社會網(wǎng)絡和基層民主治理對棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為的影響因素分析
——基于新疆1 516 戶棉農(nóng)實地調(diào)研數(shù)據(jù)

阿力米熱·艾爾肯，夏文浩，霍瑜

（塔里木大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 阿拉爾 843300）

目前，我國農(nóng)村土地規(guī)模化經(jīng)營已成為提高農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平和保障糧食生產(chǎn)安全的焦點性問題，在此基礎上，黨的十八大提出了“著力構(gòu)建集約化、專業(yè)化、組織化和社會化相結(jié)合的新型農(nóng)業(yè)體系”，為我國的農(nóng)業(yè)發(fā)展提供了思路及對策，鼓勵農(nóng)戶與新型經(jīng)營組織建立緊密的利益聯(lián)結(jié)關系，發(fā)揮該組織對農(nóng)戶適度規(guī)模生產(chǎn)經(jīng)營的引領作用[1]。農(nóng)機合作社作為農(nóng)村新型經(jīng)營組織的典型代表，可以將分散的小農(nóng)戶整合以降低生產(chǎn)和交易成本，提高經(jīng)濟收入，助推農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展[2]，而在我國農(nóng)戶參與合作社意愿、參與程度均較低，社會網(wǎng)絡、基層民主治理為增強棉農(nóng)參與合作社行為和促進棉農(nóng)參與合作社行為提供了重要思路[3，4]。國外學者已經(jīng)對農(nóng)戶參與合作社行為有了比較詳細的研究，Karli 等[5]利用隨機效應模型分析了土耳其農(nóng)戶參與合作社行為的影響因素，認為農(nóng)戶的年齡、受教育程度、信息獲取能力、種植規(guī)模以及新技術采納能力是主要因素；Coleman[6]認為社會網(wǎng)絡有利于農(nóng)戶獲取自身所需的信息，降低決策中的不確定性，促進農(nóng)戶的集體參與。隨著我國合作社的不斷發(fā)展與壯大，國內(nèi)學者對農(nóng)戶參與合作社行為的也進行了深入研究，鐘穎琦等[7]基于擴展的計劃行為理論分析了農(nóng)戶參與合作社意愿和行為的影響因素，認為行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制顯著影響農(nóng)戶參與合作社的意愿，但農(nóng)戶是否加入合作社取決于農(nóng)戶的行為態(tài)度以及合作社在降低生產(chǎn)風險中的作用，農(nóng)戶對合作社的認知與其是否加入合作社呈負相關關系；李進潔[8]認為，農(nóng)民合作社的發(fā)展不僅受制于農(nóng)戶資源稟賦的差異，而且受制于村域社會資本的含量，為提高農(nóng)戶參與率，應該重視農(nóng)村社區(qū)建設，增加村域社會資本含量，增進人際互動與交往。通過上述分析發(fā)現(xiàn)，甚少學者對社會網(wǎng)絡與農(nóng)民農(nóng)機合作社參與行為的相關研究進行研究，基層民主治理與社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為這方面的相關研究還缺乏實證依據(jù)。基于此，運用理論分析與實證分析相結(jié)合的方法，在理清社會網(wǎng)絡、基層民主治理、行為、合作社概念的基礎上，以社會網(wǎng)絡理論、計劃行為理論、民主治理理論等相關理論為指導，采用Probit 回歸模型，從基層民主治理、社會網(wǎng)絡、個體特征、家庭特征、外部特征等視角出發(fā)，重點分析的社會網(wǎng)絡、基層民主治理對棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為的影響，并在此基礎上分析社會網(wǎng)絡及基層民主治理對不同棉農(nóng)群體參與合作社行為影響的差異。

1 理論分析與研究假設

1.1 基層民主治理、社會網(wǎng)絡及農(nóng)機合作社概念界定

農(nóng)戶是在農(nóng)村特定的環(huán)境下進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的基本單位[9]。農(nóng)機合作社也叫農(nóng)機專業(yè)合作社，是以農(nóng)機服務為主的農(nóng)民專業(yè)合作社。以服務社員為宗旨，遵循入社自愿、退社自由的原則，為合作社成員及其他個人或團體服務的組織[10]。基層民主治理是在1978 年頒布的《中華人民共和國村民委員會組織法（試行）》中出現(xiàn)的，“基層”這個概念是從黨的系統(tǒng)漸漸延伸到國家政權(quán)體系中，最后延伸到城市和鄉(xiāng)村最底層[11]。蔣英州[12]認為，可以將實現(xiàn)國家政策的信息透明和信息對稱作為促進基層民主建設和鄉(xiāng)村治理現(xiàn)代化的切入點；張正巖等[13]認為社會網(wǎng)絡一般指社會成員間通過互動形成的穩(wěn)定的非正式社會制度。對基層民主治理與農(nóng)村社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為進行研究，以農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)組織為節(jié)點，由血緣、親緣、業(yè)緣、地緣等親疏遠近關系構(gòu)筑的非正式關系網(wǎng)絡[14]。

1.2 基層民治理對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為的影響

1978 年后，隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的興起，生產(chǎn)經(jīng)營單位不再是生產(chǎn)隊和公社，造成了公社制度的松弛及農(nóng)村社會的治理“真空”。在這背景下村民自治制度逐步走上了歷史舞臺[15]。近年來隨著新疆經(jīng)濟不斷發(fā)展，基層民主治理也逐步有所成效，不僅激發(fā)了村民自治的活力，還有效地發(fā)揮起了自治能力[16]。然而我國的基層民主主要表現(xiàn)以下3 個方面：以村民委員會為組織形態(tài)的農(nóng)村村民自治，以社區(qū)居民委員會為組織形態(tài)的城市居民自治，以職工代表大會為組織依托的企事業(yè)單位的職工自治[17]。村民委員會為組織形態(tài)的農(nóng)村村民自治，農(nóng)戶的民主決策、民主監(jiān)督在農(nóng)民生產(chǎn)生活、民主決策中發(fā)揮著重要作用[18]。隨著農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化熱潮不斷上升，農(nóng)民對農(nóng)機的需求也隨之提升，對于小農(nóng)而言，參與農(nóng)機合作社是最優(yōu)的選擇。因此提出假設H1：基層民主治理對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為有正向影響。

1.3 社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為的影響

農(nóng)戶的知識儲備有限，對新技術存在認知偏差，其決策在很大程度上依賴于傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營習慣[19]。然而社會網(wǎng)絡能夠進行互動學習，交流技術采納成效，可以有效緩解農(nóng)戶的信息約束，既能降低技術學習與使用的成本，又能加速農(nóng)戶對技術的采用進程[20]。Bandiera 等[21]認為，社會網(wǎng)絡與農(nóng)戶技術采用之間呈正相關關系；Ira 等[22]認為，農(nóng)戶的個體社交網(wǎng)絡在農(nóng)業(yè)技術采用決策中發(fā)揮著重要的作用；Kazushi 等[23]認為，社會網(wǎng)絡是比傳統(tǒng)的公共部門推廣新技術更為有效的擴展系統(tǒng)。社交網(wǎng)絡是在農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中起著關鍵性的作用。因此提出假設H2：社會網(wǎng)絡對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為有正向影響。

1.4 個人稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機噢合作社參與行為的影響

個人稟賦是指先天所擁有的能力和資源（如年齡、性別等）、后天積累的各種能力與資源（如受教育程度等）[24]。之所以把受教育程度歸為后天稟賦，基于農(nóng)戶在不同教育層次階段對事物的認知度不同。因此提出假設H3：農(nóng)戶個人稟賦對農(nóng)機合作社參與行為有正向的影響。

1.5 家庭稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為的影響

石智雷等[25]將家庭稟賦定義為家庭及其成員天生具備以及后天獲得的資源與能力，具體劃分為經(jīng)濟資本、人力資本、社會資本和自然資本4 個維度。根據(jù)研究區(qū)域農(nóng)戶的特點，選擇農(nóng)戶家庭的務農(nóng)人口數(shù)、家庭總收入、土地規(guī)模及家庭農(nóng)場經(jīng)營。由于農(nóng)村地理分布形成的小規(guī)模集團和“熟人社會”特征，使其成為分析異質(zhì)性對集體行動影響效應的“天然”案例[26]。以家庭為主的聯(lián)產(chǎn)承包責任制是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本經(jīng)營形式，農(nóng)戶行為決策很大程度上受到了家庭因素的影響[27]。研究農(nóng)戶家庭稟賦對其參與村莊集體行動的具體影響可以明晰農(nóng)戶對自身實際控制條件的考量過程。因此提出假設H4：農(nóng)戶家庭稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為有正向的影響。

1.6 外部稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為的影響

外部稟賦是指農(nóng)戶的因外部性因素所擁有的的能力和資源（如新農(nóng)醫(yī)療保險、新農(nóng)社會保險、生活滿意度等）[28]。之所以選取新農(nóng)醫(yī)療保險及新農(nóng)社會保險是因為農(nóng)戶在特定的環(huán)境下對自己生活有一定的需求，農(nóng)戶需求度越高對生活的滿意度就越低，從而激發(fā)農(nóng)戶追求新事物、新技術潛力。研究農(nóng)戶外部稟賦對其參與村集體行動具體影響可以清楚農(nóng)戶對外部條件的考量過程[29]。因此提出假設H5：農(nóng)戶外部稟賦對農(nóng)戶農(nóng)機合作社參與行為有正向影響。

2 材料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

2021 年7～8 月，赴新疆和田、喀什、阿克蘇等14 個地區(qū)，對從事棉花生產(chǎn)的棉農(nóng)進行實地調(diào)研。發(fā)放調(diào)查問卷共計1 520 份，回收有效問卷1 516 份，有效率為99.7%。調(diào)查問卷內(nèi)容包括受訪者個人特征（性別、年齡、文化程度等）、棉農(nóng)家庭特征（務農(nóng)人口數(shù)、土地規(guī)模、家庭總收入、家庭經(jīng)營類型等）、被調(diào)查棉農(nóng)社會網(wǎng)絡情況（鄰里關系、村干部關系、親戚村干部任職等）、被調(diào)查棉農(nóng)基層民主治理情況（民主決策、民主監(jiān)督）、被調(diào)查棉農(nóng)參與合作社情況（參與行為、是否參與合作社、未參加合作社的原因等）。

2.2 研究方法

根據(jù)研究內(nèi)容采二元Probit 模型對農(nóng)村基層民主自治、社會網(wǎng)絡與棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為進行分析。

2.2.1 二元Probit 模型設定 棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為有是（y=1）、否（y=0）2 種決策。影響決策的因素有個體特征、家庭特征、社會網(wǎng)絡以及基層民主治理等，因此采用Probit 模型估計。公式如下所示：

其中，y 為是否參與農(nóng)機合作社的行為，y=1，表示參與農(nóng)機合作社，y=0，表示不參與農(nóng)機合作社；x1～xk為影響參與農(nóng)機合作社行為的因素；β1～βk為待定系數(shù)；β0為常數(shù)項，ε 為相互獨立且均值為0 的隨機擾動項。

根據(jù)研究內(nèi)容，影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為的因素有基層民主治理、社會網(wǎng)絡關系、個人稟賦、家庭稟賦、外部特征。公式如下所示：

其中，yi為農(nóng)民是否參與農(nóng)機合作社，yi=0 表示不參與，yi=1 表示參與；k 為影響因素的數(shù)量，k∈［1，12］。

yi的分布函數(shù)表示如下所示：

2.3 變量選取

根據(jù)研究內(nèi)容與數(shù)據(jù)的可獲得性原則[30]，將是否合作社參與行為設為被解釋變量，基層民主治理、社會網(wǎng)絡設為核心變量，個人特征、家庭特征和外部特征設為控制變量（表1）。

表1 變量賦值與描述性統(tǒng)計Table 1 Variable assignment and descriptive statistics

3 結(jié)果與分析

3.1 描述性分析

受訪者的男女比例為0.85 ∶1，44.8%的受訪者年齡≤30 歲，58.3%的受訪者學歷水平為初中和高中（中專），86.3%受訪者更低面積≤1.33 hm2，64.3%的受訪者家庭總收入為0～10 萬元（表2）。調(diào)研數(shù)據(jù)符合研究區(qū)域的基本情況，研究結(jié)果有意義。

表2 受訪者基本特征概況Table 2 Basic characteristics of respondents

3.2 模型估計與結(jié)果分析

3.2.1 模型估算 t 檢驗結(jié)果（表3）顯示，未參與組和參與組對棉農(nóng)民主決策均顯著（p＜0.05），說明2 組棉農(nóng)在“是否參與農(nóng)機合作社”問題上存在差異，未參與組的民主決策平均值為3.510，明顯高于參與組的民主決策的平均值。

表3 未參與組和參與組的t 檢驗Table 3 T-test of non-participating groups and participating groups

3.2.2 結(jié)果分析 Probit 回歸模型分別從基層民主治理、社會網(wǎng)絡、個人特征、家庭特征及外部特征對農(nóng)機合作社參與行為的影響進行回歸估計（表4）。

表4 Probit 模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of Probit model

3.2.2.1 基層民主治理對棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為的影響。民主決策在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社的決策，說明棉農(nóng)民主決策權(quán)利越高，越能促進其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生；民主監(jiān)督在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)參與合作社決策，說明棉農(nóng)民主監(jiān)督權(quán)利越高，越會抑制其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生。說明基層民主治理對棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社有積極影響，在一定程度上促進了棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為。

3.2.2.2 社會網(wǎng)絡對棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為的影響。親戚村干部任職在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社決策，說明對于棉農(nóng)而言身邊親朋好友任職人越多越能促進其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生；與鄰里關系及村干部的關系在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社決策，說明鄰里關系及村干部關系越親密，越抑制棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生。說明棉農(nóng)親戚在村里的任職會促進棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社。

3.2.2.3 個人稟賦對棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為的影響。年齡在0.05 水平顯著上負向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社的決策，說明戶主年齡越大，參與農(nóng)機合作社的概率越低。

3.2.2.4 家庭稟賦對棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為的影響。家庭總收入在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為，說明棉農(nóng)收入越高，越能促進其參與農(nóng)機合作社行為發(fā)生；家庭務農(nóng)人口數(shù)在0.01 水平顯著負向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為，說明棉農(nóng)家庭務農(nóng)人口數(shù)越多，越能抑制其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生；家庭農(nóng)場經(jīng)營在0.01 水平顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為，說明棉農(nóng)所在地的經(jīng)營類型決定了棉農(nóng)是否參與農(nóng)機合作社。家庭農(nóng)場經(jīng)營不僅有效激發(fā)了棉農(nóng)對科學技術的需求，而且還能為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)安全提供了穩(wěn)定的勞動保障。

3.2.2.5 外部稟賦對棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為的影響。購買新農(nóng)醫(yī)療保險、新農(nóng)社會保險在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行為，說明棉農(nóng)購買新農(nóng)醫(yī)療保險、新農(nóng)社會保險意愿度越高，越能促進其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生。生活滿意度在0.01 水平顯著上顯著負向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社行，說明棉農(nóng)對生活現(xiàn)狀越滿意，越能抑制其參與農(nóng)機合作社行為的發(fā)生。外部稟賦對棉農(nóng)農(nóng)機合作社參與行為還是有促進的作用。

4 主要結(jié)論與建議

4.1 主要結(jié)論

基于社會網(wǎng)絡理論、棉農(nóng)行為理論及相關文獻基礎上，采用Probit 回歸估計等分析了社會網(wǎng)絡、基層民主治理對棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社的行為影響，得到以下結(jié)論：民主決策、親戚干部任職、家庭總收入、家庭農(nóng)場經(jīng)營、新農(nóng)醫(yī)療保險、新農(nóng)社會保險在0.01 水平上顯著正向影響棉農(nóng)參與合作社的行為，民主監(jiān)督、鄰里關系、村干部關系、年齡、務農(nóng)人口數(shù)、生活滿意度在0.01 水平上顯著負向影響棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社的行為。

4.2 建議

基層政府積極宣傳和引導棉農(nóng)參與農(nóng)機合作社，重視社會網(wǎng)絡的利用和培育，從而提升參與合作社的意愿；提升棉農(nóng)的文化程度，提高對合作社認知水平。農(nóng)機合作社要不斷提高其服務水平，完善管理制度。棉農(nóng)須積極主動學習，提升自身文化素養(yǎng)，增強其對政策的理解力，主動提高對農(nóng)機合作社的認知水平。