基層組織和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)的影響研究

楊雪苑，朱玉春

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

農(nóng)田水利工程是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和發(fā)展的命脈，而直接分布在田間地頭的小型農(nóng)田水利設(shè)施(以下簡(jiǎn)稱“小農(nóng)水”)更是與國(guó)家糧食安全、農(nóng)民增收和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展息息相關(guān)[1,2]。為解決小農(nóng)水供給不足，我國(guó)政府先后采取“民辦公助”、“一事一議”等激勵(lì)政策，逐步緩解了小農(nóng)水供求矛盾[3]。但在現(xiàn)實(shí)實(shí)踐中，小農(nóng)水管護(hù)效果并不理想，具體表現(xiàn)為建、管、用脫節(jié)，新工程建設(shè)不足，舊的工程管護(hù)跟不上，“重建輕管”“只建不管”等問題表現(xiàn)突出，小農(nóng)水利用效率低下[4-6]。而解決這一問題的關(guān)鍵在于農(nóng)戶參與管護(hù)[7,8]。

理論上，農(nóng)戶參與小農(nóng)水管護(hù)是同一地域眾多農(nóng)戶自主選擇參與從而實(shí)現(xiàn)集體行動(dòng)的過程[9]。但是由于個(gè)體理性與集體理性不一定具有一致性，常導(dǎo)致自主治理困境[10]，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和組織支持為提升管護(hù)效果提供了新的思路[11]。一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式制度，包含著多種社會(huì)資源，這些社會(huì)資源能對(duì)社會(huì)結(jié)構(gòu)和個(gè)人行動(dòng)產(chǎn)生影響，同時(shí)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠促進(jìn)網(wǎng)絡(luò)成員進(jìn)行信息交流，在管護(hù)合作過程中起到“橋梁”和“黏合劑”的作用，能顯著提高農(nóng)戶個(gè)體的集體合作意識(shí)，實(shí)現(xiàn)個(gè)體利益與集體利益的統(tǒng)一，促進(jìn)村莊集體行動(dòng)的成功，從而有效提高農(nóng)戶參與管護(hù)的效果[12]。另一方面，小農(nóng)水的公共產(chǎn)品屬性決定了管護(hù)過程中組織扶持的不可或缺性[13]，基層組織提供的支持能增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)組織的認(rèn)可，表現(xiàn)出公民行為，在管護(hù)行動(dòng)中做出積極地響應(yīng)。因此，從基層組織支持和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)兩方面研究小農(nóng)水管護(hù)效果，有助于找出提高小農(nóng)水管護(hù)效果改進(jìn)路徑，并為水利設(shè)施管護(hù)機(jī)制的創(chuàng)新與惠農(nóng)政策的完善提供科學(xué)依據(jù)與理論支持。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源、研究方法和變量選擇

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2018年7-9月對(duì)甘肅、寧夏、陜西、內(nèi)蒙古、河南、山東6個(gè)省份(自治區(qū))的實(shí)地問卷調(diào)研。其中甘肅、寧夏位于黃河灌區(qū)上游，內(nèi)蒙古、陜西處于黃河灌區(qū)中游，河南、山東則位于黃河灌區(qū)下游，調(diào)研區(qū)域選擇具有一定代表性。調(diào)研抽樣采用分層抽樣與簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，6個(gè)省份(自治區(qū))共選取12個(gè)縣153個(gè)行政村1 150個(gè)農(nóng)戶，剔除無(wú)效樣本后，最終得到有效問卷1 040份，問卷有效率為90.43%。

由表1可知，樣本農(nóng)戶中男性較多，占比53.17%。50歲及以上的農(nóng)戶占比80.19%，表明我國(guó)農(nóng)村目前老齡化嚴(yán)重。曾任村干部的有43戶。受教育程度集中在小學(xué)和初中，合計(jì)占比91.25%。家庭規(guī)模以小規(guī)模家庭居多，5人以下的家庭有697戶，占比67.02%。家庭農(nóng)業(yè)收入5萬(wàn)元以下的占比90.58%。

表1 樣本基本特征Tab.1 The basic characteristics of the sample

1.2 研究方法

被解釋變量小農(nóng)水管護(hù)效果是取值1～5的整數(shù)，為有序多分類離散變量，因此本文采用有序probit模型進(jìn)行估計(jì)。其一般表現(xiàn)形式為：

y*=Xβ+ε

(1)

式中：y為被解釋變量；y*為潛變量；X為解釋變量組成的向量；β為待估計(jì)參數(shù)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)且服從正態(tài)分布。

管護(hù)效果分為5個(gè)等級(jí)，設(shè)α1、α2、α3、α4為閾值α1<α2<α3<α4，且，并有：

(2)

那么，y對(duì)X的條件概率的計(jì)算方程組為:

(3)

式中：φ(x)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)。

1.3 變量選擇

1.3.1 被解釋變量

小農(nóng)水管護(hù)效果不僅包括主觀效果，還包括客觀效果，兩者結(jié)合才能更好地評(píng)價(jià)管護(hù)效果[14]。對(duì)于主觀效果，學(xué)者大多借鑒公共管理領(lǐng)域“顧客滿意度”理論以農(nóng)戶滿意度衡量[15-17]；對(duì)于客觀效果，蔡榮[18]以渠道“淤塞擁堵”和“側(cè)坡毀損”的程度來(lái)衡量。借鑒前人的研究，本文采用農(nóng)戶對(duì)管護(hù)的滿意度和“支渠結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)的完善程度”來(lái)衡量，并將兩者加權(quán)平均后取整的值用來(lái)表征管護(hù)效果。

1.3.2 解釋變量

組織支持根據(jù)凌文輇[19]的研究，分為情感性支持和工具性支持兩個(gè)維度，依據(jù)小農(nóng)水管護(hù)具體情況，共設(shè)置11個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行測(cè)量。對(duì)這11個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行因子分析，得到情感性支持和工具性支持2個(gè)因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為65.49%， KMO值為0.925，再加權(quán)平均得到組織支持的總因子變量得分，組織支持=(情感性支持×36.692%+工具性支持×28.798%)/65.49%。

鑒于小農(nóng)水管護(hù)以及農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的村域性質(zhì)，本文借鑒蔡起華[20]對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的研究方法，采用農(nóng)戶與親戚、本家族、朋友、鄰居、同自然村村民、同行政村村民以及村干部 7 類人的來(lái)往程度來(lái)測(cè)度社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，用1～5來(lái)表征來(lái)往程度且來(lái)往程度遞增。采用因子分析法，得到親友網(wǎng)絡(luò)和一般網(wǎng)絡(luò)兩個(gè)因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為73.615%，KMO值為0.796，加權(quán)平均得到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的總因子變量得分，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)=(親友網(wǎng)絡(luò)×46.062%+一般網(wǎng)絡(luò)×27.553%)/73.615%。

1.3.3 控制變量

控制變量主要選擇農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征、和農(nóng)戶認(rèn)知特征。農(nóng)戶個(gè)體特征包括性別、年齡、受教育年限、農(nóng)戶健康程度、是否曾任村干部；家庭特征包括家庭人數(shù)、家庭農(nóng)業(yè)收入；農(nóng)戶認(rèn)知特征包括政府投資力度、務(wù)農(nóng)前景、小農(nóng)水管護(hù)過程的受惠程度。變量具體含義及描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

表2 樣本特征分布Tab.2 Description of variable characters

2 結(jié)果與分析

在進(jìn)行模型估計(jì)之前，先對(duì)各自變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為被解釋變量，其他變量作為解釋變量進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果顯示，VIF值均小于3，表明各自變量的共線性程度處于合理范圍。

表3為有序probit模型的回歸結(jié)果。其中，模型1與模型2分別考察了組織支持和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果的影響，模型3將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分為2個(gè)維度進(jìn)行考察，模型4同時(shí)考慮了組織支持和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響，模型5和模型6則進(jìn)一步考慮了組織支持的調(diào)節(jié)作用。

2.1 組織支持、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果的影響

模型1的結(jié)果顯示，組織支持在5%顯著性水平正向影響小農(nóng)水管護(hù)效果，小農(nóng)水在建管護(hù)過程中需要投入大量人力、物力、財(cái)力，單個(gè)農(nóng)戶家庭難以負(fù)擔(dān)，村組織的支持一方面可以減輕農(nóng)戶的投入壓力，另一方面可以使農(nóng)戶感受到村組織對(duì)小農(nóng)水的重視，增強(qiáng)農(nóng)戶對(duì)村組織的認(rèn)可度，提高農(nóng)戶參與管護(hù)的積極性，從而提升管護(hù)效果。

模型2的結(jié)果顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在1%顯著性水平正向影響小農(nóng)水管護(hù)效果，農(nóng)戶的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，小農(nóng)水的管護(hù)效果越好。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平較高的農(nóng)戶有一定的組織號(hào)召能力，能在一定程度上激勵(lì)農(nóng)戶較多地參與到小農(nóng)水管護(hù)活動(dòng)中。將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分解為親友網(wǎng)絡(luò)和一般網(wǎng)絡(luò)加入模型，由模型3可知，親友網(wǎng)絡(luò)和一般網(wǎng)絡(luò)都對(duì)管護(hù)效果有正向影響，但親友網(wǎng)絡(luò)影響不顯著，一般網(wǎng)絡(luò)則通過1%顯著性水平檢驗(yàn)。親友間易達(dá)成認(rèn)知和決策一致，群體一致性較強(qiáng)，導(dǎo)致與親族以外的農(nóng)戶較難達(dá)成合作關(guān)系，阻礙集體行動(dòng)的實(shí)現(xiàn)，從而影響管護(hù)效果。而一般網(wǎng)絡(luò)水平較高的農(nóng)戶擁有較多的社會(huì)資源，可能通過聯(lián)結(jié)不同的親友網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)管護(hù)信息的交流，達(dá)成一致目標(biāo)，降低管護(hù)合作的組織和交易成本，從而對(duì)管護(hù)效果形成積極影響。

表3 回歸結(jié)果Tab.3 Regression results

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平；括號(hào)中為回歸標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.2 組織支持和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果的交互影響

模型5納入組織支持和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)交互項(xiàng)的結(jié)果表明，兩者對(duì)于管護(hù)效果有一定交互影響，未通過顯著性水平檢驗(yàn)，但系數(shù)為負(fù)。對(duì)于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平較高的農(nóng)戶，其所獲得的資源和信息更多，此時(shí)組織支持的作用較小。而當(dāng)農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平不高時(shí)，則需要組織支持來(lái)激勵(lì)農(nóng)戶的管護(hù)行為。

模型6引入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的兩個(gè)維度(親友網(wǎng)絡(luò)和一般網(wǎng)絡(luò))與組織支持的交互項(xiàng)，組織支持與親友網(wǎng)絡(luò)交互項(xiàng)是顯著的負(fù)向影響，而組織支持與一般網(wǎng)絡(luò)交互項(xiàng)則是顯著的正向影響。可能的解釋是基于血緣、親緣形成的親友網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)更加緊密，配合也更加默契，此時(shí)組織支持可能會(huì)破壞這種默契，從而對(duì)管護(hù)效果形成負(fù)向影響；而一般網(wǎng)絡(luò)聯(lián)結(jié)較弱，會(huì)影響管護(hù)合作的穩(wěn)定性，而村組織的支持能為管護(hù)集體行動(dòng)創(chuàng)造良好的合作氛圍并提供有效的溝通平臺(tái)，從而保障管護(hù)集體行動(dòng)，對(duì)管護(hù)效果有積極的影響。

2.3 控制變量

控制變量中，性別對(duì)管護(hù)效果有顯著正向影響。健康程度也顯著正向影響管護(hù)效果，農(nóng)戶身體素質(zhì)越好，管護(hù)效果也越好。政府投資力度、務(wù)農(nóng)前景和受惠程度顯著影響管護(hù)效果，政府投資力度越大，農(nóng)戶對(duì)務(wù)農(nóng)前景越看好，在小農(nóng)水管護(hù)過程中受惠程度越大，就會(huì)更加積極參與管護(hù)，從而管護(hù)效果也會(huì)更好。

3 結(jié)論和建議

文中基于黃河灌區(qū)6省12縣1 140 份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序probit模型分析了基層組織和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)的影響研究，研究結(jié)論如下。

(1)小農(nóng)水管護(hù)效果受多種因素影響，農(nóng)戶性別、健康程度、政府投資力度、務(wù)農(nóng)前景以及農(nóng)戶感受到的受惠程度都顯著影響小農(nóng)水管護(hù)效果。

(2)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果有顯著影響，進(jìn)一步將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)細(xì)分為親友網(wǎng)絡(luò)和一般網(wǎng)絡(luò)后發(fā)現(xiàn)，一般網(wǎng)絡(luò)對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果有顯著正向影響，而親友網(wǎng)絡(luò)影響不顯著。

(3)組織支持對(duì)小農(nóng)水管護(hù)效果有顯著正向影響，同時(shí)組織支持還能有效地增強(qiáng)一般網(wǎng)絡(luò)的聯(lián)結(jié)程度，從而提升管護(hù)效果。

根據(jù)以上結(jié)論，本文得出以下建議：

(1)村組織應(yīng)該增強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的支持力度，通過在情感上認(rèn)同、尊重農(nóng)戶灌溉需求，工具上為農(nóng)戶提供良好的灌溉設(shè)施、必要的灌溉信息等，提高農(nóng)戶對(duì)村組織的認(rèn)可程度，從而更積極地參與到小農(nóng)水管護(hù)中。

(2)關(guān)注農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)和維護(hù)，可通過組建合作社、用水者協(xié)會(huì)等組織促進(jìn)農(nóng)戶間的交流溝通，實(shí)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的信息交換以及農(nóng)戶社會(huì)資本的積累。

(3)積極推行小農(nóng)水管護(hù)的村民自治模式，提高農(nóng)戶參與水平，完善農(nóng)戶的灌溉需求表達(dá)機(jī)制和決策機(jī)制。

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