王靜，王禮力，王雅楠

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100）

人多水少、水資源分布不均衡是中國基本國情水情，我國屬于水資源極度緊缺的貧水國之一[1]。根據(jù)中國水資源公報(bào)，2015年我國總用水量6 103.2億m3，其中農(nóng)業(yè)用水占比63.1%，農(nóng)田灌溉水有效利用系數(shù)為0.536。農(nóng)業(yè)灌溉用水占全國總用水量相當(dāng)大比例，但其利用系數(shù)偏低，研究表明，工程和技術(shù)手段固然十分重要，水資源管理不科學(xué)也是引起水資源短缺的重要原因。面對我國農(nóng)田水利設(shè)施在農(nóng)村稅費(fèi)改革取消“兩工”和“三提五統(tǒng)”后建設(shè)進(jìn)入“瓶頸期”的現(xiàn)實(shí)[2]，我國于20世紀(jì)90年代中期試行用水戶參與灌溉管理改革，即政府鼓勵和引導(dǎo)農(nóng)民自愿組建用水協(xié)會，互助合作[3]。Latif和Tariq[4]、Mishra等[5]研究發(fā)現(xiàn)參與式灌溉管理分別對糧食增產(chǎn)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)生重要影響；國內(nèi)學(xué)者研究證明用水協(xié)會對提高灌溉系統(tǒng)維護(hù)水平[6]、改善灌溉水資源供應(yīng)[7]、調(diào)動農(nóng)戶進(jìn)行渠道維護(hù)管理的積極性[7]等具有重要作用。有研究表明在用水協(xié)會組建過程中，農(nóng)戶的參與意愿和熱情普遍較低，導(dǎo)致實(shí)際中運(yùn)行成功的并不多見[8]，王亞華[3]指出部分用水協(xié)會由于行政命令或項(xiàng)目推動，其管理往往流于形式。因此，研究影響農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的因素并積極引導(dǎo)農(nóng)戶自主參與成為我國探索社會化水利工程管理模式、提高農(nóng)業(yè)灌溉用水效率、改善水資源短缺現(xiàn)狀的關(guān)鍵。

用水協(xié)會是灌區(qū)內(nèi)受益農(nóng)戶自愿參與組建而成的群眾性灌溉用水管理組織，在當(dāng)?shù)孛裾块T登記注冊，具有獨(dú)立法人資格。目前，國內(nèi)外有關(guān)農(nóng)戶參與用水協(xié)會意愿和參與式灌溉管理意愿影響因素的研究文獻(xiàn)比較豐富。多數(shù)研究文獻(xiàn)表明，影響農(nóng)戶參與用水協(xié)會意愿的基本因素包括農(nóng)戶個人特征[9-13]、家庭特征[9-13]、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征[10,14]、農(nóng)戶心理認(rèn)知[13]、社區(qū)特征[13]和政府政策支持[10]等。Michelini[15]指出社會資本對國家和民間社團(tuán)項(xiàng)目發(fā)展的重要作用，苗珊珊[16]認(rèn)為社會資本作為發(fā)起集體行動的前提條件，對促進(jìn)農(nóng)戶合作行為具有重要意義，國內(nèi)外文獻(xiàn)均表明社會資本對農(nóng)戶參與合作存在影響。周利平等[9]使用“是否有家庭成員擔(dān)任村干部”和“家庭親朋好友的禮物支出占生活費(fèi)用的比重”作為代理指標(biāo)研究社會資本對農(nóng)民參與用水協(xié)會意愿的影響；趙立娟和史俊宏[10]以農(nóng)戶之間是否存在爭搶水矛盾、農(nóng)戶人情關(guān)系描述社會資本并研究其對農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響；許朗等[14]在農(nóng)戶參與灌溉管理研究中以網(wǎng)絡(luò)、信任和規(guī)范3個維度測算社會資本；蔡起華和朱玉春[17]在村莊集體行動研究中將社會資本分為認(rèn)知型和結(jié)構(gòu)型2個維度。

從研究內(nèi)容看，目前國內(nèi)外討論農(nóng)戶參與用水協(xié)會意愿影響因素的文獻(xiàn)多從農(nóng)戶個人特征、家庭特征和生產(chǎn)特征等基本特征選取變量，分析社會資本對農(nóng)戶參與意愿影響的較少且指標(biāo)選取較為單一。從研究方法看，已有實(shí)證文獻(xiàn)多采用Logistic模型、Probit模型和Logit模型等在單一層次上分析影響農(nóng)戶參與意愿的因素，鮮有文獻(xiàn)考慮數(shù)據(jù)的層次性特點(diǎn)。一般的回歸模型只能分析單一層次變量間的關(guān)系，而分層模型則能分析不同層次變量間的相互關(guān)系，提高估計(jì)參數(shù)的精確性。因此，本研究基于集體行動理論，以社會資本為核心變量并依據(jù)研究文獻(xiàn)選取指標(biāo)，采用分層模型，將農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的影響因素分為村莊和農(nóng)戶兩個層面進(jìn)行分析。

1 理論分析

農(nóng)田水利設(shè)施建管帶有農(nóng)村公共物品供給的特點(diǎn)，個體理性選擇與集體理性選擇之間不一定具有一致性，使集體行動陷入困境。農(nóng)民用水協(xié)會作為解決農(nóng)田水利基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、管護(hù)和籌資問題的重要組織形式，其組建和運(yùn)作無法避免“集體行動困境”難題。蔡榮等[18]指出，國內(nèi)外學(xué)者從組織層面和個體層面分別對小型農(nóng)田水利設(shè)施合作供給的集體行動進(jìn)行分析，因此，本研究在考慮農(nóng)戶層因素的同時不能忽視村莊層的差異。

Ostrom和Ahn[19]將社會資本概念引入集體選擇理論，并指出社會資本理論為我們提供了一條解決文化、社會和制度如何影響社區(qū)集體行動問題的基本途徑，社會資本存量的提高能夠消除集體成員彼此間的不信任感，促進(jìn)集體行動參與主體之間的相互合作[16]。隨后大量研究也得出同樣的結(jié)論，但不同學(xué)者對社會資本測量維度尚未達(dá)成統(tǒng)一定論，陸遷和王昕[20]通過梳理國內(nèi)外學(xué)者對社會資本的概念界定和類型劃分，指出網(wǎng)絡(luò)資源是社會資本運(yùn)作的基礎(chǔ)，信任、參與和聲望是社會資本的核心要素，并提出從網(wǎng)絡(luò)、信任、聲望和參與4個維度對其測度。此后，苗珊珊[16]、劉彬彬和陸遷[21]等使用該方法進(jìn)行實(shí)證研究：社會網(wǎng)絡(luò)，指行為主體內(nèi)部關(guān)系的交互結(jié)構(gòu)及主體與外界的互動；社會信任，即個體之間的相互信任程度；社會聲望是指社會大眾對行為主體的主觀評價；社會參與，即主體對社會生活（如政治、經(jīng)濟(jì)和文化等方面）現(xiàn)狀及活動的了解、關(guān)心與行為投入。

2 研究方法

2.1 模型構(gòu)建

分層模型基本原理是將被解釋變量中的變異分解為兩個部分：一部分是“組內(nèi)變異”，來源于同一群體內(nèi)的個體差異，一部分是“組間變異”，來源于不同群體間的個體差異，變異分解能夠區(qū)分出群體效果和個體效果，揭示群體與個體因素間的關(guān)系。本研究在于分解村莊層因素和農(nóng)戶層因素對農(nóng)戶參與意愿的影響效應(yīng)，層-2模型選擇隨機(jī)截距模型。根據(jù)分層模型構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)，若被解釋變量為離散型變量，則被解釋變量與解釋變量間的關(guān)系需要引入非線性連接函數(shù)，本研究中農(nóng)戶參與意愿屬于分類變量，故通過Logit連接函數(shù)構(gòu)建分層模型，對系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，表達(dá)式為：

式中：Yij為第j個村莊第i個農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會的意愿，φij代表參與意愿為1的概率，ηij代表“參與”相對于“不參與”的發(fā)生比對數(shù)，即Logit連接函數(shù)的值，i和j取值均為1，2，3，…。

1）零模型。零模型是村莊層和農(nóng)戶層不包含任何解釋變量的模型，它能將被解釋變量的總方差分解到不同層次上，只有不同層次變量對被解釋變量均有顯著影響差異時，才有必要建立分層模型。本研究從村莊和農(nóng)戶兩個層次建立兩層分層模型，零模型的表達(dá)式為：

式中：層-1、層-2分別為農(nóng)戶層、村莊層；β0j為第j個村莊農(nóng)戶參與意愿的均值，γ00為總截距，εij、μ0j分別為各層的隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)。層-1、層-2方差分量分別為σ12、σ2

2，組間相關(guān)系數(shù)ρ=σ22/(σ1

2+σ2

2)越大，說明層-2因素對被解釋變量影響越大，數(shù)據(jù)適合用分層模型。

2）隨機(jī)截距模型。隨機(jī)截距模型假定被解釋變量總均值因群體而異，各個群體回歸模型的斜率固定不變，表達(dá)式為：

式中：Xpij、Z0qj分別為層 -1、層 -2解釋變量，βpij、γ0qj分別為層-1、層-2解釋變量對被解釋變量的影響系數(shù)，p和q取值均為1，2，3，…。

2.2 數(shù)據(jù)來源

研究所用數(shù)據(jù)來源于2016年11月對陜西省寶雞峽引渭灌區(qū)內(nèi)部分小麥種植戶的實(shí)地調(diào)研。寶雞峽引渭灌區(qū)位于陜西省關(guān)中地區(qū)西部，其受益范圍包括咸陽、寶雞和西安3市的14個縣（區(qū)），本次調(diào)研綜合考慮當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)灌溉現(xiàn)狀和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，選擇咸陽市興平縣、涇陽縣、禮泉縣、武功縣、乾縣、渭城區(qū)、秦都區(qū)、楊凌區(qū)和寶雞市扶風(fēng)縣、眉縣、陳倉區(qū)共11個（不包括西安市金臺區(qū)、高陵縣和寶雞市岐山縣）縣（區(qū)）的67個村莊，樣本村莊具有一定的代表性。

問卷調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣的方法，從村莊和農(nóng)戶兩個層面展開，先在每個縣（區(qū)）隨機(jī)選擇兩個鎮(zhèn)（咸陽市楊凌區(qū)由于耕地面積較少，只抽取1個鎮(zhèn)），再從每鎮(zhèn)隨機(jī)選取2～4個村莊，每個村莊獲取1份村莊問卷和13～16份農(nóng)戶問卷，最終收回67份村莊問卷和1 010份農(nóng)戶問卷，保留有效問卷分別為67份和983份。

2.3 變量說明與處理

本研究在村莊層選取村莊類型、總戶數(shù)、機(jī)井總數(shù)、渠道是否存在維修養(yǎng)護(hù)問題和本村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)雇工工資5個變量。農(nóng)戶層中，社會資本包括社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會聲望和社會參與4個測度維度，社會網(wǎng)絡(luò)維度選取與親戚朋友走動的頻繁程度、與他人共同解決農(nóng)業(yè)種植問題的頻繁程度2個問項(xiàng)，社會信任維度選取農(nóng)戶對親戚朋友的信任程度、對本村村民的信任程度和對村干部的信任程度3個問項(xiàng)，社會聲望選取本村村民對您的尊重程度、您家中有事時村民幫忙的意愿程度2個問項(xiàng)，社會參與選取對本村農(nóng)業(yè)灌溉水利設(shè)施了解程度、愿意為農(nóng)業(yè)灌溉水利設(shè)施建設(shè)的出資程度2個問項(xiàng)，程度從低到高依次賦值1、2、3、4、5，各維度變量的處理方法參照蔡起華和朱玉春[17]對社會資本各維度變量的處理，即采用各問項(xiàng)的算術(shù)平均數(shù)?？刂谱兞糠譃閭€人與家庭特征、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)特征和農(nóng)戶心理認(rèn)知3個部分。有關(guān)變量定義、預(yù)期影響方向及其描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

3 結(jié)果與分析

3.1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析

從村莊層來看，67個樣本村莊中91%為普通村莊，僅有7.5%為鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地，城郊型村莊只有1個，其中，總戶數(shù)在200～500戶的村莊居多，約占50%。從農(nóng)戶層來看，樣本農(nóng)戶中男性占54.73%，女性占45.27%，男女比例相差不大，其中7.32%的為村干部（包括曾任村干部）；被調(diào)查農(nóng)戶中年齡在45歲以上的占86.98%，文化程度為初中及以下的占87.38%，表明務(wù)農(nóng)群體具有老齡化、文化程度較低的特征。對于農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿，約有一半的農(nóng)戶選擇參與，占比為51.98%（表2）。

對于樣本農(nóng)戶社會資本（表1），社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任和社會聲望均處于高水平，其中社會聲望平均值高達(dá)4.262，說明目前中國農(nóng)村依然屬于“熟人社會”，村民間的往來、信任、互惠和相互尊重程度都較高；而社會參與平均值僅為2.741，農(nóng)戶對鄉(xiāng)村事務(wù)的關(guān)注度和參與度偏低。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

表2 樣本農(nóng)戶基本情況Table 2 Basic characteristics of sampled farmers

3.2 農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的影響分析

本研究運(yùn)用HLM6.0軟件，采用極大似然估計(jì)法估計(jì)所構(gòu)建的分層模型。零模型估計(jì)結(jié)果顯示，農(nóng)戶對農(nóng)民用水協(xié)會參與意愿的村莊間差異為0.148，村莊內(nèi)農(nóng)戶間差異為0.977，計(jì)算得出組間相關(guān)系數(shù)ρ為0.132（表3），顯著性水平P為0.003，表明農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的變異中13.2%來源于村莊間的差異，另外86.8%是由農(nóng)戶個人特征不同引起。因此，在分析過程中采用分層模型，將村莊層因素納入模型，能夠提高相關(guān)參數(shù)估計(jì)的精確性。

表3 零模型估計(jì)結(jié)果Table 3 Estimation result of the Null Model

表4為隨機(jī)截距模型估計(jì)結(jié)果，模型1變量為社會資本各維度，模型2變量為社會資本總量（社會資本各維度的算數(shù)平均數(shù)），兩個模型中村莊層因素在農(nóng)戶參與意愿的差異中均起重要作用。

1）村莊層變量。村莊類型對農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，且P＜0.01，說明普通村莊的農(nóng)戶參與積極性更高。機(jī)井總數(shù)、渠道是否存在維修養(yǎng)護(hù)問題分別對農(nóng)戶參與意愿產(chǎn)生顯著性的負(fù)向和正向影響，從側(cè)面反映了農(nóng)田水利設(shè)施越缺乏、維修養(yǎng)護(hù)問題越多，農(nóng)戶越希望以加入農(nóng)民用水協(xié)會的方式來改善灌溉現(xiàn)狀。村莊總戶數(shù)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)雇工工資未通過顯著性檢驗(yàn)，表明這兩個變量對農(nóng)戶參與意愿沒有顯著影響。

表4 隨機(jī)截距模型估計(jì)結(jié)果Table 4 Estimation result of the Random Intercept Model

2）社會資本變量。表4中模型結(jié)果顯示社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與意愿影響為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿不具有顯著影響。已有研究表明中國農(nóng)村主要以地緣、血緣和親緣關(guān)系為紐帶，社會網(wǎng)絡(luò)作為資源動員的結(jié)構(gòu)基礎(chǔ)具有溝通和團(tuán)結(jié)農(nóng)戶的作用，因而有助于促成農(nóng)戶合作供給的參與行為[16]，即社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與意愿往往具有正向影響。但有相關(guān)研究結(jié)論指出，消極社會資本的存在雖然能為團(tuán)體成員帶來利益，同時也能禁止他人獲取收益，容易形成封閉系統(tǒng)而很難實(shí)現(xiàn)持續(xù)發(fā)展與進(jìn)步，在調(diào)研區(qū)域內(nèi)即表現(xiàn)為農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)越廣，越有足夠的人脈以小團(tuán)體間互助合作的方式解決當(dāng)前農(nóng)業(yè)灌溉中的問題，因此對用水協(xié)會這樣的村級組織沒有較高的參與意愿。社會信任對被解釋變量產(chǎn)生10%顯著性水平的正向影響，說明農(nóng)戶對親戚朋友、同村村民和村干部的信任程度越高，越能夠相信村組成員愿意為合作組織做出貢獻(xiàn)，彼此之間溝通、合作的障礙因素大大減少，從而促進(jìn)集體行動的實(shí)現(xiàn)；社會參與對農(nóng)戶參與意愿的影響為正，且顯著性水平為1%，說明農(nóng)戶對本村農(nóng)業(yè)灌溉水利設(shè)施了解越多、集資改善水利設(shè)施意愿越強(qiáng)烈，其對村莊事務(wù)的關(guān)注和支持程度也就越高，參與農(nóng)民用水協(xié)會的傾向越大，這兩個變量的模型結(jié)果與苗珊珊[16]對農(nóng)民參與小型水利設(shè)施合作行為的研究結(jié)論一致。社會聲望對農(nóng)戶參與意愿的影響方向?yàn)檎?，P＜0.05，說明村民對被調(diào)查農(nóng)戶的尊重程度和幫助意愿越高，農(nóng)戶組織協(xié)調(diào)和發(fā)動群眾的能力越強(qiáng)，其自主參與并帶動周圍人參與農(nóng)民用水協(xié)會的意愿越強(qiáng)，這一結(jié)果與已有研究結(jié)論一致。

模型2估計(jì)結(jié)果顯示，社會資本總量對農(nóng)戶參與用水協(xié)會意愿存在顯著正向影響，顯著性水平為1%，說明社會資本總量越高的農(nóng)戶，其參與農(nóng)民用水協(xié)會的可能性越大。結(jié)合模型1社會資本各維度估計(jì)結(jié)果，可以看出，雖然社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與意愿沒有表現(xiàn)出預(yù)期中的正向作用，社會信任、社會參與和社會聲望3個維度對參與意愿的正向影響也略有差異，但整體來看，社會資本總量對農(nóng)戶參與意愿的影響顯著為正。在人情關(guān)系為重的中國鄉(xiāng)村，較高的社會資本存量往往產(chǎn)生促成集體行動的正向作用，使農(nóng)戶具有較高的參與公共組織的積極性。

3）控制變量。控制變量中是否是村干部、灌溉中水損失比例、農(nóng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、灌溉用水公平感知度、灌溉用水價格感知度和灌溉用水短缺影響大小感知度均對農(nóng)戶參與意愿產(chǎn)生顯著影響，農(nóng)戶性別、年齡、家庭非農(nóng)收入占比和可灌溉面積率不是影響樣本農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的重要因素。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

農(nóng)民用水協(xié)會將在我國農(nóng)業(yè)灌溉用水管理中發(fā)揮積極作用，而農(nóng)戶參與意愿易受多方面因素的共同影響。研究表明，調(diào)研區(qū)域內(nèi)，農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿不高，僅占51.98%，尚有較大的提升空間。農(nóng)戶參與意愿的差異中約有13.2%來源于村莊間差異，村莊特征在農(nóng)戶參與意愿中的作用不容忽視，其中，村莊類型、機(jī)井總數(shù)和渠道是否存在維修養(yǎng)護(hù)問題是影響農(nóng)戶參與意愿的關(guān)鍵。

社會資本總量對農(nóng)戶參與意愿的正向作用明顯，是提高農(nóng)戶參與熱情的重要方面，但從社會資本各維度來看，社會網(wǎng)絡(luò)沒有出現(xiàn)預(yù)期的顯著性正向影響，同時，樣本農(nóng)戶的社會參與水平過低，平均值僅為2.741，社會網(wǎng)絡(luò)和社會參與成為改善農(nóng)戶參與意愿的重點(diǎn)維度。

4.2 建議

1）農(nóng)戶參與農(nóng)民用水協(xié)會意愿的激勵機(jī)制和政策應(yīng)立足村莊和農(nóng)戶兩個層面，不能忽視村莊層因素對農(nóng)戶自身的重要影響。在村莊層面，加大對農(nóng)村農(nóng)業(yè)灌溉基礎(chǔ)設(shè)施的投資建設(shè)力度，保障各村有充足的機(jī)井、渠系系統(tǒng)滿足農(nóng)戶灌溉需求，同時積極引導(dǎo)廣大農(nóng)戶通過農(nóng)民用水協(xié)會參與到村莊農(nóng)田水利設(shè)施的維修、養(yǎng)護(hù)和管理中，使水利設(shè)施真正發(fā)揮作用。

2）著力培育不同維度社會資本。加強(qiáng)社會網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建、重視關(guān)系網(wǎng)絡(luò)維護(hù)，通過用水協(xié)會等村級組織的影響，促使村民依賴廣泛的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系進(jìn)行信息共享與交流，避免社會網(wǎng)絡(luò)向消極社會資本的方向發(fā)展，從而影響集體合作的達(dá)成和程度。通過宣傳教育，改善村民對村莊集體事務(wù)的態(tài)度和看法，進(jìn)而提高他們參與集體合作的意識和參與熱情。積極組織鄉(xiāng)村集體活動并引導(dǎo)村民良性參與，在集體活動的參與過程中提高其相互信任、相互尊重和互惠的程度，從而建立村組成員之間普遍信任、互惠合作的和諧人際關(guān)系，更好地發(fā)揮社會信任和社會聲望對農(nóng)戶參與意愿的積極作用。

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