农村社会组织提升社会资本及应对生计风险的作用研究

尚海洋，樊姣姣

（西北政法大学 管理学院，陕西 西安 710122）

0 引言

近年来，我国政策性文件中不断倡导农村群众性自治组织建设，强化农村社会组织建设与发展对有效解决“三农”问题的重要性［1］。农户主动参与社会组织，有利于社会组织发展，从而优化农户生产生活方式，促进农户社会资本的开发、建设与提升。社会组织对社会资本的促进，有别于个体通过联系、网络、结构等方式实现社会资本积累，其不受空间、社会和经济情况的影响。Bourdieu 等［2，3］将社会资本宏观社会背景引入社会资本理论，定义为“社会空间”（social space）和“社会域”（social field），为个体单元上的社会资本累积测算提供了社会背景。由微观（个体）到宏观（组织）的认知提升，揭示了多类型社会资本构成的“联系”与大量复杂“实体”共同构成的社会空间的重要性，有助于刻画与解释当前分层社会中的发展差异。对个体农户来说，生产生活中的不确定风险最容易威胁其生计水平。现有研究表明，更高层次社会资本对个体农户风险防控有积极作用，但对组织、机构等如何发挥影响作用、释放政策效应的认识仍不够明确。特别是对多数个体农户来讲，协会、协作会、互助会等类似自发性社会组织因结构较松散、规制不严格、功能较单一等特点有别于政府或政府主导的组织机构，在生计风险防范与应对中的作用依旧模糊。社会资本产生和累积于个体网络联系中，团体、协会等社会组织的形成与规范加强了社会组织相联系的个体社会资本，同时也出现了个体间不再需要有直接联系而形成的“联系”——社会组织的规范作用，相应的竞争力也得到社会组织的“加持”而增强，势必会使个体的能力发展、风险应对、抵御力与恢复力建设得到优化。

农户生产水平与生活质量提高是我国实现社会进步的工作重心，也是衡量经济发展的标准之一。在循环往复的生产生活过程中，农户总会遭受各种风险的侵害和影响［4］，如自然灾害引起的环境风险［5］、与农户身体状况相关的健康风险［6］、农业生产后期面临的经营风险等［7］。因此，改善农户生产生活方式不仅需要关注其农业产值、日常收入等经济指标，还要探究导致农业生产受阻的重要因素，寻找防范策略，切实提高农户生计质量。学者们将研究视角转向农户生计风险应对策略，并对此提出了不同观点。如，苏芳等［8］从生计资本与生计策略关系出发，认为农户选择并利用所拥有的资产进行配置或经营，以实现生计目标。此外，受灾农户也可通过弥补缺失的生计资产来改变生活困境［9］，而策略应用、所获成效也受到风险与资本的影响［10］。如，赵雪雁等［11］以民勤绿洲农户为研究对象，发现不同生计资本构成的生计策略能够有效应对不同的生计风险。生计策略会随生计资本的差异性而动态变化［12，13］，这决定了农户可选择生计策略方式的多样性［14，15］。在所有类型的生计资本中，社会资本区别于其他类型资本，它可在一系列协调行动的带动下，从信任、规范和网络3 个方面提高社会效率［16，17］。与社会资本相比，自然、人力、物质、金融资本更具物化，其具有特定形态（如自然资本以土地、河流等物质形式存在）、更容易衡量（如人力资本的健康程度和受教育水平）、可直接发挥作用（如使用金融资本购买设备等），而社会资本则以潜在资本形式存在（如亲朋好友的帮扶等），发挥着较好的抗风险作用。社会组织作为一种典型的社会资本，在农户生计方面有着重要作用，明显提高了农户收入［18］、山区居民避险意识与能力［19］，在社区和国家层面显著降低了贫困风险［20］。此外，社会组织也是基于一定制度、宗旨、系统等建立起来的机构，目的在于实现组织内成员的共同目标。农村社会组织主体明确、类型较多，能够充分调动居民的参与意识［21］，因此对农户生计风险应对策略的选择须考虑社会组织的影响作用。

从现有研究看，生计风险防范策略的选择主要体现在生计资本之间的交互关系、生计风险多类型对农户的生计危机、生计资本的作用等问题上。其中，社会资本通过人与人之间的互相关心、信息交流等间接作用于农户风险防控，且能够实现有效策略应对。生计资本与生计风险防范策略的相关成果，整体研究内容偏向宏观，缺乏生计资本下的单个因素衡量。社会组织集中体现了社会资本涵盖的社会网络、规范和信任3 类要素，对促进地区社会网络、提高相互理解意识至关重要。作为资本构成载体和生计转换能力的社会组织，是社会资本中的重要部分，但目前关于生计风险防范策略的研究还未得到真正重视。随着国家对社会组织创建的引导力度逐渐加大，社会组织发挥的作用也越来越具有综合性，从社会组织入手研究农户的风险抵抗能力具有较强的理论价值与现实意义。参与社会组织状况对农户面对生计风险采取防范策略意愿影响究竟如何，需从农户效用角度进行分析。原因是：①参与社会组织状况难以直接定量衡量；②社会组织是农户参与团体后个人或团体关系网络的代称，对其舒适度和参与所获收益只能通过农户主观感受获取。为此，本文通过效用函数，从理论上将二者联系起来。

社会组织通常向其成员发布如物价波动、灾害避险等农户生计相关信息，本文将以“农户参加社会组织后是否采纳其提供的灾害避险信息”为例，阐述农户的收益状况。计算公式为：

式中：i 表示农户采纳并利用社会组织提供的信息来采取避险措施；Yi为农户参加社会组织后获得的收益；Ci为农户参加社会组织后所付出的成本；EUi为农户参加社会组织后所预期的结果，即效用期望。

从机会成本角度分析，农户采取某种行动的前提是：在付出相同成本的条件下，实施行动后的预期收益（包括收入、心理等）高于付出成本，即农户在获取灾害信息并采取避险措施后所获得的效用期望高于机会成本。计算公式为：

式中：pi为采用避险措施的概率；1 - pi为不采取避险措施的概率；Oi为采取避险措施后的机会成本。公式（2）是从理性角度出发，当灾害信息发布后，可能存在两种情况：一是（前者）对社会组织充分信任的农户，根据信息内容提前采取避险措施，风险来临后，获得避险成功后留下的收益并付出为采取防范措施的成本；二是（后者）收到灾害信息后选择不采取任何行动，灾害后需付出未采取措施而遭受的损失。当然，也存在收到风险预警后并未发生自然灾害，这种情况下未采取避险措施的农户付出的成本为0。将公式（2）效用函数延伸，在避免低等级自然灾害的基础上，增加水资源短缺（WS）、基础设施情况差（Infra）等农户凭借自身能力无法防范的风险，将两种等级风险进行叠加。计算公式为：

由公式（3）可得，人为无法短期解决的问题会同时影响收益水平和效用水平。需要注意的是，在存在情况严重、范围较广风险的情况下，仍对等级较低风险未采取防范策略，农户不仅会失去原有资本，还会失去因受到难以抵抗风险的一部分收入，即（1- pi）［U（WS；Infra）i（Ci；（Yi- Y（WS；Infra）i）］。因此，利用效用函数衡量农户参加社会组织后的期望效用，体现了参加社会组织与农户收入水平和生计风险应对之间的相互作用。

本文通过对祁连山国家级自然保护区内武威市、张掖市995 位农户进行问卷调查，获取研究区农户参与社会组织现状及对生计风险采取防范策略意愿情况，以期量化农户生计策略与社会组织参与之间的关系，弥补现有生计风险防范策略研究中的不足，助力农户积累社会资本，提升生计风险应对能力，提高收入水平，在巩固脱贫攻坚成果、有效衔接乡村振兴发展的同时实现共同富裕。

1 研究设计

1.1 研究区概况

本文以祁连山国家级自然保护区内的武威市、张掖市为研究区域。武威市属温带大陆性干旱气候，全年干旱少雨、四季分明，地形地貌复杂，呈“南高北低、西高东低”的态势。武威市既是北方防沙带的中心位置，又是青藏高原的生态屏障，承担着固沙防风、蕴含水源等重要作用，其较差的自然条件使得农户自然资本贫瘠，农户发展受限。同武威市相似，张掖市地貌复杂，其下属5 县1 区位于青藏高原和内蒙古的交接地带，海拔较高，全年平均气温较低，冬季寒冷且持续时间较长，夏季昼夜温差大，降水分布不均。受浅山区地理条件限制和气候条件影响，张掖市农户只能种植传统作物，农业产量和质量远低于预期，农户收入处于较低水平。在国家采取“退耕还林、封山禁牧”等行动后，为了保护生态稳定与安全，不断收回耕地和草场，张掖市农户可利用土地资源锐减，农业产量和农户收入急剧减少。

1.2 数据来源

本文重点考察了武威市、张掖市农户的社会组织参与状况及其生计风险防范策略采取情况。2019年8—9 月份，根据武威市与张掖市及其下辖县区人口分布情况进行分层随机抽样，采用参与式农村评估法（Participatory Rural Appraisal，PRA）对当地农户的个体特征、收入水平、社会组织参与情况、风险防范策略选择等方面进行调查。此次调查中，参与调查农户1179 户，最终收回有效问卷995 份（张掖市532 份、武威市463 份），有效率为84.39%。

1.3 研究方法

本文被解释变量为“农户针对生计风险采取防范策略意愿”，依据调研区现况，将其分为采取防范策略意愿增加、减少和不变。该变量为多分类变量，本文采用多元Logistic 回归模型。多元Logistic 回归模型表示如下：

1.4 变量选取

农户是生计风险采取防范策略的基本决策单元，其对生计风险采取防范策略意愿会因个体层面的差异而不同。个体层面变量包括受访者是否参加社会组织、参加社会组织类别、所属地区、性别、年龄、受教育水平、健康状况。变量说明及其描述性统计如表1 所示。

表1 描述性统计Table1 Descriptive statistics

2 结果及分析

2.1 农户个体差异因素分析

使用SPSS25.0 软件进行多元逻辑回归分析，将“采取防范策略意愿不变”作为参考项。模型1 中，将年龄、性别、健康状况、受教育水平4 个因素作为考虑的影响因素，实证检验得到：-2 倍对数似然值为965. 668，且在99%的水平上显著，卡方值为47.227，结果表明该模型的适用性较好（表2）。

表2 模型1 不考虑社会组织因素的模拟结果Table 2 Model 1 Simulation results without considering social organization factors

表2 中，各变量均使用最后一个类别当作参考项。回归系数的正与负代表农户生计风险采取的防范策略意愿（Y）与各影响因素（X）的变化方向。当该系数大于0 时，农户面对生计风险采取的防范策略意愿与各影响因素同向变化；当该系数小于0 时，农户面对生计风险采取防范策略意愿与各影响因素反向变化。优势比exp（B）代表同类别的影响因素（如健康状况良好、一般、不好）对采取防范策略意愿的影响程度。优势比exp（B）小于1，说明该项因素对采取防范策略意愿的影响程度小于参考项。由表2 可知，年龄和性别两类因素对农户采取防范策略的意愿并未造成显著影响，而健康状况、受教育水平两类因素对农户采取防范策略的意愿造成了显著影响。健康状况方面，在“采取防范策略意愿增加”与“采取防范策略意愿不变”中存在着明显的差异，且同“健康状况不好”相比，“健康状况一般、良好”exp（B）均小于1，表明健康状况越好，采取防范策略的意愿越小；“采取防范策略意愿减少”与“采取防范策略意愿不变”相比也有显著差异，且与“健康状况不好”相比，“健康状况一般、良好”exp（B）均大于1，表明健康状况越好，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”与“采取防范策略意愿不变”相比未表现出差异，而“采取防范策略意愿减少”与“采取防范策略意愿不变”相比表现出明显差异，“小学及以下、初中”有明显差异，且exp（B）小于1，表明受教育程度越高，对生计风险采取防范策略的意愿更高。

2.2 是否参加社会组织因素分析

与模型1 相比较，模型2 在其基础上增加了“是否参加社会组织”这一自变量，检验了年龄、性别、健康状况、受教育水平、是否参加社会组织5 类因素对农户采取防范策略意愿的影响，依旧将“采取防范策略意愿不变”作为参考项。实证检验得到：-2 倍对数似然值为1161.682，且在99%的水平上显著，卡方值为109.208，结果表明该模型的适用性较好（表3）。

表3 模型2 考虑社会组织（是否参加）的分析结果Table 3 Model 2 Consider the analysis result of social organization（whether to participate）

由表3 可知，在加入“是否参加社会组织”这一变量后，健康状况、受教育水平、参加社会组织对采取防范策略意愿产生了非常显著的影响，而年龄、性别因素与模型1 分析结果非常相似，其对采取防范策略意愿产生的影响并不显著。从多元回归系数和优势比exp（B）两个角度进行分析：健康状况方面，“采取防范策略意愿增加”与“采取防范策略意愿不变”相比没有显著差异，“采取防范策略意愿减少”与“采取防范策略意愿不变”相比存在显著差异，且与“健康状况不好”相比，“健康状况一般、良好”exp（B）均大于1，表明身体健康状况较好的农户对生计风险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”与“采取防范策略意愿不变”相对比没有显著差异，“采取防范策略意愿减少”与“采取防范策略意愿不变”相对比存在着明显差异，且与“大学及以上”学历相比，只有“小学及以下、初中”两个因素通过显著性检验且优势比exp（B）小于1，表明学历较低的受访者对生计风险采取防范策略意愿影响显著，且农户受教育水平越高，采取防范策略的意愿越高。是否参加社会组织方面，未参加社会组织与采取防范策略意愿呈负相关关系，且优势比exp（B）小于1，表明其与参加社会组织相比，对采取防范策略意愿的影响较小。表现规律为：参加社会组织与否与采取防范策略意愿间表现出负相关关系，且参加社会组织农户数量越多，其采取防范策略的意愿越高。

2.3 参加社会组织类别因素分析

为检验不同类别社会组织对农户采取防范策略意愿的影响作用，本文使用变量“参加社会组织类别”替代“是否参加社会组织”得到模型3。实证检验得到：-2 倍对数似然值为451.904，在99%的水平上显著，卡方值为67.842，说明此模型适用性较好（表4）。

表4 模型3 考虑社会组织（参加组织类别）的分析结果Table 4 Model 3 Consider the analysis results of social organizations（participating organizations category）

由表4 可知，在采用变量“参加社会组织类别”替代“是否参加社会组织”后，与模型2 相比，在引入参加社会组织类别后，受教育水平、参加社会组织类别对采取防范策略意愿的影响显著。进一步从回归系数和优势比exp（B）两个角度分析：受教育水平方面，与“大学及以上”学历相比，只有“小学及以下”学历通过显著性检验，且在受教育水平更高农户处，采取防范策略意愿不显著，表明受教育水平对采取防范策略意愿间存在一定的影响，但此类影响存在“脱钩”现象，与模型2 结果相同；对“采取防范策略意愿减少”而言，“初中、高中或中专、大专”人群的优势比分别为0.838、1.037、1.018，较其他群体存在差异，即采取防范策略意愿并不会一直伴随着受教育水平提高而提高。参加社会组织类别方面，与服务类相比，经济类、文化类社会组织两个因素通过了显著性检验，且参加经济类社会组织对采取防范策略意愿减少的影响程度大于文化类，表明参加社会组织类别对采取防范策略意愿的影响程度存在差异。

2.4 所属地区因素分析

为验证所属地区对农户采取防范策略意愿的影响，使用变量“所属地区”替代“是否参加社会组织”得到模型4。通过实证检验，其得到的结果是：- 2倍对数似然值为737.931，在99%的水平上显著，卡方值为57.671，说明此模型适用性较好（表5）。

表5 模型4 考虑所属地区的分析结果Table 5 Model 4 Consider the analysis results of the region

由表5 可知，增加“所属地区”变量后，受教育水平、所属地区对采取防范策略意愿的影响具有显著性，而年龄、性别、健康状况对采取防范策略意愿的影响并不显著。进一步从回归系数和优势比exp（B）角度分析：受教育水平方面，“采取防范策略意愿增加”与“采取防范策略意愿不变”相比有显著差异；“采取防范策略意愿减少”与“采取防范策略意愿不变”相比没有显著差异，且与“大学及以上”学历相比，只有“小学及以下、初中”两个因素通过显著性检验且优势比exp（B）小于1，表明学历较高，农户对生计风险采取防范策略意愿更高，与模型2 结论相同。所属地区方面，武威市与采取防范策略意愿呈负相关关系，且优势比exp（B）小于1，表明与张掖市相比，其对采取防范策略意愿的影响较小。表现规律为：所属地区与采取防范策略意愿间表现出负相关关系，且因所属地区差异，对农户面临生计风险时采取防范策略意愿的影响存在差异。

在实际开展调研的过程中，可以直接感受到是否参加社会组织、参加不同类别社会组织、所属地区不同对农户采取防范策略意愿的影响存在差异。多数受访农户对协会（社会组织）的存在价值、增收作用、风险防范有一定了解，在实际调研过程中就此类话题交流较多。从模型分析中可得，受教育水平在模型1—4 通过了统计学相关检验，体现了受教育水平对农户采取防范策略意愿的提升作用。而对分别侧重关注是否参加社会组织、参加社会组织类别、所属地区变量的实验比较情况，一方面展现了农户对生计风险采取防范策略意愿明显受到是否参加社会组织的影响；另一方面对侧重关注参加社会组织类别、所属地区的实验分析，表现出更符合预期的结果，社会组织类别和所属地区不同，对采取防范策略意愿的影响程度存在差异。

3 结论与建议

3.1 结论

在我国解决“三农”问题，尤其是在乡村振兴过程中，发展社会组织是一项重要战略。2016 年，中共中央办公厅、国务院办公厅联合印发《关于改革社会组织管理制度促进社会组织健康有序发展的意见》，期望通过优化社会组织发展环境，使更多面临生计风险的农户能够增强采取防范策略意愿，降低生计风险损失，增强抵御能力，以促进地区农业发展，实现农民增收。为了考察参与社会组织对农户生计风险应对的影响情况，同时准确评估是否参加社会组织、参加社会组织类别、所属地区对农户生计风险采取防范策略意愿的影响程度，本文利用祁连山国家级自然保护区内武威市、张掖市995 位农户的实地调研数据进行了实证分析。主要结论如下：①在不考虑社会组织因素情况下，年龄、性别对农户采取防范策略意愿的影响并不显著，而受教育水平、健康状况对农户采取防范策略意愿的影响显著，且受教育水平对农户采取生计风险防范策略意愿的影响存在“脱钩”现象。②在考虑社会组织的情况下，是否参加社会组织、参加社会组织类别这两个因素对农户采取防范策略意愿有显著作用，且未参加社会组织的影响程度小于参加社会组织，参加服务类社会组织影响程度最大，文化类社会组织次之，经济类社会组织最小。③在考虑所属地区的情况下，武威市对农户面临生计风险采取防范策略意愿的影响明显小于张掖市。

社会组织发展明显影响着农户对生计风险采取防范策略的意愿，应继续增强社会组织对农户生计风险防范意愿的积极作用，加强农村社会组织建设。随着我国对农村治理的不断深化，仅依靠政府提高农户生计水平可能导致农户出现“惰性”，社会组织的产生则弥补了政府治理的不足，使农户产生自主意识，因此需不断增强农户社会组织参与意识。社会组织是在政府领导下，依照国家要求建立的团体，主体为所辖区域内的农户或村民。其通过提高农户的心理满足感，增加社会交往，密切村民间关系，加快信息传播速度，提高农户抗风险能力和抗风险意识，在实践中需寻求并发挥社会组织的多功能性。从研究结果可见，社会组织的作用不但与参与者的策略选择、福利水平、心理预期等息息相关，而且与社会发展有关。因此，借助社会关系将农户生计各方面联系起来，能够帮助寻找提高农户整体生计水平、促进乡村振兴、实现共同富裕的新方法和新路径。社会组织作为一种相对独立的社会资本形态，是嵌入在个人、社会组织网络中的资源。从以往可持续发展框架中资本和主体关系角度来讲，个体社会资本显著提升了农户维持集体既有资源，为集体争取新资源的能力；而组织社会资本对集体争取新的资源具有显著正向作用，但对维持集体既有资源作用并不显著。

3.2 建议

本文通过对社会资本转化做初步尝试后发现，社会组织与农户生计风险应对息息相关，显著影响着农户对生计风险采取防范策略的意愿，但对社会组织与生计风险应对的优化渠道仍需进一步分析。因此，为发挥社会组织对实现共同富裕的促进作用，提出以下建议：①搭建社会组织参与平台，创新共同富裕的建设途径。改革开放以前，在单一的政府主体管理下，我国共同富裕建设发展呈现封闭性、自发性等特征，随着市场经济体制改革进程的加快，这种模式越来越难以满足农户的物质和精神文化需求。通过农村文化协会、农村公益组织等多种形式的组织，建立人才培养基地、公共产品等综合服务平台和服务保障组织，改变传统发展模式，促进其多元化发展，实现共同富裕。此外，共同富裕目标的实现需要各方的共同协作与参与，要求政府组织与社会组织加强合作。社会团队组织在发展中具有极大的自我管理能力，涉及范围广且内容复杂，这一部分组织是农户自愿结合在一起组成，熟悉农户需求，对乡村地区的建设与发展了解详细。因此，政府组织在参与乡村文化产业转型、实现共同富裕的过程中要全面加强与社会组织的合作，为实现共同富裕提供完善的发展平台。②丰富社会组织参与内容，增强乡村建设的吸引力。随着社会经济的发展，社会组织在促进并实现共同富裕的形式和内容上呈现多元化发展。首先，乡村建设工作具有独特明显的发展优势。社会组织通过挖掘实现共同富裕所需独一无二的优势基础，打造本地区特色产品品牌，增强乡村建设与发展的动力，以此打造乡村产业链，实现乡村产业转型，带动乡村地区经济发展。其次，乡村文化来源于物质和精神文化两方面，是两者的统一。乡村文化可充实农户生活，在一定程度上满足农户的需求。因此，社会组织应积极参与到乡村文化建设中，提高在文化产品和服务方面的贡献度，以此达到实现共同富裕的目标。第三，经济发展对农户造成的影响是不可避免的，农户素质日益提高，价值观念发生转变。此外，乡村中的咨询组织和爱心协会等社会组织引导农户在乡村建设与发展方面树立科学发展观，同时树立农户在乡村共同富裕建设中的主人翁意识。③优化社会组织多样化参与方式，增强乡村建设活力。近年来，信息技术的快速发展为社会组织投入共同富裕工作提供了新渠道。社会组织通过网络优化共同富裕资源收集方式、共同富裕的宣传方式和共同富裕主体的参与方式，充分了解乡村建设与发展的特色，积极调动共同富裕主体的积极性，增强共同富裕的活力和创造力。首先，优化乡村资源收集方式。社会组织借助大数据开展调查，了解当地独特的资源优势，同时加强城市与乡村间的交流与协作，了解各区域间存在的优劣势，不断完善共同富裕重大战略。其次，增加乡村发展的宣传渠道。社会组织借助网络了解共同富裕相关内容，以此拓宽农户监督社会组织的途径，为社会组织推进共同富裕提供良好的群众基础。第三，加强共同富裕新主题的创造。社会组织借助网络力量，号召各方主体加入到乡村建设与发展，以此助力共同富裕。

（致谢：本文在问卷调查与数据处理过程中得到了陕西科技大学宋妮妮博士、西北政法大学寇莹硕士、中国科学院大学赵越博士等提供的帮助，在此表示诚挚的感谢！）