趙 燕，朱玉春

(西北農林科技大學經濟管理學院，陜西 楊陵 712100)

我國是世界上總灌區(qū)面積最大的國家，占全世界的20%[1]，故農業(yè)生產必須依賴于水利設施。被稱為農田的“毛細血管”的小型農田水利(下文簡稱“小農水”)設施具有排澇和抗旱的雙重作用，直接關系著農業(yè)生產效率。但自20世紀70年代以來，我國小農水出現(xiàn)了管護主體缺失、供給不足等現(xiàn)象，這在很大程度上阻礙了農業(yè)生產的發(fā)展[2]。

在我國農村社區(qū)，解決小農水出現(xiàn)的問題的重要方式就是農戶之間合作互助[3, 4]。然而，由于農業(yè)收入占比較低和農業(yè)比較收入效益低，許多農戶都認為“務農一年不如打工一月”[5]，所以農戶參與小農水供給意愿并不強烈。另外，農戶在“等、靠、要”的傳統(tǒng)觀念的影響下，即使對小農水供給狀況不滿，也未能激勵其為改變現(xiàn)狀而積極參與小農水供給中[6]。因此，引導并鼓勵農戶積極地參與小農水供給是解決小農水供需不平衡的首要任務。

小農水的公共物品特性決定了在其供給過程中組織的扶持的不可或缺性，組織的支持力度越大，農戶投入壓力就越小，就越可能參與村集體共有的小農水供給[7]。所以組織給予農戶的組織支持越高，農戶更加愿意參與小農水的供給[3]。此外，Ostrom指出，社會信任低也會導致其所在地區(qū)公共品供給不足[8]，即社會信任程度低將會導致農戶參與小農水供給意愿也較低。故組織支持和社會信任是農戶參與小農水供給意愿的重要影響因素。

組織支持理論的概念由美國心理學家艾森伯格等人基于互惠行為模式和社會交換理論提出，用來闡述成員對組織是否重視或關心他們的整體感知[9]。組織支持理論認為成員如果感知到組織給予的情感或物質支持，便會為實現(xiàn)組織的共同利益而努力[10-12]。艾森伯格等研究發(fā)現(xiàn)，當組織在成員完成某個項目時提供支持(如情感或物質支持)，成員感知到組織給予的組織支持程度越高，對組織的承諾水平也會增高，他們會努力工作來回報組織給予的支持[13]。凌文輇等將組織支持劃分為工具性支持和情感性支持兩個維度[14]。借鑒已有學者對組織支持的定義，本文將農戶的組織支持定義為：農戶在參與小農水建設、使用、維護過程及生活中，所在村委會、村大隊以及農戶可能參與的一些組織(如農戶用水協(xié)會、合作社)提供的情感支持和工具支持。在中國農村社區(qū)，村組織對農戶的許諾以及許諾兌現(xiàn)的程度決定了村組織和農戶之間的情感強度，因此，村組織提供的情感性和工具性支持對農戶的行為有重要影響，農戶若感知到村組織在小農水供給過程中提供物質或技術支持，對村組織的情感依附感就增強，進而在小農水供給中愿意投入更多。

農戶社會信任定義為：在一定農村社區(qū)內，農戶長期交往而形成的相互信任關系[15]，包括對親戚、家族成員的特殊信任和對非親族村民、村干部的一般信任2種類型。小農水供給過程中，農戶與組織管理者之間是一種委托-代理關系，如果農戶與村組織之間相互信任，使得農戶認為參與小農水供給有利于自身的利益，農戶就會積極參與小農水供給。社會信任是人際間走向合作的基礎[16]，社會信任能夠促進集體行動的形成[17, 18]。農戶參與小農水供給過程中在何種程度上依賴于其他人的建議而采取行動取決于其社會信任程度，這可約束農戶在小農水供給中的“搭便車”心理，進而有助于提高農戶參與小農水的供給意愿[19]。蔡起華等(2015)指出社會信任每提高一個檔次，農戶參與小農水供給愿意的概率就提升6.9%[20]。

而農戶參與小農水的供給意愿不僅受到個人及家庭特征的影響，還受村莊特征的影響[21-24]，而以往的研究同時關注個體效應和略組織效應的很少，且目前研究組織支持對農戶參與小農水供給意愿的影響的文章鮮有，對在不同農村社區(qū)環(huán)境下，組織支持和社會信任對農戶參與小農水供給意愿影響的研究更是少之又少，這正是本文的創(chuàng)新之處。

1 模型構建

由于調研數(shù)據(jù)具有多層結構特點，本文研究采用HLM分層模型，分別考慮村莊與農戶2個層面的影響因素，揭示村組織與農戶層面因素對農戶參與小農水供給意愿的影響。此外，由于農戶參與小農水供給意愿是典型的0-1分類變量，故本文在構建分層模型時用logit作為連接函數(shù)。

1.1 零模型的構建

根據(jù)研究需要，本文選擇村莊層及農戶層2層模型進行分析，以檢驗2個層次影響因素的差異是否是造成農戶參與小農水供給意愿差異的因素。零模型表達式如下。

Level-1:

prob(Wij)=φij

(3)

ηij=βij+εij

(3)

Level-2:

β0j=γ00+μ0j

(4)

式中：Level-1代表農戶層；Level-2代表村莊層；Wij表示第j個村第i個農戶參與小農水供給意愿，1代表愿意，0代表不愿意；φij表示農戶愿意參與小農水供給的概率；ηij代表“愿意”相對于“不愿意”的發(fā)生比對數(shù)，即logit連接函數(shù)的值；β0j代表第 個村莊的農戶對小農水供給意愿的均值；γ00代表總截距；εij、μ0j代表各層的隨機效應項。

根據(jù)Level-1的方差分量[Var(εij)=σ21]和Level-2的方差分量[Var(εij)=σ22]，組間相關系數(shù)ICC(1)=σ21/(σ21+σ22)。σ22值越大，組間相關系數(shù)越大，level-2對因變量的影響越大，數(shù)據(jù)越適合用分層模型。

1.2 完整模型的構建

Level-1:

prob(Wij)=φij

(7)

Level-2:

(9)

式中：Xpij代表level-1自變量；Z0qj、Mpsj為level-2的自變量；βpij為level-1自變量對應變量的回歸系數(shù)；γ01j、γpsj分別為level-2自變量Z0qj、Mpsj對因變量的回歸系數(shù)；γp0為βpij的截距項；μpj為βpij的殘差項；其余符號意義同前。

2 數(shù)據(jù)來源、樣本描述及變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組2016年10、11月的實地問卷調研。調查問卷分為村級問卷(包括村莊的基本信息和小農水的供給狀況等)和戶級問卷(包括農戶個人及家庭的基本情況、農戶得到的組織支持、農戶參與小農水供給情況、小農水總體供給情況以及農戶社會資本狀況等)。調查地點為內蒙古和寧夏2個省。內蒙古與寧夏位于黃河灌區(qū)的中上游，2個省的農田灌溉條件差異較小，基本都采用渠灌方式。調研抽樣方式為：首先，在每個省挑選2個位于黃河灌區(qū)的縣；其次，依據(jù)各縣的農業(yè)生產狀況和農田水利供給狀況，隨機挑選10個村莊；最后，在每個村莊隨機挑選20個農戶和1個村干部。故本次調研獲得40份村級問卷和800份戶級問卷。剔除無效樣本后，最終獲得40份村級有效問卷(由于村級問卷不涉及主觀性題目，且村干部或水利管理者對涉及村莊的相關問題的了解較清楚，故村級問卷無剔除)和791份農戶級有效問卷，樣本的有效率分別為100%和98.88%。

2.2 樣本描述

(1)樣本村莊情況。課題組在內蒙古選擇了烏拉特前旗和五原縣的20個樣本村；在寧夏選擇了平羅縣和賀蘭縣的20個樣本村。所調查的40個村莊都為普通村莊(指以農業(yè)生產為主、非城鎮(zhèn)政府駐地或位于城郊結合部的村莊)，收入來源主要為農業(yè)收入。所調查村莊中，87.5%的村莊是非貧困村，且只有7個村莊有水利項目。從村莊規(guī)模來看，大多數(shù)村莊的規(guī)模較小，村組數(shù)在10組以上的僅占35.0%。樣本分布較均勻。

(2)樣本農戶情況。在所調查的791戶農戶中，有526名受訪者是戶主，男性受訪者所占比例較大，為63.6%，且50歲以上的農戶占了65%，表明我國現(xiàn)階段的農村社區(qū)人口普遍偏老齡化。農戶受教育程度在小學及以下和初中的農戶居多，占總數(shù)的90.4%。觀察所調查的樣本農戶的家庭特征，得知5人以下的家庭占70.9%，家庭規(guī)模普遍較小，并且家庭的種植規(guī)模也不大，3.33 hm2(50畝)以上的僅占21.6%，家庭年總收入在10 萬元以下的農戶占79.5%。表1為農戶的基本情況統(tǒng)計描述。

2.3 變量選擇、含義及統(tǒng)計描述

研究農戶參與小農水供給意愿，不僅需要考慮農戶層面的因素，而且還應關注村莊環(huán)境的影響。首先，各個村莊環(huán)境不同，如村莊是否為貧困村、村委會距離鎮(zhèn)政府的距離、村莊規(guī)模、村莊密度、渠系建設情況等；再有，不同農戶所感受到的組織支持以及對他人的社會信任均不同，因而不同農戶對小農水的供給意愿也存在差異。因此，研究農戶參與小農水的供給意愿，需考慮村莊和農戶2個層面的影響。

表1 樣本農戶的基本情況

村莊層選取了6個自變量(村莊是否為貧困村、鄉(xiāng)政府距離鎮(zhèn)政府的距離、村莊規(guī)模、村莊密度、農業(yè)收入占比、渠道總長度、總社會信任)，具體的賦值及注釋見表2。從表2可知，所選的樣本村大多為非貧困村，且村莊規(guī)模也較小，平均值為9.53；鄉(xiāng)政府距離鎮(zhèn)政府的距離平均值為8.70 km；村莊密度較小(平均值為2.44)，不利于村莊內農戶之間的交流以及社會信任的形成；農業(yè)收入占比平均值較大，為0.59，表明所調查的大多數(shù)農戶家庭收入以農業(yè)收入為主，進而其對小農水的依賴較強；各個村莊的渠道總長度的平均值為39.12 km。

農戶層面選取了4大類主要變量：一是農戶參與小農水供給意愿；二是農戶的基本信息，包括性別、年齡、受教育情況和健康狀況等；三是組織支持，借鑒艾森伯格等開發(fā)的組織支持感問卷以及凌文輇等編制了組織支持感問卷[1, 14]，結合中國農村社區(qū)的特征，對上述2個量表的測量題項進行了合理的修改，形成了本文的組織支持量表，共16個題項；四是農戶的社會信任，包括對親戚、鄰居和朋友的特殊信任以及對非親族村民、村干部的一般信任2種類型共6個題項。具體的賦值含義及統(tǒng)計描述見表2。

將問卷中組織支持的16個題項進行因子分析，得到情感性支持因子、工具性支持因子，其累計方差貢獻率為0.630，組織支持的16項指標的KMO值為0.931。同樣對社會信任的6個題項作因子分析，將社會信任分為特殊信任和一般信任2個因子其累計方差貢獻率為0.719，社會信任的KMO值為0.736。最后使用加權平均方法得到組織支持[(情感性支持×0.532+工具性支持×0.098)/0.630]和社會信任[(特殊信任×0.445+一般信任×0.274)/0.719]2個總因子變量得分。

表2 變量的選取、賦值及定義

注：由于篇幅原因，組織支持和社會信任的題項不一一羅列。

3 實證分析

3.1 零模型回歸結果分析

本文使用軟件HLM6.08對分層模型進行估計，表3為零模型的估計結果。農戶參與小農水供給意愿的村莊間差異為0.158，且顯著性水平為5%，村莊內農戶間差異為0.937，ICC(1)為0.144，表明農戶參與小農水的供給意愿的差異中有14.4%是由村莊間差異導致的，其余85.6%的差異來自村莊內農戶自身的因素。因此，本文在分析農戶參與小農水供給意愿的影響因素時，將村莊特征變量納入模型，有助于提高參數(shù)估計結果的精確性。

表3 零模型估計結果

3.2 組織支持、社會信任對農戶參與小農水意愿的影響

從模型1、模型2、模型3、模型4的實證結果(見表4)可知：農戶的性別、受教育程度、特殊信任、組織支持以及村莊特征中是否為貧困村、農業(yè)收入占比均對農戶參與小農水供給意愿有顯著的正向影響，而村莊特征中鄉(xiāng)政府距鎮(zhèn)政府的距離和村莊規(guī)模對農戶參與小農水供給意愿有顯著的負向影響，其余變量無顯著的影響。

(1)組織支持對農戶參與小農水供給意愿的影響。模型1和模型2只考慮組織支持對農戶參與小農水供給意愿的影響。從模型1(只考慮組織支持總因子)的回歸結果可得出，組織支持對農戶參與小農水供給意愿有顯著的正向影響，且顯著性水平為1%，說明農戶得到的組織支持程度高，參與供給的意愿就高。從模型2(分別考慮情感性支持和工具性支持的2個維度)的回歸結果可知，情感性支持和工具性支持均在1%的顯著性水平對農戶參與小農水供給意愿有正向影響，且相比于工具性支持，情感性支持對農戶參與小農水供給意愿的影響更顯著，這是由于農戶對組織是否關心其生活或者小農水更易感知。工具性支持程度越高，即村組織在農戶修建、使用及維護小農水時提供技術或物質幫助越多，或者在其生活中提供的幫助越多，如為農戶爭取財政補貼、提供技術人員定期維護小農水，農戶就越易感知到組織對小農水的重視就越愿意在小農水供給中投入更多；情感性支持越高，即組織對農戶的生活給予的關心越多，如重視農戶的用水需求，農戶就能感知到組織的認可和尊重，基于互惠行為模式和社會交換理論，農戶就越愿意參與到小農水供給中。

(2)農戶的社會信任對其參與小農水供給意愿的影響。模型3和模型4只考慮了社會信任對農戶參與小農水供給意愿的影響。從模型3(只考慮社會信任總因子)的回歸結果分析可知，農戶的社會信任對其參與小農水的供給意愿有顯著的正向影響。從模型4(分別考慮一般信任和特殊信任的2個維度)的回歸結果可知，農戶的特殊信任對其參與小型農田水設施的供給意愿具有顯著的正向影響，且在1%水平上達到統(tǒng)計顯著，而農戶的一般信任對其參與小農水供給意愿有正向的影響，但并不顯著。原因可能是農戶在參與小農水供給過程中，其參與意愿主要受到親戚、鄰居、朋友的影響，農戶特殊信任程度越高，即對親戚、鄰居、朋友的信任程度越高，便會在很大程度上依靠他們的建議采取行動，從而對于社區(qū)合作的價值的認同就越高，越容易激勵農戶參與到小農水的供給中；而農戶和其他村民以及村干部平時來往較少，故一般信任對農戶的行動意愿影響并不大。

表4 農戶參與小農水供給意愿實證分析結果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

(3)農戶基本特征對其參與小農水供給意愿的影響。從模型1到模型4的回歸結果可知：農戶的性別對其參與小農水的供給意愿在1%的顯著性水平上有正向影響，說明男性比女性農戶更愿意投入小農水的建管護中；農戶的受教育程度對其參與小農水的供給意愿有顯著的正向影響，且顯著性水平為10%，原因為受教育程度越高，越容易接受新鮮事物，對農村社區(qū)的相關政策越關注，進而對個人利益與集體利益的相關性的理解更深層次，其參與小農水供給的可能性就越大；而農戶的年齡和健康狀況對其參與小農水供給意愿分別有負向和正向的影響，但并不顯著。

(4)村莊特征對農戶參與小農水供給意愿的影響。是否為貧困村對農戶參與小農水供給意愿有顯著的正向影響，說明如果農戶所在的村莊是貧困村，受到扶貧政策的激勵，其參與小農水供給意愿比非貧困村農戶參與意愿高；農業(yè)收入占比對農戶參與小農水供給意愿有正向影響，農戶所在的村莊農業(yè)收入占總收入的比例越大，農戶越依賴于小農水，其參與小農水供給意愿就越高；鄉(xiāng)政府距鎮(zhèn)政府的距離對農戶參與小農水的影響為負，并且在模型3與模型4中顯著。村委會距離鎮(zhèn)政府越遠，上級政府對農戶所在村莊的關注就可能越少，支持力度就越小，農戶不易感知到上級政府對小農水的重視，其參與供給的意愿也越小；村莊規(guī)模對農戶參與小農水供給意愿有負向的影響，且在模型1和模型2中顯著，規(guī)模大的群體相比于規(guī)模小的群體會出現(xiàn)諸多困境[25]，在規(guī)模大的村莊中，農戶的行為對村莊集體的邊際影響較小，“搭便車”機會增多，農戶參與小農水供給意愿就較低；村莊密度對農戶參與小農水供給意愿有負向影響，且只在模型3中顯著，村莊密度越大，村民居住越分散，農戶之間互動的機會減少，制約村莊內部社會信任的形成和發(fā)展；渠道總長度對農戶參與小農水供給意愿有負向影響，且在模型3和模型4中顯著，渠道總長度越短，農戶越需要小農水，就會更加愿意參與到小農水供給中。

3.3 社會信任與組織支持的交互作用

ICC(2)是指群體平均數(shù)的信度，其計算公式為：

ICC(2)=kICC(1)/[1+(k-1)ICC(1)]

(10)

式中：k為群體大小。

根據(jù)式(10)和ICC(1)的值，可得ICC(2)=0.779，大于0.500，這表明村莊層面的指標變量用農戶層面數(shù)據(jù)的組平均值表示的可信度較高，所以模型5村莊層的情感性支持和工具性支持是由農戶層組織支持2個維度分別平均后得到的，進而引入社會信任與組織支持2個維度的交互作用(社會信任與組織支持2個維度的乘積)。

從模型5的回歸結果分析可得：組織支持對農戶參與小農水供給意愿有顯著的正向影響，這與模型2得出的結果類似；而相比于模型3，社會信任對農戶參與小農水供給意愿的影響的顯著性及程度明顯提高，說明組織支持對社會信任與農戶參與小農水供給意愿之間的關系有一定的影響；從社會信任與情感性支持和工具性支持的交互作用來看，社會信任與工具性支持的交互系數(shù)不顯著，即說明工具性支持不影響社會信任與農戶參與小農水供給意愿之間的關系；而社會信任與情感性支持的交互系數(shù)顯著且為正，說明情感性支持正向影響社會信任與農戶參與小農水供給意愿之間的關系，其交互效果見圖1。在情感性支持較強的村莊，農戶的社會信任與其參與小農水供給意愿有正相關關系，隨著農戶的社會信任程度增加，其參與小農水供給意愿的增加趨勢較明顯；而在情感性支持較弱的村莊，雖然農戶的社會信任與其參與小農水供給意愿存在正相關關系，但隨著農戶的社會信任程度增加，其參與小農水供給意愿增加趨勢較平緩，這說明農戶感知不到組織的情感性支持時，即使提高農戶的社會信任程度，其參與小農水供給意愿也不會明顯提高。

圖1 情感性支持與社會信任的交互作用

4 結論與政策啟示

本文以小農水為研究對象，構建分層模型，揭示了組織支持和社會信任如何影響農戶參與小農水供給意愿。主要結論如下。

(1)組織支持程度越高，農戶參與小農水供給意愿就越高，且農戶更關注組織給予的情感性支持。

(2)農戶的社會信任程度越高，其參與小農水供給意愿就越強烈，且與一般信任相比，特殊信任對農戶參與小農水供給意愿的影響更顯著。

(3)情感性支持與社會信任對農戶參與小農水供給意愿有顯著的跨層次交互效應。

(4)由于扶貧政策對農戶有較強的激勵效應，貧困村的農戶參與意愿比非貧困村的村民參與意愿高。農戶所在村莊的農業(yè)收入占總收入的比例越高，越依賴于小農水，越愿意投入。

本文得出3點政策啟示。

(1)加強符合當?shù)貙嶋H的農村社區(qū)文化的建設，如鄰里互助等，提高農戶的社會信任程度，提高農戶的社區(qū)合作的價值的認同感。

(2)增強村組織的工具性支持和情感性支持能力，引導和鼓勵農戶積極參與小農水供給中。

(3)村干部應定期組織農村公共品供給相關知識講座，讓農戶充分認識到公共品供給的重要性及自身和集體利益之間的關系，并在小農水建設及使用過程中制定相應的獎懲制度。

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