社会网络和基层民主治理对棉农参与农机合作社行为的影响因素分析——基于新疆1 516 户棉农实地调研数据

阿力米热·艾尔肯，夏文浩，霍瑜

（塔里木大学经济与管理学院，新疆 阿拉尔 843300）

目前，我国农村土地规模化经营已成为提高农业现代化水平和保障粮食生产安全的焦点性问题，在此基础上，党的十八大提出了“着力构建集约化、专业化、组织化和社会化相结合的新型农业体系”，为我国的农业发展提供了思路及对策，鼓励农户与新型经营组织建立紧密的利益联结关系，发挥该组织对农户适度规模生产经营的引领作用[1]。农机合作社作为农村新型经营组织的典型代表，可以将分散的小农户整合以降低生产和交易成本，提高经济收入，助推农业产业化发展[2]，而在我国农户参与合作社意愿、参与程度均较低，社会网络、基层民主治理为增强棉农参与合作社行为和促进棉农参与合作社行为提供了重要思路[3，4]。国外学者已经对农户参与合作社行为有了比较详细的研究，Karli 等[5]利用随机效应模型分析了土耳其农户参与合作社行为的影响因素，认为农户的年龄、受教育程度、信息获取能力、种植规模以及新技术采纳能力是主要因素；Coleman[6]认为社会网络有利于农户获取自身所需的信息，降低决策中的不确定性，促进农户的集体参与。随着我国合作社的不断发展与壮大，国内学者对农户参与合作社行为的也进行了深入研究，钟颖琦等[7]基于扩展的计划行为理论分析了农户参与合作社意愿和行为的影响因素，认为行为态度、主观规范和知觉行为控制显著影响农户参与合作社的意愿，但农户是否加入合作社取决于农户的行为态度以及合作社在降低生产风险中的作用，农户对合作社的认知与其是否加入合作社呈负相关关系；李进洁[8]认为，农民合作社的发展不仅受制于农户资源禀赋的差异，而且受制于村域社会资本的含量，为提高农户参与率，应该重视农村社区建设，增加村域社会资本含量，增进人际互动与交往。通过上述分析发现，甚少学者对社会网络与农民农机合作社参与行为的相关研究进行研究，基层民主治理与社会网络对农户农机合作社参与行为这方面的相关研究还缺乏实证依据。基于此，运用理论分析与实证分析相结合的方法，在理清社会网络、基层民主治理、行为、合作社概念的基础上，以社会网络理论、计划行为理论、民主治理理论等相关理论为指导，采用Probit 回归模型，从基层民主治理、社会网络、个体特征、家庭特征、外部特征等视角出发，重点分析的社会网络、基层民主治理对棉农参与农机合作社行为的影响，并在此基础上分析社会网络及基层民主治理对不同棉农群体参与合作社行为影响的差异。

1 理论分析与研究假设

1.1 基层民主治理、社会网络及农机合作社概念界定

农户是在农村特定的环境下进行农业生产活动的基本单位[9]。农机合作社也叫农机专业合作社，是以农机服务为主的农民专业合作社。以服务社员为宗旨，遵循入社自愿、退社自由的原则，为合作社成员及其他个人或团体服务的组织[10]。基层民主治理是在1978 年颁布的《中华人民共和国村民委员会组织法（试行）》中出现的，“基层”这个概念是从党的系统渐渐延伸到国家政权体系中，最后延伸到城市和乡村最底层[11]。蒋英州[12]认为，可以将实现国家政策的信息透明和信息对称作为促进基层民主建设和乡村治理现代化的切入点；张正岩等[13]认为社会网络一般指社会成员间通过互动形成的稳定的非正式社会制度。对基层民主治理与农村社会网络对农户农机合作社参与行为进行研究，以农户或农业组织为节点，由血缘、亲缘、业缘、地缘等亲疏远近关系构筑的非正式关系网络[14]。

1.2 基层民治理对农户农机合作社参与行为的影响

1978 年后，随着家庭联产承包责任制的兴起，生产经营单位不再是生产队和公社，造成了公社制度的松弛及农村社会的治理“真空”。在这背景下村民自治制度逐步走上了历史舞台[15]。近年来随着新疆经济不断发展，基层民主治理也逐步有所成效，不仅激发了村民自治的活力，还有效地发挥起了自治能力[16]。然而我国的基层民主主要表现以下3 个方面：以村民委员会为组织形态的农村村民自治，以社区居民委员会为组织形态的城市居民自治，以职工代表大会为组织依托的企事业单位的职工自治[17]。村民委员会为组织形态的农村村民自治，农户的民主决策、民主监督在农民生产生活、民主决策中发挥着重要作用[18]。随着农业现代化热潮不断上升，农民对农机的需求也随之提升，对于小农而言，参与农机合作社是最优的选择。因此提出假设H1：基层民主治理对农户农机合作社参与行为有正向影响。

1.3 社会网络对农户农机合作社参与行为的影响

农户的知识储备有限，对新技术存在认知偏差，其决策在很大程度上依赖于传统的生产经营习惯[19]。然而社会网络能够进行互动学习，交流技术采纳成效，可以有效缓解农户的信息约束，既能降低技术学习与使用的成本，又能加速农户对技术的采用进程[20]。Bandiera 等[21]认为，社会网络与农户技术采用之间呈正相关关系；Ira 等[22]认为，农户的个体社交网络在农业技术采用决策中发挥着重要的作用；Kazushi 等[23]认为，社会网络是比传统的公共部门推广新技术更为有效的扩展系统。社交网络是在农户农业生产过程中起着关键性的作用。因此提出假设H2：社会网络对农户农机合作社参与行为有正向影响。

1.4 个人禀赋对农户农机噢合作社参与行为的影响

个人禀赋是指先天所拥有的能力和资源（如年龄、性别等）、后天积累的各种能力与资源（如受教育程度等）[24]。之所以把受教育程度归为后天禀赋，基于农户在不同教育层次阶段对事物的认知度不同。因此提出假设H3：农户个人禀赋对农机合作社参与行为有正向的影响。

1.5 家庭禀赋对农户农机合作社参与行为的影响

石智雷等[25]将家庭禀赋定义为家庭及其成员天生具备以及后天获得的资源与能力，具体划分为经济资本、人力资本、社会资本和自然资本4 个维度。根据研究区域农户的特点，选择农户家庭的务农人口数、家庭总收入、土地规模及家庭农场经营。由于农村地理分布形成的小规模集团和“熟人社会”特征，使其成为分析异质性对集体行动影响效应的“天然”案例[26]。以家庭为主的联产承包责任制是我国农业生产的基本经营形式，农户行为决策很大程度上受到了家庭因素的影响[27]。研究农户家庭禀赋对其参与村庄集体行动的具体影响可以明晰农户对自身实际控制条件的考量过程。因此提出假设H4：农户家庭禀赋对农户农机合作社参与行为有正向的影响。

1.6 外部禀赋对农户农机合作社参与行为的影响

外部禀赋是指农户的因外部性因素所拥有的的能力和资源（如新农医疗保险、新农社会保险、生活满意度等）[28]。之所以选取新农医疗保险及新农社会保险是因为农户在特定的环境下对自己生活有一定的需求，农户需求度越高对生活的满意度就越低，从而激发农户追求新事物、新技术潜力。研究农户外部禀赋对其参与村集体行动具体影响可以清楚农户对外部条件的考量过程[29]。因此提出假设H5：农户外部禀赋对农户农机合作社参与行为有正向影响。

2 材料与方法

2.1 数据来源

2021 年7～8 月，赴新疆和田、喀什、阿克苏等14 个地区，对从事棉花生产的棉农进行实地调研。发放调查问卷共计1 520 份，回收有效问卷1 516 份，有效率为99.7%。调查问卷内容包括受访者个人特征（性别、年龄、文化程度等）、棉农家庭特征（务农人口数、土地规模、家庭总收入、家庭经营类型等）、被调查棉农社会网络情况（邻里关系、村干部关系、亲戚村干部任职等）、被调查棉农基层民主治理情况（民主决策、民主监督）、被调查棉农参与合作社情况（参与行为、是否参与合作社、未参加合作社的原因等）。

2.2 研究方法

根据研究内容采二元Probit 模型对农村基层民主自治、社会网络与棉农农机合作社参与行为进行分析。

2.2.1 二元Probit 模型设定 棉农参与农机合作社行为有是（y=1）、否（y=0）2 种决策。影响决策的因素有个体特征、家庭特征、社会网络以及基层民主治理等，因此采用Probit 模型估计。公式如下所示：

其中，y 为是否参与农机合作社的行为，y=1，表示参与农机合作社，y=0，表示不参与农机合作社；x1～xk为影响参与农机合作社行为的因素；β1～βk为待定系数；β0为常数项，ε 为相互独立且均值为0 的随机扰动项。

根据研究内容，影响棉农参与农机合作社行为的因素有基层民主治理、社会网络关系、个人禀赋、家庭禀赋、外部特征。公式如下所示：

其中，yi为农民是否参与农机合作社，yi=0 表示不参与，yi=1 表示参与；k 为影响因素的数量，k∈［1，12］。

yi的分布函数表示如下所示：

2.3 变量选取

根据研究内容与数据的可获得性原则[30]，将是否合作社参与行为设为被解释变量，基层民主治理、社会网络设为核心变量，个人特征、家庭特征和外部特征设为控制变量（表1）。

表1 变量赋值与描述性统计Table 1 Variable assignment and descriptive statistics

3 结果与分析

3.1 描述性分析

受访者的男女比例为0.85 ∶1，44.8%的受访者年龄≤30 岁，58.3%的受访者学历水平为初中和高中（中专），86.3%受访者更低面积≤1.33 hm2，64.3%的受访者家庭总收入为0～10 万元（表2）。调研数据符合研究区域的基本情况，研究结果有意义。

表2 受访者基本特征概况Table 2 Basic characteristics of respondents

3.2 模型估计与结果分析

3.2.1 模型估算 t 检验结果（表3）显示，未参与组和参与组对棉农民主决策均显著（p＜0.05），说明2 组棉农在“是否参与农机合作社”问题上存在差异，未参与组的民主决策平均值为3.510，明显高于参与组的民主决策的平均值。

表3 未参与组和参与组的t 检验Table 3 T-test of non-participating groups and participating groups

3.2.2 结果分析 Probit 回归模型分别从基层民主治理、社会网络、个人特征、家庭特征及外部特征对农机合作社参与行为的影响进行回归估计（表4）。

表4 Probit 模型回归结果Table 4 Regression results of Probit model

3.2.2.1 基层民主治理对棉农参与农机合作社行为的影响。民主决策在0.01 水平上显著正向影响棉农参与农机合作社的决策，说明棉农民主决策权利越高，越能促进其参与农机合作社行为的发生；民主监督在0.01 水平上显著负向影响棉农参与合作社决策，说明棉农民主监督权利越高，越会抑制其参与农机合作社行为的发生。说明基层民主治理对棉农参与农机合作社有积极影响，在一定程度上促进了棉农参与农机合作社行为。

3.2.2.2 社会网络对棉农农机合作社参与行为的影响。亲戚村干部任职在0.01 水平上显著正向影响棉农参与农机合作社决策，说明对于棉农而言身边亲朋好友任职人越多越能促进其参与农机合作社行为的发生；与邻里关系及村干部的关系在0.01 水平上显著负向影响棉农参与农机合作社决策，说明邻里关系及村干部关系越亲密，越抑制棉农参与农机合作社行为的发生。说明棉农亲戚在村里的任职会促进棉农参与农机合作社。

3.2.2.3 个人禀赋对棉农农机合作社参与行为的影响。年龄在0.05 水平显著上负向影响棉农参与农机合作社的决策，说明户主年龄越大，参与农机合作社的概率越低。

3.2.2.4 家庭禀赋对棉农农机合作社参与行为的影响。家庭总收入在0.01 水平上显著正向影响棉农参与农机合作社行为，说明棉农收入越高，越能促进其参与农机合作社行为发生；家庭务农人口数在0.01 水平显著负向影响棉农参与农机合作社行为，说明棉农家庭务农人口数越多，越能抑制其参与农机合作社行为的发生；家庭农场经营在0.01 水平显著正向影响棉农参与农机合作社行为，说明棉农所在地的经营类型决定了棉农是否参与农机合作社。家庭农场经营不仅有效激发了棉农对科学技术的需求，而且还能为农业生产安全提供了稳定的劳动保障。

3.2.2.5 外部禀赋对棉农农机合作社参与行为的影响。购买新农医疗保险、新农社会保险在0.01 水平上显著正向影响棉农参与农机合作社行为，说明棉农购买新农医疗保险、新农社会保险意愿度越高，越能促进其参与农机合作社行为的发生。生活满意度在0.01 水平显著上显著负向影响棉农参与农机合作社行，说明棉农对生活现状越满意，越能抑制其参与农机合作社行为的发生。外部禀赋对棉农农机合作社参与行为还是有促进的作用。

4 主要结论与建议

4.1 主要结论

基于社会网络理论、棉农行为理论及相关文献基础上，采用Probit 回归估计等分析了社会网络、基层民主治理对棉农参与农机合作社的行为影响，得到以下结论：民主决策、亲戚干部任职、家庭总收入、家庭农场经营、新农医疗保险、新农社会保险在0.01 水平上显著正向影响棉农参与合作社的行为，民主监督、邻里关系、村干部关系、年龄、务农人口数、生活满意度在0.01 水平上显著负向影响棉农参与农机合作社的行为。

4.2 建议

基层政府积极宣传和引导棉农参与农机合作社，重视社会网络的利用和培育，从而提升参与合作社的意愿；提升棉农的文化程度，提高对合作社认知水平。农机合作社要不断提高其服务水平，完善管理制度。棉农须积极主动学习，提升自身文化素养，增强其对政策的理解力，主动提高对农机合作社的认知水平。