王昕+陸遷

收稿日期：2013-01-10

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71173174）；“十二五”農(nóng)村領(lǐng)域國家科技計(jì)劃項(xiàng)目（2011BAD29B01）

作者簡(jiǎn)介：王 昕（1986-），女，河北遵化人，博士生，研究方向?yàn)閰^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；陸 遷（1968-），男，寧夏中寧人，教授，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

摘要：運(yùn)用500戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在Heckman樣本選擇性偏差檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，運(yùn)用兩階段模型對(duì)小型水利設(shè)施建設(shè)農(nóng)戶支付意愿和支付金額影響因素進(jìn)行實(shí)證研究，重點(diǎn)考察社會(huì)資本及結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為的影響。結(jié)果表明：社會(huì)資本是影響農(nóng)戶支付意愿的重要變量，其中，社會(huì)信任、社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶支付意愿有促進(jìn)作用，而社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有抑制作用，社會(huì)聲望與支付意愿關(guān)系不顯著。此外，家庭人口、家庭收入、灌溉面積、水利設(shè)施滿意度和是否偷水也對(duì)農(nóng)戶的支付意愿有不同影響。社會(huì)信任和社會(huì)參與對(duì)支付金額有顯著正向影響，水利設(shè)施滿意度與支付金額成負(fù)向關(guān)系，偷水程度對(duì)支付金額有激勵(lì)作用。

關(guān)鍵詞：小型水利設(shè)施；農(nóng)戶；支付行為；社會(huì)資本

中圖分類號(hào)：F325.15 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-8409（2014）03-0135-05

Influencing Factors of Farmers Payment Behaviour

on Small Water Conservancy Facilities Construction

——from the Perspective of Social Capital

WANG Xin， LU Qian

（Economics and Management， Northwest A&F University， Yangling 712100）

Abstract： This paper uses the Heckman Model to test sample selectivity bias， and then use two stages model to find the influence factors of farmers willingness to pay and the amount of payment for small water conservancy facilities， based on survey data of 500 farmers in Shaanxi Province in 2011， examining the impact of social capital and its structure on the farmers payment behavior on small water conservancy facilities. The finding shows that social capital is an important variable to influence farmers willingness to pay. Social trust and social participation have positive roles in the farmers willingness to pay， social networks have negative effects， social reputation is not significant. In addition， family size， family income， irrigated area， satisfaction of water conservancy facilities and whether stealing water also effect farmers willingness to pay. In terms of payment， social trust and social participation have positive roles in payment， which the value of the marginal effect is 0.042 and 0.037 respectively. Besides， satisfaction of small water conservancy facilities has negative effect and whether stealing water also has significant impacts on payment.

Key words： small water conservancy facilities； farmers； payment behavior； social capital

1 引言

小型水利設(shè)施供給薄弱嚴(yán)重影響農(nóng)業(yè)灌溉用水，制約農(nóng)業(yè)生產(chǎn)可持續(xù)發(fā)展。農(nóng)戶合作供給成為小型水利設(shè)施供給的有效方式（賀雪峰）[1]。實(shí)踐中，合作供給小型水利設(shè)施由于成本分?jǐn)偡桨覆町惔嬖诩?lì)不足問題。要提高長期處于分散狀態(tài)的小農(nóng)組織化程度，促使開展合作，解決的基本問題就是如何分?jǐn)傊Ц逗献鞯木薮蠼M織成本。因而，研究農(nóng)戶小型水利設(shè)施支付行為，對(duì)于解決上述問題具有重要意義。

國內(nèi)對(duì)農(nóng)村小型水利設(shè)施農(nóng)戶合作供給行為的研究，主要關(guān)注支付意愿影響因素。朱紅根[2]運(yùn)用江西619戶種糧大戶數(shù)據(jù)分析得出種稻收益、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)等因素對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿有顯著影響；張兵等[3]引入非農(nóng)勞動(dòng)力占家庭勞動(dòng)力比例變量分析農(nóng)戶投資意愿；崔寶玉等選取農(nóng)戶職業(yè)、農(nóng)業(yè)收入占家庭收入比重以及農(nóng)戶家庭年收入研究支付意愿[4]；譚向勇[5]分析得出影響意愿投資比例的因素主要有農(nóng)戶年齡、人均耕地面積和家庭收入。

上述研究在一定程度上揭示了農(nóng)戶合作供給小型水利設(shè)施的影響因素，但將社會(huì)資本引入小型水利設(shè)施供給的實(shí)證分析相對(duì)薄弱。在具有“地緣社會(huì)”和“親緣社會(huì)”典型特點(diǎn)的中國農(nóng)村，社會(huì)資本能將分散的農(nóng)戶連接起來，對(duì)合作供給過程中農(nóng)戶支付行為產(chǎn)生影響。經(jīng)濟(jì)學(xué)家試圖用社會(huì)資本解釋集體行動(dòng)選擇困境，認(rèn)為社會(huì)資本能夠促進(jìn)集體行動(dòng)實(shí)現(xiàn)[6～10]。由此可見，社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶合作供給行為的影響是研究農(nóng)村小型水利合作供給不可缺少的部分。

本文基于現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望和社會(huì)參與角度考察農(nóng)戶社會(huì)資本。通過實(shí)地調(diào)查資料，分析農(nóng)戶社會(huì)資本特征及不同維度對(duì)農(nóng)戶支付意愿和支付金額的影響，試圖揭示社會(huì)資本及結(jié)構(gòu)影響農(nóng)戶支付行為決策的內(nèi)在機(jī)理，為解決農(nóng)村公共物品供給困境提供相關(guān)決策參考。

2 模型說明與變量選擇

2.1 模型說明

農(nóng)戶支付行為研究變量多呈常態(tài)分布，無法徹底避免樣本偏差。Heckman樣本選擇模型可以解決此問題。因此，本文首先采用Heckman選擇模型對(duì)樣本選擇性偏差進(jìn)行檢驗(yàn)，然后運(yùn)用Heckman兩階段模型對(duì)小型水利設(shè)施建設(shè)農(nóng)戶支付意愿和支付全額進(jìn)行估計(jì)，識(shí)別影響農(nóng)戶支付決策行為的主要因素。

（1）Heckman樣本選擇性偏差檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

假設(shè)y為因變量，X為自變量向量矩陣，β為系數(shù)向量矩陣，模型的一般形式為：

y=Xβ+μ1 （1）

選擇方程：設(shè)Z為自變量向量矩陣，g為系數(shù)向量矩陣

當(dāng)Zg+μ2>0時(shí)，y可以被觀察到，其中：μ1～（0，δ），μ2～（0，1），corr（μ1，μ2）=ρ。

結(jié)果方程：

y=Xβ+λα+μ（2）

其中， λ稱為逆Mills比，具體公式為：

λ=φ（-Zg/σ0）Φ（Zg/σ0），φ和Φ分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的密度函數(shù)和分布函數(shù)。用Probit方法估計(jì)g和σ0，然后代入式（2）進(jìn)行估計(jì)，運(yùn)用Heckman模型進(jìn)行樣本選擇性偏差檢驗(yàn)，可通過逆mills比（λ）估計(jì)值的顯著性判斷是否存在樣本選擇性偏差問題。如果逆mills比估計(jì)值的P值是顯著的，則存在樣本選擇性偏誤；如果P值不顯著，則不存在樣本選擇性偏誤[11]。

（2）支付意愿決策模型

probit模型用來估計(jì)二分類選擇變量模型，公式如下：

P（y=1|X）=G（β0+βiX）（3）

式（3）中，因變量y為農(nóng)戶的支付意愿，如果選擇支付，則因變量取值為1，不愿意支付則為0。β0為常數(shù)項(xiàng)，X為自變量，是包括多個(gè)因素的解釋變量，βi是第i個(gè)解釋變量變化對(duì)y的影響程度。農(nóng)戶愿意支付概率P是解釋變量X的一個(gè)線性函數(shù)，被稱為響應(yīng)概率。G（*）是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)。

（3）支付金額決策模型

Tobit模型用來估計(jì)受限因變量，因農(nóng)戶支付金額數(shù)據(jù)為連續(xù)變量，且有部分?jǐn)?shù)據(jù)為0，可以用Tobit模型估計(jì)。模型如下：

y*i=β0+βiX+μ（4）

其中，因變量y為農(nóng)戶的支付金額，β0為常數(shù)項(xiàng)，X為自變量，是包括多個(gè)因素的解釋變量，βi是第i個(gè)解釋變量變化對(duì)x的影響程度，μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.2 變量選擇

在借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)成果的基礎(chǔ)上，本文選擇主要變量為：農(nóng)戶個(gè)體特征：年齡、職務(wù)、是否務(wù)農(nóng)、受教育程度；農(nóng)戶家庭特征變量：家庭人口、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口、非農(nóng)就業(yè)人數(shù)、家庭收入；種植特征：農(nóng)戶灌溉面積；農(nóng)戶社會(huì)資本特征變量：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)聲望、社會(huì)參與；制度變量：政府補(bǔ)貼、政府投入力度；農(nóng)戶社區(qū)環(huán)境變量：對(duì)現(xiàn)有小型水利設(shè)施是否滿意、是否存在偷水現(xiàn)象、是否存在用水糾紛。

具體變量說明及預(yù)期假設(shè)如表1所示。

3 數(shù)據(jù)說明

本數(shù)據(jù)來自西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院研究生2011年4月至6月的實(shí)地問卷調(diào)查。調(diào)查方法為分層隨機(jī)抽樣方法。此次調(diào)查區(qū)域?yàn)樾屡d鎮(zhèn)、渠岸鄉(xiāng)、高渠鄉(xiāng)、徐木鄉(xiāng)、嵯峨鄉(xiāng)5個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)20個(gè)村，共計(jì)500個(gè)農(nóng)戶。調(diào)查形式為入戶調(diào)查。本次調(diào)查共發(fā)放問卷500份，回收有效問卷370份，問卷有效率74%。

3.1 樣本分布統(tǒng)計(jì)

表2統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明：有61.08%的農(nóng)戶愿意支付小型水利設(shè)施建設(shè)費(fèi)用。在愿意支付金額中，大部分人在200元以下，僅有3.5%的人愿意支付千元以上。

3.2 農(nóng)戶的社會(huì)資本特征

關(guān)于社會(huì)資本尚未形成一致性的認(rèn)識(shí)，目前比較流行的觀點(diǎn)有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)說、社會(huì)信任說和社會(huì)參與說。社會(huì)資本實(shí)質(zhì)上是網(wǎng)絡(luò)資源、信任、聲望和參與的組合[12]。本文用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)參與和社會(huì)聲望4個(gè)方面代表社會(huì)資本。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)反映社會(huì)成員的構(gòu)成關(guān)系及利用這種關(guān)系可動(dòng)用的資源。農(nóng)戶在遇到困難時(shí)能夠幫上忙的人數(shù)與農(nóng)戶平時(shí)聯(lián)系的人數(shù)的比率考察農(nóng)戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)差異。農(nóng)戶間社會(huì)網(wǎng)絡(luò)差異較大，35.41%的農(nóng)戶集中在0.3～0.5，幾乎1/3農(nóng)戶可動(dòng)用資源規(guī)模較??；社會(huì)信任反映社會(huì)成員間信任程度，調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：2.96%的被調(diào)查者選擇非常不信任，32.35%的被調(diào)查者選擇比較不信任，49.87%的被調(diào)查者選擇一般，12.13%的被調(diào)查者選擇比較信任，2.7%的被調(diào)查者選擇非常信任；社會(huì)聲望考察的是村民在長期交往過程中形成的權(quán)威關(guān)系，29.35%的被調(diào)查者選擇從不，41.85%的被調(diào)查者選擇偶爾，22.55%的農(nóng)戶選擇一般，只有6.25%的被調(diào)查者選擇經(jīng)常；社會(huì)參與反映農(nóng)戶權(quán)利的自我表達(dá)，16.67%的農(nóng)戶從不參加村中活動(dòng)，30.98%的農(nóng)戶偶爾參加村中集體事務(wù)，28.8%的農(nóng)戶參與程度一般，25.54%的農(nóng)戶經(jīng)常參加村中集體事務(wù)。

表1 變量解釋及對(duì)決策行為的影響假設(shè)

注：“+”代表正相關(guān)顯著；“-”代表負(fù)相關(guān)顯著；“？”代表對(duì)影響的方向不明確

4 實(shí)證結(jié)果分析

由于使用微觀調(diào)查資料研究農(nóng)戶支付行為，常常存在選擇性偏差問題，因此，在進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)，首先需要檢驗(yàn)是否存在樣本選擇性偏差，如果不存在樣本選擇性偏差，則可直接進(jìn)行模型估計(jì)。本文運(yùn)用Heckman樣本選擇模型對(duì)樣本選擇性偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。

表2 樣本的分布情況

4.1 樣本選擇性偏差檢驗(yàn)

樣本選擇性偏差檢驗(yàn)結(jié)果中逆mills比的估計(jì)值λ的P值為0.466，未能通過顯著性檢驗(yàn)，這表明該樣本不存在選擇性偏差問題，無需糾偏，可直接進(jìn)行估計(jì)。

4.2 樣本兩階段模型

運(yùn)用兩階段模型對(duì)農(nóng)戶支付行為估計(jì)結(jié)果如表3。模型估計(jì)通過了顯著性檢驗(yàn)，偽判決系數(shù)小于1，估計(jì)結(jié)果具有較好的解釋力。結(jié)果表明：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)參與是影響小型水利設(shè)施支付意愿的關(guān)鍵因素，社會(huì)信任和社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)的意愿支付金額具有顯著影響。此外，農(nóng)戶支付行為還受農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭特征、種植特征、農(nóng)戶社會(huì)資本特征、制度因素和社區(qū)環(huán)境特征等因素的影響。

表3 支付行為估計(jì)結(jié)果

注：“***”、“**”、“*”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

（1）農(nóng)戶個(gè)體特征。農(nóng)戶年齡和受教育程度通過10%顯著水平檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，意味著農(nóng)戶年齡和受教育程度對(duì)農(nóng)戶小型水利支付意愿具有負(fù)向影響，與預(yù)期不一致。可能是由于農(nóng)戶年齡越大，思想越保守，越不愿意參與；農(nóng)戶受教育程度與支付愿意呈負(fù)向關(guān)系，可能由于農(nóng)戶受教育程度高，越有機(jī)會(huì)從事非農(nóng)行業(yè)，所以對(duì)小型水利設(shè)施建設(shè)支付意愿不大。

（2）農(nóng)戶家庭特征。家庭人口、家庭收入通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明家庭人口和收入是影響支付行為的重要因素。家庭人口越多，口糧保障對(duì)家庭越重要，農(nóng)戶試圖通過參與小型水利設(shè)施建設(shè)投資來提高糧食產(chǎn)量；農(nóng)戶家庭收入越高，意味著農(nóng)戶越有經(jīng)濟(jì)能力參與小型水利設(shè)施建設(shè)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口通過5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.281，表明農(nóng)戶支付意愿與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口呈反向作用關(guān)系，可能的原因是勞動(dòng)力較多時(shí)，容易解決用水問題，支付意愿較低。在支付金額方面，家庭人口和家庭收入分別通過1%和5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)都為正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，農(nóng)戶愿意支付金額越高，但邊際貢獻(xiàn)較小，家庭人口每增加1人，農(nóng)戶愿意多支付0.013元，家庭收入增加帶來的支付金額的增加幅度則微乎其微。

（3）農(nóng)戶種植特征。農(nóng)戶擁有的灌溉面積處于5%顯著性水平檢驗(yàn)，且方向?yàn)檎项A(yù)期，表明農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，農(nóng)戶支付意愿越強(qiáng)烈。在意愿支付金額方面，灌溉面積通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，意味著灌溉面積每增加10%，農(nóng)戶意愿支付金額增加27%。農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，對(duì)小型水利設(shè)施的依賴程度越高，支付意愿越強(qiáng)烈，意愿支付額也就越多。

（4）農(nóng)戶社會(huì)資本特征。在支付意愿方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，農(nóng)戶越不愿意參與。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，意味著資源動(dòng)員能力越強(qiáng)，有可能通過其他手段解決用水問題；社會(huì)信任通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明農(nóng)戶間社會(huì)信任程度越高，農(nóng)戶支付愿意越強(qiáng)，這是因?yàn)檗r(nóng)戶間的信任降低了參與后失信導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本，加速合作實(shí)現(xiàn)；社會(huì)參與處于5%顯著性水平，方向?yàn)檎?，表明農(nóng)戶社會(huì)參與程度越高，支付意愿越強(qiáng)。農(nóng)戶參與程度越高，意味著農(nóng)戶的權(quán)利訴求得到了很好的表達(dá)，對(duì)農(nóng)戶支付意愿有正向激勵(lì)作用。在支付金額方面，社會(huì)信任和社會(huì)參與通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)戶社會(huì)信任程度和對(duì)集體事務(wù)參與程度越高，農(nóng)戶愿意支付金額越多。社會(huì)信任和社會(huì)參與程度每增加1%，農(nóng)戶愿意支付的金額分別增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府補(bǔ)貼通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，與預(yù)期一致，意味著政府補(bǔ)貼具有較強(qiáng)的激勵(lì)效果。政府投入力度未能通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明與農(nóng)戶的支付行為關(guān)系不大。

（6）農(nóng)村社區(qū)環(huán)境。水利設(shè)施的滿意度處于1%的負(fù)向顯著性水平，符合預(yù)期假設(shè)。農(nóng)戶對(duì)水利設(shè)施的滿意度越高，意味著現(xiàn)有水利設(shè)施基本能夠滿足農(nóng)戶的灌溉用水需求，農(nóng)戶支付意愿較低。是否偷水在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)村社區(qū)存在的偷水現(xiàn)象越嚴(yán)重，農(nóng)戶的用水成本越高，農(nóng)戶越愿意通過小型水利設(shè)施的建設(shè)，降低用水成本。在支付金額方面，水利設(shè)施的滿意度通過1%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)；是否偷水通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正；二者邊際效應(yīng)分別為-0.063和0.11，說明水利設(shè)施的滿意度和是否偷水是影響支付金額的關(guān)鍵因素。此外，農(nóng)戶用水糾紛未通過顯著性檢驗(yàn)，但符號(hào)為正，表明用水糾紛對(duì)農(nóng)戶支付行為具有正向影響但效果不明顯。

5 結(jié)論與建議

利用陜西省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于社會(huì)資本視角，考察了農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為及影響因素。實(shí)證結(jié)果表明：社會(huì)資本是影響農(nóng)戶支付行為的重要因素，社會(huì)信任程度每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5%，農(nóng)戶意愿支付金額增加4.2%；社會(huì)參與每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5.2%，農(nóng)戶意愿支付金額增加3.7%。此外，農(nóng)戶支付行為還受到家庭人口、家庭收入、灌溉面積、水利設(shè)施滿意度和是否偷水的影響。

本文表現(xiàn)的政策含義是激勵(lì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為要充分重視社會(huì)資本的重要作用，利用農(nóng)村社區(qū)內(nèi)部“熟人社會(huì)”網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，加強(qiáng)成本分?jǐn)偟谋O(jiān)督力度，權(quán)衡責(zé)任，降低合作的交易成本。因此，政府應(yīng)在激發(fā)農(nóng)戶交流、促進(jìn)農(nóng)戶信任、重視農(nóng)戶參與集體活動(dòng)等方面創(chuàng)造有利條件和優(yōu)越環(huán)境，幫助農(nóng)戶培育社會(huì)資本。同時(shí)，宣傳用水文明，及時(shí)協(xié)調(diào)和解決農(nóng)戶用水糾紛也是提高農(nóng)戶參與積極性的重要手段。

參考文獻(xiàn)：

[1]賀雪峰，羅興佐.論農(nóng)村公共物品供給中的均衡[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2006（1）：62-69.

[2]朱紅根，翁貞林，康蘭媛.農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的理論與實(shí)證分析——基于江西省619戶種糧大戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)[J].自然資源學(xué)報(bào)，2010（4）：539-545.

[3]張兵，孟德鋒，劉文俊，方金兵.農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響因素分析——基于蘇北地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009（2）：66-72.

[4]崔寶玉，張忠根.農(nóng)村公共產(chǎn)品農(nóng)戶供給行為的影響因素分析——基于嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)的理論分析框架[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（1）：25-31.

[5]劉力，譚向勇.糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（12）：32-36.

[6]Coleman J S. Social Capital in the Creation of Human Capital[J]. American Journal of Sociology，1988（ 94）：95–120.

[7]Durlauf S N， M Fafchamps[N]. Social Capital. NBER. Working Paper，2004.10485.

[8]埃莉諾·奧斯特羅姆.公共事物的治理之道[M].上海：上海三聯(lián)書店，2000.1-145.

[9]賀雪峰.熟人社會(huì)的行動(dòng)邏輯[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2004（1）： 5-7.

[10]陳宇峰，胡曉群.國家、社群與轉(zhuǎn)型期中國農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給——一個(gè)交易成本政治學(xué)的研究視角[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007（2）： 43-51.

[11]曹乾，杜雯雯.健康的就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)：基于Heckman模型的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010（1）：134-138.

[12]陸遷，王昕.社會(huì)資本綜述及分析框架[J].商業(yè)研究，2012（2）：141-145.

[13]王瑜.養(yǎng)豬戶的藥物添加劑使用行為及其影響因素分析——基于江蘇省542戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（5）：46-55.

（責(zé)任編輯：冉春紅）

4 實(shí)證結(jié)果分析

由于使用微觀調(diào)查資料研究農(nóng)戶支付行為，常常存在選擇性偏差問題，因此，在進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)，首先需要檢驗(yàn)是否存在樣本選擇性偏差，如果不存在樣本選擇性偏差，則可直接進(jìn)行模型估計(jì)。本文運(yùn)用Heckman樣本選擇模型對(duì)樣本選擇性偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。

表2 樣本的分布情況

4.1 樣本選擇性偏差檢驗(yàn)

樣本選擇性偏差檢驗(yàn)結(jié)果中逆mills比的估計(jì)值λ的P值為0.466，未能通過顯著性檢驗(yàn)，這表明該樣本不存在選擇性偏差問題，無需糾偏，可直接進(jìn)行估計(jì)。

4.2 樣本兩階段模型

運(yùn)用兩階段模型對(duì)農(nóng)戶支付行為估計(jì)結(jié)果如表3。模型估計(jì)通過了顯著性檢驗(yàn)，偽判決系數(shù)小于1，估計(jì)結(jié)果具有較好的解釋力。結(jié)果表明：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)參與是影響小型水利設(shè)施支付意愿的關(guān)鍵因素，社會(huì)信任和社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)的意愿支付金額具有顯著影響。此外，農(nóng)戶支付行為還受農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭特征、種植特征、農(nóng)戶社會(huì)資本特征、制度因素和社區(qū)環(huán)境特征等因素的影響。

表3 支付行為估計(jì)結(jié)果

注：“***”、“**”、“*”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

（1）農(nóng)戶個(gè)體特征。農(nóng)戶年齡和受教育程度通過10%顯著水平檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，意味著農(nóng)戶年齡和受教育程度對(duì)農(nóng)戶小型水利支付意愿具有負(fù)向影響，與預(yù)期不一致?？赡苁怯捎谵r(nóng)戶年齡越大，思想越保守，越不愿意參與；農(nóng)戶受教育程度與支付愿意呈負(fù)向關(guān)系，可能由于農(nóng)戶受教育程度高，越有機(jī)會(huì)從事非農(nóng)行業(yè)，所以對(duì)小型水利設(shè)施建設(shè)支付意愿不大。

（2）農(nóng)戶家庭特征。家庭人口、家庭收入通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明家庭人口和收入是影響支付行為的重要因素。家庭人口越多，口糧保障對(duì)家庭越重要，農(nóng)戶試圖通過參與小型水利設(shè)施建設(shè)投資來提高糧食產(chǎn)量；農(nóng)戶家庭收入越高，意味著農(nóng)戶越有經(jīng)濟(jì)能力參與小型水利設(shè)施建設(shè)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口通過5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.281，表明農(nóng)戶支付意愿與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口呈反向作用關(guān)系，可能的原因是勞動(dòng)力較多時(shí)，容易解決用水問題，支付意愿較低。在支付金額方面，家庭人口和家庭收入分別通過1%和5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)都為正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，農(nóng)戶愿意支付金額越高，但邊際貢獻(xiàn)較小，家庭人口每增加1人，農(nóng)戶愿意多支付0.013元，家庭收入增加帶來的支付金額的增加幅度則微乎其微。

（3）農(nóng)戶種植特征。農(nóng)戶擁有的灌溉面積處于5%顯著性水平檢驗(yàn)，且方向?yàn)檎项A(yù)期，表明農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，農(nóng)戶支付意愿越強(qiáng)烈。在意愿支付金額方面，灌溉面積通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，意味著灌溉面積每增加10%，農(nóng)戶意愿支付金額增加27%。農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，對(duì)小型水利設(shè)施的依賴程度越高，支付意愿越強(qiáng)烈，意愿支付額也就越多。

（4）農(nóng)戶社會(huì)資本特征。在支付意愿方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，農(nóng)戶越不愿意參與。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，意味著資源動(dòng)員能力越強(qiáng)，有可能通過其他手段解決用水問題；社會(huì)信任通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明農(nóng)戶間社會(huì)信任程度越高，農(nóng)戶支付愿意越強(qiáng)，這是因?yàn)檗r(nóng)戶間的信任降低了參與后失信導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本，加速合作實(shí)現(xiàn)；社會(huì)參與處于5%顯著性水平，方向?yàn)檎砻鬓r(nóng)戶社會(huì)參與程度越高，支付意愿越強(qiáng)。農(nóng)戶參與程度越高，意味著農(nóng)戶的權(quán)利訴求得到了很好的表達(dá)，對(duì)農(nóng)戶支付意愿有正向激勵(lì)作用。在支付金額方面，社會(huì)信任和社會(huì)參與通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)戶社會(huì)信任程度和對(duì)集體事務(wù)參與程度越高，農(nóng)戶愿意支付金額越多。社會(huì)信任和社會(huì)參與程度每增加1%，農(nóng)戶愿意支付的金額分別增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府補(bǔ)貼通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，與預(yù)期一致，意味著政府補(bǔ)貼具有較強(qiáng)的激勵(lì)效果。政府投入力度未能通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明與農(nóng)戶的支付行為關(guān)系不大。

（6）農(nóng)村社區(qū)環(huán)境。水利設(shè)施的滿意度處于1%的負(fù)向顯著性水平，符合預(yù)期假設(shè)。農(nóng)戶對(duì)水利設(shè)施的滿意度越高，意味著現(xiàn)有水利設(shè)施基本能夠滿足農(nóng)戶的灌溉用水需求，農(nóng)戶支付意愿較低。是否偷水在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)村社區(qū)存在的偷水現(xiàn)象越嚴(yán)重，農(nóng)戶的用水成本越高，農(nóng)戶越愿意通過小型水利設(shè)施的建設(shè)，降低用水成本。在支付金額方面，水利設(shè)施的滿意度通過1%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)；是否偷水通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正；二者邊際效應(yīng)分別為-0.063和0.11，說明水利設(shè)施的滿意度和是否偷水是影響支付金額的關(guān)鍵因素。此外，農(nóng)戶用水糾紛未通過顯著性檢驗(yàn)，但符號(hào)為正，表明用水糾紛對(duì)農(nóng)戶支付行為具有正向影響但效果不明顯。

5 結(jié)論與建議

利用陜西省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于社會(huì)資本視角，考察了農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為及影響因素。實(shí)證結(jié)果表明：社會(huì)資本是影響農(nóng)戶支付行為的重要因素，社會(huì)信任程度每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5%，農(nóng)戶意愿支付金額增加4.2%；社會(huì)參與每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5.2%，農(nóng)戶意愿支付金額增加3.7%。此外，農(nóng)戶支付行為還受到家庭人口、家庭收入、灌溉面積、水利設(shè)施滿意度和是否偷水的影響。

本文表現(xiàn)的政策含義是激勵(lì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為要充分重視社會(huì)資本的重要作用，利用農(nóng)村社區(qū)內(nèi)部“熟人社會(huì)”網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，加強(qiáng)成本分?jǐn)偟谋O(jiān)督力度，權(quán)衡責(zé)任，降低合作的交易成本。因此，政府應(yīng)在激發(fā)農(nóng)戶交流、促進(jìn)農(nóng)戶信任、重視農(nóng)戶參與集體活動(dòng)等方面創(chuàng)造有利條件和優(yōu)越環(huán)境，幫助農(nóng)戶培育社會(huì)資本。同時(shí)，宣傳用水文明，及時(shí)協(xié)調(diào)和解決農(nóng)戶用水糾紛也是提高農(nóng)戶參與積極性的重要手段。

參考文獻(xiàn)：

[1]賀雪峰，羅興佐.論農(nóng)村公共物品供給中的均衡[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2006（1）：62-69.

[2]朱紅根，翁貞林，康蘭媛.農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的理論與實(shí)證分析——基于江西省619戶種糧大戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)[J].自然資源學(xué)報(bào)，2010（4）：539-545.

[3]張兵，孟德鋒，劉文俊，方金兵.農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響因素分析——基于蘇北地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009（2）：66-72.

[4]崔寶玉，張忠根.農(nóng)村公共產(chǎn)品農(nóng)戶供給行為的影響因素分析——基于嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)的理論分析框架[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（1）：25-31.

[5]劉力，譚向勇.糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（12）：32-36.

[6]Coleman J S. Social Capital in the Creation of Human Capital[J]. American Journal of Sociology，1988（ 94）：95–120.

[7]Durlauf S N， M Fafchamps[N]. Social Capital. NBER. Working Paper，2004.10485.

[8]埃莉諾·奧斯特羅姆.公共事物的治理之道[M].上海：上海三聯(lián)書店，2000.1-145.

[9]賀雪峰.熟人社會(huì)的行動(dòng)邏輯[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2004（1）： 5-7.

[10]陳宇峰，胡曉群.國家、社群與轉(zhuǎn)型期中國農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給——一個(gè)交易成本政治學(xué)的研究視角[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007（2）： 43-51.

[11]曹乾，杜雯雯.健康的就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)：基于Heckman模型的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010（1）：134-138.

[12]陸遷，王昕.社會(huì)資本綜述及分析框架[J].商業(yè)研究，2012（2）：141-145.

[13]王瑜.養(yǎng)豬戶的藥物添加劑使用行為及其影響因素分析——基于江蘇省542戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（5）：46-55.

（責(zé)任編輯：冉春紅）

4 實(shí)證結(jié)果分析

由于使用微觀調(diào)查資料研究農(nóng)戶支付行為，常常存在選擇性偏差問題，因此，在進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)，首先需要檢驗(yàn)是否存在樣本選擇性偏差，如果不存在樣本選擇性偏差，則可直接進(jìn)行模型估計(jì)。本文運(yùn)用Heckman樣本選擇模型對(duì)樣本選擇性偏差進(jìn)行檢驗(yàn)。

表2 樣本的分布情況

4.1 樣本選擇性偏差檢驗(yàn)

樣本選擇性偏差檢驗(yàn)結(jié)果中逆mills比的估計(jì)值λ的P值為0.466，未能通過顯著性檢驗(yàn)，這表明該樣本不存在選擇性偏差問題，無需糾偏，可直接進(jìn)行估計(jì)。

4.2 樣本兩階段模型

運(yùn)用兩階段模型對(duì)農(nóng)戶支付行為估計(jì)結(jié)果如表3。模型估計(jì)通過了顯著性檢驗(yàn)，偽判決系數(shù)小于1，估計(jì)結(jié)果具有較好的解釋力。結(jié)果表明：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任和社會(huì)參與是影響小型水利設(shè)施支付意愿的關(guān)鍵因素，社會(huì)信任和社會(huì)參與對(duì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)的意愿支付金額具有顯著影響。此外，農(nóng)戶支付行為還受農(nóng)戶個(gè)體特征、農(nóng)戶家庭特征、種植特征、農(nóng)戶社會(huì)資本特征、制度因素和社區(qū)環(huán)境特征等因素的影響。

表3 支付行為估計(jì)結(jié)果

注：“***”、“**”、“*”分別表示1%、5%和10%的顯著性水平

（1）農(nóng)戶個(gè)體特征。農(nóng)戶年齡和受教育程度通過10%顯著水平檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，意味著農(nóng)戶年齡和受教育程度對(duì)農(nóng)戶小型水利支付意愿具有負(fù)向影響，與預(yù)期不一致?？赡苁怯捎谵r(nóng)戶年齡越大，思想越保守，越不愿意參與；農(nóng)戶受教育程度與支付愿意呈負(fù)向關(guān)系，可能由于農(nóng)戶受教育程度高，越有機(jī)會(huì)從事非農(nóng)行業(yè)，所以對(duì)小型水利設(shè)施建設(shè)支付意愿不大。

（2）農(nóng)戶家庭特征。家庭人口、家庭收入通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明家庭人口和收入是影響支付行為的重要因素。家庭人口越多，口糧保障對(duì)家庭越重要，農(nóng)戶試圖通過參與小型水利設(shè)施建設(shè)投資來提高糧食產(chǎn)量；農(nóng)戶家庭收入越高，意味著農(nóng)戶越有經(jīng)濟(jì)能力參與小型水利設(shè)施建設(shè)。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口通過5%顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.281，表明農(nóng)戶支付意愿與農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口呈反向作用關(guān)系，可能的原因是勞動(dòng)力較多時(shí)，容易解決用水問題，支付意愿較低。在支付金額方面，家庭人口和家庭收入分別通過1%和5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)都為正，表明家庭人口越多，家庭收入越多，農(nóng)戶愿意支付金額越高，但邊際貢獻(xiàn)較小，家庭人口每增加1人，農(nóng)戶愿意多支付0.013元，家庭收入增加帶來的支付金額的增加幅度則微乎其微。

（3）農(nóng)戶種植特征。農(nóng)戶擁有的灌溉面積處于5%顯著性水平檢驗(yàn)，且方向?yàn)檎?，符合預(yù)期，表明農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，農(nóng)戶支付意愿越強(qiáng)烈。在意愿支付金額方面，灌溉面積通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，且符號(hào)為正，意味著灌溉面積每增加10%，農(nóng)戶意愿支付金額增加27%。農(nóng)戶擁有的灌溉面積越大，對(duì)小型水利設(shè)施的依賴程度越高，支付意愿越強(qiáng)烈，意愿支付額也就越多。

（4）農(nóng)戶社會(huì)資本特征。在支付意愿方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)，這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，農(nóng)戶越不愿意參與。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)越豐富，意味著資源動(dòng)員能力越強(qiáng)，有可能通過其他手段解決用水問題；社會(huì)信任通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，表明農(nóng)戶間社會(huì)信任程度越高，農(nóng)戶支付愿意越強(qiáng)，這是因?yàn)檗r(nóng)戶間的信任降低了參與后失信導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)和監(jiān)督成本，加速合作實(shí)現(xiàn)；社會(huì)參與處于5%顯著性水平，方向?yàn)檎砻鬓r(nóng)戶社會(huì)參與程度越高，支付意愿越強(qiáng)。農(nóng)戶參與程度越高，意味著農(nóng)戶的權(quán)利訴求得到了很好的表達(dá)，對(duì)農(nóng)戶支付意愿有正向激勵(lì)作用。在支付金額方面，社會(huì)信任和社會(huì)參與通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)戶社會(huì)信任程度和對(duì)集體事務(wù)參與程度越高，農(nóng)戶愿意支付金額越多。社會(huì)信任和社會(huì)參與程度每增加1%，農(nóng)戶愿意支付的金額分別增加4.2%和3.7%。

（5）制度因素。政府補(bǔ)貼通過10%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，與預(yù)期一致，意味著政府補(bǔ)貼具有較強(qiáng)的激勵(lì)效果。政府投入力度未能通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明與農(nóng)戶的支付行為關(guān)系不大。

（6）農(nóng)村社區(qū)環(huán)境。水利設(shè)施的滿意度處于1%的負(fù)向顯著性水平，符合預(yù)期假設(shè)。農(nóng)戶對(duì)水利設(shè)施的滿意度越高，意味著現(xiàn)有水利設(shè)施基本能夠滿足農(nóng)戶的灌溉用水需求，農(nóng)戶支付意愿較低。是否偷水在1%水平下通過顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正，意味著農(nóng)村社區(qū)存在的偷水現(xiàn)象越嚴(yán)重，農(nóng)戶的用水成本越高，農(nóng)戶越愿意通過小型水利設(shè)施的建設(shè)，降低用水成本。在支付金額方面，水利設(shè)施的滿意度通過1%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為負(fù)；是否偷水通過5%顯著性檢驗(yàn)，符號(hào)為正；二者邊際效應(yīng)分別為-0.063和0.11，說明水利設(shè)施的滿意度和是否偷水是影響支付金額的關(guān)鍵因素。此外，農(nóng)戶用水糾紛未通過顯著性檢驗(yàn)，但符號(hào)為正，表明用水糾紛對(duì)農(nóng)戶支付行為具有正向影響但效果不明顯。

5 結(jié)論與建議

利用陜西省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，基于社會(huì)資本視角，考察了農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為及影響因素。實(shí)證結(jié)果表明：社會(huì)資本是影響農(nóng)戶支付行為的重要因素，社會(huì)信任程度每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5%，農(nóng)戶意愿支付金額增加4.2%；社會(huì)參與每增加1%，農(nóng)戶支付意愿增加5.2%，農(nóng)戶意愿支付金額增加3.7%。此外，農(nóng)戶支付行為還受到家庭人口、家庭收入、灌溉面積、水利設(shè)施滿意度和是否偷水的影響。

本文表現(xiàn)的政策含義是激勵(lì)農(nóng)戶小型水利設(shè)施建設(shè)支付行為要充分重視社會(huì)資本的重要作用，利用農(nóng)村社區(qū)內(nèi)部“熟人社會(huì)”網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，加強(qiáng)成本分?jǐn)偟谋O(jiān)督力度，權(quán)衡責(zé)任，降低合作的交易成本。因此，政府應(yīng)在激發(fā)農(nóng)戶交流、促進(jìn)農(nóng)戶信任、重視農(nóng)戶參與集體活動(dòng)等方面創(chuàng)造有利條件和優(yōu)越環(huán)境，幫助農(nóng)戶培育社會(huì)資本。同時(shí)，宣傳用水文明，及時(shí)協(xié)調(diào)和解決農(nóng)戶用水糾紛也是提高農(nóng)戶參與積極性的重要手段。

參考文獻(xiàn)：

[1]賀雪峰，羅興佐.論農(nóng)村公共物品供給中的均衡[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2006（1）：62-69.

[2]朱紅根，翁貞林，康蘭媛.農(nóng)戶參與農(nóng)田水利建設(shè)意愿影響因素的理論與實(shí)證分析——基于江西省619戶種糧大戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)[J].自然資源學(xué)報(bào)，2010（4）：539-545.

[3]張兵，孟德鋒，劉文俊，方金兵.農(nóng)戶參與灌溉管理意愿的影響因素分析——基于蘇北地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2009（2）：66-72.

[4]崔寶玉，張忠根.農(nóng)村公共產(chǎn)品農(nóng)戶供給行為的影響因素分析——基于嵌入性社會(huì)結(jié)構(gòu)的理論分析框架[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009（1）：25-31.

[5]劉力，譚向勇.糧食主產(chǎn)區(qū)縣鄉(xiāng)政府及農(nóng)戶對(duì)小型農(nóng)田水利設(shè)施建設(shè)的投資意愿分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006（12）：32-36.

[6]Coleman J S. Social Capital in the Creation of Human Capital[J]. American Journal of Sociology，1988（ 94）：95–120.

[7]Durlauf S N， M Fafchamps[N]. Social Capital. NBER. Working Paper，2004.10485.

[8]埃莉諾·奧斯特羅姆.公共事物的治理之道[M].上海：上海三聯(lián)書店，2000.1-145.

[9]賀雪峰.熟人社會(huì)的行動(dòng)邏輯[J].華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會(huì)科學(xué)版），2004（1）： 5-7.

[10]陳宇峰，胡曉群.國家、社群與轉(zhuǎn)型期中國農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給——一個(gè)交易成本政治學(xué)的研究視角[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2007（2）： 43-51.

[11]曹乾，杜雯雯.健康的就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)：基于Heckman模型的檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010（1）：134-138.

[12]陸遷，王昕.社會(huì)資本綜述及分析框架[J].商業(yè)研究，2012（2）：141-145.

[13]王瑜.養(yǎng)豬戶的藥物添加劑使用行為及其影響因素分析——基于江蘇省542戶農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009（5）：46-55.

（責(zé)任編輯：冉春紅）