社会资本对农户参与农民用水协会意愿的影响研究

人多水少、水资源分布不均衡是中国基本国情水情，我国属于水资源极度紧缺的贫水国之一[1]。根据中国水资源公报，2015年我国总用水量6 103.2亿m3，其中农业用水占比63.1%，农田灌溉水有效利用系数为0.536。农业灌溉用水占全国总用水量相当大比例，但其利用系数偏低，研究表明，工程和技术手段固然十分重要，水资源管理不科学也是引起水资源短缺的重要原因。面对我国农田水利设施在农村税费改革取消“两工”和“三提五统”后建设进入“瓶颈期”的现实[2]，我国于20世纪90年代中期试行用水户参与灌溉管理改革，即政府鼓励和引导农民自愿组建用水协会，互助合作[3]。Latif和Tariq [4]、Mishra等[5]研究发现参与式灌溉管理分别对粮食增产、农业生产产生重要影响；国内学者研究证明用水协会对提高灌溉系统维护水平[6]、改善灌溉水资源供应[7]、调动农户进行渠道维护管理的积极性[7]等具有重要作用。有研究表明在用水协会组建过程中，农户的参与意愿和热情普遍较低，导致实际中运行成功的并不多见[8]，王亚华[3]指出部分用水协会由于行政命令或项目推动，其管理往往流于形式。因此，研究影响农户参与农民用水协会意愿的因素并积极引导农户自主参与成为我国探索社会化水利工程管理模式、提高农业灌溉用水效率、改善水资源短缺现状的关键。

用水协会是灌区内受益农户自愿参与组建而成的群众性灌溉用水管理组织，在当地民政部门登记注册，具有独立法人资格。目前，国内外有关农户参与用水协会意愿和参与式灌溉管理意愿影响因素的研究文献比较丰富。多数研究文献表明，影响农户参与用水协会意愿的基本因素包括农户个人特征[9-13]、家庭特征[9-13]、农业生产特征[10,14]、农户心理认知[13]、社区特征[13]和政府政策支持[10]等。Michelini [15]指出社会资本对国家和民间社团项目发展的重要作用，苗珊珊[16]认为社会资本作为发起集体行动的前提条件，对促进农户合作行为具有重要意义，国内外文献均表明社会资本对农户参与合作存在影响。周利平等[9]使用“是否有家庭成员担任村干部”和“家庭亲朋好友的礼物支出占生活费用的比重”作为代理指标研究社会资本对农民参与用水协会意愿的影响；赵立娟和史俊宏[10]以农户之间是否存在争抢水矛盾、农户人情关系描述社会资本并研究其对农户参与灌溉管理意愿的影响；许朗等[14]在农户参与灌溉管理研究中以网络、信任和规范3个维度测算社会资本；蔡起华和朱玉春[17]在村庄集体行动研究中将社会资本分为认知型和结构型2个维度。

从研究内容看，目前国内外讨论农户参与用水协会意愿影响因素的文献多从农户个人特征、家庭特征和生产特征等基本特征选取变量，分析社会资本对农户参与意愿影响的较少且指标选取较为单一。从研究方法看，已有实证文献多采用Logistic模型、Probit模型和Logit模型等在单一层次上分析影响农户参与意愿的因素，鲜有文献考虑数据的层次性特点。一般的回归模型只能分析单一层次变量间的关系，而分层模型则能分析不同层次变量间的相互关系，提高估计参数的精确性。因此，本研究基于集体行动理论，以社会资本为核心变量并依据研究文献选取指标，采用分层模型，将农户参与农民用水协会意愿的影响因素分为村庄和农户两个层面进行分析。

1 理论分析

农田水利设施建管带有农村公共物品供给的特点，个体理性选择与集体理性选择之间不一定具有一致性，使集体行动陷入困境。农民用水协会作为解决农田水利基础设施建设、管护和筹资问题的重要组织形式，其组建和运作无法避免“集体行动困境”难题。蔡荣等[18]指出，国内外学者从组织层面和个体层面分别对小型农田水利设施合作供给的集体行动进行分析，因此，本研究在考虑农户层因素的同时不能忽视村庄层的差异。

Ostrom和Ahn [19]将社会资本概念引入集体选择理论，并指出社会资本理论为我们提供了一条解决文化、社会和制度如何影响社区集体行动问题的基本途径，社会资本存量的提高能够消除集体成员彼此间的不信任感，促进集体行动参与主体之间的相互合作[16]。随后大量研究也得出同样的结论，但不同学者对社会资本测量维度尚未达成统一定论，陆迁和王昕[20]通过梳理国内外学者对社会资本的概念界定和类型划分，指出网络资源是社会资本运作的基础，信任、参与和声望是社会资本的核心要素，并提出从网络、信任、声望和参与4个维度对其测度。此后，苗珊珊[16]、刘彬彬和陆迁[21]等使用该方法进行实证研究：社会网络，指行为主体内部关系的交互结构及主体与外界的互动；社会信任，即个体之间的相互信任程度；社会声望是指社会大众对行为主体的主观评价；社会参与，即主体对社会生活（如政治、经济和文化等方面）现状及活动的了解、关心与行为投入。

2 研究方法

2.1 模型构建

分层模型基本原理是将被解释变量中的变异分解为两个部分：一部分是“组内变异”，来源于同一群体内的个体差异，一部分是“组间变异”，来源于不同群体间的个体差异，变异分解能够区分出群体效果和个体效果，揭示群体与个体因素间的关系。本研究在于分解村庄层因素和农户层因素对农户参与意愿的影响效应，层-2模型选择随机截距模型。根据分层模型构建标准，若被解释变量为离散型变量，则被解释变量与解释变量间的关系需要引入非线性连接函数，本研究中农户参与意愿属于分类变量，故通过Logit连接函数构建分层模型，对系数进行估计，表达式为：

 

3）控制变量。控制变量中是否是村干部、灌溉中水损失比例、农业风险态度、灌溉用水公平感知度、灌溉用水价格感知度和灌溉用水短缺影响大小感知度均对农户参与意愿产生显著影响，农户性别、年龄、家庭非农收入占比和可灌溉面积率不是影响样本农户参与农民用水协会意愿的重要因素。

上文论述了田子坊空间中的民俗特征，可以看出，这些民俗与我们所熟知的民俗不太一样。在民俗主义泛化的背景下，我们需要面对这样的现实，并思考这样的民俗是否应成为民俗学关注的对象或带给民俗学新的视角。

1）零模型。零模型是村庄层和农户层不包含任何解释变量的模型，它能将被解释变量的总方差分解到不同层次上，只有不同层次变量对被解释变量均有显著影响差异时，才有必要建立分层模型。本研究从村庄和农户两个层次建立两层分层模型，零模型的表达式为：

 

表4为随机截距模型估计结果，模型1变量为社会资本各维度，模型2变量为社会资本总量（社会资本各维度的算数平均数），两个模型中村庄层因素在农户参与意愿的差异中均起重要作用。

2，组间相关系数 ρ=σ22/(σ1

2+σ2

近日，水利部发布公告，决定向24家企业颁发2013年度第二批水利工程启闭机使用许可证。获证企业名单如下：

2)越大，说明层-2因素对被解释变量影响越大，数据适合用分层模型。

2）随机截距模型。随机截距模型假定被解释变量总均值因群体而异，各个群体回归模型的斜率固定不变，表达式为：

研究所用数据来源于2016年11月对陕西省宝鸡峡引渭灌区内部分小麦种植户的实地调研。宝鸡峡引渭灌区位于陕西省关中地区西部，其受益范围包括咸阳、宝鸡和西安3市的14个县（区），本次调研综合考虑当地农业灌溉现状和经济发展水平等，选择咸阳市兴平县、泾阳县、礼泉县、武功县、乾县、渭城区、秦都区、杨凌区和宝鸡市扶风县、眉县、陈仓区共11个（不包括西安市金台区、高陵县和宝鸡市岐山县）县（区）的67个村庄，样本村庄具有一定的代表性。

 

式中：Xpij、Z0qj分别为层 -1、层 -2解释变量，βpij、γ0qj分别为层-1、层-2解释变量对被解释变量的影响系数，p和q取值均为1，2，3，…。

2.2 数据来源

不少人认为设计好母版就是完成了教学课件的模板文件的设计，这种理解是错误的，模板文件是在母版设计好之后，为了某个具体课程设计具体的前导内容，如课程的每个章节都设计封面、目录、教学目标、教学重点难点、情景一、情景二等顺序，每个章节的这些具体的章节前导内容都是有一定的相似性，因此可以做成模板文件，制作每一个章节时都可以打开使用，模板文件的扩展名是*.potx。

总而言之，在新的发展阶段，通过对网络资源管理系统的有效利用，有助于有线电视的网络化发展，实现其服务水平的提升，是实现管理创新的重要举措。在系统建设的过程中，需要分析其中存在的各种问题，不断总结经验，提高网络系统建设的综合效果，为有线电视网络资源管理系统的健康发展提供可靠的参考依据，从而不断提升网络资源管理的使用效果，实现公司的经济效益和社会价值。

问卷调查采用分层随机抽样的方法，从村庄和农户两个层面展开，先在每个县（区）随机选择两个镇（咸阳市杨凌区由于耕地面积较少，只抽取1个镇），再从每镇随机选取2～4个村庄，每个村庄获取1份村庄问卷和13～16份农户问卷，最终收回67份村庄问卷和1 010份农户问卷，保留有效问卷分别为67份和983份。

2.3 变量说明与处理

本研究在村庄层选取村庄类型、总户数、机井总数、渠道是否存在维修养护问题和本村农业生产雇工工资5个变量。农户层中，社会资本包括社会网络、社会信任、社会声望和社会参与4个测度维度，社会网络维度选取与亲戚朋友走动的频繁程度、与他人共同解决农业种植问题的频繁程度2个问项，社会信任维度选取农户对亲戚朋友的信任程度、对本村村民的信任程度和对村干部的信任程度3个问项，社会声望选取本村村民对您的尊重程度、您家中有事时村民帮忙的意愿程度2个问项，社会参与选取对本村农业灌溉水利设施了解程度、愿意为农业灌溉水利设施建设的出资程度2个问项，程度从低到高依次赋值1、2、3、4、5，各维度变量的处理方法参照蔡起华和朱玉春[17]对社会资本各维度变量的处理，即采用各问项的算术平均数。控制变量分为个人与家庭特征、农业生产特征和农户心理认知3个部分。有关变量定义、预期影响方向及其描述性统计见表1。

3 结果与分析

3.1 样本描述性统计分析

[3] 王亚华. 中国用水户协会改革: 政策执行视角的审视[J]. 管理世界, 2013(6): 61-71, 98, 187-188.Wang Y H. The reform of the Water User Association in China: A close examination from the perspective of the policy implementation[J]. Management World, 2013(6): 61-71, 98, 187-188.[4] Latif M, Tariq J A. Performance assessment of irrigation management transfer from government-managed to far mer managed irrigation system: A case study[J]. Irrigation and Drainage, 2009, 58(3): 275-286.

模型2估计结果显示，社会资本总量对农户参与用水协会意愿存在显著正向影响，显著性水平为1%，说明社会资本总量越高的农户，其参与农民用水协会的可能性越大。结合模型1社会资本各维度估计结果，可以看出，虽然社会网络对农户参与意愿没有表现出预期中的正向作用，社会信任、社会参与和社会声望3个维度对参与意愿的正向影响也略有差异，但整体来看，社会资本总量对农户参与意愿的影响显著为正。在人情关系为重的中国乡村，较高的社会资本存量往往产生促成集体行动的正向作用，使农户具有较高的参与公共组织的积极性。

对于样本农户社会资本（表1），社会网络、社会信任和社会声望均处于高水平，其中社会声望平均值高达4.262，说明目前中国农村依然属于“熟人社会”，村民间的往来、信任、互惠和相互尊重程度都较高；而社会参与平均值仅为2.741，农户对乡村事务的关注度和参与度偏低。

 

表1 变量定义及描述性统计Table 1 Variable definitions and descriptive statistics

  

因变量 是否愿意参与农民用水协会 虚拟变量，1=是，0=否 0.520 0.500 /村庄特征村庄类型 分类变量，1=普通乡村，2=乡镇驻地，3=城郊结合 1.104 0.354 -总户数（户） 离散变量 537.284 375.367 -机井总数（口） 离散变量 8.000 6.325 -是否存在渠道维护问题 虚拟变量，1=是，0=否 0.493 0.504 +农业生产雇工工资（元/日） 连续变量 93.731 22.060 +社会资本社会网络 分类变量，1～5 3.576 0.780 +社会信任 分类变量，1～5 3.723 0.637 +社会声望 分类变量，1～5 4.262 0.524 +社会参与 分类变量，1～5 2.741 1.055 +性别 分类变量，1=男，0=女 0.547 0.498 +年龄（岁） 离散变量 57.431 10.445 +是否是村干部 虚拟变量，1=是，0=否 0.073 0.261 +家庭非农收入占比 连续变量，0～1 0.675 0.336 -农业生产特征个人与家庭特征可灌溉面积率 连续变量，灌溉面积/耕地面积，0～1 0.945 0.157 +灌溉中水损失比例（%） 连续变量 11.150 14.811 +心理认知农业风险态度 分类变量，1=规避者，2=中立者，3=偏好者 2.417 0.869 +灌溉用水分配公平度 分类变量，1～5：非常不公平-非常公平 3.221 1.035 -灌溉用水价格感知度 分类变量，1～5：非常贵-非常便宜 1.911 0.879 -灌溉用水短缺影响大小感知度 分类变量，1～5：完全影响-完全不影响 4.401 0.887 +

 

表2 样本农户基本情况Table 2 Basic characteristics of sampled farmers

  

性别 男 538 54.73女445 45.27村干部 是 72 7.32否911 92.68年龄（岁）≤35 26 2.64 35～45 102 10.38 45～55 287 29.20 55～65 345 35.10＞65 223 22.68文化程度小学及以下 401 40.79初中 458 46.59高中（中专、高职） 115 11.70大专及以上 9 0.92家庭规模（人）≤3 204 20.75 3～5 451 45.88 5～8 297 30.21＞8 31 3.16参与意愿 参与 511 51.98不参与 472 48.02

3.2 农户参与农民用水协会意愿的影响分析

本研究运用HLM6.0软件，采用极大似然估计法估计所构建的分层模型。零模型估计结果显示，农户对农民用水协会参与意愿的村庄间差异为0.148，村庄内农户间差异为0.977，计算得出组间相关系数ρ为0.132（表3），显著性水平P为0.003，表明农户参与农民用水协会意愿的变异中13.2%来源于村庄间的差异，另外86.8%是由农户个人特征不同引起。因此，在分析过程中采用分层模型，将村庄层因素纳入模型，能够提高相关参数估计的精确性。

 

表3 零模型估计结果Table 3 Estimation result of the Null Model

  

村庄层σ22（组间差异） 0.148 0.385农户层σ12（组内差异） 0.977 0.988组间相关系数ρ 0.132 /

式中：层-1、层-2分别为农户层、村庄层；β0j为第j个村庄农户参与意愿的均值，γ00为总截距，εij、μ0j分别为各层的随机效应项。层-1、层-2方差分量分别为σ1 2、σ2

1）村庄层变量。村庄类型对农户参与农民用水协会意愿产生显著负向影响，且P＜0.01，说明普通村庄的农户参与积极性更高。机井总数、渠道是否存在维修养护问题分别对农户参与意愿产生显著性的负向和正向影响，从侧面反映了农田水利设施越缺乏、维修养护问题越多，农户越希望以加入农民用水协会的方式来改善灌溉现状。村庄总户数和农业生产雇工工资未通过显著性检验，表明这两个变量对农户参与意愿没有显著影响。

相关研究表明，画面感较强或视觉冲击力较强的报道更适合运用VR技术，因此对于一般情况，特别是动态新闻与抽象化较强的经济报道便不适合运用该技术。现今，在选取能将VR技术完美地运用于新闻报道中的题材时较为困难，仅仅适用于娱乐、体育赛事或现场复制性较难的新闻事件中。

 

表4 随机截距模型估计结果Table 4 Estimation result of the Random Intercept Model

  

注：符号***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平下显著。

 

村庄特征村庄类型 -0.593*** 0.198 0.004 -0.588*** 0.198 0.005总户数 -0.000 0.000 0.814 -0.000 0.000 0.815机井总数 -0.020* 0.011 0.086 -0.020* 0.011 0.085是否存在渠道维护问题 0.314* 0.161 0.055 0.311* 0.160 0.056农业生产雇工工资 -0.002 0.003 0.460 -0.002 0.003 0.457总量0.798*** 0.163 0.000社会资本社会网络 -0.007 0.108 0.947社会信任 0.228* 0.129 0.077社会声望 0.394** 0.171 0.021社会参与 0.223*** 0.078 0.005个人与家庭特征性别 -0.112 0.142 0.430 -0.092 0.136 0.500年龄 -0.008 0.007 0.297 -0.006 0.007 0.366是否是村干部 -0.506** 0.220 0.021 -0.514** 0.221 0.020家庭非农收入占比 -0.044 0.217 0.840 -0.053 0.212 0.801农业生产特征可灌溉面积率 -0.279 0.496 0.574 -0.407 0.500 0.416灌溉中水损失比例 0.010* 0.005 0.057 0.009* 0.005 0.066农业风险态度 0.260*** 0.090 0.004 0.248*** 0.087 0.005灌溉用水分配公平度 -0.293*** 0.078 0.000 -0.297*** 0.077 0.000灌溉用水价格感知度 -0.292*** 0.101 0.004 -0.280*** 0.102 0.007灌溉用水短缺影响大小感知度 0.160** 0.078 0.040 0.146* 0.078 0.059心理认知

2）社会资本变量。表4中模型结果显示社会网络对农户参与意愿影响为负，但没有通过显著性检验，说明社会网络对农户参与农民用水协会意愿不具有显著影响。已有研究表明中国农村主要以地缘、血缘和亲缘关系为纽带，社会网络作为资源动员的结构基础具有沟通和团结农户的作用，因而有助于促成农户合作供给的参与行为[16]，即社会网络对农户参与意愿往往具有正向影响。但有相关研究结论指出，消极社会资本的存在虽然能为团体成员带来利益，同时也能禁止他人获取收益，容易形成封闭系统而很难实现持续发展与进步，在调研区域内即表现为农户的社会网络越广，越有足够的人脉以小团体间互助合作的方式解决当前农业灌溉中的问题，因此对用水协会这样的村级组织没有较高的参与意愿。社会信任对被解释变量产生10%显著性水平的正向影响，说明农户对亲戚朋友、同村村民和村干部的信任程度越高，越能够相信村组成员愿意为合作组织做出贡献，彼此之间沟通、合作的障碍因素大大减少，从而促进集体行动的实现；社会参与对农户参与意愿的影响为正，且显著性水平为1%，说明农户对本村农业灌溉水利设施了解越多、集资改善水利设施意愿越强烈，其对村庄事务的关注和支持程度也就越高，参与农民用水协会的倾向越大，这两个变量的模型结果与苗珊珊[16]对农民参与小型水利设施合作行为的研究结论一致。社会声望对农户参与意愿的影响方向为正，P＜0.05，说明村民对被调查农户的尊重程度和帮助意愿越高，农户组织协调和发动群众的能力越强，其自主参与并带动周围人参与农民用水协会的意愿越强，这一结果与已有研究结论一致。

将接种于6孔板的hucMSCs分为Control组和200 μg/mL外泌体干预的Exo组，常规培养30 d后，由重庆医科大学附属儿童医院分子诊断中心根据细胞核型分析标准步骤［24］进行细胞染色体核型分析。

式中：Yij为第j个村庄第i个农户参与农民用水协会的意愿，φij代表参与意愿为1的概率，ηij代表“参与”相对于“不参与”的发生比对数，即Logit连接函数的值，i和j取值均为1，2，3，…。

4 结论与建议

4.1 结论

农民用水协会将在我国农业灌溉用水管理中发挥积极作用，而农户参与意愿易受多方面因素的共同影响。研究表明，调研区域内，农户参与农民用水协会意愿不高，仅占51.98%，尚有较大的提升空间。农户参与意愿的差异中约有13.2%来源于村庄间差异，村庄特征在农户参与意愿中的作用不容忽视，其中，村庄类型、机井总数和渠道是否存在维修养护问题是影响农户参与意愿的关键。

与一般的商人不同，多年的军旅生涯，给谢清森烙上了深深的军人印记：站立时，腰板挺直，保持着立正的姿势;即使面带微笑，也遮不住自然流露出来的一股英气。

社会资本总量对农户参与意愿的正向作用明显，是提高农户参与热情的重要方面，但从社会资本各维度来看，社会网络没有出现预期的显著性正向影响，同时，样本农户的社会参与水平过低，平均值仅为2.741，社会网络和社会参与成为改善农户参与意愿的重点维度。

4.2 建议

1）农户参与农民用水协会意愿的激励机制和政策应立足村庄和农户两个层面，不能忽视村庄层因素对农户自身的重要影响。在村庄层面，加大对农村农业灌溉基础设施的投资建设力度，保障各村有充足的机井、渠系系统满足农户灌溉需求，同时积极引导广大农户通过农民用水协会参与到村庄农田水利设施的维修、养护和管理中，使水利设施真正发挥作用。

截至12月18日，NYMEX原油期货合约非商业净多持仓为30.96万手，较10月中旬减少7.16万手，降幅为18.8%，较年初高点减少42.95万手，降幅为58.1%（见图3）。

从图1中可以看出，贮藏初期溶解氧下降很快，后期橡木桶中溶解氧基本处于稳定状态，可能由于橡木桶具有一定的透性，使得空气中的溶解氧进入到酒液中[19,20]，酒中微量的氧促进了醇类、醛类、酚类、酯类等物质的转化反应，产生了不同的风味物质，有利于加速酒体成熟、改善风味、缩短陈酿时间[21]。初期酒中物质氧化迅速，大量消耗溶解氧，造成溶解氧迅速下降，后期透过橡木桶的溶解氧缓慢与酒中物质反应，使得溶解氧水平维持稳定。

2）着力培育不同维度社会资本。加强社会网络构建、重视关系网络维护，通过用水协会等村级组织的影响，促使村民依赖广泛的网络关系进行信息共享与交流，避免社会网络向消极社会资本的方向发展，从而影响集体合作的达成和程度。通过宣传教育，改善村民对村庄集体事务的态度和看法，进而提高他们参与集体合作的意识和参与热情。积极组织乡村集体活动并引导村民良性参与，在集体活动的参与过程中提高其相互信任、相互尊重和互惠的程度，从而建立村组成员之间普遍信任、互惠合作的和谐人际关系，更好地发挥社会信任和社会声望对农户参与意愿的积极作用。

一站式家装服务物流配送的模式对于家居建材市场以及家装行业有着很大的意义，每一个企业都需要根据自己的优劣势选择适合自己的物流模式。在家装市场“僧多粥少”的激烈竞争下，家装企业谋求生存和发展应注重从供应链的角度切入，积极寻找降低成本并提高服务的空间，这一突破口就是物流配送。

李达是中共一大的发起者、筹备者、召集者和组织者，他和夫人王会悟也是同时参加党的一大的唯一一对夫妻。在中国共产党早期领导人中，“还很少有像李达同志这样勤奋、这样有丰富的卓越的成就，这样在任何困难危险的环境下生命不息、战斗不止的马克思主义宣传家、教育家，这样坚定勇敢而不断追求进步，力求达到当代的最高水平的马克思主义理论战士”。他为中国共产党的创立，为马克思主义在中国的传播，为丰富毛泽东哲学思想作出了重要贡献。

I attended the lecture given by an expert teacher of coaching English from New East school. I know vocabulary decides all.(2005年4月7日)

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从村庄层来看，67个样本村庄中91%为普通村庄，仅有7.5%为乡镇驻地，城郊型村庄只有1个，其中，总户数在200～500户的村庄居多，约占50%。从农户层来看，样本农户中男性占54.73%，女性占45.27%，男女比例相差不大，其中7.32%的为村干部（包括曾任村干部）；被调查农户中年龄在45岁以上的占86.98%，文化程度为初中及以下的占87.38%，表明务农群体具有老龄化、文化程度较低的特征。对于农户参与农民用水协会意愿，约有一半的农户选择参与，占比为51.98%（表2）。

未见其人，先闻其声。林黛玉来到贾府，贾府上下，贾母、王夫人、邢夫人、三春等皆先到场，唯独王熙凤姗姗来迟，并且丝毫看不出她晚到的心虚，反倒大言不惭，直呼自己来晚了，实在是“放诞无礼”，令读者匪夷所思。其行为在等级森严的豪门贾府可谓是另类，可仔细想想也是合理的。王熙凤深受老祖宗喜爱，被王夫人信任，拥有较大权力，其管家身份和泼辣性格决定了她可以这样说话。

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