王亞華 張鵬龍 胡羽珊

一、文獻回顧和分析框架

（一）文獻回顧

（二）制度分析與發(fā)展框架

圖1 基于IAD框架的社會保障與農民集體行動的邏輯關系

根據IAD框架，影響農民集體行動的外部因素可以歸結為自然物質條件、經濟社會屬性和通用制度規(guī)則三個方面。這三類外部變量不斷影響著由行動者和行動情景所構成的行動舞臺，通過相互作用形成產出，產出再反饋影響外部因素，最終形成一個完整的作用系統(tǒng)。以醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、低保和農業(yè)保險為主要代表的農村社會保障可歸結為集體行動的三類外部變量中的經濟社會屬性維度，同時其自身也通過多種中介機制影響農民集體行動。本文在回歸分析中將運用這三組外生變量作為基本分析指標，三組外生變量的具體分類和定義如表1所示。

二、數據、變量與描述性統(tǒng)計

（一）數據來源

本文采用2017年由清華大學中國農村研究院組織的“百村調查”項目獲得的一手截面數據。其中，村級問卷包括村基本情況、公共設施和公共服務、人口和勞動力、土地和生產、公共事務和基層組織、人居環(huán)境、村莊與外界的聯系、村莊近年來的變化等。農戶級問卷包括家庭基本情況、土地利用與房產情況、公共服務與基礎設施、基層組織和基層治理、合作經濟組織、人居環(huán)境、意向性問答等。剔除部分存在變量缺失的樣本后，共獲得來自全國23個省份268個行政村的有效住戶樣本4428份。

（二）變量選擇

2.核心解釋變量：農村社會保障。農村社會保障主要有四種形式：一是醫(yī)療保險。自2003年7月起，我國開始逐步實施新型農村合作醫(yī)療政策，目前農村地區(qū)全面醫(yī)保的局面已初步形成。但調查表明，并不是每個農戶內部所有家庭成員都參加了醫(yī)療保險，因此本文采用擁有醫(yī)療保險家庭成員比例來度量農戶的醫(yī)療保險。二是農業(yè)保險。本文選取是否自主參加農業(yè)保險作為農戶農保的度量。三是最低生活保障。本文選取是否享受最低生活保障作為農戶低保的度量。四是養(yǎng)老保險。本文采用老年人人均每月養(yǎng)老金的金額來衡量。

3.控制變量：基于IAD框架的選擇。在自然地理條件方面，本文選擇“村莊地勢是否為平原”、“村莊是否為城市郊區(qū)”“村莊水資源自然條件狀況”以及“農田到水源處的距離”變量。在經濟社會屬性方面，本文選取“戶主年齡”“戶主受教育水平”“家庭勞動力占比”“過去是否出現過缺水狀況”以及“缺水是否嚴重影響農戶的收入”變量。在村莊層面，本文選取“村莊所轄家庭戶數的對數”“GINI系數”“人口外流比例”變量。在具體制度規(guī)則方面，本文選擇“村莊是否存在私自挖渠偷水或截水的行為”“對偷水或截水是否有懲罰措施”兩個變量。

（三）描述性統(tǒng)計

表1顯示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。灌溉類型的均值為1.484，接近于最小值0和最大值3的中間位置。其中，39.8%受訪農戶表示靠自然雨水（無灌溉），8.2%的農戶表示自己引水灌溉，15.8%的農戶表示采用井灌，36.2%的農戶表示采用渠灌。關于社會保障，平均每個家庭中87.1%的成員擁有醫(yī)療保險，說明我國農村醫(yī)療保險的覆蓋范圍很廣；45.7%的受訪農戶擁有農業(yè)保險，表明我國農業(yè)保險的覆蓋范圍還比較低；11.7%的受訪農戶領取了最低生活保障，老年人人均每月養(yǎng)老金為141.4元（僅5%的老人沒有養(yǎng)老金），說明農村養(yǎng)老保險處于較低水平。

表1 主要變量及描述性統(tǒng)計

三、模型設定與實證分析

（一）模型設定

由于本文研究的因變量灌溉類型是有序離散型變量，因此采用Ordered Probit Model來對社會保障對集體灌溉的影響進行計量分析。回歸方程為：

（二）社會保障對農村灌溉集體行動的影響

表2的計量結果顯示，醫(yī)療保險、農業(yè)保險和最低生活保障皆顯著降低了農民集體灌溉，養(yǎng)老保險對農民集體灌溉有負向作用。第（5）列包含全部四種社會保障的回歸結果，與前四列社會保障單獨檢驗的結果一致，醫(yī)保、農業(yè)保險和低保均顯著降低了農民集體灌溉，養(yǎng)老保險對農民集體灌溉的影響為負向?？梢姡鐣Ｕ显谝欢ǔ潭壬贤呓饬宿r民集體行動。

表2 社會保障對農民集體行動的影響：基準回歸

（三）南北異質性分析

表3 社會保障對農民集體行動的影響：南北差異

（四）工具變量檢驗

基準回歸方程（1）中的社會保障變量可能存在內生性問題，這會導致社會保障的系數估計發(fā)生偏誤。首先是雙向因果關系問題，灌溉方式的選擇可能反過來影響農戶的參保行為；其次，一些重要的遺漏變量可能會同時影響農戶的參保行為和灌溉方式，如農戶的“個體主義”觀念越強，同時選擇個體灌溉和拒絕參保的可能性越高。

為了解決可能存在的內生性問題，本文選擇“村莊到其行政歸屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離的對數”作為農戶獲得社會保障的工具變量。一方面，村莊離鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離越遙遠，其地理位置越偏僻，經濟發(fā)展水平越落后，得到政府的轉移支付就越多，農戶獲得社會保障的程度就越高，即農戶的社會保障與其所在村莊到鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離正相關。另一方面，農戶的集體行動主要是村莊內農戶之間的相互行為，與到鄉(xiāng)鎮(zhèn)的遠近并無直接關系。因此，“村莊到其行政歸屬鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離”是一個合適的工具變量。表4列示了采用兩階段最小二乘法（2SLS）估計的社會保障對農民集體行動影響的結果，與基準回歸的顯著性結果非常相似。這說明基準模型回歸的結果是穩(wěn)健的，社會保障的內生性問題并不嚴重。

表4 社會保障對農民集體行動的影響：工具變量法

四、機制分析

（一）理論線索

社會保障對農民集體行動能力的影響過程是復雜的。社會保障水平的提高會通過引發(fā)村莊治理系統(tǒng)中特定因素的變化，進而對農民集體行動能力產生影響。農村社會保障的建立與完善，對鄉(xiāng)村治理存在復雜的影響機制，既可能提升農村公共事務的治理水平，也可能對農民集體行動造成不利影響。

在交互機制方面，金融服務可以弱化社會保障對集體行動的影響。在我國農村，能夠起到社會保障功能的不僅有傳統(tǒng)的醫(yī)保、農保、低保和養(yǎng)老保險，而且還有廣泛的政策性金融。在政府引導、金融機構參與的前提下，政策金融主要面向農村地區(qū)和貧困群體提供服務。金融扶持能夠在一定程度上提高農戶對于資金短缺風險的應對能力，農戶通過向銀行和金融機構借貸來確?；镜纳a生活不受外部負向沖擊的影響。因此，金融扶持可以減弱農戶對農村社會資本和相互依賴性這兩個渠道的依賴，弱化社會保障對農戶集體行動的負面影響。

（二）機制檢驗

表5 社會保障對農戶相互依賴性的影響

2.中介機制——農村社會資本。為了檢驗社會保障對集體灌溉的影響機制，本文只需驗證社會保障對農村社會資本存在影響即可。參照Putnam等的做法，本文選用三個指標對農戶的社會資本進行度量，分別為“最近兩周和其他村民相聚的次數（互惠部分）”“最近兩周被其他村民拜訪的次數（人際溝通部分）”“可信任本村村民的數量（信任部分）”。表6A顯示，醫(yī)保、農業(yè)保險和低保顯著降低了農戶和其他村民相聚的次數，即這三種保障降低了農戶之間互惠的需求；養(yǎng)老保險對農戶之間相聚的次數無顯著影響。表6B顯示，農業(yè)保險和低保顯著降低了農戶被其他村民拜訪的次數，即這兩種保障提高了農戶的相對抗風險能力，農戶對于社會網絡的依賴也隨之降低。表6C顯示，農業(yè)保險顯著降低了農戶可信任本村村民的數量，即擁有農業(yè)保險的農戶具有更強的農業(yè)災害應對能力，對其他農戶的依賴和信任需求相對較低。

表6 社會保障對農村社會資本的影響

3.交互機制——金融服務。為了檢驗不同金融政策下社會保障對農戶集體行動的不同影響，即金融服務的交互機制，本文引入村級變量“村莊是否為‘信用村’”。被評為“信用村”村莊的農戶在申請金融機構貸款的抵押、擔保、額度上限等方面都享有一定的優(yōu)惠政策，他們擁有更好的金融服務渠道，對社會保障的依賴程度相對較低（如表7所示）。首先，與基準回歸的結果一致，醫(yī)保、農保、低保均顯著降低了農民集體灌溉。不同的是，養(yǎng)老保險負向顯著影響農民集體灌溉。其次，各項社會保障與信用村的交互項系數均為正，而且除低保與信用村交叉項系數之外全部顯著。這表明，與非信用村相比，信用村的金融服務較好，社會保障對農戶及農戶集體行動的影響相對較小。信用村的金融扶持能夠在一定程度上緩解農戶對農村社會資本和農戶間的依賴，進而弱化社會保障對農戶集體行動的負面影響。

表7 金融服務的交互作用

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換被解釋變量

基準回歸用相對客觀的灌溉類型來衡量農戶的集體行動，主要反映的是農戶集體行動的結果。這里采用相對主觀的農戶集體灌溉過程中作出的貢獻來衡量集體行動，主要反映的是集體行動的過程。如表8A所示，第（1）列依然采用基準回歸中的灌溉類型作為因變量。第（2）列的因變量是農戶近五年來“對集體水利設施的貢獻”，結果顯示，醫(yī)療保險顯著降低農戶對集體水利設施的貢獻程度，即降低了農戶集體行動的意愿。農業(yè)保險和低保對農戶的集體行動影響也為負向。第（3）列的因變量是農戶“參與集體水利設施維護的程度”，三項社會保障的系數均為負。第（4）列的因變量是農戶“參加村莊灌溉用水的會議討論”，結果顯示，醫(yī)療保險、農業(yè)保險、低保均顯著降低農戶對灌溉用水相關會議的參與，從而降低了農戶的集體行動。綜上所述，本文基準回歸的結果是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗

（二）替換核心解釋變量

基準回歸分別用醫(yī)療保險覆蓋家庭成員比例、是否有農業(yè)保險、是否有低保、人均養(yǎng)老金額度來衡量農戶的醫(yī)保、農保、低保和養(yǎng)老保險等社會保障變量。這里更多利用調查數據中關于這四類社會保障的信息替換基準回歸中的自變量，來檢驗本文基準回歸結果是否穩(wěn)健。如表8B所示，第（1）列的核心自變量是“醫(yī)療保險報銷比例”，計算方法為過去一年農戶家庭看病報銷金額除以看病相關的總支出，與基準模型中醫(yī)療保險覆蓋家庭成員比例相比方差更大。結果顯示，醫(yī)療保險報銷比例越高（即醫(yī)療保險保障水平越高），農戶越不傾向于選擇集體灌溉（即農戶集體行動能力越弱）。第（2）列的核心自變量是“擁有農業(yè)保險”，其包含被村集體強制參保的農業(yè)保險，比基準模型中農業(yè)保險的度量范圍更廣。結果顯示，參加了農業(yè)保險的農戶（即使是被強迫參加）的集體行動能力弱于沒有購買農業(yè)保險的農戶。第（3）列的核心自變量是“農戶轉移支付所得”，其一般包含政府補貼、救濟等，比基準模型中低保的度量金額更高。結果顯示，農戶轉移支付所得顯著降低了農民集體灌溉，受到更多政府補貼救濟的農戶的相應集體行動能力更弱。第（4）列的核心解釋變量為“是否免費獲得養(yǎng)老保險”。結果顯示，免費養(yǎng)老保險對農民集體灌溉有負向作用，不用自付參保費用的情況下農戶集體行動能力較弱。綜上所述，本文中基準回歸的結果是穩(wěn)健的。

六、結論與政策含義

本文以農村灌溉集體行動為例研究社會保障與鄉(xiāng)村治理之間的關系，提出了對農民集體行動能力下降的新解釋，揭示了農業(yè)農村現代化是經濟因素與社會因素相互作用和耦合的現代化，為在新時期進一步推動農村社會保障制度改革與鄉(xiāng)村振興提供了新的洞見。研究表明：第一，醫(yī)保、農保、低保和養(yǎng)老保險對農民集體行動均有不利影響，即農村社會保障會給鄉(xiāng)村治理帶來挑戰(zhàn)；第二，醫(yī)保和低保均顯著降低了南北方農民的集體行動，而農保對集體行動的顯著負面影響僅出現在北方農村；第三，農保屬于生產性保障，能夠直接提高農戶進行農業(yè)生產的積極性，這種效應可以抵消部分社會保障對集體行動的負面影響；第四，為了抵消農村社會保障對傳統(tǒng)社會資本的不利影響，要引導農民培育市場條件下的新型社會資本，如加強法律法規(guī)意識、倡導契約精神、強化商業(yè)合同執(zhí)行等；第五，金融服務在農村的公共事務中發(fā)揮著重要的交互作用，在一定程度上可以減弱社會保障對集體行動的不利影響。

本文兼具理論價值和政策含義。第一，在肯定社會保障對鄉(xiāng)村治理積極作用的同時，也指出社會保障給鄉(xiāng)村治理帶來的挑戰(zhàn)，并且揭示了其不利影響的形成機制，為集體行動理論和鄉(xiāng)村治理理論提供了新的洞見；第二，建議以農村社會保障穩(wěn)定農民基本生活為契機，加大農村改革。應借助傳統(tǒng)和現代的各種組織文化資源，維系鄉(xiāng)村社會資本，增進村莊歸屬感和認同感，增強鄉(xiāng)村社會的凝聚力。在具體操作層面，發(fā)展金融服務，加強市場調節(jié)，協同推進農村社會保障體系建設與鄉(xiāng)村治理水平有序提升。