一、引言与文献综述

1.5 脑脊液采集 行为学实验结束后处死大鼠，沿硬脑膜易被刺破区域的上缘正中刺入延髓池[10]，抽取脑脊液，于 －80 ℃ 冰箱保存待用。

农地整理是我国当前土地整理的主要任务，是实现田、水、路、林、村的优化配置，从而提高耕地质量，增加有效耕地面积，提高农业综合生产能力，并改善农民生产条件和生活环境的有效措施[1]。灌溉行为则是在一定的经济制度条件下，农户围绕灌溉用水的生产等表现出来的一系列活动而自愿进行的行为[2]。

已有文献中，关于农地整理的研究主要集中在农地整理的作用，而灌溉行为的研究则主要集中在灌溉行为的影响因素。①农地整理的作用。赵京等[3]认为农地整理对农户农地固定资本投入的意愿比农户农地固定资本投入现状影响更为显著，徐玉婷等[4-5]认为农地整理满意度是影响农户资本投入的关键因素，且认为农地整理对农户私人投入同时具有挤入效应和挤出效应。田甜等[6]认为农地整理会显著影响农户对机械的使用行为。还有学者研究了农地整理对农户福利[7]、土地利用效率[8]、农地适度经营规模[9]影响。②灌溉行为的影响因素。王峰等[10]定义农户灌溉行为是农民为了满足自身经济、社会、心理需要确定目标以及实现这个目标在物质资料生产活动和生活中所采取的一系列活动的过程。贾蕊、陆迁[11]认为金额约束、利率约束和期限约束分别对节水灌溉技术采用行为具有显著的抑制作用，而社会资本对农户采用节水灌溉技术具有积极促进作用。马培衢等[2]指出水渠过水能力、水利资产控制权安排和农户的资源禀赋状况等因素对农户灌溉方式选择行为都有不同程度的影响。

纵观已有文献，关于农地整理作用，特别是对农户行为的影响研究还不够全面，仅仅研究了农户的投资行为及机械使用行为，但从现实来看，农地整理的内容不仅包括对耕地的整理，还有对灌溉系统的整理；另外，从农户灌溉行为的影响因素来看，学者们关注于灌溉方式选择行为及其影响因素，同时影响因素局限于过水渠道、水价等，而鲜有人研究农地整理对农户灌溉行为的影响。故而研究农地整理对农户灌溉行为的影响有一定的创新性。

另外，从理论上来看，农地整理作用方面的研究，特别是实证研究，鲜有作者运用合适理论进行解释。本文将基于交易费用理论视角，研究农地整理对农户灌溉行为的影响，并探讨交易费用的中介作用。

二、理论分析及假设

第二步，分析自变量对因变量的拟合结果为：

灌溉行为是农户在灌溉活动中表现出来的一系列活动的总称。农户作为经济理性人，对灌溉方式地选择、单次灌水量地确定以及灌溉组织方式地参与均是以成本最低化为出发点，以最小的代价来获取最高的回报。这个过程是一种经济活动过程，任何经济活动都可以看成是一个交易，发生在这个过程中的所有投入称为交易费用，交易是否能正常进行，交易费用起主要作用。

  

图1 理论框架

基于威廉姆森分析范式，提出如图1所示理论框架。农地整理的目的是为了全面实现田、水、路、林、村的优化配置，改善农民生产条件和生活环境，农户灌溉行为是种植生产中的重要环节，是农地整理主要任务，故而将农地整理和灌溉行为分别作为自变量和因变量。基于此提出假设：

2)按顺序(边权由小到大的顺序)考虑每条边，若这条边ei和我们已经选择的边不构成圈，就保留这条边，否则放弃这条边。

H1：农地整理正向影响农户灌溉行为。

农地整理是通过一定的中间过程影响灌溉行为，也即农地整理和灌溉行为之间存在中间过程。灌溉行为是一种交易行为，交易费用的高低必然影响交易行为的发生或转变，故研究重点在于探究交易费用各个维度变量在农地整理和灌溉行为间的中介作用。首先，威廉姆森[14]认为至少存在如实物资产专用性、地理位置专用性、人力资本专用性和特殊资产专用性4类资产专用性，本文只关注实物资产专用性和地理位置专用性两类。实物资产专用性主要用水利设施来标识。农地整理后的水利设施变化情况表征实物资产的专用性，农地整理后的水利设施变好，则实物资产专用性变强，进而灌溉行为变好。农户灌溉活动中，涉及到的地理位置主要有3个，即住宅、耕地和水源；涉及到的距离主要有3个，住宅离田块的平均距离、田块与田块间的平均距离、水源离田块的平均距离。农户对距离的理解并不是非常清晰，但对时间概念较为清晰，故而后文用两两间的时间来表征地理位置专用性，时间越短，则功能划分越明显，地理位置专用性也就会越强。基于此提出假设：

H2a：农地整理效果越好，则实物资产专用性越高；

H2c：农地整理通过改善实物资产专用性，进而改善农户灌溉行为，也即实物资产专用性在农地整理和农户灌溉行为之间有中介作用；

H2b：实物资产专用性越高，农户灌溉行为越好；

H3a：农地整理效果越好，则地理位置专用性越强；

H3b：地理位置专用性越强，农户灌溉行为越好；

H3c：农地整理通过改善地理位置专用性，进而改善农户灌溉行为，也即地理位置专用性在农地整理和农户灌溉行为之间有中介作用。

其次，威廉姆森[14]提出了不确定性由环境不确定性和行为不确定性组成，但本文只关注环境的不确定性。一般的，环境指的是政策环境。政策越透明，宣传越到位，则不确定性越小，交易费用越低，农户灌溉行为变好。基于此提出假设：

因为前面几次班级活动都是学生自己策划的，所以，今年的班级生日会，我完全放手让学生操办，我只作为顾问帮助策划者排忧解难。在筹划过程中，小蝶作为主负责人，经常询问我生日会的环节是否合适。

H4a：农地整理效果越好，则政策不确定性越低；

H4b：政策不确定性越低，农户灌溉行为越好；

1.4 测定项目与方法 成熟期采集玉米植株和籽粒样品，采用凯氏法测定玉米植株氮素含量；叶绿素采用SPAD502测定；叶面积指数采用LAI-2200测量；产量及农艺性状在收获后室内考种。

H4c：农地整理通过降低政策不确定性，进而改善农户灌溉行为，也即政策不确定性在农地整理和农户灌溉行为之间有中介作用。

最后，灌溉频率主要指农户一年中灌溉的次数和单次灌溉的水量。农地整理会新修水渠，提升水渠过水能力、降低渗水，农户灌溉行为变好。基于此提出假设：

H5a：农地整理效果越好，则灌溉频率越高；

H5b：灌溉频率越高，农户灌溉行为越好；

H5c：农地整理通过降低灌溉频率，进而改善农户灌溉行为，也即灌溉频率在农地整理和农户灌溉行为之间有中介作用。

三、研究区域与数据来源

湖北省是全国最早开展农地整理的省份之一，并取得了良好的效果。钟祥市(省辖县级市，荆门市代管)位于湖北省中部，毗邻汉江平原；团风县(隶属于黄冈市)位于湖北省东部，地处长江中游北岸、大别山南麓，属沿江平原湖区。两地资源禀赋、经济水平差异较大，同时调研两地更能够代表湖北省整体区域的概况。研究人员于2015年12月27日—28日进行预调研后，再于2015年12月31日—2016年1月4日和2016年3月25日—3月28日两个时间段，按照比例原则，在两个县域内随机选择农地整理项目区的7个镇共34个村展开正式调研。研究人员采取偶遇法，平均每个村随机发放12份问卷，共发放406份，有效问卷数386份，有效率为95.07%，其中钟祥市有效问卷187份，团风县有效问卷199份。

从表1中可以看出，男性样本多于女性样本，性别比为1.72∶1；年龄层次集中在55岁以上群体，占比59.59%，这与我国“农民工进城”现状相符；进而影响到样本受教育程度集中在小学及以下、初中两类，分别占比51.55%、35.75%。综上，本次调研样本分布特征基本符合实情，表征调研具有代表意义。

 

表1 人口特征统计

  

人口统计变量分类频率/个占比/%性别男24463．21女14236．79年龄<25岁41．0425～34岁102．5935～44岁359．0745～54岁10727．7255岁以上23059．59受教育程度小学及以下19951．55初中13835．75高中5113．21本科51．3研究生及以上30．78

四、结果与分析

(一)指标体系

本文主要目的是探讨交易费用在农地整理和灌溉行为间的中介作用，故自变量为农地整理，中介变量为交易费用的4个维度，被解释变量为灌溉行为。本文构建指标体系如表2所示。

1.灌溉行为 在已有的研究中，农户灌溉行为一般指农户灌溉方式的选择行为，包含节水技术、组织方式等。但本文认为农户灌溉行为是一个综合性的概念，是理性农户为满足其生产、生活目的从而采取一系列活动的总和，故本文用“农地整理后，您的灌溉行为变化情况”从整体上来衡量农户的灌溉行为。

2.农地整理 赵京等[3]和徐玉婷等[5]从农户参与程度和满意程度两方面进行衡量农地整理变量。但农地整理项目是一个持续的过程，后续还应包含其管护效果，故本文以此为基础，构建“农地整理满意度”和“农地整理项目建后管护效果”两个二级指标来衡量农地整理变量。

3.交易费用 威廉姆森将资产专用性、不确定性和交易频率作为描述交易费用的三个方面，其中资产专用性包含实物资产专用性、地理位置专用性、人力资本专用性和特定用途专用性；不确定性包含环境不确定性和行为不确定性。但在本文研究情境中，因假设交易费用会在农地整理和农户灌溉行为间起到中介作用，故不考虑人力资本专用性和特定用途资产专用性；同时行为不确定性与灌溉行为存在一定的重合性，故只考虑环境不确定性。

(1)实物资产专用性。威廉姆森[17]认为专用实物资产是指生产过程中所需的专用模具。在农业领域，如李孔岳[18]在农地流转研究情境中，将农户拥有的抽水机、拖拉机、耕整机和运货车等4个观察项来衡量实物资产专用性。本文以上述文献为参考，将农户在灌溉过程中使用的主要工具构建为实物资产专用性，包含灌溉水泵、水闸、涵管、水渠、塘堰和皮管的运行状况。

首先进行验证性因子分析，验证指标体系的结构效度是否合理。利用SPSS18.0对各个变量进行分析，得到实物资产专用性和政策不确定性的KMO值均大于0.80，表明适合进行因子分析，且所有题项的loading值均大于0.50，表明区别效度较好[21]。另外，农地整理和灌溉频率因题项只有两个，所以KMO值为0.50，但累计解释方差均超过了67%，且loading值均大于0.8，综合来看都适合进行因子分析，表明所有题项的结构效度比较好。其次进行信度分析，均用Cronbach α系数来检验。学术界公认量表的Cronbach α 系数应大于0.70[22]。从表3中可以看出，只有灌溉频率变量未达到此标准，但也接近0.70的水平，暂且保留该变量。

(3)政策不确定性。如前文所述，农户灌溉过程中的环境不确定性一般考虑政策不确定性。已有文献均是从政策的稳定程度、信息畅通程度、政策执行程度等角度对该变量进行测量[16,18-19]，本文以此为参考，构建政策文件获取次数、咨询灌溉技术次数、灌溉会议召开次数、灌溉技术宣传力度、灌溉设施巡查次数等6个观察项衡量农户灌溉行为过程中的政策不确定性，获取相关政策的次数越多，表征政策不确定性越小，反之则反。

(4)交易频率。罗必良[16]在农地流转研究情境中将交易频率定义为农地流转发生的次数，曾艳、杨刚桥[19]则在农地整治模式选择研究情境中认为交易只有一次。本文受此启发，以农户一年灌溉的次数以及单次灌溉的水量共同构成农户灌溉行为过程中的交易频率。

 

表2 指标体系及主要统计值

  

变量类型一级指标二级指标指标含义及取值均值方差因变量灌溉行为农地整理后，农户灌溉行为变化情况：1=明显变差；2=略微变差；3=无变化；4=略微变好；5=明显变好3．740．73自变量农地整理满意程度管护效果农户对农地整理的总体满意程度以及建后管护效果的评价：1=非常差；2=比较差；3=一般；4=比较好；5=非常好3．431．073．330．96中介变量实物资产专用性地理位置专用性a政策不确定性b交易频率c水泵水闸涵管水渠塘堰皮管家到田块的平均时间水源到田块的平均时间田块到田块的平均时间政策文件获取次数咨询灌溉技术次数灌溉会议召开次数灌溉技术宣传力度灌溉设施巡查次数一年灌溉次数单次灌溉水量农户对农地整理后相关水利设施运行情况的评价：1=非常低；2=比较低；3=一般；4=比较高；5=非常高农户对农地整理后主要地理位置间到达时间长短的评价：1=明显缩短；2=略微缩短；3=无变化；4=略微增加；5=明显增加农户对农地整理后有关灌溉政策、信息知晓情况的评价：1=明显减少；2=略微减少；3=无变化；4=略微变多；5=明显变多农户对农地整理后灌溉次数及灌溉水量的评价：1=明显减少；2=略微减少；3=无变化；4=略微变多；5=明显变多3．490．683．450．663．480．653．700．773．540．763．290．763．700．683．770．813．480．633．170．503．060．393．150．553．170．543．280．572．990．633．090．67

注：a-地理位置专用性在SPSS中转码；b-测量时，为保证样本思维连贯性，数值越大则政策不确定性越低；n=386

(二)数据信效度检验

(2)地理位置专用性。李孔岳、曾艳和杨刚桥以及林文声等[18-20]均是从距离角度进行测量。本文沿袭此做法，结合本研究情境，从家到田块、水源到田块以及田块到田块的平均时间三方面观察地理位置专用性。

(2)LVQ神经网络比BP神经网络在进行地下水源热泵系统EER等级划分的预测中速度更快，且稳定性和准确性更高。

记者在系统中看到，每一个病种，对应的指标名称包括CMI值、出院患者数量、外地患者占比（院内、科室内）、例均费用、例均药费、药占比、例均材料费用、材料占比、平均住院天数、术前平均住院天数、手术例数、三四级手术占比、直接可控成本（人力、药品、高低值耗材、试剂、设备等）/总收入等。如封国生所言，将医疗质量、效率、效益、缺陷、难度指标分解至病种，医院多年持续探索找出病种发展的最佳方向。

 

表3 数据信效度相关值

  

变量项数因子分析KMO累计解释方差Loading值信度检验Cronbach’sAlpha农地整理20．5084．22%0．920．81实物资产专用性60．8558．21%0．53～0．890．84地理位置专用性30．6567．88%0．74～0．880．75政策不确定性50．8055．52%0．57～0．860．79灌溉频率20．5074．25%0．860．65

(三)相关性分析

表4显示的是变量的描述性统计结果和相关系数。农地整理与灌溉行为间呈现显著的正相关关系(r=0.252，P<0.001)，H1得到初步验证；农地整理与实物资产专用性呈显著正相关关系(r=0.316，P<0.001)，表明H2a得到验证；农地整理与地理位置专用性呈显著正相关关系(r=0.272，P<0.001)，表明H3a得到验证；农地整理与政策不确定性间呈显著负相关关系(r=0.398，P<0.01；特别注意，因测量时，数值越大表征政策不确定性越低，故在数字上体现的是正值)，H4a得到验证；农地整理与灌溉频率间无相关关系(r=0.024，n.s.)，表明H5a未得到验证。实物资产专用性和灌溉行为之间呈现显著正相关关系(r=0.667，P<0.001)，H2b得到验证；地理位置专用性和灌溉行为之间呈现显著正相关关系(r=0.531，P<0.001)，H3b得到验证；政策不确定性和灌溉行为之间呈现显著负相关关系(r=0.327，P<0.001，数值越大表征政策不确定性越低，故在数字上体现为正值)，H4b得到验证；灌溉频率和灌溉行为之间无相关关系(r=0.067，P>0.1)，表明H5b未得到验证。

 

表4 描述性统计及相关系数

  

均值标准差12345农地整理3．3810．932实物资产专用性3．4920．5310．316∗∗∗地理位置专用性3．6510．5760．272∗∗∗0．593∗∗∗政策不确定性3．1650．3800．398∗∗0．379∗∗∗0．288∗∗∗灌溉频率3．0420．5610．024-0．042-0．183∗∗∗-0．193∗∗∗灌溉行为3．7400．7310．252∗∗∗0．667∗∗∗0．531∗∗∗0．327∗∗∗0．067

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著

(四)回归分析

采取Baron、Kenny[23]和Judd、Kenny[24]中介效应检验方法，即如果同时满足(i)自变量显著影响因变量；(ii)在因果链中任何一个变量，当控制了它前面的变量后，显著影响它的后继变量，则表明存在(部分)中介作用。如果进一步，满足(iii)在控制了中介变量后，自变量对因变量的影响不显著，则表明存在完全中介作用[25]。进一步，用公式表示：条件(i)对应的为式(1)中系数c显著不为0；条件(ii)对应式(2)中的系数a显著不为0，且系数b显著不为0；条件(iii)对应公式(3)系数d显著为0。对应关系见图2—图3所示。

 

根据以上理论分析，并基于变量相关分析结果(表5)，构建多元线性回归模型，利用SPSS18.0进行分层回归，分析自变量农地整理,中介变量实物资产专用性、地理位置专用性和政策不确定性(因交易频率未通过相关性检验，故此部分无需进行其中介作用的分析，即H5c未通过)，以及因变量灌溉行为间的关系，其步骤及理论模型如下所示：

第一步，分析自变量对中介变量的拟合结果为：

Mi=βi+αi·X

(4)

罗纳德·科斯[12]在《公司的性质》一文正式开辟经济学交易费用分析的新思路，奥利弗·伊顿·威廉姆森[13-14]系统地研究了交易费用理论，他提出将资产专用性、不确定性和交易频率作为描述交易的基本方面并强调了交易特性、交易形式与组织制度的联系，同时他认为只有通过制度的比较才能估计出各自的交易成本。张五常[15]、罗必良等[16]对此持有相同观点。

[12]Coase Ronald H.The nature of the firm[J].Economica,1937,16(4):386-405.

(5)

Y=γ2+κ2*X+∑λi*Mi

第三步，分析自变量和中介变量共同对因变量的拟合结果为：

(6)

式(5)至式(6)中，Mi表示第i个中介变量(实物资产专用性，地理位置专用性和政策不确定性)；X表示自变量农地整理；Y表示因变量灌溉行为；βi、γ1和γ2均表示截距项；αi、κ1和κ2表示自变量农地整理的回归系数；λi表示各中介变量的回归系数。

So the gingerbread man jumped up on the fox’s nose.

因此，综上所述的横断面研究认为非老龄化的人群抑郁症状与血清CXCL8的关系仍不清楚，更深入的研究应扩大研究人群，做一些青年人相关的前瞻性研究。

如表5所示，模型M1-M4(F值分别为42.622、30.705、72.083、26.134，均显著，表明模型拟合较好)分别表示农地整理与实物资产专用性、地理位置专用性、政策不确定性和灌溉产专用性、地理位置专用性、政策不确定性以及灌溉行为分别提升(变优)0.316、0.272、0.398、0.252个单位，从而进一步验证了H1、H2a、H3a和H4a。从M4(R2=0.064，F=26.134)到M5(R2=0.477，F=86.883，DW=1.660)，加入中介变量后，VIF在1.244～1.688，不存在共线性；△R2为0.413，△F=100.370，所有中介变量均显著，表明中介效应存在。另外，M5中，农地整理的系数为0.006(P=0.887)，接受“零假设”，从而证明实物资产专用性、地理位置专用性和政策不确定性在农地整理和灌溉行为间起到了完全中介作用，也即农地整理是通过提升农户灌溉过程中的实物资产专用性、地理位置专用性和降低政策不确定性，进而改善了农户的灌溉行为，从而假设H2c、H3c和H4c得到验证。

对脉压雷达的多相位分段调制干扰主要分为信号分段、相位调制、信号采样和信号合成四个步骤[11]，如图1所示。

 

表5 回归分析结果

  

变量实物资产专用性M1地理位置专用性M2政策不确定性M3灌溉 灌溉行为M4行为M5VIF值农地整理0．316∗∗∗0．272∗∗∗0．398∗∗∗0．252∗∗∗0．0061．244实物资产专用性0．518∗∗∗1．688地理位置专用性0．202∗∗∗1．567政策不确定性0．070+1．301R20．1000．0740．1580．0610．472△R20．413F42．622∗∗∗30．705∗∗∗72．083∗∗26．134∗∗∗86．883∗∗∗△F100．370∗∗∗

(五)Bootstarping中介效应检验

Baron、Kenny[23]和Judd、Kenny[24]的方法只能说明存在中介作用，但不能验证中介效应是否显著，故而笔者采用Hayes[26]提出的Bootstraping的方法检验中介效应。从表6中可以看出，农地整理→实物资产专用性→灌溉行为路径的中介效应(indirect effect)等于0.129，95% 的置信区间为[0.086,0.18]，通过“置信区间不包含0”的假设，从而表明中介效应显著。同理，农地整理→地理位置专用性→灌溉行为路径的中介效应(indirect effect=0.043,95% CI=[0.018，0.076])和农地整理→政策不确定性→灌溉行为路径的中介效应(indirect effect=0.022，95% CI=[0.004，0.049])均显著成立，进一步验证了H2c、H3c和H4c。

 

表6 中介效应检验

  

路径中介接效应标准差CI≤95%CI>95%农地整理→实物资产专用性→灌溉行为0．1290．0240．0860．18农地整理→地理位置专用性→灌溉行为0．0430．0150．0180．076农地整理→政策不确定性→灌溉行为0．0220．0130．0040．049

五、结论与启示

本文基于威廉姆森交易费用分析范式构建了“农地整理→交易费用→灌溉行为”理论框架，通过实地问卷调研获得数据，构建相关模型，利用SPSS18.0进行实证分析，验证该理论框架的合理性及有效性。

主要结论有：

(1)实物资产专用性、地理位置专用性和政策不确定性均在农地整理和灌溉行为间起到完全中介作用。直观上讲，农地整理会对农户灌溉行为产生作用，模型M5也证明了这一点。但这种机制有中间作用存在，因为灌溉行为作为一种交易行为，会受到交易费用的影响，交易费用体现在资产专用性和不确定性等方面，而农地整理的内容是对“田、水、路、林、村”进行综合整治：“田、水”对应田块平整、大块并小块、新修水利设施，这些设施专用于灌溉的作用会更强，也即实物资产专用性更强，灌溉行为越好；“路”对应机耕道等，大大缩短农户下田时间，从而地理位置专用性更强，灌溉行为越好。农地整理过程中会有政策宣传，降低了政策不确定性，灌溉行为越好。

2011年，997代保时捷911 GT3 RS迎来了自己的第三个发展阶段—911 GT3 RS 4.0，但仅限量生产600辆，源自保时捷RSR赛车技术的4.0升水平对置6缸自然吸气发动机是塑造它的灵魂所在。这台发动机使用的是赛车级别的曲轴和经过轻量化的钛合金连杆，具备极强的高转速实力，以8250转/分的转速长时间行驶绝非难事。对了，它的最大功率达到了500马力！

(2)灌溉频率在农地整理和灌溉行为间未起到中介作用，农地整理对灌溉频率无作用，同时灌溉频率也不能影响灌溉行为。灌溉频率用农户一年灌溉次数和单次灌溉水量来表示，在气候相同情况下，同一种农作物的一年灌溉次数和灌溉水量应该是大致相同的，农户并不会因为农地整理效果好而改变灌溉次数或灌溉水量。

要推进医院财务会计内部控制工作，就必须确保预算管理工作有序进行，医院管理者要从加强各部门之间的互相监督着手，从整体的预算管理抓起，确保医院资源得以充分应用。只有对资金应用做好准确预算，才能确保后续资金使用的有效性，推动医院财务管理更正规和科学地发展。因此医院财务管理信息化建设必须大力推动实施，积极引进信息化财务管理体系，保证预算工作的准确性，便于后续财务预算管理更顺利实行，从而达到控制医院资金收支平衡，充分发挥会计核算财务管理实际效果的目标。

根据研究结果得到如下启示：

5.2 水肥管理。膜下滴灌土壤含水量主要集中在0～40cm的表层，生育期施肥采用随水施，使滴灌玉米真正达到了“按需供水”。因而滴灌玉米容易受旱，必须在玉米需水关键时期，根据耗水量与降水来确定滴灌量，水量必须充足，灌水要保持连续。玉米膜下滴灌应遵循“湿而不涝、干而不旱”的原则，根据玉米各生长期需水情况而定，土壤相对湿度保持在50%-60%。玉米膜下滴灌有3个最关键的滴水时期，即苗期、拔节期、抽雄期。

(1)将交易费用理论引入农户灌溉行为的研究，从而突显农户具有经济理性人的思维。在农地整理时须注重广泛接受农户意见，从而提升农户对农地整理的满意度；在农地整理项目中，应加强对农田水利设施的建设，量与质并重，同时还应及时且充分宣传相关政策、加强后期管护力度以使农户灌溉行为变得更好。

综上所述，本研究采用长期Markov模型进行药物经济学评价的结果表明，在我国应用阿司匹林进行CVD一级预防具有10年期药物经济学优势。

(2)从数据结果来看，灌溉频率对农户灌溉行为没有影响，这与预期结论不符，该变量的信度不足0.70，可能是由于该问题设置上存在问题，这也是后来研究必须改进的地方。

(3)本文还存在一些局限。首先，从未来研究来看，需从深度和广度拓宽该类研究：交易费用理论应当被广泛引用于农户行为的各个方面；其次，农户灌溉行为应该具体描述，而非以单个综合题项表示，农地整理变量亦如此；再次，应农户生产的目的是为了获得相应回报，故还应该注重研究农户行为对生产绩效等方面的影响；最后，应该扩大样本群，从而使得“农地整理-交易费用-灌溉行为”理论框架更具有普适性。

参考文献：

[1]李灿,罗海波.土地整理研究进展综述[J].农村经济与科技,2008，19(7):15-17.

[2]马培衢,刘伟章,祁春节.农户灌溉方式选择行为的实证分析[J].中国农村经济,2006(12):45-54.

[3]赵京,杨钢桥,徐玉婷.农地整理对农户农地固定资本投入的影响研究[J].中国人口·资源与环境,2012，22(6):103-108.

[4]徐玉婷,杨钢桥,赵京.农地整理对农户农地资本投入影响研究——基于农地整理区域农户问卷调查的实证分析[J].长江流域资源与环境,2012，21(5):597-603.

[5]徐玉婷,杨钢桥.农地整理对农户农地投入意愿的影响研究——基于农地整理区域农户问卷调查的实证分析[J].地域研究与开发,2012，31(2):101-105.

[6]田甜,杨钢桥,汪文雄.农地整理对农户农地劳力投入意愿影响的实证分析[J].湖北农业科学,2013，52(2):478-483.

[7]赵京,杨钢桥,徐玉婷.湖北省农地整理对农户福利的影响研究[J].资源科学,2014，36(3):446-453.

[8]赵京,杨钢桥,汪文雄.农地整理对农户土地利用效率的影响研究[J].资源科学,2011，33(12):2271-2276.

[9]赵京,杨钢桥,周厚智.农地整理对农户农地适度经营规模的影响——以湖北省为例[J].经济地理,2014，34(5):129-133.

[10]王锋，王丹，焦昂.农户灌溉行为的决策影响因素分析[C]//建筑科技与管理学术交流会.北京,2015:169-170.

[11]贾蕊,陆迁.信贷约束、社会资本与节水灌溉技术采用——以甘肃张掖为例[J].中国人口·资源与环境,2017，27(5):54-62.

Y=γ1+κ1*X

[13]Williamson Oliver E.Transaction-cost economics:The governance of contractual relations[J].The Journal of Law and Economics,1979,2(22):233-261.

[14]Williamson Oliver E.The economic intstitutions of capitalism[M].New York:Free Press,1985:52-61.

[15]张五常.交易费用的范式[J].社会科学战线,1999(1):1-9.

[16]罗必良,李尚蒲.农地流转的交易费用:威廉姆森分析范式及广东的证据[J].农业经济问题,2010(12):30-40.

[17](美)奥利弗·E·威廉森.治理机制[M].北京:中国社会科学出版社,2001:52.

[18]李孔岳.农地专用性资产与交易的不确定性对农地流转交易费用的影响[J].管理世界,2009(3):92-98.

[19]曾艳,杨钢桥.资产专用性、不确定性与农地整治模式选择[J].中国土地科学,2016,30(6):14-22.

[20]林文声,秦明,郑适,等.资产专用性对确权后农地流转的影响[J].华南农业大学学报(社会科学版),2016,15(6):1-9.

[21]F Hair J,C Black W,J Babin B,et al.Multivariate data analysis[M].Upper Saddle River,NJ:Prentice hall,1998.96-116.

[22]Devellis R F,Dancer L S.Scale development:Theory and applications[J].Journal of Educational Measurement,1991,1(31):79-82.

[23]Baron R M,Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:Conceptual,strategic,and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology,1986,6(51):1173.

[24]Judd C M,Kenny D A.Process analysis:Estimating mediation in treatment evaluations[J].Evaluation Review,1981,5(5):602-619.

[25]温忠麟,张雷,侯杰泰,等.中介效应检验程序及其应用[J].心理学报,2004,36(5):614-620.

[26]Preacher K J,Hayes A F.Asymptotic and resampling strategies for assessing and comparing indirect effects in multiple mediator models[J].Behavior Research Methods,2008,40 (3):879-891.