作者：王昕 陆迁 单位：西北农林科技大学经济管理学院
当前水资源短缺、水利设施薄弱是制约我国农村经济发展的突出矛盾。2010年我国因洪灾直接造成的经济损失达3745亿元，因旱直接造成的经济损失达769亿元。其中，干旱造成我国粮食损失约为168亿kg，超过我国粮食年产量的3%［1］。水利是农业生产的基础，水利设施是农业综合生产能力提高的重要保障。从供给主体视角，坚持农民的主体地位，重视声誉等非经济诱因的作用，“由农户自愿供给农村社区内的公共物品会是一个有效的结果”［2］。合作供给需要由“精英农户”发起并协调和整合不同农户的需求，借助对供给成本的合理分摊以实现农村社区小型水利设施的有效供给。但从一些实地调研来看，很多村农户合作供给小型水利设施却困难重重。一是充当发起者的“精英农户”角色无法形成，导致众多农户合作供给需求意愿难以协调整合;二是组织成本和交易成本太高，无法达成有效的成本分摊方案，农村社区资源动员机制不易形成。此外，合作供给效率低下，缺乏持久性激励，致使农村社区小型水利设施合作供给长期不足。农村社区小型水利设施合作供给是众多单个农户行为选择的结果。从理论上看，极其复杂多变的个体决策行为可以通过突破传统经济学的同质性假设———运用个体异质性来表征。社会资本作为表征农户异质性的重要变量，对合作供给行为选择产生影响。正如Gaspart指出，“政治地位、社会声望以及其他类似因素是提升精英分子承担创建集体性规则成本的真正动机”［3］。那么社会资本是如何影响农村社区小型水利设施农户合作意愿的?本文基于社会资本视角，通过对农户调查资料进行Logistic分析，探索社会资本对农村社区小型水利合作意愿的影响机制。
1文献回顾
Loury将社会资本概念引入经济学分析后，一些学者试图运用社会资本解释集体行动选择困境［4］。Coleman强调社会资本是一系列具有不同结构的社会实体构成的，都能够促使结构内部参与者行使某种行动［5］。Uphoff认为，社会资本具有结构和认知两个维度，它们有利于采取集体行动［6］。Durlauf等指出，社会资本就是基于网络过程所形成的行为规范和信任，它们能促成产生好的社会和经济结果［7］。奥斯特罗姆通过对尼泊尔150个灌溉系统的经验性研究考察，认为农民完全有可能通过自己创造的社会资本达成集体行动主体之间的合作［8］。社会资本对实现成员合作具有一定说服力。随着“三农”问题的凸现，国内一些学者讨论了社会资本促进农村公共产品供给的作用。张其仔系统的研究了社会资本理论，认为在构建社会资本的过程中，需要政府平等地对待民间组织，使民间参与力量更有效地加入到政府决策中来［9］。贺雪峰认为一个村庄的社会资本存量越大，村内的信任水平就越高，村民具有很强的集体行动能力，在面临公共物品供给问题时，更容易产生一致的行动［10］。在农田水利建设方面，国内学者做了相关研究。
唐忠通过分析市场经济条件下农田水利建设相关利益主体在农田水利建设投入上的不同态度，提出农田水利建设的投入主体应是政府和农民［11］。赵永刚等认为，村庄社会资本的增加会降低农户参与集体行动的成本并有可能增加参与集体行动的直接收益，从而提高农户投资水利设施的积极性［12］。总之，国内外文献从不同的角度对社会资本、集体行动和公共物品合作供给的关系进行了理论和实践探讨，取得了较为丰硕的成果。但是，现有研究主要从某一维度去讨论其影响效果，忽视社会资本的多维特征。此外，关于农村社区公共物品供给研究主要以理论分析为主，实证研究不足。孙玉栋等对当前农村公共产品问题研究的主流方法进行了统计分析，实证研究仅占了19.35%［13］。本文将在前人研究的基础上，将社会资本分为社会网络、社会信任、社会参与和社会声望几个维度，对农村水利设施合作供给过程中农户合作意愿进行实证分析，探讨农户社会资本不同维度对合作供给实现的影响机制。
2研究的样本数据、方法与变量说明
2．1数据来源与说明本文数据来源于2011年暑假对山东省日照市、江苏省徐州市、河北省邯郸市、河南省平顶山市、云南省昭通市和陕西省咸阳市部分农户的实地调查，调查涉及农户生产及农户小型水利设施合作供给情况等内容。调查对象为精神正常，有交流能力的农户。采用随机抽样方法，各市分别随机抽取100户农户进行入户调查和访谈。共发放问卷600份，回收问卷400份，其中有效问卷为370份，问卷回收率为66．67%，问卷有效率为92．5%。样本的具体分布情况见表1。从调查数据来看，有61．08%的人愿意参与小型水利设施供给合作，有38．92%的人不愿意参与小型水利设施供给合作。在调查过程中，被调查农户的平均受教育程度水平较低，有36．8%的人上过小学，有43%的人接受过初中教育，仅有1．6%的接受了大专及以上的高等教育。农户家庭收入分布不均，其中，收入水平在5000元以下的有23户，收入在5000元－10000元之间的有44户，收入在10000元－50000元的有229户，收入在50000元以上的有74户。农户的社会网络差异较大。基于当前社会信任普遍缺失的状况，农户对其他人的信任程度很低，被调查农户中，大部分农户对其他人都处于不太信任的水平，只有2．7%的被调查农户对其他人的信任程度较高。本文假定声望的具体表现形式就是尊重。从调查结果看，被调查者不存在非常不受尊重的情况，68．92%的人在村里非常受尊重，只有2．16%的人比较不受尊重。村里有45．41%的人参加村中集体事务很多，有25．68%的人从不参加村里的活动。当被问到对现有水利设施是否满意时，仅有7．3%的人非常满意，有37．03%的人对现有小型水利的满意度一般，有27．83%的人对现有水利设施不满意。在有效的370户样本中，103户存在偷水现象，村中偷水现象较为严重。村中关于用水引起的纠纷频率不太高，只有18户经常碰到用水纠纷，204户偶尔会遇到用水纠纷，103户从未遇到过用水纠纷，可见，绝大部分农户觉得村里的用水关系良好。
2．2研究方法与变量说明Logistic回归模型是一种专门针对二分类因变量(即因变量取值有0和1)进行回归分析时的一种非线性分类统计方法，它通过回归建模探讨不同因子对因变量的影响程度，是研究农户行为经常使用的一种方法。因此，本文使用Logistic逐步回归模型，利用实地调查数据，对农户合作意愿的影响因素进行定量分析。农户行为被认为是在自身资源禀赋约束条件下做出理性选择，目的是自身利益最大化。但农村小型水利设施具有“准公共产品”的性质，存在搭便车的问题，农户私人供给意愿微弱。在中国传统的地缘和亲缘社会，农户行为容易受到外界环境的影响，尤其是人情环境的影响。因此，农户在做出是否参与小型水利设施供给合作决策时，无疑社会资本是影响农户参与合作供给意愿的重要因素。本文将农户社会资本作为重要变量引入农户决策方程，重点考察不同维度社会资本对农户合作意愿的影响机理。在对相关研究成果梳理和现有调查问卷分析的基础上，将影响农村小型水利设施合作供给意愿因素划分为三类:(1)农户特征变量。主要从户主年龄、受教育程度、家庭收入、务农人口比率和对合作的认知程度考察。(2)种植特征变量。主要用灌溉面积来衡量。(3)社会资本变量。主要从社会网络、社会信任、社会声望和社会参与四个维度表征农户的社会资本［14］。(4)社区特征变量。用农村社区对小型水利设施的满意度、农村社区有无偷水现象和用水纠纷作为考察变量。变量解释及其对决策行为的影响假设具体如表2所示。#p#分页标题#e#
3实证结果分析
本文运用Stata10．0软件对370个样本进行Logistic回归。主要采用最大似然迭代法，列出了最终纳入全部变量和显著变量的模型估计结果，如表3所示:模型二与模型一的估计结果基本相似。PseudoR2衡量的是对数似然函数的实际增加值占最大可能增加值的比重，用来衡量模型的拟合优度，一般来讲，PseudoR2在1以下，而且越小越好。模型一和模型二的PseudoR2值分别为0．2849和0．2735，因此，模型的估计结果是可以接受的。估计结果分析如下:
3．1农户特征对合作意愿的影响农户收入水平通过了10%的显著性检验，且符号为负，与预期分析不一致，与合作意愿是负相关，原因可能是农户收入由工资性收入、经营性收入和农业收入构成，虽然整体收入很高，但从事农业带来的收入比重较小，对小型水利设施的依赖度较低，合作意愿弱。农户对合作的认知程度通过了1%的显著性检验，且符号为正，与预期一致，说明农户对合作认知越强，越愿意参与小型水利设施的合作。农户的年龄、受教育程度、务农人口比率未通过显著性检验，与假设不一致，可能是由于有些年龄段高的农业人口的合作意愿高，而其他年龄段合作意愿低，从而整个年龄段对合作意愿的影响不明显。
3．2种植特征对合作意愿的影响农户的灌溉面积通过了1%的显著性检验，且符号为正，与预期分析一致。表明农户灌溉面积越大，对小型水利设施的依赖性越强，同时，灌溉得到的收益越多，若不参与灌溉，造成的损失会增加，所以理性农户越愿意参与小型水利设施的合作。
3．3社会资本特征对合作意愿的影响结果显示社会资本对农户参与小型水利设施合作供给意愿具有重要的影响，但不同维度社会资本的影响差异较大，其中社会网络(P值0．057)、社会信任(P值0．002)、社会参与(P值0．000)通过了显著性检验，而社会声望(P值0．527)未通过显著性检验。社会网络通过了10%的显著性检验且符号为正，表明社会交往的规模越大，农户越倾向于参与小型水利设施的合作。社会网络主要用农户遇到困难时能够帮的上忙的人口比率来解释，被调查农户该比率越高，说明农户的社会交往中人缘越好，很多人都愿意和他交流和分享信息，农户的信息获取能力越强，视野越开阔，越有开放和共享的意识，越愿意参与合作。社会信任通过了1%显著性检验且符号为正，与预期一致，表明一定程度上农户对他人的信任程度越高，越愿意承担合作中的风险，越倾向于参与合作。合作前提和基础就是彼此间的信任，农户越相信别人，对合作中遇到的困难和问题越愿意以积极的心态去预期，愿意参与合作。社会参与通过1%的显著性检验且符号为正，表明社会参与度越高，越愿意合作。社会参与程度的表现形式为对村集体事务的态度。在调查过程中大多数农户对自己所在村的集体事务参与表示极大热情，对集体事务的态度越积极，其社会参与程度越高，合作意愿也越强。
3．4社区特征对合作意愿的影响农户是否偷水通过1%显著性检验，且符号为负，与预期一致。偷水现象表明农户的“搭便车”心理，不愿意参与到任何合作中去。是否有用水纠纷通过了5%的显著性水平，且符号为负，与预期一致，表明农户用水纠纷越频繁，农户间的利益越不好协调，农户的合作意愿越弱。水利设施的满意度未通过显著性检验，表明农户对水利设施是否满意对合作供给影响不明显。
4结论与政策建议
实证结果表明，农户小型水利设施合作供给意愿受多种因素的影响，其中，社会资本对小型水利设施合作意愿有积极作用。在社会资本的不同维度中，除社会声望不显著外，社会网络、社会信任和社会参与均对小型水利设施合作供给有显著的正向影响。同时，小型水利设施是一种公共产品，还受到社区因素的影响，尤其是社区是否存在偷水现象和用水纠纷对小型水利设施的合作意愿有显著的负向影响。此外，合作认知、灌溉面积也对小型水利设施的合作供给有显著的正向影响。本研究结论的政策含义是农户社会资本对农户合作行为有重要作用，构建农村社区小型水利设施合作供给机制，不仅要发挥政府主导和市场引导机制的作用，更应重视农户社会资本在合作供给机制中的影响，利用农村社区内部“熟人社会”网络关系，建立合作供给监督和约束机制，降低小型水利设施供给的合作成本。因此，政府应积极地在农村社区构建交流型组织环境，为农户彼此交流和信息传递创造有利条件，鼓励农户参与集体事务，优化信任和参与环境。创新用水管理制度，强化农户文明用水行为，及时协调和解决农户间的用水纠纷，引导农户自主处理用水问题。此外，政府应采用多种手段宣传合作愿景，激发农户合作积极性，倡导农户合作。