低了参与后失信导致的经济风险和监督成本，加速合作实现；社会参与处于5%显著性水平，方向为正，表明农户社会参与程度越高，支付意愿越强。农户参与程度越高，意味着农户的权利诉求得到了很好的表达，对农户支付意愿有正向激励作用。在支付金额方面，社会信任和社会参与通过10%显著性水平检验，符号为正，意味着农户社会信任程度和对集体事务参与程度越高，农户愿意支付金额越多。社会信任和社会参与程度每增加1%，农户愿意支付的金额分别增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府补贴通过10%显著性检验，符号为正，与预期一致，意味着政府补贴具有较强的激励效果。政府投入力度未能通过显著性水平检验，表明与农户的支付行为关系不大。

（6）农村社区环境。水利设施的满意度处于1%的负向显著性水平，符合预期假设。农户对水利设施的满意度越高，意味着现有水利设施基本能够满足农户的灌溉用水需求，农户支付意愿较低。是否偷水在1%水平下通过显著性检验，符号为正，意味着农村社区存在的偷水现象越严重，农户的用水成本越高，农户越愿意通过小型水利设施的建设，降低用水成本。在支付金额方面，水利设施的满意度通过1%显著性检验，符号为负；是否偷水通过5%显著性检验，符号为正；二者边际效应分别为-0.063和0.11，说明水利设施的满意度和是否偷水是影响支付金额的关键因素。此外，农户用水纠纷未通过显著性检验，但符号为正，表明用水纠纷对农户支付行为具有正向影响但效果不明显。

5 结论与建议

利用陕西省农户调查数据，基于社会资本视角，考察了农户小型水利设施建设支付行为及影响因素。实证结果表明：社会资本是影响农户支付行为的重要因素，社会信任程度每增加1%，农户支付意愿增加5%，农户意愿支付金额增加4.2%；社会参与每增加1%，农户支付意愿增加5.2%，农户意愿支付金额增加3.7%。此外，农户支付行为还受到家庭人口、家庭收入、灌溉面积、水利设施满意度和是否偷水的影响。

本文表现的政策含义是激励农户小型水利设施建设支付行为要充分重视社会资本的重要作用，利用农村社区内部“熟人社会”网络关系，加强成本分摊的监督力度，权衡责任，降低合作的交易成本。因此，政府应在激发农户交流、促进农户信任、重视农户参与集体活动等方面创造有利条件和优越环境，帮助农户培育社会资本。同时，宣传用水文明，及时协调和解决农户用水纠纷也是提高农户参与积极性的重要手段。

参考文献：

[1]贺雪峰，罗兴佐.论农村公共物品供给中的均衡[J].经济学家，2006（1）：62-69.

[2]朱红根，翁贞林，康兰媛.农户参与农田水利建设意愿影响因素的理论与实证分析——基于江西省619户种粮大户的微观调查数据[J].自然资源学报，2010（4）：539-545.

[3]张兵，孟德锋，刘文俊，方金兵.农户参与灌溉管理意愿的影响因素分析——基于苏北地区农户的实证研究[J].农业经济问题，2009（2）：66-72.

[4]崔宝玉，张忠根.农村公共产品农户供给行为的影响因素分析——基于嵌入性社会结构的理论分析框架[J].南京农业大学学报（社会科学版），2009（1）：25-31.

[5]刘力，谭向勇.粮食主产区县乡政府及农户对小型农田水利设施建设的投资意愿分析[J].中国农村经济，2006（12）：32-36.

[6]Coleman J S. Social Capital in the Creation of Human Capital[J]. American Journal of Sociology，1988（ 94）：95–120.

[7]Durlauf S N， M Fafchamps[N]. Social Capital. NBER. Working Paper，2004.10485.

[8]埃莉诺·奥斯特罗姆.公共事物的治理之道[M].上海：上海三联书店，2000.1-145.

[9]贺雪峰.熟人社会的行动逻辑[J].华中师范大学学报（人文社会科学版），2004（1）： 5-7.

[10]陈宇峰，胡晓群.国家、社群与转型期中国农村公共产品的供给——一个交易成本政治学的研究视角[J].财贸经济，2007（2）： 43-51.

[11]曹乾，杜雯雯.健康的就业效应与收入效应：基于Heckman模型的检验[J].经济问题探索，2010（1）：134-138.

[12]陆迁，王昕.社会资本综述及分析框架[J].商业研究，2012（2）：141-145.

[13]王瑜.养猪户的药物添加剂使用行为及其影响因素分析——基于江苏省542户农户的调查数据[J].农业技术经济，2009（5）：46-55.

（责任编辑：冉春红）

4 实证结果分析

由于使用微观调查资料研究农户支付行为，常常存在选择性偏差问题，因此，在进行模型估计时，首先需要检验是否存在样本选择性偏差，如果不存在样本选择性偏差，则可直接进行模型估计。本文运用Heckman样本选择模型对样本选择性偏差进行检验。

表2 样本的分布情况

4.1 样本选择性偏差检验

样本选择性偏差检验结果中逆mills比的估计值λ的P值为0.466，未能通过显著性检验，这表明该样本不存在选择性偏差问题，无需纠偏，可直接进行估计。

4.2 样本两阶段模型

运用两阶段模型对农户支付行为估计结果如表3。模型估计通过了显著性检验，伪判决系数小于1，估计结果具有较好的解释力。结果表明：社会网络、社会信任和社会参与是影响小型水利设施支付意愿的关键因素，社会信任和社会参与对农户小型水利设施建设的意愿支付金额具有显著影响。此外，农户支付行为还受农户个体特征、农户家庭特征、种植特征、农户社会资本特征、制度因素和社区环境特征等因素的影响。

表3 支付行为估计结果

注：“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%和10%的显著性水平

（1）农户个体特征。农户年龄和受教育程度通过10%显著水平检验，符号为负，意味着农户年龄和受教育程度对农户小型水利支付意愿具有负向影响，与预期不一致。可能是由于农户年龄越大，思想越保守，越不愿意参与；农户受教育程度与支付愿意呈负向关系，可能由于农户受教育程度高，越有机会从事非农行业，所以对小型水利设施建设支付意愿不大。

（2）农户家庭特征。家庭人口、家庭收入通过显著性检验，符号为正，表明家庭人口和收入是影响支付行为的重要因素。家庭人口越多，口粮保障对家庭越重要，农户试图通过参与小型水利设施建设投资来提高粮食产量；农户家庭收入越高，意味着农户越有经济能力参与小型水利设施建设。农业劳动力人口通过5%显著性检验，系数为-0.281，表明农户支付意愿与农业劳动力人口呈反向作用关系，可能的原因是劳动力较多时，容易解决用水问题，支付意愿较低。在支付金额方面，家庭人口和家庭收入分别通过1%和5%显著性检验，符号都为正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，农户愿意支付金额越高，但边际贡献较小，家庭人口每增加1人，农户愿意多支付0.013元，家庭收入增加带来的支付金额的增加幅度则微乎其微。

（3）农户种植特征。农户拥有的灌溉面积处于5%显著性水平检验，且方向为正，符合预期，表明农户拥有的灌溉面积越大，农户支付意愿越强烈。在意愿支付金额方面，灌溉面积通过1%显著性水平检验，且符号为正，意味着灌溉面积每增加10%，农户意愿支付金额增加27%。农户拥有的灌溉面积越大，对小型水利设施的依赖程度越高，支付意愿越强烈，意愿支付额也就越多。

（4）农户社会资本特征。在支付意愿方面，社会网络通过10%显著性检验，符号为负，这表明社会网络越丰富，农户越不愿意参与。社会网络越丰富，意味着资源动员能力越强，有可能通过其他手段解决用水问题；社会信任通过5%显著性检验，符号为正，表明农户间社会信任程度越高，农户支付愿意越强，这是因为农户间的信任降低了参与后失信导致的经济风险和监督成本，加速合作实现；社会参与处于5%显著性水平，方向为正，表明农户社会参与程度越高，支付意愿越强。农户参与程度越高，意味着农户的权利诉求得到了很好的表达，对农户支付意愿有正向激励作用。在支付金额方面，社会信任和社会参与通过10%显著性水平检验，符号为正，意味着农户社会信任程度和对集体事务参与程度越高，农户愿意支付金额越多。社会信任和社会参与程度每增加1%，农户愿意支付的金额分别增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府补贴通过10%显著性检验，符号为正，与预期一致，意味着政府补贴具有较强的激励效果。政府投入力度未能通过显著性水平检验，表明与农户的支付行为关系不大。

（6）农村社区环境。水利设施的满意度处于1%的负向显著性水平，符合预期假设。农户对水利设施的满意度越高，意味着现有水利设施基本能够满足农户的灌溉用水需求，农户支付意愿较低。是否偷水在1%水平下通过显著性检验，符号为正，意味着农村社区存在的偷水现象越严重，农户的用水成本越高，农户越愿意通过小型水利设施的建设，降低用水成本。在支付金额方面，水利设施的满意度通过1%显著性检验，符号为负；是否偷水通过5%显著性检验，符号为正；二者边际效应分别为-0.063和0.11，说明水利设施的满意度和是否偷水是影响支付金额的关键因素。此外，农户用水纠纷未通过显著性检验，但符号为正，表明用水纠纷对农户支付行为具有正向影响但效果不明显。

5 结论与建议

利用陕西省农户调查数据，基于社会资本视角，考察了农户小型水利设施建设支付行为及影响因素。实证结果表明：社会资本是影响农户支付行为的重要因素，社会信任程度每增加1%，农户支付意愿增加5%，农户意愿支付金额增加4.2%；社会参与每增加1%，农户支付意愿增加5.2%，农户意愿支付金额增加3.7%。此外，农户支付行为还受到家庭人口、家庭收入、灌溉面积、水利设施满意度和是否偷水的影响。

本文表现的政策含义是激励农户小型水利设施建设支付行为要充分重视社会资本的重要作用，利用农村社区内部“熟人社会”网络关系，加强成本分摊的监督力度，权衡责任，降低合作的交易成本。因此，政府应在激发农户交流、促进农户信任、重视农户参与集体活动等方面创造有利条件和优越环境，帮助农户培育社会资本。同时，宣传用水文明，及时协调和解决农户用水纠纷也是提高农户参与积极性的重要手段。

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（责任编辑：冉春红）