農(nóng)村社會組織提升社會資本及應對生計風險的作用研究

尚海洋，樊姣姣

（西北政法大學 管理學院，陜西 西安 710122）

0 引言

近年來，我國政策性文件中不斷倡導農(nóng)村群眾性自治組織建設，強化農(nóng)村社會組織建設與發(fā)展對有效解決“三農(nóng)”問題的重要性［1］。農(nóng)戶主動參與社會組織，有利于社會組織發(fā)展，從而優(yōu)化農(nóng)戶生產(chǎn)生活方式，促進農(nóng)戶社會資本的開發(fā)、建設與提升。社會組織對社會資本的促進，有別于個體通過聯(lián)系、網(wǎng)絡、結構等方式實現(xiàn)社會資本積累，其不受空間、社會和經(jīng)濟情況的影響。Bourdieu 等［2，3］將社會資本宏觀社會背景引入社會資本理論，定義為“社會空間”（social space）和“社會域”（social field），為個體單元上的社會資本累積測算提供了社會背景。由微觀（個體）到宏觀（組織）的認知提升，揭示了多類型社會資本構成的“聯(lián)系”與大量復雜“實體”共同構成的社會空間的重要性，有助于刻畫與解釋當前分層社會中的發(fā)展差異。對個體農(nóng)戶來說，生產(chǎn)生活中的不確定風險最容易威脅其生計水平。現(xiàn)有研究表明，更高層次社會資本對個體農(nóng)戶風險防控有積極作用，但對組織、機構等如何發(fā)揮影響作用、釋放政策效應的認識仍不夠明確。特別是對多數(shù)個體農(nóng)戶來講，協(xié)會、協(xié)作會、互助會等類似自發(fā)性社會組織因結構較松散、規(guī)制不嚴格、功能較單一等特點有別于政府或政府主導的組織機構，在生計風險防范與應對中的作用依舊模糊。社會資本產(chǎn)生和累積于個體網(wǎng)絡聯(lián)系中，團體、協(xié)會等社會組織的形成與規(guī)范加強了社會組織相聯(lián)系的個體社會資本，同時也出現(xiàn)了個體間不再需要有直接聯(lián)系而形成的“聯(lián)系”——社會組織的規(guī)范作用，相應的競爭力也得到社會組織的“加持”而增強，勢必會使個體的能力發(fā)展、風險應對、抵御力與恢復力建設得到優(yōu)化。

農(nóng)戶生產(chǎn)水平與生活質(zhì)量提高是我國實現(xiàn)社會進步的工作重心，也是衡量經(jīng)濟發(fā)展的標準之一。在循環(huán)往復的生產(chǎn)生活過程中，農(nóng)戶總會遭受各種風險的侵害和影響［4］，如自然災害引起的環(huán)境風險［5］、與農(nóng)戶身體狀況相關的健康風險［6］、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)后期面臨的經(jīng)營風險等［7］。因此，改善農(nóng)戶生產(chǎn)生活方式不僅需要關注其農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、日常收入等經(jīng)濟指標，還要探究導致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受阻的重要因素，尋找防范策略，切實提高農(nóng)戶生計質(zhì)量。學者們將研究視角轉向農(nóng)戶生計風險應對策略，并對此提出了不同觀點。如，蘇芳等［8］從生計資本與生計策略關系出發(fā)，認為農(nóng)戶選擇并利用所擁有的資產(chǎn)進行配置或經(jīng)營，以實現(xiàn)生計目標。此外，受災農(nóng)戶也可通過彌補缺失的生計資產(chǎn)來改變生活困境［9］，而策略應用、所獲成效也受到風險與資本的影響［10］。如，趙雪雁等［11］以民勤綠洲農(nóng)戶為研究對象，發(fā)現(xiàn)不同生計資本構成的生計策略能夠有效應對不同的生計風險。生計策略會隨生計資本的差異性而動態(tài)變化［12，13］，這決定了農(nóng)戶可選擇生計策略方式的多樣性［14，15］。在所有類型的生計資本中，社會資本區(qū)別于其他類型資本，它可在一系列協(xié)調(diào)行動的帶動下，從信任、規(guī)范和網(wǎng)絡3 個方面提高社會效率［16，17］。與社會資本相比，自然、人力、物質(zhì)、金融資本更具物化，其具有特定形態(tài)（如自然資本以土地、河流等物質(zhì)形式存在）、更容易衡量（如人力資本的健康程度和受教育水平）、可直接發(fā)揮作用（如使用金融資本購買設備等），而社會資本則以潛在資本形式存在（如親朋好友的幫扶等），發(fā)揮著較好的抗風險作用。社會組織作為一種典型的社會資本，在農(nóng)戶生計方面有著重要作用，明顯提高了農(nóng)戶收入［18］、山區(qū)居民避險意識與能力［19］，在社區(qū)和國家層面顯著降低了貧困風險［20］。此外，社會組織也是基于一定制度、宗旨、系統(tǒng)等建立起來的機構，目的在于實現(xiàn)組織內(nèi)成員的共同目標。農(nóng)村社會組織主體明確、類型較多，能夠充分調(diào)動居民的參與意識［21］，因此對農(nóng)戶生計風險應對策略的選擇須考慮社會組織的影響作用。

從現(xiàn)有研究看，生計風險防范策略的選擇主要體現(xiàn)在生計資本之間的交互關系、生計風險多類型對農(nóng)戶的生計危機、生計資本的作用等問題上。其中，社會資本通過人與人之間的互相關心、信息交流等間接作用于農(nóng)戶風險防控，且能夠實現(xiàn)有效策略應對。生計資本與生計風險防范策略的相關成果，整體研究內(nèi)容偏向宏觀，缺乏生計資本下的單個因素衡量。社會組織集中體現(xiàn)了社會資本涵蓋的社會網(wǎng)絡、規(guī)范和信任3 類要素，對促進地區(qū)社會網(wǎng)絡、提高相互理解意識至關重要。作為資本構成載體和生計轉換能力的社會組織，是社會資本中的重要部分，但目前關于生計風險防范策略的研究還未得到真正重視。隨著國家對社會組織創(chuàng)建的引導力度逐漸加大，社會組織發(fā)揮的作用也越來越具有綜合性，從社會組織入手研究農(nóng)戶的風險抵抗能力具有較強的理論價值與現(xiàn)實意義。參與社會組織狀況對農(nóng)戶面對生計風險采取防范策略意愿影響究竟如何，需從農(nóng)戶效用角度進行分析。原因是：①參與社會組織狀況難以直接定量衡量；②社會組織是農(nóng)戶參與團體后個人或團體關系網(wǎng)絡的代稱，對其舒適度和參與所獲收益只能通過農(nóng)戶主觀感受獲取。為此，本文通過效用函數(shù)，從理論上將二者聯(lián)系起來。

社會組織通常向其成員發(fā)布如物價波動、災害避險等農(nóng)戶生計相關信息，本文將以“農(nóng)戶參加社會組織后是否采納其提供的災害避險信息”為例，闡述農(nóng)戶的收益狀況。計算公式為：

式中：i 表示農(nóng)戶采納并利用社會組織提供的信息來采取避險措施；Yi為農(nóng)戶參加社會組織后獲得的收益；Ci為農(nóng)戶參加社會組織后所付出的成本；EUi為農(nóng)戶參加社會組織后所預期的結果，即效用期望。

從機會成本角度分析，農(nóng)戶采取某種行動的前提是：在付出相同成本的條件下，實施行動后的預期收益（包括收入、心理等）高于付出成本，即農(nóng)戶在獲取災害信息并采取避險措施后所獲得的效用期望高于機會成本。計算公式為：

式中：pi為采用避險措施的概率；1 - pi為不采取避險措施的概率；Oi為采取避險措施后的機會成本。公式（2）是從理性角度出發(fā)，當災害信息發(fā)布后，可能存在兩種情況：一是（前者）對社會組織充分信任的農(nóng)戶，根據(jù)信息內(nèi)容提前采取避險措施，風險來臨后，獲得避險成功后留下的收益并付出為采取防范措施的成本；二是（后者）收到災害信息后選擇不采取任何行動，災害后需付出未采取措施而遭受的損失。當然，也存在收到風險預警后并未發(fā)生自然災害，這種情況下未采取避險措施的農(nóng)戶付出的成本為0。將公式（2）效用函數(shù)延伸，在避免低等級自然災害的基礎上，增加水資源短缺（WS）、基礎設施情況差（Infra）等農(nóng)戶憑借自身能力無法防范的風險，將兩種等級風險進行疊加。計算公式為：

由公式（3）可得，人為無法短期解決的問題會同時影響收益水平和效用水平。需要注意的是，在存在情況嚴重、范圍較廣風險的情況下，仍對等級較低風險未采取防范策略，農(nóng)戶不僅會失去原有資本，還會失去因受到難以抵抗風險的一部分收入，即（1- pi）［U（WS；Infra）i（Ci；（Yi- Y（WS；Infra）i）］。因此，利用效用函數(shù)衡量農(nóng)戶參加社會組織后的期望效用，體現(xiàn)了參加社會組織與農(nóng)戶收入水平和生計風險應對之間的相互作用。

本文通過對祁連山國家級自然保護區(qū)內(nèi)武威市、張掖市995 位農(nóng)戶進行問卷調(diào)查，獲取研究區(qū)農(nóng)戶參與社會組織現(xiàn)狀及對生計風險采取防范策略意愿情況，以期量化農(nóng)戶生計策略與社會組織參與之間的關系，彌補現(xiàn)有生計風險防范策略研究中的不足，助力農(nóng)戶積累社會資本，提升生計風險應對能力，提高收入水平，在鞏固脫貧攻堅成果、有效銜接鄉(xiāng)村振興發(fā)展的同時實現(xiàn)共同富裕。

1 研究設計

1.1 研究區(qū)概況

本文以祁連山國家級自然保護區(qū)內(nèi)的武威市、張掖市為研究區(qū)域。武威市屬溫帶大陸性干旱氣候，全年干旱少雨、四季分明，地形地貌復雜，呈“南高北低、西高東低”的態(tài)勢。武威市既是北方防沙帶的中心位置，又是青藏高原的生態(tài)屏障，承擔著固沙防風、蘊含水源等重要作用，其較差的自然條件使得農(nóng)戶自然資本貧瘠，農(nóng)戶發(fā)展受限。同武威市相似，張掖市地貌復雜，其下屬5 縣1 區(qū)位于青藏高原和內(nèi)蒙古的交接地帶，海拔較高，全年平均氣溫較低，冬季寒冷且持續(xù)時間較長，夏季晝夜溫差大，降水分布不均。受淺山區(qū)地理條件限制和氣候條件影響，張掖市農(nóng)戶只能種植傳統(tǒng)作物，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量和質(zhì)量遠低于預期，農(nóng)戶收入處于較低水平。在國家采取“退耕還林、封山禁牧”等行動后，為了保護生態(tài)穩(wěn)定與安全，不斷收回耕地和草場，張掖市農(nóng)戶可利用土地資源銳減，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量和農(nóng)戶收入急劇減少。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文重點考察了武威市、張掖市農(nóng)戶的社會組織參與狀況及其生計風險防范策略采取情況。2019年8—9 月份，根據(jù)武威市與張掖市及其下轄縣區(qū)人口分布情況進行分層隨機抽樣，采用參與式農(nóng)村評估法（Participatory Rural Appraisal，PRA）對當?shù)剞r(nóng)戶的個體特征、收入水平、社會組織參與情況、風險防范策略選擇等方面進行調(diào)查。此次調(diào)查中，參與調(diào)查農(nóng)戶1179 戶，最終收回有效問卷995 份（張掖市532 份、武威市463 份），有效率為84.39%。

1.3 研究方法

本文被解釋變量為“農(nóng)戶針對生計風險采取防范策略意愿”，依據(jù)調(diào)研區(qū)現(xiàn)況，將其分為采取防范策略意愿增加、減少和不變。該變量為多分類變量，本文采用多元Logistic 回歸模型。多元Logistic 回歸模型表示如下：

1.4 變量選取

農(nóng)戶是生計風險采取防范策略的基本決策單元，其對生計風險采取防范策略意愿會因個體層面的差異而不同。個體層面變量包括受訪者是否參加社會組織、參加社會組織類別、所屬地區(qū)、性別、年齡、受教育水平、健康狀況。變量說明及其描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 描述性統(tǒng)計Table1 Descriptive statistics

2 結果及分析

2.1 農(nóng)戶個體差異因素分析

使用SPSS25.0 軟件進行多元邏輯回歸分析，將“采取防范策略意愿不變”作為參考項。模型1 中，將年齡、性別、健康狀況、受教育水平4 個因素作為考慮的影響因素，實證檢驗得到：-2 倍對數(shù)似然值為965. 668，且在99%的水平上顯著，卡方值為47.227，結果表明該模型的適用性較好（表2）。

表2 模型1 不考慮社會組織因素的模擬結果Table 2 Model 1 Simulation results without considering social organization factors

表2 中，各變量均使用最后一個類別當作參考項?；貧w系數(shù)的正與負代表農(nóng)戶生計風險采取的防范策略意愿（Y）與各影響因素（X）的變化方向。當該系數(shù)大于0 時，農(nóng)戶面對生計風險采取的防范策略意愿與各影響因素同向變化；當該系數(shù)小于0 時，農(nóng)戶面對生計風險采取防范策略意愿與各影響因素反向變化。優(yōu)勢比exp（B）代表同類別的影響因素（如健康狀況良好、一般、不好）對采取防范策略意愿的影響程度。優(yōu)勢比exp（B）小于1，說明該項因素對采取防范策略意愿的影響程度小于參考項。由表2 可知，年齡和性別兩類因素對農(nóng)戶采取防范策略的意愿并未造成顯著影響，而健康狀況、受教育水平兩類因素對農(nóng)戶采取防范策略的意愿造成了顯著影響。健康狀況方面，在“采取防范策略意愿增加”與“采取防范策略意愿不變”中存在著明顯的差異，且同“健康狀況不好”相比，“健康狀況一般、良好”exp（B）均小于1，表明健康狀況越好，采取防范策略的意愿越小；“采取防范策略意愿減少”與“采取防范策略意愿不變”相比也有顯著差異，且與“健康狀況不好”相比，“健康狀況一般、良好”exp（B）均大于1，表明健康狀況越好，采取防范策略的意愿越大。受教育水平方面，“采取防范策略意愿增加”與“采取防范策略意愿不變”相比未表現(xiàn)出差異，而“采取防范策略意愿減少”與“采取防范策略意愿不變”相比表現(xiàn)出明顯差異，“小學及以下、初中”有明顯差異，且exp（B）小于1，表明受教育程度越高，對生計風險采取防范策略的意愿更高。

2.2 是否參加社會組織因素分析

與模型1 相比較，模型2 在其基礎上增加了“是否參加社會組織”這一自變量，檢驗了年齡、性別、健康狀況、受教育水平、是否參加社會組織5 類因素對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響，依舊將“采取防范策略意愿不變”作為參考項。實證檢驗得到：-2 倍對數(shù)似然值為1161.682，且在99%的水平上顯著，卡方值為109.208，結果表明該模型的適用性較好（表3）。

表3 模型2 考慮社會組織（是否參加）的分析結果Table 3 Model 2 Consider the analysis result of social organization（whether to participate）

由表3 可知，在加入“是否參加社會組織”這一變量后，健康狀況、受教育水平、參加社會組織對采取防范策略意愿產(chǎn)生了非常顯著的影響，而年齡、性別因素與模型1 分析結果非常相似，其對采取防范策略意愿產(chǎn)生的影響并不顯著。從多元回歸系數(shù)和優(yōu)勢比exp（B）兩個角度進行分析：健康狀況方面，“采取防范策略意愿增加”與“采取防范策略意愿不變”相比沒有顯著差異，“采取防范策略意愿減少”與“采取防范策略意愿不變”相比存在顯著差異，且與“健康狀況不好”相比，“健康狀況一般、良好”exp（B）均大于1，表明身體健康狀況較好的農(nóng)戶對生計風險采取防范策略的意愿越低。受教育水平方面，“采取防范策略意愿增加”與“采取防范策略意愿不變”相對比沒有顯著差異，“采取防范策略意愿減少”與“采取防范策略意愿不變”相對比存在著明顯差異，且與“大學及以上”學歷相比，只有“小學及以下、初中”兩個因素通過顯著性檢驗且優(yōu)勢比exp（B）小于1，表明學歷較低的受訪者對生計風險采取防范策略意愿影響顯著，且農(nóng)戶受教育水平越高，采取防范策略的意愿越高。是否參加社會組織方面，未參加社會組織與采取防范策略意愿呈負相關關系，且優(yōu)勢比exp（B）小于1，表明其與參加社會組織相比，對采取防范策略意愿的影響較小。表現(xiàn)規(guī)律為：參加社會組織與否與采取防范策略意愿間表現(xiàn)出負相關關系，且參加社會組織農(nóng)戶數(shù)量越多，其采取防范策略的意愿越高。

2.3 參加社會組織類別因素分析

為檢驗不同類別社會組織對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響作用，本文使用變量“參加社會組織類別”替代“是否參加社會組織”得到模型3。實證檢驗得到：-2 倍對數(shù)似然值為451.904，在99%的水平上顯著，卡方值為67.842，說明此模型適用性較好（表4）。

表4 模型3 考慮社會組織（參加組織類別）的分析結果Table 4 Model 3 Consider the analysis results of social organizations（participating organizations category）

由表4 可知，在采用變量“參加社會組織類別”替代“是否參加社會組織”后，與模型2 相比，在引入?yún)⒓由鐣M織類別后，受教育水平、參加社會組織類別對采取防范策略意愿的影響顯著。進一步從回歸系數(shù)和優(yōu)勢比exp（B）兩個角度分析：受教育水平方面，與“大學及以上”學歷相比，只有“小學及以下”學歷通過顯著性檢驗，且在受教育水平更高農(nóng)戶處，采取防范策略意愿不顯著，表明受教育水平對采取防范策略意愿間存在一定的影響，但此類影響存在“脫鉤”現(xiàn)象，與模型2 結果相同；對“采取防范策略意愿減少”而言，“初中、高中或中專、大專”人群的優(yōu)勢比分別為0.838、1.037、1.018，較其他群體存在差異，即采取防范策略意愿并不會一直伴隨著受教育水平提高而提高。參加社會組織類別方面，與服務類相比，經(jīng)濟類、文化類社會組織兩個因素通過了顯著性檢驗，且參加經(jīng)濟類社會組織對采取防范策略意愿減少的影響程度大于文化類，表明參加社會組織類別對采取防范策略意愿的影響程度存在差異。

2.4 所屬地區(qū)因素分析

為驗證所屬地區(qū)對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響，使用變量“所屬地區(qū)”替代“是否參加社會組織”得到模型4。通過實證檢驗，其得到的結果是：- 2倍對數(shù)似然值為737.931，在99%的水平上顯著，卡方值為57.671，說明此模型適用性較好（表5）。

表5 模型4 考慮所屬地區(qū)的分析結果Table 5 Model 4 Consider the analysis results of the region

由表5 可知，增加“所屬地區(qū)”變量后，受教育水平、所屬地區(qū)對采取防范策略意愿的影響具有顯著性，而年齡、性別、健康狀況對采取防范策略意愿的影響并不顯著。進一步從回歸系數(shù)和優(yōu)勢比exp（B）角度分析：受教育水平方面，“采取防范策略意愿增加”與“采取防范策略意愿不變”相比有顯著差異；“采取防范策略意愿減少”與“采取防范策略意愿不變”相比沒有顯著差異，且與“大學及以上”學歷相比，只有“小學及以下、初中”兩個因素通過顯著性檢驗且優(yōu)勢比exp（B）小于1，表明學歷較高，農(nóng)戶對生計風險采取防范策略意愿更高，與模型2 結論相同。所屬地區(qū)方面，武威市與采取防范策略意愿呈負相關關系，且優(yōu)勢比exp（B）小于1，表明與張掖市相比，其對采取防范策略意愿的影響較小。表現(xiàn)規(guī)律為：所屬地區(qū)與采取防范策略意愿間表現(xiàn)出負相關關系，且因所屬地區(qū)差異，對農(nóng)戶面臨生計風險時采取防范策略意愿的影響存在差異。

在實際開展調(diào)研的過程中，可以直接感受到是否參加社會組織、參加不同類別社會組織、所屬地區(qū)不同對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響存在差異。多數(shù)受訪農(nóng)戶對協(xié)會（社會組織）的存在價值、增收作用、風險防范有一定了解，在實際調(diào)研過程中就此類話題交流較多。從模型分析中可得，受教育水平在模型1—4 通過了統(tǒng)計學相關檢驗，體現(xiàn)了受教育水平對農(nóng)戶采取防范策略意愿的提升作用。而對分別側重關注是否參加社會組織、參加社會組織類別、所屬地區(qū)變量的實驗比較情況，一方面展現(xiàn)了農(nóng)戶對生計風險采取防范策略意愿明顯受到是否參加社會組織的影響；另一方面對側重關注參加社會組織類別、所屬地區(qū)的實驗分析，表現(xiàn)出更符合預期的結果，社會組織類別和所屬地區(qū)不同，對采取防范策略意愿的影響程度存在差異。

3 結論與建議

3.1 結論

在我國解決“三農(nóng)”問題，尤其是在鄉(xiāng)村振興過程中，發(fā)展社會組織是一項重要戰(zhàn)略。2016 年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《關于改革社會組織管理制度促進社會組織健康有序發(fā)展的意見》，期望通過優(yōu)化社會組織發(fā)展環(huán)境，使更多面臨生計風險的農(nóng)戶能夠增強采取防范策略意愿，降低生計風險損失，增強抵御能力，以促進地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)民增收。為了考察參與社會組織對農(nóng)戶生計風險應對的影響情況，同時準確評估是否參加社會組織、參加社會組織類別、所屬地區(qū)對農(nóng)戶生計風險采取防范策略意愿的影響程度，本文利用祁連山國家級自然保護區(qū)內(nèi)武威市、張掖市995 位農(nóng)戶的實地調(diào)研數(shù)據(jù)進行了實證分析。主要結論如下：①在不考慮社會組織因素情況下，年齡、性別對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響并不顯著，而受教育水平、健康狀況對農(nóng)戶采取防范策略意愿的影響顯著，且受教育水平對農(nóng)戶采取生計風險防范策略意愿的影響存在“脫鉤”現(xiàn)象。②在考慮社會組織的情況下，是否參加社會組織、參加社會組織類別這兩個因素對農(nóng)戶采取防范策略意愿有顯著作用，且未參加社會組織的影響程度小于參加社會組織，參加服務類社會組織影響程度最大，文化類社會組織次之，經(jīng)濟類社會組織最小。③在考慮所屬地區(qū)的情況下，武威市對農(nóng)戶面臨生計風險采取防范策略意愿的影響明顯小于張掖市。

社會組織發(fā)展明顯影響著農(nóng)戶對生計風險采取防范策略的意愿，應繼續(xù)增強社會組織對農(nóng)戶生計風險防范意愿的積極作用，加強農(nóng)村社會組織建設。隨著我國對農(nóng)村治理的不斷深化，僅依靠政府提高農(nóng)戶生計水平可能導致農(nóng)戶出現(xiàn)“惰性”，社會組織的產(chǎn)生則彌補了政府治理的不足，使農(nóng)戶產(chǎn)生自主意識，因此需不斷增強農(nóng)戶社會組織參與意識。社會組織是在政府領導下，依照國家要求建立的團體，主體為所轄區(qū)域內(nèi)的農(nóng)戶或村民。其通過提高農(nóng)戶的心理滿足感，增加社會交往，密切村民間關系，加快信息傳播速度，提高農(nóng)戶抗風險能力和抗風險意識，在實踐中需尋求并發(fā)揮社會組織的多功能性。從研究結果可見，社會組織的作用不但與參與者的策略選擇、福利水平、心理預期等息息相關，而且與社會發(fā)展有關。因此，借助社會關系將農(nóng)戶生計各方面聯(lián)系起來，能夠幫助尋找提高農(nóng)戶整體生計水平、促進鄉(xiāng)村振興、實現(xiàn)共同富裕的新方法和新路徑。社會組織作為一種相對獨立的社會資本形態(tài)，是嵌入在個人、社會組織網(wǎng)絡中的資源。從以往可持續(xù)發(fā)展框架中資本和主體關系角度來講，個體社會資本顯著提升了農(nóng)戶維持集體既有資源，為集體爭取新資源的能力；而組織社會資本對集體爭取新的資源具有顯著正向作用，但對維持集體既有資源作用并不顯著。

3.2 建議

本文通過對社會資本轉化做初步嘗試后發(fā)現(xiàn)，社會組織與農(nóng)戶生計風險應對息息相關，顯著影響著農(nóng)戶對生計風險采取防范策略的意愿，但對社會組織與生計風險應對的優(yōu)化渠道仍需進一步分析。因此，為發(fā)揮社會組織對實現(xiàn)共同富裕的促進作用，提出以下建議：①搭建社會組織參與平臺，創(chuàng)新共同富裕的建設途徑。改革開放以前，在單一的政府主體管理下，我國共同富裕建設發(fā)展呈現(xiàn)封閉性、自發(fā)性等特征，隨著市場經(jīng)濟體制改革進程的加快，這種模式越來越難以滿足農(nóng)戶的物質(zhì)和精神文化需求。通過農(nóng)村文化協(xié)會、農(nóng)村公益組織等多種形式的組織，建立人才培養(yǎng)基地、公共產(chǎn)品等綜合服務平臺和服務保障組織，改變傳統(tǒng)發(fā)展模式，促進其多元化發(fā)展，實現(xiàn)共同富裕。此外，共同富裕目標的實現(xiàn)需要各方的共同協(xié)作與參與，要求政府組織與社會組織加強合作。社會團隊組織在發(fā)展中具有極大的自我管理能力，涉及范圍廣且內(nèi)容復雜，這一部分組織是農(nóng)戶自愿結合在一起組成，熟悉農(nóng)戶需求，對鄉(xiāng)村地區(qū)的建設與發(fā)展了解詳細。因此，政府組織在參與鄉(xiāng)村文化產(chǎn)業(yè)轉型、實現(xiàn)共同富裕的過程中要全面加強與社會組織的合作，為實現(xiàn)共同富裕提供完善的發(fā)展平臺。②豐富社會組織參與內(nèi)容，增強鄉(xiāng)村建設的吸引力。隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，社會組織在促進并實現(xiàn)共同富裕的形式和內(nèi)容上呈現(xiàn)多元化發(fā)展。首先，鄉(xiāng)村建設工作具有獨特明顯的發(fā)展優(yōu)勢。社會組織通過挖掘實現(xiàn)共同富裕所需獨一無二的優(yōu)勢基礎，打造本地區(qū)特色產(chǎn)品品牌，增強鄉(xiāng)村建設與發(fā)展的動力，以此打造鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)鏈，實現(xiàn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)轉型，帶動鄉(xiāng)村地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。其次，鄉(xiāng)村文化來源于物質(zhì)和精神文化兩方面，是兩者的統(tǒng)一。鄉(xiāng)村文化可充實農(nóng)戶生活，在一定程度上滿足農(nóng)戶的需求。因此，社會組織應積極參與到鄉(xiāng)村文化建設中，提高在文化產(chǎn)品和服務方面的貢獻度，以此達到實現(xiàn)共同富裕的目標。第三，經(jīng)濟發(fā)展對農(nóng)戶造成的影響是不可避免的，農(nóng)戶素質(zhì)日益提高，價值觀念發(fā)生轉變。此外，鄉(xiāng)村中的咨詢組織和愛心協(xié)會等社會組織引導農(nóng)戶在鄉(xiāng)村建設與發(fā)展方面樹立科學發(fā)展觀，同時樹立農(nóng)戶在鄉(xiāng)村共同富裕建設中的主人翁意識。③優(yōu)化社會組織多樣化參與方式，增強鄉(xiāng)村建設活力。近年來，信息技術的快速發(fā)展為社會組織投入共同富裕工作提供了新渠道。社會組織通過網(wǎng)絡優(yōu)化共同富裕資源收集方式、共同富裕的宣傳方式和共同富裕主體的參與方式，充分了解鄉(xiāng)村建設與發(fā)展的特色，積極調(diào)動共同富裕主體的積極性，增強共同富裕的活力和創(chuàng)造力。首先，優(yōu)化鄉(xiāng)村資源收集方式。社會組織借助大數(shù)據(jù)開展調(diào)查，了解當?shù)鬲毺氐馁Y源優(yōu)勢，同時加強城市與鄉(xiāng)村間的交流與協(xié)作，了解各區(qū)域間存在的優(yōu)劣勢，不斷完善共同富裕重大戰(zhàn)略。其次，增加鄉(xiāng)村發(fā)展的宣傳渠道。社會組織借助網(wǎng)絡了解共同富裕相關內(nèi)容，以此拓寬農(nóng)戶監(jiān)督社會組織的途徑，為社會組織推進共同富裕提供良好的群眾基礎。第三，加強共同富裕新主題的創(chuàng)造。社會組織借助網(wǎng)絡力量，號召各方主體加入到鄉(xiāng)村建設與發(fā)展，以此助力共同富裕。

（致謝：本文在問卷調(diào)查與數(shù)據(jù)處理過程中得到了陜西科技大學宋妮妮博士、西北政法大學寇瑩碩士、中國科學院大學趙越博士等提供的幫助，在此表示誠摯的感謝?。?/p>