郁高銘，張 瑩，張 宇，牛 奔，朱玲玲，楊 杰

(1.南通大學(xué)交通與土木工程學(xué)院，江蘇 南通 226019；2.丹陽市水利局，江蘇 鎮(zhèn)江 212300；3.徐州市水利工程運(yùn)行管理中心，江蘇 徐州 221018；4.徐州市河湖管理中心，江蘇 徐州 221018)

我國是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國，擁有約占全世界總?cè)丝?1%的人口數(shù)量，但是我國的水資源卻相對匱乏，僅占世界淡水資源總量的6%。當(dāng)前由于我國農(nóng)業(yè)灌溉用水效率較低，因此如何調(diào)動農(nóng)民參與農(nóng)田水利管護(hù)的積極性正成為有關(guān)部門關(guān)注的熱點(diǎn)。農(nóng)民加入農(nóng)業(yè)合作組織理論上不僅能提高整個(gè)組織的生產(chǎn)效率，還能有效把新技術(shù)運(yùn)用到生產(chǎn)中；從經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，各類合作組織能夠有效提高農(nóng)民的收入[1]；從農(nóng)業(yè)用水的角度出發(fā)，農(nóng)民用水合作組織將大大提高農(nóng)業(yè)用水的使用效率。在現(xiàn)階段，我國農(nóng)業(yè)合作組織的發(fā)展已經(jīng)取得了一定的成果，但是也存在一定的問題，眾多學(xué)者從不同視角分析了影響農(nóng)民合作組織運(yùn)行效率的因素。徐龍志等[2]研究并發(fā)現(xiàn)多數(shù)農(nóng)民合作組織的內(nèi)部治理機(jī)制不合理，而不能調(diào)動農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，組織的生產(chǎn)效率因此較低。在農(nóng)民參與合作組織意愿的研究方面，張素羅等[3]在對河北省眾多農(nóng)戶調(diào)查并進(jìn)行實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的文化程度、收入情況以及村干部任職情況會對農(nóng)民的意愿產(chǎn)生較大影響。

眾多學(xué)者都對農(nóng)民參與合作組織意愿的變化機(jī)制進(jìn)行了研究，路榮榮等[4]認(rèn)為已有的研究大多基于存在的正式成文制度，未考慮如規(guī)范、習(xí)俗等非正式制度對農(nóng)民意愿的影響，在此基礎(chǔ)上他們完善了研究的影響因子，并采用多元線性回歸的方式比較了影響農(nóng)民意愿最主要的因素。然而歸根結(jié)底，上述的研究大多忽略了這些外部因素之間本身可能存在相互影響，因此如果單從改變外部客觀因素可能導(dǎo)致某個(gè)因素的影響力被放大從而使結(jié)果失真?？紤]到各外部因素在影響農(nóng)民參與合作組織的意愿前，首先會映射為農(nóng)民對這些因素的主觀印象，隨后這些主觀印象會為農(nóng)民意愿的改變提供依據(jù)，因此研究農(nóng)民對于外部要素的印象對農(nóng)民參與意愿的影響，將更有利于展現(xiàn)這些外在的政策、制度的作用，并有利于為后期農(nóng)民用水合作組織的改善提出切實(shí)有效的優(yōu)化方案。

1 分析框架及研究對象

1.1 框架說明

農(nóng)民參與合作組織的意愿往往是經(jīng)過理性思考后作出的選擇，因此認(rèn)為農(nóng)民在理性分析并決定是否參與農(nóng)民合作組織，考慮了客觀和主觀兩個(gè)方面，客觀方面包括了農(nóng)民自身的年齡、家庭組成以及收入等客觀的基本屬性，而主觀因素則包括了農(nóng)民對于合作組織的了解程度以及農(nóng)民對于合作組織的評價(jià)等主觀認(rèn)知。已有的對于農(nóng)民意愿的研究多數(shù)是綜合考慮了政策、法律等外部宏觀影響因素以及合作組織內(nèi)部情況對農(nóng)民意愿的影響，外部宏觀因素的改變往往會導(dǎo)致合作組織運(yùn)行情況的優(yōu)化，進(jìn)而間接影響到農(nóng)民意愿(如圖1所示)，在這種情況下各個(gè)影響因素之間的影響效果相互疊加、干擾。因此從外部影響因素以及合作組織狀況著手研究農(nóng)民意愿，可能會導(dǎo)致研究的各個(gè)因素對農(nóng)民意愿的影響表現(xiàn)為共線性。文章從農(nóng)民的個(gè)人屬性和主觀認(rèn)知出發(fā)，研究農(nóng)民視角下農(nóng)民參與合作組織意愿最主要的影響因素，并探究這些因素之間的聯(lián)系。

圖1 影響農(nóng)民合作意愿因素的聯(lián)系

1.2 影響因素分析

根據(jù)前人的研究，農(nóng)民的個(gè)人因素會對農(nóng)民在就業(yè)擇業(yè)時(shí)的選擇產(chǎn)生重大影響[5]，而認(rèn)知同樣在戰(zhàn)略選擇中發(fā)揮著重要作用[6]。從農(nóng)民的個(gè)人屬性來分析，農(nóng)民的收入、受教育水平、年齡等都是重要的影響因素；從農(nóng)民的主觀認(rèn)知因素分析，農(nóng)民對于現(xiàn)存合作組織的評價(jià)以及對于用水合作組織的預(yù)期是影響農(nóng)民加入合作組織的重要影響因素。文章從信息人假設(shè)的理論出發(fā)[7]，假設(shè)農(nóng)民的執(zhí)行力與農(nóng)民的財(cái)富、權(quán)力、知識、社會關(guān)系、受到的管理藝術(shù)以及受到的激勵有關(guān)。文章結(jié)合農(nóng)民實(shí)際情況，從農(nóng)民的個(gè)人屬性以及主觀認(rèn)知兩個(gè)方面出發(fā)，從以下幾個(gè)角度分析影響農(nóng)民參與用水合作組織意愿的主要因素。

1.2.1個(gè)人屬性要素分析

(1)農(nóng)民經(jīng)濟(jì)情況?？紤]到我國各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況不同，文章選擇農(nóng)民收入在家庭總收入的相對比例作為研究對象，探究收入對農(nóng)民意愿的影響。

(2)農(nóng)民受教育水平。受教育水平會影響農(nóng)民的思維模式，也會影響農(nóng)民對于集體事業(yè)的看法和投入度，文章選取學(xué)歷作為農(nóng)民受教育水平的指標(biāo)。

(3)農(nóng)民任職情況與政治面貌。在團(tuán)隊(duì)建設(shè)中，參與組織管理與決策的成員在組織的建設(shè)事業(yè)以及相關(guān)的工作中，往往比普通的成員有更高的積極性，也更有意愿參加合作組織的工作，此外，農(nóng)民的政治面貌也會影響農(nóng)民對于有關(guān)政策的了解程度。

1.2.2主觀認(rèn)知要素分析

(1)農(nóng)民對于合作組織的信息掌握度。農(nóng)民掌握有關(guān)合作組織的信息越多，越能了解合作組織的真實(shí)情況，越能打消農(nóng)民潛在的對于加入合作組織后自身利益可能受損的顧慮，從而提高農(nóng)民加入合作組織參與水利建設(shè)的積極性。

(2)農(nóng)民對用水合作組織的評價(jià)。農(nóng)民的評價(jià)反映了用水合作組織的管理機(jī)制以及相關(guān)政策及制度下農(nóng)民的綜合考慮，可以體現(xiàn)出用水合作組織的管理藝術(shù)以及激勵機(jī)制對農(nóng)民的吸引力。農(nóng)民的評價(jià)不僅會影響參與合作組織的主觀意愿，而且會影響后期在組織中工作以及決策時(shí)的積極性，對組織的運(yùn)轉(zhuǎn)會產(chǎn)生一定的影響。

2 構(gòu)建模型與數(shù)據(jù)分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

江蘇省位于我國東部沿海地區(qū)，以平原為主，全省面積約為10.7萬km2，自2018年江蘇省印發(fā)《江蘇省關(guān)于加快推進(jìn)農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展的實(shí)施意見》以來，全省在生態(tài)農(nóng)業(yè)發(fā)展建設(shè)上取得了較大的突破，在農(nóng)業(yè)水利方面，建立了較為高效的節(jié)水制度，提倡以噴灌、滴灌等為主要節(jié)水灌溉方式[8]。為深入了解江蘇省農(nóng)民參與農(nóng)民用水合作組織的意愿以及用水組織節(jié)水效能的實(shí)際情況，課題組于2021年組織學(xué)生對江蘇省蘇州、南通、無錫、常州、淮安等市的行政村村民以及當(dāng)?shù)氐拇甯刹窟M(jìn)行了調(diào)查，受到疫情的影響，問卷依托線上問卷星平臺發(fā)布，邀請當(dāng)?shù)卮迕襁M(jìn)行填寫，共回收有效問卷317份。

2.2 變量選擇與研究模型

文章將農(nóng)民參與用水合作組織的意愿作為被解釋變量y，將屬于農(nóng)民個(gè)人屬性以及主觀認(rèn)知的影響因素作為解釋變量xi，具體而言，將農(nóng)民收入在家庭收入中的占比、農(nóng)民學(xué)歷、農(nóng)民任職情況、農(nóng)民政治面貌、農(nóng)民對用水合作組織的了解程度、農(nóng)民對用水合作組織的評價(jià)作為解釋變量。考慮到農(nóng)民對于用水合作組織的參與意愿的表達(dá)，可簡化為“愿意”和“不愿意”兩種狀態(tài)，對于二分類變量的模型，學(xué)者們常常采用Logit模型、Probit模型或線性概率模型進(jìn)行研究，其中Logit模型及Probit模型可表示為如下形式：

(1)

式中，x—解釋變量；P—描述事件發(fā)生的概率。趙宸軒等[9]分析了上述三種模型的預(yù)測效果等指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)三種模型的預(yù)測效果大致相同，且線性模型相較于其他兩種模型能在短時(shí)間內(nèi)更快地生成結(jié)果，更適合實(shí)時(shí)預(yù)測，故文章采用多元線性回歸模型對其進(jìn)行分析，從而確定影響農(nóng)民參與用水合作組織意愿的主要影響因素，具體如下：

y=α0+α1x1+…+αixi

式中，xi—解釋變量；y—被解釋變量；α0—常數(shù)項(xiàng)系數(shù)；αi—自變量的回歸系數(shù)，若αi>0，表示第i個(gè)因素對農(nóng)民參與用水合作組織的意愿有正向影響，若αi<0，則表示第i個(gè)因素對農(nóng)民參與用水合作組織的意愿有負(fù)向影響。

相關(guān)變量賦值原則見表1，利用IBM SPSS Statistics26.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

表1 農(nóng)民參與用水合作組織意愿影響因素指標(biāo)體系

2.3 結(jié)果分析

探究影響農(nóng)民參與用水合作組織影響因素的多元線性回歸模型中含有6個(gè)自變量，考慮到自變量之間可能存在多重共線性關(guān)系，因此可使用方差膨脹因子作為主要依據(jù)對模型自變量之間的共線性進(jìn)行判斷，通過SPSS進(jìn)行分析，結(jié)果見表2，各變量的VIF都小于3，說明各變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問題，且模型的擬合優(yōu)度值為0.709，說明該模型對于觀測值的解釋能力較好，即本模型能夠較好地反映農(nóng)民參與用水合作組織的意愿受到各自變量的影響而產(chǎn)生的變化。

表2 多元線性回歸結(jié)果

在各個(gè)自變量中，農(nóng)民收入在家庭收入的占比、學(xué)歷、對用水合作組織的了解程度以及對用水合作組織的評價(jià)均在5%的顯著性水平下表現(xiàn)出顯著性，而任職情況以及政治面貌并未表現(xiàn)出顯著性。這是由于當(dāng)前我國農(nóng)民合作組織大部分是由政府引導(dǎo)成立的，農(nóng)民在其中扮演的是配角的身份[10]，這對于農(nóng)民合作組織來說能夠更加方便地使用政府機(jī)構(gòu)的大量資源，從而提升農(nóng)民合作組織的效能。村干部、黨員以及農(nóng)村的科技能人在農(nóng)民專業(yè)合作組織中起到了極其重要的作用，他們帶領(lǐng)合作組織取得的成功，可以給普通農(nóng)戶起到良好的示范作用，帶動周邊農(nóng)戶參與到農(nóng)民專業(yè)合作組織的工作中，但是這一部分農(nóng)村的精英只占少數(shù)，因此在調(diào)查結(jié)果分析中沒有展現(xiàn)出顯著性。從調(diào)查結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)情況、學(xué)歷、對于用水合作組織的了解程度以及農(nóng)民對于用水合作組織的評價(jià)是影響農(nóng)民參與用水合作組織的主要影響因素。

(1)通過數(shù)據(jù)分析，農(nóng)民收入在家庭收入中的占比在模型中的回歸系數(shù)為-0.295，說明農(nóng)民的收入占比與參與用水合作組織的意愿呈負(fù)向影響的關(guān)系，導(dǎo)致這個(gè)現(xiàn)象的原因是多樣的，一方面，廣大農(nóng)民雖然認(rèn)為未來農(nóng)業(yè)發(fā)展的趨勢一片大好，但是目前仍然會選擇第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)[11]，另一方面家庭因素的影響使得農(nóng)民在選擇就業(yè)時(shí)會趨向于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以外的就業(yè)機(jī)會，以獲得更多的經(jīng)濟(jì)利益[5]，而年老的農(nóng)民由于在非農(nóng)業(yè)崗位中的競爭力不強(qiáng)，所以更趨向于選擇在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)工作。因此對于合作組織的建設(shè)工作，應(yīng)當(dāng)給予政策上的支持，有效增加農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)后的收入，以提高農(nóng)民參與合作組織的意愿。

(2)農(nóng)民的學(xué)歷指標(biāo)在模型中的回歸系數(shù)為0.216，說明學(xué)歷對于農(nóng)民參與用水合作組織的意愿呈正向影響。在鄉(xiāng)村振興背景下，大量具有較高學(xué)歷及專業(yè)知識的科技人才投身于鄉(xiāng)村振興的建設(shè)事業(yè)中，農(nóng)村精英對于農(nóng)業(yè)發(fā)展更為重視，從而對農(nóng)民參與用水合作組織的意愿起到正向影響作用。但值得注意的是，目前我國仍然缺少農(nóng)業(yè)科技人才[12]，即使在東部沿海等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，也仍然存在農(nóng)業(yè)科技人才供給不足的情況。

(3)對于農(nóng)民主觀認(rèn)知的影響力，分別選取了農(nóng)民對于用水合作組織的了解程度以及對于用水合作組織的評價(jià)作為研究指標(biāo)，在模型中，兩個(gè)指標(biāo)的回歸系數(shù)分別為0.400和0.372，說明了解程度和評價(jià)對于農(nóng)民參與用水合作組織的意愿起到正向影響作用，從模型的運(yùn)行結(jié)果來看，了解程度和評價(jià)在所有表現(xiàn)出顯著性的指標(biāo)中具有較大的回歸系數(shù)，說明這兩個(gè)因素對于農(nóng)民參與用水合作組織的意愿起到重要作用。值得注意的是，評價(jià)的回歸系數(shù)小于了解程度指標(biāo)的回歸系數(shù)，說明農(nóng)民對于用水合作組織的主觀態(tài)度雖然對其參與意愿起到正向作用，但其態(tài)度和參與意愿之間依然存在一定的差距。

3 結(jié)語

文章從農(nóng)民的個(gè)人屬性以及農(nóng)民對于用水合作組織的主觀認(rèn)知兩方面出發(fā)，從多個(gè)角度對影響農(nóng)民參與用水合作組織意愿的因素進(jìn)行研究。通過建立多元線性回歸模型，分析各因素對農(nóng)民參與用水合作組織意愿的影響程度，得到主要結(jié)論如下：

(1)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)情況和學(xué)歷會對農(nóng)民參與用水合作組織的意愿產(chǎn)生顯著影響，雖然目前仍有大量的農(nóng)村居民選擇非農(nóng)業(yè)工作以獲得更高的收入，但當(dāng)農(nóng)民通過用水合作組織在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中獲得更多經(jīng)濟(jì)利益時(shí)，農(nóng)民會有更高的意愿參與到用水合作組織的工作中。同時(shí)，大量具有高學(xué)歷的人才投入農(nóng)村的建設(shè)工作，這些高學(xué)歷的農(nóng)村精英們大多能意識到用水合作組織對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的重要性，也更愿意投入合作組織的工作。

(2)農(nóng)民的主觀認(rèn)知對農(nóng)民參與用水合作組織的意愿起到重要影響作用，其中農(nóng)民對于用水合作組織的了解程度對于農(nóng)民的參與意愿起到了最主要的影響，而農(nóng)民對于用水合作組織的評價(jià)與其參與的意愿仍有一定的差距。

基于文章的研究成果提出如下建議：

(1)完善農(nóng)民用水合作組織的運(yùn)行機(jī)制，增加參與管護(hù)農(nóng)民的凈收入，用水合作組織在帶動農(nóng)民積極參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時(shí)，也應(yīng)當(dāng)注意農(nóng)業(yè)專業(yè)科技人才的引進(jìn)以及農(nóng)村人才的培養(yǎng)，通過農(nóng)村精英們帶動當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶參與到用水合作組織的工作中，有利于相關(guān)工作的落實(shí)。

(2)加大用水合作組織的宣傳力度，增加農(nóng)民在合作組織中的歸屬感。農(nóng)民對合作組織的了解程度是影響其參與意愿的重要因素，同時(shí)在信息人假設(shè)中，做好制度與文化的均衡是團(tuán)隊(duì)建設(shè)的重要工作之一，基于此，應(yīng)當(dāng)做好合作組織的宣傳工作，既要保證合作組織的信息公開，又要做好組織取得成果的宣傳工作，使得更多的農(nóng)戶對用水合作組織有更加清楚直觀的認(rèn)識。當(dāng)前仍有較多地區(qū)的信息公開工作流于形式，宣傳內(nèi)容也較為復(fù)雜，不利于農(nóng)戶理解，在信息科技發(fā)展的背景下，可依托農(nóng)戶使用的微信等信息平臺，提供具有針對性和實(shí)用性的信息化服務(wù)，使得農(nóng)民了解用水合作社，并幫助有需要的農(nóng)民解決問題。