组织支持、社会信任与农户参与小农水供给意愿

赵 燕，朱玉春

(西北农林科技大学经济管理学院，陕西 杨陵 712100)

我国是世界上总灌区面积最大的国家，占全世界的20%[1]，故农业生产必须依赖于水利设施。被称为农田的“毛细血管”的小型农田水利(下文简称“小农水”)设施具有排涝和抗旱的双重作用，直接关系着农业生产效率。但自20世纪70年代以来，我国小农水出现了管护主体缺失、供给不足等现象，这在很大程度上阻碍了农业生产的发展[2]。

在我国农村社区，解决小农水出现的问题的重要方式就是农户之间合作互助[3, 4]。然而，由于农业收入占比较低和农业比较收入效益低，许多农户都认为“务农一年不如打工一月”[5]，所以农户参与小农水供给意愿并不强烈。另外，农户在“等、靠、要”的传统观念的影响下，即使对小农水供给状况不满，也未能激励其为改变现状而积极参与小农水供给中[6]。因此，引导并鼓励农户积极地参与小农水供给是解决小农水供需不平衡的首要任务。

小农水的公共物品特性决定了在其供给过程中组织的扶持的不可或缺性，组织的支持力度越大，农户投入压力就越小，就越可能参与村集体共有的小农水供给[7]。所以组织给予农户的组织支持越高，农户更加愿意参与小农水的供给[3]。此外，Ostrom指出，社会信任低也会导致其所在地区公共品供给不足[8]，即社会信任程度低将会导致农户参与小农水供给意愿也较低。故组织支持和社会信任是农户参与小农水供给意愿的重要影响因素。

组织支持理论的概念由美国心理学家艾森伯格等人基于互惠行为模式和社会交换理论提出，用来阐述成员对组织是否重视或关心他们的整体感知[9]。组织支持理论认为成员如果感知到组织给予的情感或物质支持，便会为实现组织的共同利益而努力[10-12]。艾森伯格等研究发现，当组织在成员完成某个项目时提供支持(如情感或物质支持)，成员感知到组织给予的组织支持程度越高，对组织的承诺水平也会增高，他们会努力工作来回报组织给予的支持[13]。凌文辁等将组织支持划分为工具性支持和情感性支持两个维度[14]。借鉴已有学者对组织支持的定义，本文将农户的组织支持定义为：农户在参与小农水建设、使用、维护过程及生活中，所在村委会、村大队以及农户可能参与的一些组织(如农户用水协会、合作社)提供的情感支持和工具支持。在中国农村社区，村组织对农户的许诺以及许诺兑现的程度决定了村组织和农户之间的情感强度，因此，村组织提供的情感性和工具性支持对农户的行为有重要影响，农户若感知到村组织在小农水供给过程中提供物质或技术支持，对村组织的情感依附感就增强，进而在小农水供给中愿意投入更多。

农户社会信任定义为：在一定农村社区内，农户长期交往而形成的相互信任关系[15]，包括对亲戚、家族成员的特殊信任和对非亲族村民、村干部的一般信任2种类型。小农水供给过程中，农户与组织管理者之间是一种委托-代理关系，如果农户与村组织之间相互信任，使得农户认为参与小农水供给有利于自身的利益，农户就会积极参与小农水供给。社会信任是人际间走向合作的基础[16]，社会信任能够促进集体行动的形成[17, 18]。农户参与小农水供给过程中在何种程度上依赖于其他人的建议而采取行动取决于其社会信任程度，这可约束农户在小农水供给中的“搭便车”心理，进而有助于提高农户参与小农水的供给意愿[19]。蔡起华等(2015)指出社会信任每提高一个档次，农户参与小农水供给愿意的概率就提升6.9%[20]。

而农户参与小农水的供给意愿不仅受到个人及家庭特征的影响，还受村庄特征的影响[21-24]，而以往的研究同时关注个体效应和略组织效应的很少，且目前研究组织支持对农户参与小农水供给意愿的影响的文章鲜有，对在不同农村社区环境下，组织支持和社会信任对农户参与小农水供给意愿影响的研究更是少之又少，这正是本文的创新之处。

1 模型构建

由于调研数据具有多层结构特点，本文研究采用HLM分层模型，分别考虑村庄与农户2个层面的影响因素，揭示村组织与农户层面因素对农户参与小农水供给意愿的影响。此外，由于农户参与小农水供给意愿是典型的0-1分类变量，故本文在构建分层模型时用logit作为连接函数。

1.1 零模型的构建

根据研究需要，本文选择村庄层及农户层2层模型进行分析，以检验2个层次影响因素的差异是否是造成农户参与小农水供给意愿差异的因素。零模型表达式如下。

Level-1:

prob(Wij)=φij

(3)

ηij=βij+εij

(3)

Level-2:

β0j=γ00+μ0j

(4)

式中：Level-1代表农户层；Level-2代表村庄层；Wij表示第j个村第i个农户参与小农水供给意愿，1代表愿意，0代表不愿意；φij表示农户愿意参与小农水供给的概率；ηij代表“愿意”相对于“不愿意”的发生比对数，即logit连接函数的值；β0j代表第 个村庄的农户对小农水供给意愿的均值；γ00代表总截距；εij、μ0j代表各层的随机效应项。

根据Level-1的方差分量[Var(εij)=σ21]和Level-2的方差分量[Var(εij)=σ22]，组间相关系数ICC(1)=σ21/(σ21+σ22)。σ22值越大，组间相关系数越大，level-2对因变量的影响越大，数据越适合用分层模型。

1.2 完整模型的构建

Level-1:

prob(Wij)=φij

(7)

Level-2:

(9)

式中：Xpij代表level-1自变量；Z0qj、Mpsj为level-2的自变量；βpij为level-1自变量对应变量的回归系数；γ01j、γpsj分别为level-2自变量Z0qj、Mpsj对因变量的回归系数；γp0为βpij的截距项；μpj为βpij的残差项；其余符号意义同前。

2 数据来源、样本描述及变量选择

2.1 数据来源

本文数据来自课题组2016年10、11月的实地问卷调研。调查问卷分为村级问卷(包括村庄的基本信息和小农水的供给状况等)和户级问卷(包括农户个人及家庭的基本情况、农户得到的组织支持、农户参与小农水供给情况、小农水总体供给情况以及农户社会资本状况等)。调查地点为内蒙古和宁夏2个省。内蒙古与宁夏位于黄河灌区的中上游，2个省的农田灌溉条件差异较小，基本都采用渠灌方式。调研抽样方式为：首先，在每个省挑选2个位于黄河灌区的县；其次，依据各县的农业生产状况和农田水利供给状况，随机挑选10个村庄；最后，在每个村庄随机挑选20个农户和1个村干部。故本次调研获得40份村级问卷和800份户级问卷。剔除无效样本后，最终获得40份村级有效问卷(由于村级问卷不涉及主观性题目，且村干部或水利管理者对涉及村庄的相关问题的了解较清楚，故村级问卷无剔除)和791份农户级有效问卷，样本的有效率分别为100%和98.88%。

2.2 样本描述

(1)样本村庄情况。课题组在内蒙古选择了乌拉特前旗和五原县的20个样本村；在宁夏选择了平罗县和贺兰县的20个样本村。所调查的40个村庄都为普通村庄(指以农业生产为主、非城镇政府驻地或位于城郊结合部的村庄)，收入来源主要为农业收入。所调查村庄中，87.5%的村庄是非贫困村，且只有7个村庄有水利项目。从村庄规模来看，大多数村庄的规模较小，村组数在10组以上的仅占35.0%。样本分布较均匀。

(2)样本农户情况。在所调查的791户农户中，有526名受访者是户主，男性受访者所占比例较大，为63.6%，且50岁以上的农户占了65%，表明我国现阶段的农村社区人口普遍偏老龄化。农户受教育程度在小学及以下和初中的农户居多，占总数的90.4%。观察所调查的样本农户的家庭特征，得知5人以下的家庭占70.9%，家庭规模普遍较小，并且家庭的种植规模也不大，3.33 hm2(50亩)以上的仅占21.6%，家庭年总收入在10 万元以下的农户占79.5%。表1为农户的基本情况统计描述。

2.3 变量选择、含义及统计描述

研究农户参与小农水供给意愿，不仅需要考虑农户层面的因素，而且还应关注村庄环境的影响。首先，各个村庄环境不同，如村庄是否为贫困村、村委会距离镇政府的距离、村庄规模、村庄密度、渠系建设情况等；再有，不同农户所感受到的组织支持以及对他人的社会信任均不同，因而不同农户对小农水的供给意愿也存在差异。因此，研究农户参与小农水的供给意愿，需考虑村庄和农户2个层面的影响。

表1 样本农户的基本情况

村庄层选取了6个自变量(村庄是否为贫困村、乡政府距离镇政府的距离、村庄规模、村庄密度、农业收入占比、渠道总长度、总社会信任)，具体的赋值及注释见表2。从表2可知，所选的样本村大多为非贫困村，且村庄规模也较小，平均值为9.53；乡政府距离镇政府的距离平均值为8.70 km；村庄密度较小(平均值为2.44)，不利于村庄内农户之间的交流以及社会信任的形成；农业收入占比平均值较大，为0.59，表明所调查的大多数农户家庭收入以农业收入为主，进而其对小农水的依赖较强；各个村庄的渠道总长度的平均值为39.12 km。

农户层面选取了4大类主要变量：一是农户参与小农水供给意愿；二是农户的基本信息，包括性别、年龄、受教育情况和健康状况等；三是组织支持，借鉴艾森伯格等开发的组织支持感问卷以及凌文辁等编制了组织支持感问卷[1, 14]，结合中国农村社区的特征，对上述2个量表的测量题项进行了合理的修改，形成了本文的组织支持量表，共16个题项；四是农户的社会信任，包括对亲戚、邻居和朋友的特殊信任以及对非亲族村民、村干部的一般信任2种类型共6个题项。具体的赋值含义及统计描述见表2。

将问卷中组织支持的16个题项进行因子分析，得到情感性支持因子、工具性支持因子，其累计方差贡献率为0.630，组织支持的16项指标的KMO值为0.931。同样对社会信任的6个题项作因子分析，将社会信任分为特殊信任和一般信任2个因子其累计方差贡献率为0.719，社会信任的KMO值为0.736。最后使用加权平均方法得到组织支持[(情感性支持×0.532+工具性支持×0.098)/0.630]和社会信任[(特殊信任×0.445+一般信任×0.274)/0.719]2个总因子变量得分。

表2 变量的选取、赋值及定义

注：由于篇幅原因，组织支持和社会信任的题项不一一罗列。

3 实证分析

3.1 零模型回归结果分析

本文使用软件HLM6.08对分层模型进行估计，表3为零模型的估计结果。农户参与小农水供给意愿的村庄间差异为0.158，且显著性水平为5%，村庄内农户间差异为0.937，ICC(1)为0.144，表明农户参与小农水的供给意愿的差异中有14.4%是由村庄间差异导致的，其余85.6%的差异来自村庄内农户自身的因素。因此，本文在分析农户参与小农水供给意愿的影响因素时，将村庄特征变量纳入模型，有助于提高参数估计结果的精确性。

表3 零模型估计结果

3.2 组织支持、社会信任对农户参与小农水意愿的影响

从模型1、模型2、模型3、模型4的实证结果(见表4)可知：农户的性别、受教育程度、特殊信任、组织支持以及村庄特征中是否为贫困村、农业收入占比均对农户参与小农水供给意愿有显著的正向影响，而村庄特征中乡政府距镇政府的距离和村庄规模对农户参与小农水供给意愿有显著的负向影响，其余变量无显著的影响。

(1)组织支持对农户参与小农水供给意愿的影响。模型1和模型2只考虑组织支持对农户参与小农水供给意愿的影响。从模型1(只考虑组织支持总因子)的回归结果可得出，组织支持对农户参与小农水供给意愿有显著的正向影响，且显著性水平为1%，说明农户得到的组织支持程度高，参与供给的意愿就高。从模型2(分别考虑情感性支持和工具性支持的2个维度)的回归结果可知，情感性支持和工具性支持均在1%的显著性水平对农户参与小农水供给意愿有正向影响，且相比于工具性支持，情感性支持对农户参与小农水供给意愿的影响更显著，这是由于农户对组织是否关心其生活或者小农水更易感知。工具性支持程度越高，即村组织在农户修建、使用及维护小农水时提供技术或物质帮助越多，或者在其生活中提供的帮助越多，如为农户争取财政补贴、提供技术人员定期维护小农水，农户就越易感知到组织对小农水的重视就越愿意在小农水供给中投入更多；情感性支持越高，即组织对农户的生活给予的关心越多，如重视农户的用水需求，农户就能感知到组织的认可和尊重，基于互惠行为模式和社会交换理论，农户就越愿意参与到小农水供给中。

(2)农户的社会信任对其参与小农水供给意愿的影响。模型3和模型4只考虑了社会信任对农户参与小农水供给意愿的影响。从模型3(只考虑社会信任总因子)的回归结果分析可知，农户的社会信任对其参与小农水的供给意愿有显著的正向影响。从模型4(分别考虑一般信任和特殊信任的2个维度)的回归结果可知，农户的特殊信任对其参与小型农田水设施的供给意愿具有显著的正向影响，且在1%水平上达到统计显著，而农户的一般信任对其参与小农水供给意愿有正向的影响，但并不显著。原因可能是农户在参与小农水供给过程中，其参与意愿主要受到亲戚、邻居、朋友的影响，农户特殊信任程度越高，即对亲戚、邻居、朋友的信任程度越高，便会在很大程度上依靠他们的建议采取行动，从而对于社区合作的价值的认同就越高，越容易激励农户参与到小农水的供给中；而农户和其他村民以及村干部平时来往较少，故一般信任对农户的行动意愿影响并不大。

表4 农户参与小农水供给意愿实证分析结果

注：*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著性水平。

(3)农户基本特征对其参与小农水供给意愿的影响。从模型1到模型4的回归结果可知：农户的性别对其参与小农水的供给意愿在1%的显著性水平上有正向影响，说明男性比女性农户更愿意投入小农水的建管护中；农户的受教育程度对其参与小农水的供给意愿有显著的正向影响，且显著性水平为10%，原因为受教育程度越高，越容易接受新鲜事物，对农村社区的相关政策越关注，进而对个人利益与集体利益的相关性的理解更深层次，其参与小农水供给的可能性就越大；而农户的年龄和健康状况对其参与小农水供给意愿分别有负向和正向的影响，但并不显著。

(4)村庄特征对农户参与小农水供给意愿的影响。是否为贫困村对农户参与小农水供给意愿有显著的正向影响，说明如果农户所在的村庄是贫困村，受到扶贫政策的激励，其参与小农水供给意愿比非贫困村农户参与意愿高；农业收入占比对农户参与小农水供给意愿有正向影响，农户所在的村庄农业收入占总收入的比例越大，农户越依赖于小农水，其参与小农水供给意愿就越高；乡政府距镇政府的距离对农户参与小农水的影响为负，并且在模型3与模型4中显著。村委会距离镇政府越远，上级政府对农户所在村庄的关注就可能越少，支持力度就越小，农户不易感知到上级政府对小农水的重视，其参与供给的意愿也越小；村庄规模对农户参与小农水供给意愿有负向的影响，且在模型1和模型2中显著，规模大的群体相比于规模小的群体会出现诸多困境[25]，在规模大的村庄中，农户的行为对村庄集体的边际影响较小，“搭便车”机会增多，农户参与小农水供给意愿就较低；村庄密度对农户参与小农水供给意愿有负向影响，且只在模型3中显著，村庄密度越大，村民居住越分散，农户之间互动的机会减少，制约村庄内部社会信任的形成和发展；渠道总长度对农户参与小农水供给意愿有负向影响，且在模型3和模型4中显著，渠道总长度越短，农户越需要小农水，就会更加愿意参与到小农水供给中。

3.3 社会信任与组织支持的交互作用

ICC(2)是指群体平均数的信度，其计算公式为：

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

(10)

式中：k为群体大小。

根据式(10)和ICC(1)的值，可得ICC(2)=0.779，大于0.500，这表明村庄层面的指标变量用农户层面数据的组平均值表示的可信度较高，所以模型5村庄层的情感性支持和工具性支持是由农户层组织支持2个维度分别平均后得到的，进而引入社会信任与组织支持2个维度的交互作用(社会信任与组织支持2个维度的乘积)。

从模型5的回归结果分析可得：组织支持对农户参与小农水供给意愿有显著的正向影响，这与模型2得出的结果类似；而相比于模型3，社会信任对农户参与小农水供给意愿的影响的显著性及程度明显提高，说明组织支持对社会信任与农户参与小农水供给意愿之间的关系有一定的影响；从社会信任与情感性支持和工具性支持的交互作用来看，社会信任与工具性支持的交互系数不显著，即说明工具性支持不影响社会信任与农户参与小农水供给意愿之间的关系；而社会信任与情感性支持的交互系数显著且为正，说明情感性支持正向影响社会信任与农户参与小农水供给意愿之间的关系，其交互效果见图1。在情感性支持较强的村庄，农户的社会信任与其参与小农水供给意愿有正相关关系，随着农户的社会信任程度增加，其参与小农水供给意愿的增加趋势较明显；而在情感性支持较弱的村庄，虽然农户的社会信任与其参与小农水供给意愿存在正相关关系，但随着农户的社会信任程度增加，其参与小农水供给意愿增加趋势较平缓，这说明农户感知不到组织的情感性支持时，即使提高农户的社会信任程度，其参与小农水供给意愿也不会明显提高。

图1 情感性支持与社会信任的交互作用

4 结论与政策启示

本文以小农水为研究对象，构建分层模型，揭示了组织支持和社会信任如何影响农户参与小农水供给意愿。主要结论如下。

(1)组织支持程度越高，农户参与小农水供给意愿就越高，且农户更关注组织给予的情感性支持。

(2)农户的社会信任程度越高，其参与小农水供给意愿就越强烈，且与一般信任相比，特殊信任对农户参与小农水供给意愿的影响更显著。

(3)情感性支持与社会信任对农户参与小农水供给意愿有显著的跨层次交互效应。

(4)由于扶贫政策对农户有较强的激励效应，贫困村的农户参与意愿比非贫困村的村民参与意愿高。农户所在村庄的农业收入占总收入的比例越高，越依赖于小农水，越愿意投入。

本文得出3点政策启示。

(1)加强符合当地实际的农村社区文化的建设，如邻里互助等，提高农户的社会信任程度，提高农户的社区合作的价值的认同感。

(2)增强村组织的工具性支持和情感性支持能力，引导和鼓励农户积极参与小农水供给中。

(3)村干部应定期组织农村公共品供给相关知识讲座，让农户充分认识到公共品供给的重要性及自身和集体利益之间的关系，并在小农水建设及使用过程中制定相应的奖惩制度。

□

[1] Frolking S, Xiao X, Zhuang Y, et al.Agricultural land-use in China: a comparison of area estimates from ground-based census and satellite-borne remote sensing[J].Global Ecology and Biogeography,1999,8(5):407-416.

[2] 张 宁，陆文聪，董宏纪. 中国农田水利管理效率及其农户参与性机制研究：基于随机前沿面的实证分析[J]. 自然资源学报，2012,27(3):353-363.

[3] 杨 阳，周玉玺，周 霞. 差序氛围、组织支持与农户合作意愿——基于小型农田水利建管护的调查[J]. 南京农业大学学报(社会科学版)，2015,(4):87-97.

[4] 杨 阳，周玉玺，周 霞. 农村社区差序氛围、组织支持与农户合作满意度分析——基于山东省小型农田水利设施建管护的调查[J]. 水利发展研究，2015,15(2):59-65.

[5] 李首涵，何秀荣，杨树果. 中国粮食生产比较效益低吗?[J]. 中国农村经济，2015,(5):36-43.

[6] 严奉宪，武洲洋，黄玲玲. 农业减灾公共品:农户自主供给意愿及其影响因素分析——基于湖北省农户调查数据[J]. 中国农村经济，2014,(11):52-64.

[7] 刘红梅，王克强，黄智俊. 影响中国农户采用节水灌溉技术行为的因素分析[J]. 中国农村经济，2008,(4):44-54.

[8] Ostrom E.Collective action and the evolution of social norms author(s): elinor ostrom source[J]. American Economic Association Stable, 2000,3(14):137-158.

[9] Allen D G, Shore L M, Griffeth R W.The role of perceived organizational support and supportive human resource[J].Journal of Management, 2003,29(1):99-118.

[10] Kim K Y, Eisenberger R, Baik K. Perceived organizational support and affective organizational commitment: moderating influence of perceived organizational competence[J]. Journal of Organizational Behavior, 2016,37(4):558-583.

[11] Ahmed I, Nawaz M M, Ali G, et al.Perceived organizational support and its outcomes——a meta-analysis of latest available literature[J].Management Research Review, 2015,38(6):627-639.

[12] 杨 辉，梁云芳. 组织支持感受与心理契约[J]. 管理科学文摘, 2012:45-46.

[13] Eisenberger R, Fasolo P, Davis-Lamastro V.Perceived organizational support and employee diligence, commitment, and innovation[J].Journal of Applied Psychology, 1990,75(1):51-59.

[14] 凌文辁，杨海军，方俐洛. 企业员工的组织支持感[J]. 心理学报，2006,2(38):281-287.

[15] 蔡起华，朱玉春. 农户参与农村公共产品供给意愿分析[J]. 华南农业大学学报(社会科学版)，2014,(3):45-51.

[16] 赵泉民，李 怡. 关系网络与中国乡村社会的合作经济——基于社会资本视角[J]. 农业经济问题，2007,(8):40-46.

[17] Sobels J, Curtis A, Lockie S.The role of landcare group networks in rural Australia: exploring the contribution of social capital[J].Journal of Rural Studies, 2001,17(3):265-276.

[18] Koutsou S, Partalidou M, Ragkos A.Young farmers' social capital in Greece: trust levels and collective actions[J].Journal of Rural Studies, 2014,34(34):204-211.

[19] Milinski M, Semmann D, Krambeck H E. Reputation helps solve the tragedy of the commons[J].Economic Theory, 2002,3(3):413-426.

[20] 蔡起华，朱玉春. 社会信任、共糸网洛与农户参与农村公共产品供给[J]. 中国农村经济，2015,(7):57-69.

[21] 卫龙宝，凌 玲，阮建青. 村庄特征对村民参与农村公共产品供给的影响研究——基于集体行动理论[J]. 农业经济问题，2011,32(5):48-53.

[22] 钱文荣，应一逍. 农户参与农村公共基础设施供给的意愿及其影响因素分析[J]. 中国农村经济，2014,(11):39-51.

[23] 张鸿玉. 农户参与小型农田水利建管意愿的影响因素——基于全国21个省3 552份问卷的调查[J]. 江西农业学报，2016,28(4):114-119.

[24] 刘 恬，何多兴. 农户参与小型农田水利建设意愿及影响因素分析——以重庆市潼南县为例[J]. 西南师范大学学报(自然科学版)，2014,(10): 45-50.

[25] 蔡 荣，蔡书凯. 村庄规模、收入不均等性与村庄集体行动——以安徽省102个村庄的农田灌溉设施建设为例[J]. 经济评论，2014,(1): 48-57.