農(nóng)民參與農(nóng)地整理后期管護的態(tài)度與意愿研究
——基于“ 驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”的分析框架

路榮榮，趙 微，陸昊天，羅 澤，彭 玨，王艷青

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

1 引言

農(nóng)地整理的后期管護是指在農(nóng)地整理項目完工后，為保障農(nóng)地整理效益發(fā)揮而采取對新增耕地、農(nóng)田水利、田間道路、防護林等工程和設(shè)施進行管理與養(yǎng)護等一系列后續(xù)管理內(nèi)容的活動。農(nóng)地整理項目區(qū)是農(nóng)民進行生產(chǎn)與生活活動的主要區(qū)域，農(nóng)民既是農(nóng)地整理后期管護的受益者，也是農(nóng)地整理后期管護的參與主體，及時、有效的后期管護能夠有效改善農(nóng)業(yè)耕作條件，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入[2]。學(xué)者從各自的研究視角運用不同理論開展了農(nóng)地整理項目后期管護的研究。在農(nóng)民意愿方面，婁明[3]基于農(nóng)民行為理論對農(nóng)地整理項目后期管護農(nóng)民參與意愿的影響因素進行了分析研究，文高輝等[4]運用農(nóng)戶合作行為博弈模型邏輯分析了后期管護農(nóng)戶出資意愿的影響因素，田甜等[5]在農(nóng)地整理項目實施績效的基礎(chǔ)上，對后期管護的農(nóng)戶勞力投入意愿的影響因素進行了實證分析，趙微[6]基于制度構(gòu)成理論對農(nóng)地整理后期管護農(nóng)民參與意愿的影響機理開展分析。在農(nóng)民的意愿轉(zhuǎn)化方面，趙微等[7]基于計劃行為理論、交易費用理論分析了農(nóng)地整理后期管護中農(nóng)民參與意愿和參與行為的影響因素，揭示了農(nóng)民參與的意愿—行為轉(zhuǎn)化機理，王文玲等[2]運用二項Logistic和有序Logistic回歸模型對農(nóng)地整理項目農(nóng)戶參與意愿和參與行為程度的影響因素進行了實證分析。

上述研究中，大多數(shù)學(xué)者將正式制度（規(guī)則、法律等）作為農(nóng)民意愿的重要影響因素，忽略了農(nóng)村社區(qū)普遍存在的非正式制度（規(guī)范、習(xí)俗、慣例等）的驅(qū)動作用。在農(nóng)地整理后期管護中，正式制度和非正式制度發(fā)揮作用的邊界并不完全一致：正式制度試圖運用契約制約農(nóng)地整理后期管護，而非正式制度則通過農(nóng)村社區(qū)普遍認(rèn)同的社會規(guī)范來約束[9]。從管護實踐來看，僅有少數(shù)地區(qū)出臺管護制度條文，絕大多數(shù)地區(qū)都缺乏正式管護制度；廣泛存在于農(nóng)村社區(qū)的非正式制度對后期管護存在明顯的約束效果，非正式制度也逐漸成為農(nóng)民開展后期管護的主要驅(qū)動力。此外，現(xiàn)有研究更為關(guān)注農(nóng)民意愿及意愿—行為轉(zhuǎn)化機理，較少涉及農(nóng)民的態(tài)度研究。然而現(xiàn)實中態(tài)度和意愿可能一致，也可能不一致，其影響因素也會呈現(xiàn)多樣性的特點。我們認(rèn)為，態(tài)度是行為人的情感反應(yīng)，意愿是行為人的理性選擇，態(tài)度和意愿都是人們的心理傾向或響應(yīng)；研究態(tài)度和意愿的差異及其影響因素有利于揭示農(nóng)民個體視角參與后期管護的內(nèi)在機理。本文的研究思路是，在農(nóng)地整理后期管護的一系列研究成果基礎(chǔ)上，引入農(nóng)民態(tài)度并將其和農(nóng)民意愿共同構(gòu)成研究對象；綜合分析管護驅(qū)動力因素和管護狀態(tài)因素，運用驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)分析框架揭示驅(qū)動力因素、狀態(tài)因素作用下農(nóng)民管護態(tài)度和管護意愿的響應(yīng)機理，為提高農(nóng)地整理后期管護農(nóng)民響應(yīng)程度提供理論支持，進一步拓展農(nóng)地整理后期管護的研究范疇。

2 “驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”框架

“驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”是資源環(huán)境領(lǐng)域中的主流評價模型[11-13]。本文中“驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”分析框架的基本結(jié)構(gòu)為：農(nóng)村地區(qū)的非正式制度是促成農(nóng)民參與管護的主要驅(qū)動力，農(nóng)地整理后期管護現(xiàn)狀作為農(nóng)民參與的相應(yīng)狀態(tài)；在非正式制度驅(qū)動力和管護現(xiàn)狀的共同作用下，農(nóng)民將會作出一定的情感反應(yīng)和預(yù)期行為選擇以形成心理響應(yīng)，具體表現(xiàn)為農(nóng)民對于管護的態(tài)度和意愿，從而最終形成“驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”的傳導(dǎo)機制（圖1）。

圖1 驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)（DSR）框架模型Fig.1 The framework of the DSR model

2.1 驅(qū)動力要素分析

“驅(qū)動力”表示為什么發(fā)生，是問題的起因。本文將農(nóng)村社區(qū)的非正式制度視為農(nóng)民管護的驅(qū)動力因素。非正式制度是人們在長期社會交往過程中形成的，得到社會公眾廣泛認(rèn)可的、共同遵循的、并對一定范圍的人群產(chǎn)生影響的制度規(guī)范的總稱，主要包括價值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等方面[14-15]。非正式制度往往與非正式機構(gòu)緊密聯(lián)系，其供給與懲罰主體是民間而非官方[16]。近年來的研究成果顯示，即使是當(dāng)今最發(fā)達(dá)的經(jīng)濟形態(tài)中，正式制度只能控制個體決策總約束的一小部分，無法對人的全部決策進行有效約束。諾斯認(rèn)為：“在日常生活中，我們在與他人發(fā)生相互作用時，無論是在家庭、在外部社會關(guān)系中，還是在經(jīng)濟活動中，控制結(jié)構(gòu)差不多主要是由個人習(xí)慣、準(zhǔn)則和習(xí)俗來確定的”[17]。實際上農(nóng)村悠久深厚的傳統(tǒng)文化對農(nóng)民個人的浸透影響深遠(yuǎn)，農(nóng)村社區(qū)中的非正式制度更加明顯[18]。非正式制度在中國農(nóng)村社會經(jīng)濟生活各領(lǐng)域都起著非常重要的作用，逐漸成為指導(dǎo)和規(guī)范農(nóng)民個體決策的準(zhǔn)則及驅(qū)動力。本文將從價值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等方面來分析非正式制度對農(nóng)民管護態(tài)度及管護意愿的驅(qū)動作用。

（1）價值觀念。價值觀念是非正式制度的重要構(gòu)成，管護過程中農(nóng)民的價值觀念是其對后期管護的基本邏輯及其價值取向的集中反映，具體表現(xiàn)為能力價值、尊重威望等因素，即農(nóng)民認(rèn)為參與管護能夠體現(xiàn)自身的能力與價值、增加個人的尊重和威望的程度，則會激發(fā)農(nóng)民積極的管護響應(yīng)。

（2）道德觀念。非正式制度中道德觀念指依靠社會輿論、傳統(tǒng)習(xí)俗和內(nèi)心信念，農(nóng)民對自身有一定的評判標(biāo)準(zhǔn)，并依此來調(diào)整農(nóng)民個體之間相互關(guān)系。在道德觀念作用下，如果農(nóng)民認(rèn)為參與管護能夠提高社會公眾對其信任程度或者提升個人聲譽程度，則會在態(tài)度和意愿上作出積極的響應(yīng)。

（3）思想習(xí)慣。思想習(xí)慣是農(nóng)民在長期的社會交往中形成的共同的思想觀念、主觀認(rèn)識、思維方式[19-20]，是農(nóng)民對后期管護的組織形式、運行模式、實施效用、發(fā)展方向等基本特征和基本規(guī)律相對一致的觀點。如果農(nóng)民認(rèn)為參與管護能夠顯著增加農(nóng)業(yè)收入水平或有效維護社交網(wǎng)絡(luò)，也就是說農(nóng)民參與管護在收入效應(yīng)和社交效應(yīng)上符合農(nóng)民的思想習(xí)慣，可以預(yù)期農(nóng)民的響應(yīng)是相對積極的。

（4）倫理規(guī)范。中國農(nóng)村傳統(tǒng)上以血緣和地緣關(guān)系為基礎(chǔ)構(gòu)建社會網(wǎng)絡(luò)，農(nóng)民個體在處理人與人、人與社會相互關(guān)系時特別重視應(yīng)當(dāng)遵循的道理、準(zhǔn)則及其合理性。在集體行動中農(nóng)民容易受到周邊親朋好友的影響，如果親朋好友傾向于參與管護，在倫理規(guī)范的影響下農(nóng)民個體也會愿意參與管護。

2.2 狀態(tài)要素分析

“狀態(tài)”表示發(fā)生了什么，是問題的核心?！盃顟B(tài)”反映農(nóng)地整理后期管護的現(xiàn)狀，體現(xiàn)了后期管護的基本特征，主要包括管護的決策參與、意見征詢、宣傳程度、投入程度和監(jiān)督程度。

（1）決策參與。是否參與決策表明農(nóng)民個體參與管護的渠道是否通暢。決策參與程度越高，農(nóng)民會認(rèn)為自己對決策結(jié)果影響越強烈，則其參與管護的態(tài)度和意愿也就越強。

（2）意見征詢。農(nóng)民意見征詢程度是指在制定管護相關(guān)制度或規(guī)定時，詢問及采納農(nóng)民意見的程度。征詢農(nóng)民意見是對農(nóng)民個體的尊重，能有效激發(fā)農(nóng)民的內(nèi)心成就感，增強其管護熱情從而提高農(nóng)民參與管護的積極性。

（3）宣傳程度。管護宣傳是管護政策落地的有效措施之一。通過提高管護宣傳程度可以增加農(nóng)民對管護政策、管護流程、管護措施的接納與認(rèn)同，促使其生成更加積極的管護態(tài)度與管護意愿。

（4）投入程度。管護人員是參與管護的實際工作人員，尤其是指集體統(tǒng)一安排的管護工作人員。對管護人員的投入程度越大，越能帶動農(nóng)民積極參與管護。

（5）監(jiān)督程度。監(jiān)督活動是外部（主要指上一級政府或相關(guān)職能部門）對管護過程的監(jiān)督過程。較高的監(jiān)督程度可以促使管護工作順利開展并有效提高管護效率，增強農(nóng)民個體管護參與度。

2.3 響應(yīng)要素分析

“響應(yīng)”表示有什么反應(yīng)，是解決問題的關(guān)鍵?！绊憫?yīng)”過程表明在農(nóng)村社區(qū)非正式制度的驅(qū)動力和管護狀態(tài)下的農(nóng)民反應(yīng)。社會人的態(tài)度和意愿是社會心理學(xué)領(lǐng)域的重要研究對象，一般認(rèn)為，態(tài)度是人對某一社會客體（包括人、事件、觀點等）的一種支持或反對的評價或情感反應(yīng)，作為一種精神現(xiàn)象和活動，是一種內(nèi)在的心理傾向[21-22]；意愿是人對預(yù)期行為的理性選擇，是在個人主觀認(rèn)知、價值規(guī)范和自身能力判斷基礎(chǔ)上的心理反應(yīng)[23-24]。由此可知，態(tài)度和意愿都是人對某一社會客體的心理響應(yīng)，從不同層次反映人的心理傾向。針對現(xiàn)有研究忽略農(nóng)民心理響應(yīng)的不足，本文采用“農(nóng)民管護態(tài)度”和“農(nóng)民管護意愿”，即“農(nóng)民是否支持開展管護工作”和“農(nóng)民是否愿意參與管護工作”兩個變量體現(xiàn)農(nóng)民的心理響應(yīng)，其中農(nóng)民管護態(tài)度是指農(nóng)民在自身道德觀和價值觀基礎(chǔ)上對后期管護的主觀評價，農(nóng)民管護意愿是指農(nóng)民對實現(xiàn)管護特定目標(biāo)而參與管護的真實意思表示。在管護實踐中，農(nóng)民態(tài)度與農(nóng)民意愿可能一致，也可能不一致。

2.4 其他要素分析

（1）性別。相對于普遍性的男性外出務(wù)工，女性留守農(nóng)村照顧家人的同時從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，女性尋求參與管護合作的可能性比男性要高。傳統(tǒng)家庭分工中的性別差異可能會對態(tài)度和意愿造成影響。

（2）年齡。不同年齡段的農(nóng)民管護響應(yīng)可能出現(xiàn)差異。農(nóng)民年齡越大，農(nóng)業(yè)耕作經(jīng)驗越豐富，外出務(wù)工機會越少，越重視農(nóng)地整理后期管護，據(jù)此認(rèn)為年齡與管護響應(yīng)呈正相關(guān)。

（3）學(xué)歷。農(nóng)民的學(xué)歷狀況對農(nóng)民管護響應(yīng)可能具有較強的正向影響，學(xué)歷越高的農(nóng)民對農(nóng)地整理后期管護的認(rèn)知程度越高，更能科學(xué)預(yù)測后期管護的收益程度，參與管護的響應(yīng)也就越強烈。

（4）黨員身份。黨員了解有關(guān)政策的渠道和機會相對較多，黨員農(nóng)民也會主動配合農(nóng)地整理的各項工作，因此對參與管護的響應(yīng)也會更加積極。

（5）種植面積。種植面積是農(nóng)戶家庭特征的表征，反應(yīng)農(nóng)戶的資源稟賦，同時也反映農(nóng)戶受到農(nóng)地整理的影響程度。一般來說，農(nóng)戶的種植面積越大，越會采取積極的措施開展管護，確保農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

3 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

湖北省于1999—2010年共實施9769個農(nóng)地整理項目[25]，僅“十二五”期間湖北省完成項目總投資289.4億元，實施了南水北調(diào)漢江沿線土地整理、整體推進農(nóng)村土地整治示范建設(shè)、丹江口庫區(qū)“移土培肥”及配套坡改梯等國家重點工程[26]。其中湖北省咸寧市整體推進農(nóng)村土地整治示范建設(shè)項目，優(yōu)先實行土地整理全覆蓋；荊州市陸續(xù)開展“興地滅螺”土地整理項目和高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田等土地整理項目，全市集中連片推進土地整理；黃石市系統(tǒng)開展了高標(biāo)準(zhǔn)基本農(nóng)田建設(shè)、“四化”同步示范鄉(xiāng)鎮(zhèn)土地整治項目，產(chǎn)生了良好效果。

本文課題組于2016年8月下旬和10月上旬，在湖北省咸寧市嘉魚縣、荊州市洪湖市、黃石市陽新縣三個縣（市）開展調(diào)查，在每個縣（市）中選取5～6個土地整理后期管護典型鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3～4個實施農(nóng)地整理后期管護的典型村莊，每個村莊中隨機抽取8～12名農(nóng)戶開展調(diào)查，合計16個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、52個行政村、620份農(nóng)戶樣本，最終獲得有效樣本599份。問卷主要包括農(nóng)民個人基本情況、農(nóng)村社區(qū)非正式制度狀況、農(nóng)地整理后期管護的現(xiàn)實狀況、農(nóng)民參與農(nóng)地整理后期管護的態(tài)度和意愿等方面內(nèi)容。有效樣本總體特征如下：性別方面男性占56.7%；年齡方面40～49歲農(nóng)民占24.2%，50～59歲農(nóng)民占38.9%，60～69歲農(nóng)民占24.9%；教育方面小學(xué)及以下占47.8%，初中占42.4%；政治面貌方面，共產(chǎn)黨員占6.1%；耕地面積方面農(nóng)戶耕地面積5～10畝的占38.2%，10～15畝的占23.2%，大于15畝的占21.9%；調(diào)查樣本中有86.6%的受訪農(nóng)民支持開展農(nóng)地整理后期管護，有78.2%的受訪農(nóng)民愿意開展農(nóng)地整理后期管護。

4 計量模型與結(jié)果分析

4.1 變量選擇

根據(jù)“驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”理論框架，本文將響應(yīng)變量作為被解釋變量，農(nóng)民個體及家庭特征變量作為控制變量，驅(qū)動力變量、狀態(tài)變量作為解釋變量。

具體而言：采用農(nóng)民管護態(tài)度（y1）和農(nóng)民管護意愿（y2）兩個變量表征農(nóng)民響應(yīng)；選取性別（x1）、年齡（x2）、學(xué)歷狀況（x3）、黨員（x4）、種植面積（x5）作為控制變量；選取價值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范等要素作為驅(qū)動力變量，其中，用能力價值（x6）、尊重威望（x7）指標(biāo)來表征價值觀念，用社會信任（x8）、個人聲譽（x9）指標(biāo)來表征道德觀念，用收入效應(yīng)（x10）、社交效應(yīng)（x11）指標(biāo)來表征思想習(xí)慣，用親朋關(guān)系（x12）指標(biāo)來表征倫理規(guī)范；狀態(tài)變量采用決策參與（x13）、意見征詢（x14）、宣傳程度（x15）、投入程度（x16）、監(jiān)督程度（x17）等5個變量。上述各變量的特征描述見表1。

相關(guān)變量的賦值原則為：（1）控制x1—x5變量均為實地詢問被調(diào)查者得到；（2）驅(qū)動力變量x6— x12的賦值條件為“不贊同=1，不太贊同=2，無所謂=3，比較贊同=4，非常贊同=5”；（3）狀態(tài)變量中，決策參與度（x13）的賦值條件為“是=1，否=2”，如x13= 1表明農(nóng)民參與過管護決策工作，反之未參與過決策。變量x14- x17的賦值條件為“非常低=1，比較低=2，一般=3，比較高=4，非常高=5”；（4）響應(yīng)變量中，農(nóng)民管護態(tài)度（y1）的賦值條件為“完全反對=1，略微反對=2，無所謂=3，比較支持=4，完全支持=5”。農(nóng)民管護意愿（y2）的賦值條件為“不愿意=1，不太愿意=2，一般=3，比較愿意=4，非常愿意=5”。

采用Cronbach α系數(shù)對各類變量的內(nèi)部一致性程度進行檢驗。運用SPSS軟件分別對驅(qū)動力變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量及全體變量等4個類別維度的變量進行信度分析，結(jié)果表明驅(qū)動力變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量及全體變量的的Cronbach α系數(shù)分別為0.907、0.850、0.707、0.823，均大于0.7，說明問卷數(shù)據(jù)可靠性良好，符合研究要求。

4.2 計量模型

采用多元線性回歸模型驗證管護驅(qū)動力變量、管護狀態(tài)變量與農(nóng)民響應(yīng)變量之間的關(guān)系，建立模型如下：

式（1）中：Yb為響應(yīng)變量（b的取值為1，2）；X為解釋變量（X1表示管護驅(qū)動力變量，X2表示管護狀態(tài)變量）；Z為控制變量；a0為常數(shù)項；a1—a3為待估計的回歸系數(shù)；ε為隨機擾動項。

為分析農(nóng)民管護響應(yīng)變量與各解釋變量之間是否有顯著性關(guān)系，本文構(gòu)建4個多元線性回歸模型。模型一、二以管護態(tài)度作為被解釋變量，模型三、四以管護意愿作為被解釋變量。其中模型二和模型四包含控制變量。利用IBM SPSS Statistics 20.0軟件對4個模型開展回歸分析。

4.3 結(jié)果分析

多元線性回歸模型中共有5個控制變量和12個解釋變量，變量之間可能存在多重共線性。根據(jù)多重共線性檢驗規(guī)則，選取方差膨脹因子（VIF）作為判斷依據(jù)。各變量的方差膨脹因子均小于3，表明變量之間不存在多重共線性問題。根據(jù)回歸結(jié)果，模型一與模型二、模型三與模型四各解釋變量的回歸系數(shù)、顯著性水平基本一致，說明態(tài)度模型和意愿模型穩(wěn)健性良好，有較好的解釋效果。

（1）在控制變量中，性別（x1）和年齡（x2）表現(xiàn)出顯著性。其中年齡（x2）在模型二、模型四中存在顯著性影響（p = 0.003，p = 0.076），其回歸系數(shù)在兩個模型中均為負(fù)，說明年齡與農(nóng)民響應(yīng)呈負(fù)向影響，農(nóng)民的年齡越大，對管護的態(tài)度相對消極也不愿意對農(nóng)地整理項目進行管護。性別（x1）在10%顯著性水平下對農(nóng)民管護態(tài)度有正向影響，說明在大部分農(nóng)村留守女性以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主要生計方式的情況下，其在支持管護的態(tài)度上更加積極。但性別對模型四中農(nóng)民參與意愿沒有顯著性影響，說明男性和女性在意愿表達(dá)上沒有呈現(xiàn)差異。值得關(guān)注的是，女性在農(nóng)村非正式制度的驅(qū)動下產(chǎn)生支持管護的情感反應(yīng)，但沒有表現(xiàn)出明顯的管護意愿。在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)有87.2%的女性支持后期管護，有74.4%的女性調(diào)查者不愿意參與管護，大部分女性管護意愿選擇取決于是否需要投入過多資金和勞動力。

（2）在驅(qū)動力變量（非正式制度變量）中，收入效應(yīng)（x10）在4個模型中都具有很強的顯著性影響，并且其回歸系數(shù)為正，說明其與農(nóng)民的管護態(tài)度及意愿呈正向影響。農(nóng)民希望能夠通過管護工作保證農(nóng)地的耕作質(zhì)量，并增加農(nóng)業(yè)收入。除此之外，能力價值（x6）和親朋關(guān)系（x12）在態(tài)度模型（模型一、模型二）中有一定的顯著性，但在意愿模型（模型三、模型四）中沒有表現(xiàn)出顯著性。在態(tài)度模型中兩個變量的回歸系數(shù)均為正，說明農(nóng)民個體覺得能夠體現(xiàn)自身的價值以及會影響與親朋間的關(guān)系，因此對管護形成更加積極的態(tài)度，更加支持開展管護工作。能力價值（x6）的估計結(jié)果表明，參與管護體現(xiàn)自己的能力與價值是一種激勵效果，農(nóng)民形成這種價值觀念后能不斷地激勵、引導(dǎo)著他們支持管護工作。親朋關(guān)系（x12）的估計結(jié)果表明，農(nóng)民參與管護能強化親朋好友之間的關(guān)系，不參與管護將會影響其與親朋好友間的關(guān)系，表現(xiàn)為一種約束效果；在熟人或半熟人社會中農(nóng)民更加重視倫理規(guī)范，在大多數(shù)人參與情況下，不參與后期管護會遭遇輿論譴責(zé)，因此能夠有效抑制機會主義想法。

（3）在狀態(tài)變量（管護狀態(tài)變量）中，決策參與（x13）在模型一、模型二、模型三、模型四中分別在5%、1%、5%、5%顯著度水平下具有顯著性，其回歸系數(shù)均為負(fù)，說明管護決策參與程度與農(nóng)民管護的態(tài)度和意愿呈負(fù)向影響，即管護的決策參與程度越高，越能有效激發(fā)農(nóng)民的參與意識，越傾向于承擔(dān)管護的責(zé)任，對管護的態(tài)度越積極，也越愿意去參與管護。態(tài)度模型中投入程度（x16）在1%水平上具有顯著性，但在意愿模型中沒有表現(xiàn)出統(tǒng)計意義；其回歸系數(shù)為正，說明農(nóng)村社區(qū)中的管護人員投入程度越大，農(nóng)民個體參與管護的成本越低，農(nóng)民個體的管護響應(yīng)越積極。

表1 農(nóng)地整理后期管護農(nóng)民響應(yīng)模型變量Tab.1 Statistic variables of farmers’ response to supervision and maintenance of land consolidation

（4）從模型運行結(jié)果來看，4個回歸模型的顯著變量基本一致，但這些解釋變量在不同模型中的影響程度卻有一定的差異。年齡（x2）、收入水平（x10）、決策參與（x13）在態(tài)度模型和意愿模型中都表現(xiàn)出了顯著性，但性別（x1）、能力價值（x6）、親朋關(guān)系（x12）和投入程度（x16）只在態(tài)度模型中具有顯著的影響，在意愿模型中沒有顯著性影響。結(jié)果顯示，性別（x1）、能力價值（x6）、親朋關(guān)系（x12）和投入程度（x16）這4個解釋變量直接作用于農(nóng)民參與管護的態(tài)度但不影響管護的意愿，表明農(nóng)民雖然主觀上支持開展管護工作，對管護工作持有積極的態(tài)度，但農(nóng)民參與管護的意愿并不強烈。在實際調(diào)研中也發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民在非正式制度的驅(qū)動力下，對開展管護的態(tài)度都比較積極，但農(nóng)民意愿調(diào)查則會表現(xiàn)為一定的分異，其管護意愿和管護態(tài)度存在偏差。具體而言，完全支持開展后期管護的農(nóng)民占30.1%，比較支持的農(nóng)民占46.6%，其余農(nóng)民共占23.3%；在完全支持和比較支持的農(nóng)民中，僅有65.1%的農(nóng)民愿意開展后期管護。究其原因，實地調(diào)研發(fā)現(xiàn)管護意愿強烈的農(nóng)民群體中有81.3%參與了后期管護決策，對管護有積極態(tài)度卻沒有管護意愿的農(nóng)民群體中有90.2%沒有參與管護決策，這是態(tài)度和意愿不一致的重要因素。

5 小結(jié)

本文根據(jù)“驅(qū)動力—狀態(tài)—響應(yīng)”分析框架闡釋了農(nóng)地整理后期管護的農(nóng)民響應(yīng)機制，將農(nóng)村社區(qū)普遍存在的非正式制度作為驅(qū)動力要素、管護現(xiàn)狀作為狀態(tài)要素、農(nóng)民的管護態(tài)度和管護意愿作為響應(yīng)要素。通過建立多元線性回歸模型，探討驅(qū)動力變量和狀態(tài)變量對響應(yīng)變量的影響程度。得到的主要結(jié)論如下：（1）農(nóng)民年齡對管護態(tài)度和管護意愿產(chǎn)生顯著影響。驅(qū)動力變量中的農(nóng)業(yè)收入水平對農(nóng)民的管護態(tài)度和管護意愿產(chǎn)生顯著影響，表現(xiàn)為農(nóng)民希望能夠通過管護增加農(nóng)業(yè)收入。狀態(tài)變量中的決策參與具有顯著性影響，表現(xiàn)為農(nóng)民決策參與程度越高，越愿意參與管護。（2）解釋變量在態(tài)度模型和意愿模型中表現(xiàn)出一定的差異，性別、能力價值、親朋關(guān)系和人員投入這4個解釋變量對管護態(tài)度有顯著性影響，但對管護意愿沒有顯著性影響，說明農(nóng)民的管護態(tài)度并沒有直接轉(zhuǎn)化為農(nóng)民的管護意愿，兩者之間還有一定的背離。

基于本文的研究成果提出相應(yīng)的建議如下：（1）非正式制度廣泛存在于中國農(nóng)村社會經(jīng)濟生活領(lǐng)域，農(nóng)民的價值觀念、道德觀念、思想習(xí)慣、倫理規(guī)范對農(nóng)民管護有強烈的驅(qū)動力作用。在實際管理工作中應(yīng)注重合理挖掘與發(fā)揮非正式制度的驅(qū)動力作用，通過非正式制度的激勵和約束效應(yīng)來引導(dǎo)農(nóng)民對管護的積極態(tài)度、增強農(nóng)民參與管護的意愿；（2）建立健全農(nóng)村社區(qū)集體管護機制，積極引導(dǎo)農(nóng)民參與管護的決策工作，讓普通農(nóng)民對管護制度、管護條例有更加深刻的理解，從而切實提高農(nóng)村地區(qū)的管護參與程度；（3）管護態(tài)度只是反映農(nóng)民對管護的主觀評價，而管護意愿決定農(nóng)民是否實際參與。通過非正式制度中農(nóng)民的價值觀念等驅(qū)動力以及提高管護人員的外部投入可以較為容易地培育農(nóng)民的積極態(tài)度，同時采取適當(dāng)措施促進農(nóng)民管護意愿的轉(zhuǎn)化，如加強管護決策的公眾參與，在決策前期保障農(nóng)民的知情權(quán)，在決策中期尊重農(nóng)民的話語權(quán)，在決策后期落實農(nóng)民的監(jiān)督權(quán)等均是行之有效的針對性舉措。

本文還可以從以下方面做進一步改進：（1）農(nóng)地整理后期管護研究中對非正式制度的探討尚不多見，本文將非正式制度作為管護的驅(qū)動力變量、將管護現(xiàn)狀作為狀態(tài)變量建立了農(nóng)地整理后期管護的響應(yīng)機制模型。但拘于實地調(diào)研問卷設(shè)計的局限，模型中反映非正式制度變量、狀態(tài)變量、響應(yīng)變量的指標(biāo)仍需進一步的完善；（2）農(nóng)村社區(qū)對于管護的實際投入包括管護人員投入、管護資金投入、管護工具投入等，而本文管護投入變量只分析了管護人員投入（投勞）程度及其對管護響應(yīng)的影響。若要綜合分析管護的投勞、投資對農(nóng)民管護態(tài)度和管護意愿的影響尚需進一步的探討與驗證。

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