作者：王昕 陸遷 單位：西北農林科技大學經濟管理學院

當前水資源短缺、水利設施薄弱是制約我國農村經濟發展的突出矛盾。2010年我國因洪災直接造成的經濟損失達3745億元，因旱直接造成的經濟損失達769億元。其中，干旱造成我國糧食損失約為168億kg，超過我國糧食年產量的3%［1］。水利是農業生產的基礎，水利設施是農業綜合生產能力提高的重要保障。從供給主體視角，堅持農民的主體地位，重視聲譽等非經濟誘因的作用，“由農戶自愿供給農村社區內的公共物品會是一個有效的結果”［2］。合作供給需要由“精英農戶”發起并協調和整合不同農戶的需求，借助對供給成本的合理分攤以實現農村社區小型水利設施的有效供給。但從一些實地調研來看，很多村農戶合作供給小型水利設施卻困難重重。一是充當發起者的“精英農戶”角色無法形成，導致眾多農戶合作供給需求意愿難以協調整合;二是組織成本和交易成本太高，無法達成有效的成本分攤方案，農村社區資源動員機制不易形成。此外，合作供給效率低下，缺乏持久性激勵，致使農村社區小型水利設施合作供給長期不足。農村社區小型水利設施合作供給是眾多單個農戶行為選擇的結果。從理論上看，極其復雜多變的個體決策行為可以通過突破傳統經濟學的同質性假設———運用個體異質性來表征。社會資本作為表征農戶異質性的重要變量，對合作供給行為選擇產生影響。正如Gaspart指出，“政治地位、社會聲望以及其他類似因素是提升精英分子承擔創建集體性規則成本的真正動機”［3］。那么社會資本是如何影響農村社區小型水利設施農戶合作意愿的?本文基于社會資本視角，通過對農戶調查資料進行Logistic分析，探索社會資本對農村社區小型水利合作意愿的影響機制。

1文獻回顧

Loury將社會資本概念引入經濟學分析后，一些學者試圖運用社會資本解釋集體行動選擇困境［4］。Coleman強調社會資本是一系列具有不同結構的社會實體構成的，都能夠促使結構內部參與者行使某種行動［5］。Uphoff認為，社會資本具有結構和認知兩個維度，它們有利于采取集體行動［6］。Durlauf等指出，社會資本就是基于網絡過程所形成的行為規范和信任，它們能促成產生好的社會和經濟結果［7］。奧斯特羅姆通過對尼泊爾150個灌溉系統的經驗性研究考察，認為農民完全有可能通過自己創造的社會資本達成集體行動主體之間的合作［8］。社會資本對實現成員合作具有一定說服力。隨著“三農”問題的凸現，國內一些學者討論了社會資本促進農村公共產品供給的作用。張其仔系統的研究了社會資本理論，認為在構建社會資本的過程中，需要政府平等地對待民間組織，使民間參與力量更有效地加入到政府決策中來［9］。賀雪峰認為一個村莊的社會資本存量越大，村內的信任水平就越高，村民具有很強的集體行動能力，在面臨公共物品供給問題時，更容易產生一致的行動［10］。在農田水利建設方面，國內學者做了相關研究。

唐忠通過分析市場經濟條件下農田水利建設相關利益主體在農田水利建設投入上的不同態度，提出農田水利建設的投入主體應是政府和農民［11］。趙永剛等認為，村莊社會資本的增加會降低農戶參與集體行動的成本并有可能增加參與集體行動的直接收益，從而提高農戶投資水利設施的積極性［12］。總之，國內外文獻從不同的角度對社會資本、集體行動和公共物品合作供給的關系進行了理論和實踐探討，取得了較為豐碩的成果。但是，現有研究主要從某一維度去討論其影響效果，忽視社會資本的多維特征。此外，關于農村社區公共物品供給研究主要以理論分析為主，實證研究不足。孫玉棟等對當前農村公共產品問題研究的主流方法進行了統計分析，實證研究僅占了19.35%［13］。本文將在前人研究的基礎上，將社會資本分為社會網絡、社會信任、社會參與和社會聲望幾個維度，對農村水利設施合作供給過程中農戶合作意愿進行實證分析，探討農戶社會資本不同維度對合作供給實現的影響機制。

2研究的樣本數據、方法與變量說明

2．1數據來源與說明本文數據來源于2011年暑假對山東省日照市、江蘇省徐州市、河北省邯鄲市、河南省平頂山市、云南省昭通市和陜西省咸陽市部分農戶的實地調查，調查涉及農戶生產及農戶小型水利設施合作供給情況等內容。調查對象為精神正常，有交流能力的農戶。采用隨機抽樣方法，各市分別隨機抽取100戶農戶進行入戶調查和訪談。共發放問卷600份，回收問卷400份，其中有效問卷為370份，問卷回收率為66．67%，問卷有效率為92．5%。樣本的具體分布情況見表1。從調查數據來看，有61．08%的人愿意參與小型水利設施供給合作，有38．92%的人不愿意參與小型水利設施供給合作。在調查過程中，被調查農戶的平均受教育程度水平較低，有36．8%的人上過小學，有43%的人接受過初中教育，僅有1．6%的接受了大專及以上的高等教育。農戶家庭收入分布不均，其中，收入水平在5000元以下的有23戶，收入在5000元－10000元之間的有44戶，收入在10000元－50000元的有229戶，收入在50000元以上的有74戶。農戶的社會網絡差異較大。基于當前社會信任普遍缺失的狀況，農戶對其他人的信任程度很低，被調查農戶中，大部分農戶對其他人都處于不太信任的水平，只有2．7%的被調查農戶對其他人的信任程度較高。本文假定聲望的具體表現形式就是尊重。從調查結果看，被調查者不存在非常不受尊重的情況，68．92%的人在村里非常受尊重，只有2．16%的人比較不受尊重。村里有45．41%的人參加村中集體事務很多，有25．68%的人從不參加村里的活動。當被問到對現有水利設施是否滿意時，僅有7．3%的人非常滿意，有37．03%的人對現有小型水利的滿意度一般，有27．83%的人對現有水利設施不滿意。在有效的370戶樣本中，103戶存在偷水現象，村中偷水現象較為嚴重。村中關于用水引起的糾紛頻率不太高，只有18戶經常碰到用水糾紛，204戶偶爾會遇到用水糾紛，103戶從未遇到過用水糾紛，可見，絕大部分農戶覺得村里的用水關系良好。

2．2研究方法與變量說明Logistic回歸模型是一種專門針對二分類因變量(即因變量取值有0和1)進行回歸分析時的一種非線性分類統計方法，它通過回歸建模探討不同因子對因變量的影響程度，是研究農戶行為經常使用的一種方法。因此，本文使用Logistic逐步回歸模型，利用實地調查數據，對農戶合作意愿的影響因素進行定量分析。農戶行為被認為是在自身資源稟賦約束條件下做出理性選擇，目的是自身利益最大化。但農村小型水利設施具有“準公共產品”的性質，存在搭便車的問題，農戶私人供給意愿微弱。在中國傳統的地緣和親緣社會，農戶行為容易受到外界環境的影響，尤其是人情環境的影響。因此，農戶在做出是否參與小型水利設施供給合作決策時，無疑社會資本是影響農戶參與合作供給意愿的重要因素。本文將農戶社會資本作為重要變量引入農戶決策方程，重點考察不同維度社會資本對農戶合作意愿的影響機理。在對相關研究成果梳理和現有調查問卷分析的基礎上，將影響農村小型水利設施合作供給意愿因素劃分為三類:(1)農戶特征變量。主要從戶主年齡、受教育程度、家庭收入、務農人口比率和對合作的認知程度考察。(2)種植特征變量。主要用灌溉面積來衡量。(3)社會資本變量。主要從社會網絡、社會信任、社會聲望和社會參與四個維度表征農戶的社會資本［14］。(4)社區特征變量。用農村社區對小型水利設施的滿意度、農村社區有無偷水現象和用水糾紛作為考察變量。變量解釋及其對決策行為的影響假設具體如表2所示。