楊昭熙, 楊鋼橋, 汪文雄, 趙 微, 楊 帆, 徐 雯

(華中農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院, 武漢 430070)

社會資本視域下農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為機理

楊昭熙, 楊鋼橋, 汪文雄, 趙 微, 楊 帆, 徐 雯

(華中農(nóng)業(yè)大學 公共管理學院, 武漢 430070)

研究農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為機理，對有效調(diào)動農(nóng)民參與積極性，促進農(nóng)地整治事業(yè)健康、持續(xù)發(fā)展具有重要意義。以“社會資本”理論為指導(dǎo)，從信任、互動、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范4方面考察農(nóng)民的社會資本，利用湖北省和湖南省部分糧食主產(chǎn)縣(區(qū))的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，通過因子分析測算出農(nóng)民的社會資本指數(shù)，運用Logistic回歸分析法揭示了社會資本與農(nóng)地整治項目農(nóng)民參與行為的關(guān)系。結(jié)果表明：(1) 農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的程度與其社會資本指數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系；(2) 社會資本中的社會信任因子、政治信任因子、情景互動因子、內(nèi)生互動因子、社會網(wǎng)絡(luò)因子、社會規(guī)范因子對農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為產(chǎn)生顯著的正向影響，且作用程度存在差異；(3) 政治信任程度不高、情景互動不足是農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目程度較低的主要原因，其次農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)水平不高、缺乏一定的內(nèi)生互動、村莊內(nèi)部尚未形成一定社會規(guī)范以及缺乏社會信任也將影響農(nóng)民的參與行為。因此，應(yīng)通過多種途徑大力提升農(nóng)民的社會資本，以提高農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的積極性和參與程度。

土地整治; 參與行為; 農(nóng)地整治; 社會資本; 農(nóng)民

十余年來，農(nóng)地整治不僅實現(xiàn)了耕地的提質(zhì)增量，同時在促進現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展等方面發(fā)揮了重要作用。然而，隨著農(nóng)地整治項目的不斷推進，問題也逐漸凸顯。目前農(nóng)地整治項目的立項決策，主要由縣級國土資源管理部門主導(dǎo)，尚未很好地考慮農(nóng)民對項目需求的緊迫度，農(nóng)地整治公共資源配置效率還有待提高[1]；在項目規(guī)劃設(shè)計階段，規(guī)劃設(shè)計單位人力財力投入不足，沒有深入田間地頭進行調(diào)查研究，使其規(guī)劃設(shè)計方案與當?shù)厍闆r不符[2]；在項目施工建設(shè)階段，由于缺乏對工程的有效監(jiān)督，使得工程質(zhì)量難以保證[3]；在項目建后管護階段，普遍存在因后期管護制度不健全，導(dǎo)致管護工作滯后的情況[4]。其原因是多方面的，但最主要的原因是作為農(nóng)地整治項目最終受益者的農(nóng)民參與積極性不高、參與程度過低[5]。因此，深入研究農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為機理，揭示農(nóng)地整治項目農(nóng)民參與程度過低的原因，對有效調(diào)動農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的積極性，促進農(nóng)地整治事業(yè)健康、持續(xù)發(fā)展具有重要意義。

目前，有學者開始關(guān)注農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為機理，研究主要從計劃行為理論、成本收益理論的角度展開[6-7]。但農(nóng)民不僅是理性“經(jīng)濟人”，更是嵌入于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之中的“社會人”[8]，尤其在以地緣和血緣關(guān)系為中心的中國農(nóng)村社會，其復(fù)雜的社會結(jié)構(gòu)關(guān)系可能對農(nóng)地整治項目農(nóng)民參與行為有著重要影響。社會科學中的社會資本理論，為分析農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為機理提供了新的視角。本文以“社會資本”理論為指導(dǎo)，揭示農(nóng)民的社會資本與農(nóng)民參與行為之間的內(nèi)在關(guān)系，為政府制定激勵農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的政策提供科學依據(jù)。

1 研究架構(gòu)與研究假設(shè)

社會資本理論(Social Capital Theory)起源于西方，Hanifan最早提出社會資本的概念[9]。隨后，Bourdioeu第一次將社會資本概念引入社會學，他指出社會網(wǎng)絡(luò)并不是自然賦予的，而是個人通過參與群體活動，并不斷投資于群體關(guān)系所形成的[10]。之后，各領(lǐng)域開始關(guān)注社會資本理論。1988年，美國社會學家Coleman從功能的角度定義了社會資本，強調(diào)了社會資本的結(jié)構(gòu)性質(zhì)，認為社會資本有益于相關(guān)社會結(jié)構(gòu)中的所有個體。Putnam將社會資本擴展到了政治學、經(jīng)濟學等領(lǐng)域，指出社會信任、社會互動、社會網(wǎng)絡(luò)、社會規(guī)范構(gòu)成了社會資本的基本要素，并解釋了四者之間的關(guān)系，即信任、網(wǎng)絡(luò)和規(guī)范是社會互動的產(chǎn)物，而信任、網(wǎng)絡(luò)和規(guī)范又強化了社會互動[11]。

綜上所述，社會資本即為通過在社會網(wǎng)絡(luò)中構(gòu)建特定關(guān)系，關(guān)系主體可以獲得相應(yīng)的關(guān)系收益，而賴以實現(xiàn)這些關(guān)系收益的有價值的關(guān)系連帶即為該主體的社會資本。農(nóng)地整治過程中農(nóng)民的社會資本通常表現(xiàn)為農(nóng)民與農(nóng)地整治項目利益相關(guān)者通過社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)構(gòu)建的某種特定關(guān)系，農(nóng)民利用這些關(guān)系以實現(xiàn)自身在農(nóng)地整治項目中的目標。本文借鑒Putnam對社會資本的定義以及吳玉鋒[12]的研究框架，從信任、互動、網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范四個方面來分析農(nóng)地整治中農(nóng)民的社會資本對其參與行為的影響。

(1) 信任對農(nóng)民參與行為的影響。信任是社會資本的關(guān)鍵，是整個社會資本的粘合劑。信任是對遵守或破壞網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范所做出的回報與懲罰[13]，可分為社會信任和政治信任。社會信任側(cè)重的是農(nóng)民對他人或其他社會組織的信任，相互的信任有助于強化社區(qū)認同以及共同責任感[14]。由此可知社會信任不僅可以促進農(nóng)民之間信息的傳播，降低農(nóng)民搜尋信息的成本，同時也可減小信息傳遞的障礙[12]。相反，社會信任的缺失會導(dǎo)致雙方從利己的角度出發(fā)，易出現(xiàn)零和博弈狀態(tài)。在農(nóng)地整治過程中，常會涉及修路修渠、占用耕地、田塊調(diào)整等有關(guān)利益調(diào)整問題，若村民間缺乏信任，那么雙方很難從農(nóng)地整治中獲益[15]，參與的積極性則不高。政治信任強調(diào)的是對政府的信任程度，政府為村民提供各種公共服務(wù)，以多種方式與村民形成互動，村民自然會對政府在村莊的政治、社會與經(jīng)濟生活中所扮演的角色形成主觀判斷，這就構(gòu)成了村民對鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府“信任”程度的基礎(chǔ)。孫昕在村民參與村委會選舉的實證中發(fā)現(xiàn)，村民對政府“政治信任”越高，或者說對政府在村莊的社會、經(jīng)濟發(fā)展和村莊治理中所起作用的評價越正面，那么農(nóng)民參與的積極性就越高[14]。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H1a：社會信任對農(nóng)民參與行為有正向影響。

H1b：政治信任對農(nóng)民參與行為有正向影響。

(2) 社會互動對農(nóng)民參與行為的影響。Manski提出了“社會互動論”，并將社會互動分為情景互動和內(nèi)生互動。情景互動是指個人行為決策將以群體行為結(jié)果為參照物；內(nèi)生互動是指個人行為決策可能隨著群體成員行為的變化而改變，同樣群體成員的行為也可能受到個人行為決策而發(fā)生變化[16]。Hong通過理論和實證分析了社會互動對居民參與金融決策的影響，研究表明居民參與概率與社會互動的頻率呈正相關(guān)，其原因是居民的社會互動程度越高，其觀察性學習和交流金融話題的機會也越多，參與的凈成本越低，參與可能性就越高[17]。而在農(nóng)地整治過程中，情景互動主要表現(xiàn)為農(nóng)民個體的參與行為受到村委會、地方政府有關(guān)農(nóng)地整治宣傳工作的影響；內(nèi)生互動主要表現(xiàn)在農(nóng)民參與決策受到鄰居及親朋好友參與行為的影響，而這種決策可能反作用于鄰居及親朋好友，表現(xiàn)為一種從眾效應(yīng)。根據(jù)以上分析可知，社會互動不僅能夠降低農(nóng)民的信息搜尋成本，同時通過互動能夠增進互相信任程度，形成更加密集的社會網(wǎng)絡(luò)。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H2a：情景互動對農(nóng)民參與行為有正向影響。

H2b：內(nèi)生互動對農(nóng)民參與行為有正向影響。

(3) 社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)民參與行為的影響。Putnam指出，社會網(wǎng)絡(luò)是指個人、組織或政府之間形成的一組獨特的聯(lián)系，在維持共同價值觀中擔任重要角色，是建立信任、合作和集體規(guī)范的途徑[18]。社會網(wǎng)絡(luò)主要通過3種機制影響公眾參與：第一，行動者本身可以通過自身的社會網(wǎng)絡(luò)學習或者討論以攝取參與所需要的資源，如信息、知識、技巧；第二，社會網(wǎng)絡(luò)中的其他參與者或者組織可動員、激勵行動者參與；第三，社會網(wǎng)絡(luò)能夠加強行動者對普遍性互惠規(guī)范的認可，建立信任基礎(chǔ)，密集的網(wǎng)絡(luò)有助于溝通，從而提高參與積極性[19]。因此，作為社會資本載體的社會網(wǎng)絡(luò)，其形成有助于促進人們信息的流通，能夠激勵人們參與。在農(nóng)地整治過程中，農(nóng)民參與需要支付一定的貨幣成本，主要表現(xiàn)為搜集有關(guān)農(nóng)地整治項目信息的費用、參與相關(guān)會議所支付的交通費及通訊費、因參與而產(chǎn)生的機會成本[7]。農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)水平越高，與周圍鄰居、社會組織、政府等行為主體等聯(lián)系越密切，其獲取信息的成本越低，參與的意愿就越高。特別是通過社會網(wǎng)絡(luò)以組織的形式參與到農(nóng)地整治中，不僅能夠提高農(nóng)民與政府的談判成本，而且以組織的形式形成的社會網(wǎng)絡(luò)能夠通過密集的聯(lián)系產(chǎn)生輿論，更能提高農(nóng)民的公共意識，進而提高農(nóng)民參與的積極性。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H3：社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)民參與行為有正向影響。

(4) 社會規(guī)范對農(nóng)民參與行為的影響。規(guī)范是人們參與社會生活的行為準則和人類的社會生活模式，主要包括道德性規(guī)范(如輿論、習俗、道德)、契約性規(guī)范(如組織規(guī)則)和行政性規(guī)范(如政策法規(guī))等[13]。契約性和行政性的規(guī)范是社會信任的絕對必要條件，但是這些強制性規(guī)范作用的發(fā)揮需要內(nèi)在規(guī)范的支持，而通過互惠習慣形成自發(fā)性的規(guī)范準則，能夠為社會和諧提供良好的社會規(guī)范與秩序，促進公民有序地參與政策，提高其參與水平[20]。而在農(nóng)村，以村集體為核心所形成的內(nèi)部制度規(guī)范可以約束或引導(dǎo)成員的行為，實現(xiàn)以共同利益為目的的集體行動[15]。因此，農(nóng)民越是遵守、認同本村所形成的規(guī)范，其公共意識和民主意識愈強，參與農(nóng)地整治項目的意愿越強。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H4：社會規(guī)范對農(nóng)民參與行為有正向影響。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

近年來，國家加大了對農(nóng)地整治項目的投資力度，特別是糧食主產(chǎn)區(qū)的省份，因此，課題組選取作為國家農(nóng)地整治項目重點投資的湖北省和湖南省作為研究區(qū)域。為了取得更有代表性的研究樣本，首先在研究區(qū)域中隨機選取幾個縣，每個縣中再隨機選取2個近期竣工的農(nóng)地整治項目區(qū)作為本次調(diào)查區(qū)域。本文最終選擇的調(diào)查區(qū)域如下：鄂東示范區(qū)的黃岡市羅田縣、英山縣、浠水縣、蘄春縣，環(huán)洞庭湖區(qū)的岳陽市華容縣、君山區(qū)、湘陰縣，婁邵盆地區(qū)的婁底市雙峰縣、邵陽市邵東縣與隆回縣，共20個農(nóng)地整治項目區(qū)。

為取得研究數(shù)據(jù)，課題組于2014年12月3日在武漢市江夏區(qū)法泗鎮(zhèn)農(nóng)地整理項目區(qū)進行預(yù)調(diào)查，根據(jù)預(yù)調(diào)查發(fā)現(xiàn)的問題，對問卷進行修改完善得到正式問卷。2014年12月5—22日，課題組10人采用隨機抽樣和訪談式農(nóng)戶問卷調(diào)查法，先后到上述地區(qū)進行正式調(diào)查，每個項目區(qū)隨機發(fā)放20～40份農(nóng)戶問卷。本次調(diào)查共發(fā)放670份問卷，剔除存在錯誤信息或信息漏答的問卷，得到有效問卷646份，有效樣本率為96.42%；其中環(huán)洞庭湖區(qū)有效問卷210份，婁邵盆地區(qū)有效問卷194份，鄂東示范區(qū)有效問卷242份，詳見表1。

表1 樣本分布情況

2.2 計量模型構(gòu)建與變量的選擇

2.2.1 變量選擇與說明 社會信任在農(nóng)村主要表現(xiàn)為對村民的信任以及村民間互幫互助情況，因此本文選取村民平均信任程度、村民互幫互助的程度這兩個變量來衡量農(nóng)民的社會信任程度。政治信任主要通過村民對政府在村莊的社會、經(jīng)濟發(fā)展和村莊治理中所起作用的評價來衡量[14]，本文選取本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施建設(shè)中村民的參與程度、對本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施建設(shè)資金透明程度的評價、對村委會過去組織建設(shè)公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施的滿意程度這三個變量來衡量農(nóng)民的政治信任程度。

本文根據(jù)農(nóng)民了解農(nóng)地整理項目有關(guān)信息的來源，區(qū)分情景互動和內(nèi)生互動。若信息來源于村委會所在地或項目區(qū)內(nèi)宣傳牌，則屬于情景互動；若信息來源于鄰居及親朋好友，則屬于內(nèi)生互動。

由于村干部社會交往較廣，所擁有的社會網(wǎng)絡(luò)水平的相對較高。農(nóng)民加入專業(yè)合作社，也可以擴大社會交際范圍，社會網(wǎng)絡(luò)隨之增大[19]。所以，本文選取是否為村干部、是否加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作社這兩個變量來表征農(nóng)民社會網(wǎng)絡(luò)水平的高低。

本文選取是否參與村委會組織的選舉、是否了解本村公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施的建設(shè)情況、對本村社會治安情況的滿意程度、本村糾紛的嚴重程度這四個變量來衡量社會規(guī)范程度。農(nóng)民越是遵守、認同本村所形成的規(guī)范，其公共意識和民主意識愈強，參與農(nóng)地整治項目的意愿越強；參與村委會的選舉和了解本村公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施的建設(shè)情況，是規(guī)范中民主意識和公共意識的體現(xiàn)；而本村的治安、糾紛情況反映的是當?shù)厣鐣?guī)范的執(zhí)行強度，對村莊治安的滿意度以及村莊糾紛的認識反映了個人對于村莊的信賴和認可[21]。

此外，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為，還要受到其他因素的影響。農(nóng)民個體的年齡、受教育程度等，對農(nóng)民的社會資本產(chǎn)生影響，進而影響農(nóng)民的參與行為。另外，人均承包地面積、農(nóng)業(yè)勞動力占家庭勞動力的比例等農(nóng)民家庭特征不同，對農(nóng)地整治項目的重視程度也不盡相同，因而影響農(nóng)民的參與行為。

2.2.2 模型的構(gòu)建 為了檢驗研究假說，本文構(gòu)建以下計量模型：

Y=f(X1,X2,X3,…,Xn)+ε

(1)

式中：因變量Y是農(nóng)地整治項目農(nóng)民的參與行為，為二分變量，即“參與”、“未參與”，其中“參與”賦值為1，“未參與”賦值為0；X1～Xn為自變量，ε為隨機干擾項。各變量含義及描述性分析見表2。

表2 變量說明及描述性分析

2.3 農(nóng)民社會資本指數(shù)的測算

2.3.1 因子分析 由于社會資本所含變量較多，為了得到更精確的模型，本文采用因子分析對社會資本變量進行降維處理。對社會資本中所包含的15個變量進行KMO檢驗和Bartltt檢驗，KMO檢驗值為0.67，Bartltt球度檢驗的卡方值為1 416.90，檢驗p值為0.00，說明變量之間存在相關(guān)性，可以進行因子分析。通過方差最大正交旋轉(zhuǎn)法得到因子旋轉(zhuǎn)載荷陣，提取6個因子，累計方差貢獻率為60.57%，說明6個因子對15個自變量有60.57%的解釋能力。根據(jù)因子負載(表3)，分別將這6個因子命名為社會信任因子、政治信任因子、情景互動因子、內(nèi)生互動因子、社會網(wǎng)絡(luò)因子、社會規(guī)范因子。其中，“社會信任因子”包括村民平均信任程度、村民互幫互助程度兩個變量；“政治信任因子”包括感知本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施建設(shè)中村民的參與程度、對本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施建設(shè)資金透明程度的評價、對村委會過去組織建設(shè)公共基礎(chǔ)設(shè)施及服務(wù)設(shè)施的滿意程度3個變量；“情景互動因子”包括農(nóng)地整治項目相關(guān)信息是否從村委會所在地宣傳牌、項目區(qū)宣傳牌中獲取兩個變量；“內(nèi)生互動因子”包括農(nóng)地整治項目相關(guān)信息是否從村干部、鄰居及親朋好友中獲取兩個變量；“社會網(wǎng)絡(luò)因子”包括是否為村干部或村民代表、是否加入農(nóng)民合作社或農(nóng)民組織兩個變量；“社會規(guī)范因子”包括是否參與村委會組織的選舉、是否了解本村公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施的建設(shè)情況、對本村社會治安情況的滿意程度、本村糾紛的嚴重程度四個變量。

表3 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

2.3.2 農(nóng)民社會資本指數(shù)測算方法 采用因子分析法對農(nóng)民的社會資本進行測算，計算公式為：

(2)

式中：Fc為第c個樣本社會資本指數(shù)；Wn為第n個因子的貢獻率；ain為因子得分矩陣中的值；Xi為第c個樣本測量指標的具體值。

根據(jù)社會資本指數(shù)計算公式，得到所有樣本的社會資本指數(shù)為0.42～1.59，平均指數(shù)值為1.02。根據(jù)社會資本指數(shù)的特征及分布，將樣本劃分為“高”、“低”兩個級別：“高”級別的社會資本指數(shù)≥1.02，“低”級別的社會資本指數(shù)<1.02。不同社會資本級別的樣本構(gòu)成及參與的具體情況見表4。

表4 不同級別社會資本的樣本構(gòu)成及參與情況

2.3.3 社會資本與農(nóng)民參與行為的回歸分析 由于因變量為二分變量，故本文采用二元Logistic回歸模型進行分析，并通過最大似然估計法對回歸參數(shù)進行估計。本文運用SPSS 19.0，采用向后逐步回歸方法，使用系統(tǒng)默認的顯著性水平(0.05進入，0.10刪除)，即認為如果一個自變統(tǒng)計量的相伴概率值小于顯著性水平，則被引入方程，如果一個自變統(tǒng)計量的相伴概率值大于顯著性水平，則被剔除出回歸方程，最終模型結(jié)果見表5。從模型適當性而言，分別采用HL(Hosmer and Lemeshow Goodness-of-Fit Test)和對數(shù)似然值來進行評價。HL的概率值為0.65，大于0.05，即接受原假設(shè)，說明模型擬合度較好；對數(shù)似然值的顯著性概率為0.00，說明自變量能夠很好地解釋因變量。

表5 Logistic模型估計結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。

2.4 結(jié)果與分析

(1) 社會資本指數(shù)。農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的比重而言，擁有“高”級別社會資本的農(nóng)民參與比重達到88.03%；擁有“低”級別社會資本的農(nóng)民參與比重為67.95%。這說明，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的程度與其社會資本指數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，即農(nóng)民的社會資本指數(shù)越高，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的程度越高。

(2) Logistic回歸結(jié)果與分析。社會信任因子通過了1%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H1a得到驗證。由因子分析中社會信任因子的主要構(gòu)成要素得知，村民平均信任程度、村民互幫互助程度對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，社會信任因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高23.10%。因此，提高農(nóng)民間的信任程度，營造良好的村莊互助環(huán)境，形成村莊內(nèi)部規(guī)范，不僅能增進農(nóng)民間的社會信任，降低信息搜尋成本，增加農(nóng)民獲取農(nóng)地整治信息的渠道，而且可以提高農(nóng)民參與的積極性。政治信任因子通過了1%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H1b得到驗證。由因子分析中政治信任因子的主要構(gòu)成要素得知，本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施參與程度、本村過去的公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施建設(shè)支出透明程度、村委會過去組織建設(shè)公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施滿意程度對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，政治信任因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高75.60%。通過轉(zhuǎn)變地方政府職能，加強農(nóng)村基層組織建設(shè)，推進政務(wù)信息公開，疏通農(nóng)民利益訴求表達渠道，增進農(nóng)民政治信任程度，提高農(nóng)民的政治效能感，可以提高農(nóng)民參與的積極性。

情景互動因子通過了1%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H2a得到驗證。由因子分析中情景互動因子的主要構(gòu)成要素得知，農(nóng)民所了解的項目信息來源是否為村委會所在地宣傳牌、是否為項目區(qū)宣傳牌對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，情景互動因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高70.40%。因此，應(yīng)通過多種渠道和形式，加大農(nóng)地整治的宣傳力度，提高農(nóng)民對農(nóng)地整治的認知水平，以提高農(nóng)民參與的積極性。內(nèi)生互動因子通過了1%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H2b得到驗證。由因子分析中內(nèi)生互動因子的主要構(gòu)成要素得知，農(nóng)民所了解的項目信息來源是否為村干部、是否來源于鄰居及親朋好友對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，內(nèi)生互動因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高36.20%。由于村干部、鄰居傳播信息的成本較低，且易產(chǎn)生共同的價值觀，有助于形成集體行動，因此農(nóng)民參與行為更易受其影響，同時也反映了中國農(nóng)村社會網(wǎng)絡(luò)以地緣、血緣為中心的特點，“伙伴效應(yīng)”在農(nóng)村十分凸顯。

社會網(wǎng)絡(luò)因子通過了1%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H3得到驗證。由因子分析中社會網(wǎng)絡(luò)因子的主要構(gòu)成要素得知，是否為村干部或村民代表、是否加入農(nóng)民合作社或農(nóng)民組織對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，社會網(wǎng)絡(luò)因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高49.50%。推動新型農(nóng)民組織如農(nóng)民合作社的建立，是提高其社會網(wǎng)絡(luò)的有效途徑。通過加入農(nóng)民組織后，農(nóng)民的社會交際范圍和擁有的信息來源就越廣，獲取信息的成本就越低，其參與的積極性就越高。

社會規(guī)范因子通過了5%顯著性水平檢驗，且回歸系數(shù)為正，假設(shè)H4得到驗證。由因子分析中社會規(guī)范因子的主要構(gòu)成要素得知，是否參與村委會組織的選舉、是否了解本村公共基礎(chǔ)設(shè)施和服務(wù)設(shè)施的建設(shè)情況、本村社會治安情況的滿意程度、本村糾紛的嚴重程度對農(nóng)民參與行為具有顯著影響，且在其他變量相同的條件下，社會規(guī)范因子每提高1個單位，農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的可能性會提高29.30%。通過加強農(nóng)村基層民主建設(shè)，健全民主決策制度，加強農(nóng)村綜合安全治理，推進和諧農(nóng)村建設(shè)，以此提高農(nóng)民的公共意識和民主意識，進而提高農(nóng)民參與的積極性。

農(nóng)民個體和家庭特征中受訪者的年齡、受教育程度、人均耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動力比例均未通過顯著性檢驗，因此不能證明農(nóng)民個體及家庭特征對農(nóng)民參與行為有顯著影響，而受訪者年齡、受教育程度的回歸系數(shù)為負?？赡艿脑蚴牵耗壳霸谵r(nóng)村務(wù)農(nóng)的農(nóng)民大多年齡較大，文化水平普遍較低，對農(nóng)地整治、農(nóng)村社會治理的政策與制度不太了解，對參與農(nóng)地整治項目等農(nóng)村公共事務(wù)的作用認識不足，導(dǎo)致其參與的積極性較低。人均耕地面積、農(nóng)業(yè)勞動力占家庭勞動力比例的回歸系數(shù)為正，說明人均耕地面積越多、農(nóng)業(yè)勞動力所占比例越高的農(nóng)民，對農(nóng)業(yè)的依賴程度越高，他們的家庭收入主要來自于農(nóng)業(yè)，更加希望通過參與到農(nóng)地整治項目中，以提高農(nóng)地整治項目工程質(zhì)量，充分發(fā)揮農(nóng)地整治項目的功能，降低其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收益。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

本文以“社會資本”理論為指導(dǎo)，利用湖北省和湖南省部分糧食主產(chǎn)縣(區(qū))的農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，通過因子分析測算出農(nóng)民的社會資本指數(shù)，運用Logistic回歸分析法揭示社會資本與農(nóng)地整治項目農(nóng)民參與行為的關(guān)系，得到如下研究結(jié)論：

社會資本中的政治信任因子、情景互動因子、社會網(wǎng)絡(luò)因子、內(nèi)生互動因子、社會規(guī)范因子、社會信任因子對農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的行為產(chǎn)生顯著的正向影響，其作用程度存在差異且影響程度逐漸降低。從回歸結(jié)果看，造成農(nóng)民參與程度較低最重要的原因是農(nóng)民的政治信任程度過低，可能是由于政府過去在為村民所提供的各種公共服務(wù)的過程中，農(nóng)民的滿意程度過低，導(dǎo)致農(nóng)民的政治效能感下降。情景互動程度過低是農(nóng)民參與程度較低的主要原因之一，說明正是因為政府對農(nóng)地整治宣傳工作的缺位，導(dǎo)致政府與農(nóng)民互動頻率過低，從而農(nóng)民參與積極性不高。而農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)水平較低的根本原因是在農(nóng)村中能真正運作的社團組織過少，從調(diào)研情況來看，盡管有的村莊已成立一些協(xié)會或者農(nóng)民合作社，但都形同虛設(shè)，使得農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)水平過低，農(nóng)民的社會資本不能依托社會網(wǎng)絡(luò)得以傳遞，農(nóng)民參與的積極性就很難提高。通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，內(nèi)生互動程度過低導(dǎo)致參與程度不高的原因主要是村干部傳達信息以及宣傳農(nóng)地整治工作不到位，多數(shù)受訪者表示在農(nóng)地整治工程動工前，并未聽聞過有關(guān)農(nóng)地整治的消息。社會規(guī)范程度不高的原因是大多數(shù)村莊尚未形成一定的互惠習慣，公共意識和民主意識較薄弱，加之受教育程度較低，尚不了解法律所賦予自身權(quán)利，所以參與的積極性不高。社會信任程度不高是中國社會的常態(tài)，而正是由于社會信任程度過低，加大了農(nóng)民搜尋信息的成本，阻礙信息的傳遞。此外，由于農(nóng)地整治過程會涉及到相關(guān)利益調(diào)整問題，社會信任程度過低，就會出現(xiàn)很多不必要的糾紛和矛盾，雙方很難從農(nóng)地整治中獲益，參與的積極性也就不高。

3.2 建 議

基于以上分析，要大力提升農(nóng)民的社會資本，以提高農(nóng)民參與農(nóng)地整治項目的積極性，應(yīng)采取如下措施：首先，應(yīng)通過轉(zhuǎn)變地方政府職能，加強農(nóng)村基層組織建設(shè)，推進政務(wù)信息公開，疏通農(nóng)民利益訴求表達渠道，增進農(nóng)民政治信任程度，提高農(nóng)民的政治效能感；其次，應(yīng)通過多種渠道和形式，加大農(nóng)地整治的宣傳力度，提高農(nóng)民對農(nóng)地整治的認知水平；第三，應(yīng)加強新型農(nóng)民組織如農(nóng)民合作社的建設(shè)，增進農(nóng)民與社區(qū)成員的良性互動，擴大農(nóng)民的社會交際范圍和信息來源，降低農(nóng)民的信息獲取成本；第四，應(yīng)加強農(nóng)村基層民主建設(shè)，健全民主決策制度，營造良好的村莊互助環(huán)境，形成村莊內(nèi)部規(guī)范，以提高農(nóng)民的公共意識和民主意識，增進農(nóng)民的社會信任感。

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MechanismofFarmers′ParticipationBehaviorinRuralLandConsolidationProjectsUnderthePerspectiveofSocialCapital

YANG Zhaoxi, YANG Gangqiao, WANG Wenxiong, ZHAO Wei, YANG Fan, XU Wen

(CollegeofPublicAdministration,HuazhongAgriculturalUniversity,Wuhan430070,China)

Study of the behavior mechanism of farmers′ participation in Rural Land Consolidation (RLC) projects is of great significance to effectively mobilize the enthusiasm of farmers and promote the healthy and sustainable development of RLC. We used the ‘social capital’ as the theoretical guidance to study farmer′s social capital from four aspects of trust, interaction, networks, norms, and calculated the social capital index through the factor analysis, and revealed the relationship between social capital and the farmers′ participation in RLC using Logistic regression analysis based on farmers in Hubei Province and Hu′nan Province grain producing counties (districts) for access to questionnaire survey. The results showed that social trust factor, political trust factor, situation interaction factor, inner interaction factor, social network factor, social norm factor had different degrees of positive influence on behavior of farmers′ participation in RLC projects. The main reasons for the low level of farmers′ participation in RLC projects are that level of political trust is not high, and the situation interaction is not enough. Then the factors affecting farmers′ participation include low level of farmers′ social network, shortage of a certain social norms in the village and lacks of social trust and certain endogenous interaction. Therefore, at present, the farmers′ social capital should be promoted in many ways so as to improve the enthusiasm and degree of participation of farmers in the RLC projects.

land consolidation; participation behavior; rural land consolidation; social capital; farmers

2016-05-11

：2016-06-20

國家社會科學基金(12BGL078);國家自然科學基金(71373097,71403094,71403094);華中農(nóng)業(yè)大學自主科技創(chuàng)新基金(2662015PY127)

楊昭熙(1992—),女,四川內(nèi)江人,碩士研究生,研究方向為農(nóng)村土地整治。E-mail:m18735424526@163.com

楊鋼橋(1966—),男,湖南邵東人,教授,博士生導(dǎo)師,主要從事農(nóng)村土地整治。E-mail:ygq@mail.hzau.edu.cn

F301.2

：A

：1005-3409(2017)03-0288-07