趙 燕，朱玉春

(西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊陵 712100)

我國是世界上總灌區(qū)面積最大的國家，占全世界的20%[1]，故農(nóng)業(yè)生產(chǎn)必須依賴于水利設(shè)施。被稱為農(nóng)田的“毛細(xì)血管”的小型農(nóng)田水利(下文簡(jiǎn)稱“小農(nóng)水”)設(shè)施具有排澇和抗旱的雙重作用，直接關(guān)系著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。但自20世紀(jì)70年代以來，我國小農(nóng)水出現(xiàn)了管護(hù)主體缺失、供給不足等現(xiàn)象，這在很大程度上阻礙了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展[2]。

在我國農(nóng)村社區(qū)，解決小農(nóng)水出現(xiàn)的問題的重要方式就是農(nóng)戶之間合作互助[3, 4]。然而，由于農(nóng)業(yè)收入占比較低和農(nóng)業(yè)比較收入效益低，許多農(nóng)戶都認(rèn)為“務(wù)農(nóng)一年不如打工一月”[5]，所以農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿并不強(qiáng)烈。另外，農(nóng)戶在“等、靠、要”的傳統(tǒng)觀念的影響下，即使對(duì)小農(nóng)水供給狀況不滿，也未能激勵(lì)其為改變現(xiàn)狀而積極參與小農(nóng)水供給中[6]。因此，引導(dǎo)并鼓勵(lì)農(nóng)戶積極地參與小農(nóng)水供給是解決小農(nóng)水供需不平衡的首要任務(wù)。

小農(nóng)水的公共物品特性決定了在其供給過程中組織的扶持的不可或缺性，組織的支持力度越大，農(nóng)戶投入壓力就越小，就越可能參與村集體共有的小農(nóng)水供給[7]。所以組織給予農(nóng)戶的組織支持越高，農(nóng)戶更加愿意參與小農(nóng)水的供給[3]。此外，Ostrom指出，社會(huì)信任低也會(huì)導(dǎo)致其所在地區(qū)公共品供給不足[8]，即社會(huì)信任程度低將會(huì)導(dǎo)致農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿也較低。故組織支持和社會(huì)信任是農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的重要影響因素。

組織支持理論的概念由美國心理學(xué)家艾森伯格等人基于互惠行為模式和社會(huì)交換理論提出，用來闡述成員對(duì)組織是否重視或關(guān)心他們的整體感知[9]。組織支持理論認(rèn)為成員如果感知到組織給予的情感或物質(zhì)支持，便會(huì)為實(shí)現(xiàn)組織的共同利益而努力[10-12]。艾森伯格等研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)組織在成員完成某個(gè)項(xiàng)目時(shí)提供支持(如情感或物質(zhì)支持)，成員感知到組織給予的組織支持程度越高，對(duì)組織的承諾水平也會(huì)增高，他們會(huì)努力工作來回報(bào)組織給予的支持[13]。凌文輇等將組織支持劃分為工具性支持和情感性支持兩個(gè)維度[14]。借鑒已有學(xué)者對(duì)組織支持的定義，本文將農(nóng)戶的組織支持定義為：農(nóng)戶在參與小農(nóng)水建設(shè)、使用、維護(hù)過程及生活中，所在村委會(huì)、村大隊(duì)以及農(nóng)戶可能參與的一些組織(如農(nóng)戶用水協(xié)會(huì)、合作社)提供的情感支持和工具支持。在中國農(nóng)村社區(qū)，村組織對(duì)農(nóng)戶的許諾以及許諾兌現(xiàn)的程度決定了村組織和農(nóng)戶之間的情感強(qiáng)度，因此，村組織提供的情感性和工具性支持對(duì)農(nóng)戶的行為有重要影響，農(nóng)戶若感知到村組織在小農(nóng)水供給過程中提供物質(zhì)或技術(shù)支持，對(duì)村組織的情感依附感就增強(qiáng)，進(jìn)而在小農(nóng)水供給中愿意投入更多。

農(nóng)戶社會(huì)信任定義為：在一定農(nóng)村社區(qū)內(nèi)，農(nóng)戶長期交往而形成的相互信任關(guān)系[15]，包括對(duì)親戚、家族成員的特殊信任和對(duì)非親族村民、村干部的一般信任2種類型。小農(nóng)水供給過程中，農(nóng)戶與組織管理者之間是一種委托-代理關(guān)系，如果農(nóng)戶與村組織之間相互信任，使得農(nóng)戶認(rèn)為參與小農(nóng)水供給有利于自身的利益，農(nóng)戶就會(huì)積極參與小農(nóng)水供給。社會(huì)信任是人際間走向合作的基礎(chǔ)[16]，社會(huì)信任能夠促進(jìn)集體行動(dòng)的形成[17, 18]。農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給過程中在何種程度上依賴于其他人的建議而采取行動(dòng)取決于其社會(huì)信任程度，這可約束農(nóng)戶在小農(nóng)水供給中的“搭便車”心理，進(jìn)而有助于提高農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給意愿[19]。蔡起華等(2015)指出社會(huì)信任每提高一個(gè)檔次，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給愿意的概率就提升6.9%[20]。

而農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給意愿不僅受到個(gè)人及家庭特征的影響，還受村莊特征的影響[21-24]，而以往的研究同時(shí)關(guān)注個(gè)體效應(yīng)和略組織效應(yīng)的很少，且目前研究組織支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響的文章鮮有，對(duì)在不同農(nóng)村社區(qū)環(huán)境下，組織支持和社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿影響的研究更是少之又少，這正是本文的創(chuàng)新之處。

1 模型構(gòu)建

由于調(diào)研數(shù)據(jù)具有多層結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，本文研究采用HLM分層模型，分別考慮村莊與農(nóng)戶2個(gè)層面的影響因素，揭示村組織與農(nóng)戶層面因素對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響。此外，由于農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿是典型的0-1分類變量，故本文在構(gòu)建分層模型時(shí)用logit作為連接函數(shù)。

1.1 零模型的構(gòu)建

根據(jù)研究需要，本文選擇村莊層及農(nóng)戶層2層模型進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)2個(gè)層次影響因素的差異是否是造成農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿差異的因素。零模型表達(dá)式如下。

Level-1:

prob(Wij)=φij

(3)

ηij=βij+εij

(3)

Level-2:

β0j=γ00+μ0j

(4)

式中：Level-1代表農(nóng)戶層；Level-2代表村莊層；Wij表示第j個(gè)村第i個(gè)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿，1代表愿意，0代表不愿意；φij表示農(nóng)戶愿意參與小農(nóng)水供給的概率；ηij代表“愿意”相對(duì)于“不愿意”的發(fā)生比對(duì)數(shù)，即logit連接函數(shù)的值；β0j代表第 個(gè)村莊的農(nóng)戶對(duì)小農(nóng)水供給意愿的均值；γ00代表總截距；εij、μ0j代表各層的隨機(jī)效應(yīng)項(xiàng)。

根據(jù)Level-1的方差分量[Var(εij)=σ21]和Level-2的方差分量[Var(εij)=σ22]，組間相關(guān)系數(shù)ICC(1)=σ21/(σ21+σ22)。σ22值越大，組間相關(guān)系數(shù)越大，level-2對(duì)因變量的影響越大，數(shù)據(jù)越適合用分層模型。

1.2 完整模型的構(gòu)建

Level-1:

prob(Wij)=φij

(7)

Level-2:

(9)

式中：Xpij代表level-1自變量；Z0qj、Mpsj為level-2的自變量；βpij為level-1自變量對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)；γ01j、γpsj分別為level-2自變量Z0qj、Mpsj對(duì)因變量的回歸系數(shù)；γp0為βpij的截距項(xiàng)；μpj為βpij的殘差項(xiàng)；其余符號(hào)意義同前。

2 數(shù)據(jù)來源、樣本描述及變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自課題組2016年10、11月的實(shí)地問卷調(diào)研。調(diào)查問卷分為村級(jí)問卷(包括村莊的基本信息和小農(nóng)水的供給狀況等)和戶級(jí)問卷(包括農(nóng)戶個(gè)人及家庭的基本情況、農(nóng)戶得到的組織支持、農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給情況、小農(nóng)水總體供給情況以及農(nóng)戶社會(huì)資本狀況等)。調(diào)查地點(diǎn)為內(nèi)蒙古和寧夏2個(gè)省。內(nèi)蒙古與寧夏位于黃河灌區(qū)的中上游，2個(gè)省的農(nóng)田灌溉條件差異較小，基本都采用渠灌方式。調(diào)研抽樣方式為：首先，在每個(gè)省挑選2個(gè)位于黃河灌區(qū)的縣；其次，依據(jù)各縣的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況和農(nóng)田水利供給狀況，隨機(jī)挑選10個(gè)村莊；最后，在每個(gè)村莊隨機(jī)挑選20個(gè)農(nóng)戶和1個(gè)村干部。故本次調(diào)研獲得40份村級(jí)問卷和800份戶級(jí)問卷。剔除無效樣本后，最終獲得40份村級(jí)有效問卷(由于村級(jí)問卷不涉及主觀性題目，且村干部或水利管理者對(duì)涉及村莊的相關(guān)問題的了解較清楚，故村級(jí)問卷無剔除)和791份農(nóng)戶級(jí)有效問卷，樣本的有效率分別為100%和98.88%。

2.2 樣本描述

(1)樣本村莊情況。課題組在內(nèi)蒙古選擇了烏拉特前旗和五原縣的20個(gè)樣本村；在寧夏選擇了平羅縣和賀蘭縣的20個(gè)樣本村。所調(diào)查的40個(gè)村莊都為普通村莊(指以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主、非城鎮(zhèn)政府駐地或位于城郊結(jié)合部的村莊)，收入來源主要為農(nóng)業(yè)收入。所調(diào)查村莊中，87.5%的村莊是非貧困村，且只有7個(gè)村莊有水利項(xiàng)目。從村莊規(guī)模來看，大多數(shù)村莊的規(guī)模較小，村組數(shù)在10組以上的僅占35.0%。樣本分布較均勻。

(2)樣本農(nóng)戶情況。在所調(diào)查的791戶農(nóng)戶中，有526名受訪者是戶主，男性受訪者所占比例較大，為63.6%，且50歲以上的農(nóng)戶占了65%，表明我國現(xiàn)階段的農(nóng)村社區(qū)人口普遍偏老齡化。農(nóng)戶受教育程度在小學(xué)及以下和初中的農(nóng)戶居多，占總數(shù)的90.4%。觀察所調(diào)查的樣本農(nóng)戶的家庭特征，得知5人以下的家庭占70.9%，家庭規(guī)模普遍較小，并且家庭的種植規(guī)模也不大，3.33 hm2(50畝)以上的僅占21.6%，家庭年總收入在10 萬元以下的農(nóng)戶占79.5%。表1為農(nóng)戶的基本情況統(tǒng)計(jì)描述。

2.3 變量選擇、含義及統(tǒng)計(jì)描述

研究農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿，不僅需要考慮農(nóng)戶層面的因素，而且還應(yīng)關(guān)注村莊環(huán)境的影響。首先，各個(gè)村莊環(huán)境不同，如村莊是否為貧困村、村委會(huì)距離鎮(zhèn)政府的距離、村莊規(guī)模、村莊密度、渠系建設(shè)情況等；再有，不同農(nóng)戶所感受到的組織支持以及對(duì)他人的社會(huì)信任均不同，因而不同農(nóng)戶對(duì)小農(nóng)水的供給意愿也存在差異。因此，研究農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給意愿，需考慮村莊和農(nóng)戶2個(gè)層面的影響。

表1 樣本農(nóng)戶的基本情況

村莊層選取了6個(gè)自變量(村莊是否為貧困村、鄉(xiāng)政府距離鎮(zhèn)政府的距離、村莊規(guī)模、村莊密度、農(nóng)業(yè)收入占比、渠道總長度、總社會(huì)信任)，具體的賦值及注釋見表2。從表2可知，所選的樣本村大多為非貧困村，且村莊規(guī)模也較小，平均值為9.53；鄉(xiāng)政府距離鎮(zhèn)政府的距離平均值為8.70 km；村莊密度較小(平均值為2.44)，不利于村莊內(nèi)農(nóng)戶之間的交流以及社會(huì)信任的形成；農(nóng)業(yè)收入占比平均值較大，為0.59，表明所調(diào)查的大多數(shù)農(nóng)戶家庭收入以農(nóng)業(yè)收入為主，進(jìn)而其對(duì)小農(nóng)水的依賴較強(qiáng)；各個(gè)村莊的渠道總長度的平均值為39.12 km。

農(nóng)戶層面選取了4大類主要變量：一是農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿；二是農(nóng)戶的基本信息，包括性別、年齡、受教育情況和健康狀況等；三是組織支持，借鑒艾森伯格等開發(fā)的組織支持感問卷以及凌文輇等編制了組織支持感問卷[1, 14]，結(jié)合中國農(nóng)村社區(qū)的特征，對(duì)上述2個(gè)量表的測(cè)量題項(xiàng)進(jìn)行了合理的修改，形成了本文的組織支持量表，共16個(gè)題項(xiàng)；四是農(nóng)戶的社會(huì)信任，包括對(duì)親戚、鄰居和朋友的特殊信任以及對(duì)非親族村民、村干部的一般信任2種類型共6個(gè)題項(xiàng)。具體的賦值含義及統(tǒng)計(jì)描述見表2。

將問卷中組織支持的16個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行因子分析，得到情感性支持因子、工具性支持因子，其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為0.630，組織支持的16項(xiàng)指標(biāo)的KMO值為0.931。同樣對(duì)社會(huì)信任的6個(gè)題項(xiàng)作因子分析，將社會(huì)信任分為特殊信任和一般信任2個(gè)因子其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為0.719，社會(huì)信任的KMO值為0.736。最后使用加權(quán)平均方法得到組織支持[(情感性支持×0.532+工具性支持×0.098)/0.630]和社會(huì)信任[(特殊信任×0.445+一般信任×0.274)/0.719]2個(gè)總因子變量得分。

表2 變量的選取、賦值及定義

注：由于篇幅原因，組織支持和社會(huì)信任的題項(xiàng)不一一羅列。

3 實(shí)證分析

3.1 零模型回歸結(jié)果分析

本文使用軟件HLM6.08對(duì)分層模型進(jìn)行估計(jì)，表3為零模型的估計(jì)結(jié)果。農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的村莊間差異為0.158，且顯著性水平為5%，村莊內(nèi)農(nóng)戶間差異為0.937，ICC(1)為0.144，表明農(nóng)戶參與小農(nóng)水的供給意愿的差異中有14.4%是由村莊間差異導(dǎo)致的，其余85.6%的差異來自村莊內(nèi)農(nóng)戶自身的因素。因此，本文在分析農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響因素時(shí)，將村莊特征變量納入模型，有助于提高參數(shù)估計(jì)結(jié)果的精確性。

表3 零模型估計(jì)結(jié)果

3.2 組織支持、社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水意愿的影響

從模型1、模型2、模型3、模型4的實(shí)證結(jié)果(見表4)可知：農(nóng)戶的性別、受教育程度、特殊信任、組織支持以及村莊特征中是否為貧困村、農(nóng)業(yè)收入占比均對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的正向影響，而村莊特征中鄉(xiāng)政府距鎮(zhèn)政府的距離和村莊規(guī)模對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的負(fù)向影響，其余變量無顯著的影響。

(1)組織支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響。模型1和模型2只考慮組織支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響。從模型1(只考慮組織支持總因子)的回歸結(jié)果可得出，組織支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的正向影響，且顯著性水平為1%，說明農(nóng)戶得到的組織支持程度高，參與供給的意愿就高。從模型2(分別考慮情感性支持和工具性支持的2個(gè)維度)的回歸結(jié)果可知，情感性支持和工具性支持均在1%的顯著性水平對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有正向影響，且相比于工具性支持，情感性支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響更顯著，這是由于農(nóng)戶對(duì)組織是否關(guān)心其生活或者小農(nóng)水更易感知。工具性支持程度越高，即村組織在農(nóng)戶修建、使用及維護(hù)小農(nóng)水時(shí)提供技術(shù)或物質(zhì)幫助越多，或者在其生活中提供的幫助越多，如為農(nóng)戶爭(zhēng)取財(cái)政補(bǔ)貼、提供技術(shù)人員定期維護(hù)小農(nóng)水，農(nóng)戶就越易感知到組織對(duì)小農(nóng)水的重視就越愿意在小農(nóng)水供給中投入更多；情感性支持越高，即組織對(duì)農(nóng)戶的生活給予的關(guān)心越多，如重視農(nóng)戶的用水需求，農(nóng)戶就能感知到組織的認(rèn)可和尊重，基于互惠行為模式和社會(huì)交換理論，農(nóng)戶就越愿意參與到小農(nóng)水供給中。

(2)農(nóng)戶的社會(huì)信任對(duì)其參與小農(nóng)水供給意愿的影響。模型3和模型4只考慮了社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響。從模型3(只考慮社會(huì)信任總因子)的回歸結(jié)果分析可知，農(nóng)戶的社會(huì)信任對(duì)其參與小農(nóng)水的供給意愿有顯著的正向影響。從模型4(分別考慮一般信任和特殊信任的2個(gè)維度)的回歸結(jié)果可知，農(nóng)戶的特殊信任對(duì)其參與小型農(nóng)田水設(shè)施的供給意愿具有顯著的正向影響，且在1%水平上達(dá)到統(tǒng)計(jì)顯著，而農(nóng)戶的一般信任對(duì)其參與小農(nóng)水供給意愿有正向的影響，但并不顯著。原因可能是農(nóng)戶在參與小農(nóng)水供給過程中，其參與意愿主要受到親戚、鄰居、朋友的影響，農(nóng)戶特殊信任程度越高，即對(duì)親戚、鄰居、朋友的信任程度越高，便會(huì)在很大程度上依靠他們的建議采取行動(dòng)，從而對(duì)于社區(qū)合作的價(jià)值的認(rèn)同就越高，越容易激勵(lì)農(nóng)戶參與到小農(nóng)水的供給中；而農(nóng)戶和其他村民以及村干部平時(shí)來往較少，故一般信任對(duì)農(nóng)戶的行動(dòng)意愿影響并不大。

表4 農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿實(shí)證分析結(jié)果

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

(3)農(nóng)戶基本特征對(duì)其參與小農(nóng)水供給意愿的影響。從模型1到模型4的回歸結(jié)果可知：農(nóng)戶的性別對(duì)其參與小農(nóng)水的供給意愿在1%的顯著性水平上有正向影響，說明男性比女性農(nóng)戶更愿意投入小農(nóng)水的建管護(hù)中；農(nóng)戶的受教育程度對(duì)其參與小農(nóng)水的供給意愿有顯著的正向影響，且顯著性水平為10%，原因?yàn)槭芙逃潭仍礁?，越容易接受新鮮事物，對(duì)農(nóng)村社區(qū)的相關(guān)政策越關(guān)注，進(jìn)而對(duì)個(gè)人利益與集體利益的相關(guān)性的理解更深層次，其參與小農(nóng)水供給的可能性就越大；而農(nóng)戶的年齡和健康狀況對(duì)其參與小農(nóng)水供給意愿分別有負(fù)向和正向的影響，但并不顯著。

(4)村莊特征對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響。是否為貧困村對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的正向影響，說明如果農(nóng)戶所在的村莊是貧困村，受到扶貧政策的激勵(lì)，其參與小農(nóng)水供給意愿比非貧困村農(nóng)戶參與意愿高；農(nóng)業(yè)收入占比對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有正向影響，農(nóng)戶所在的村莊農(nóng)業(yè)收入占總收入的比例越大，農(nóng)戶越依賴于小農(nóng)水，其參與小農(nóng)水供給意愿就越高；鄉(xiāng)政府距鎮(zhèn)政府的距離對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水的影響為負(fù)，并且在模型3與模型4中顯著。村委會(huì)距離鎮(zhèn)政府越遠(yuǎn)，上級(jí)政府對(duì)農(nóng)戶所在村莊的關(guān)注就可能越少，支持力度就越小，農(nóng)戶不易感知到上級(jí)政府對(duì)小農(nóng)水的重視，其參與供給的意愿也越??；村莊規(guī)模對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有負(fù)向的影響，且在模型1和模型2中顯著，規(guī)模大的群體相比于規(guī)模小的群體會(huì)出現(xiàn)諸多困境[25]，在規(guī)模大的村莊中，農(nóng)戶的行為對(duì)村莊集體的邊際影響較小，“搭便車”機(jī)會(huì)增多，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿就較低；村莊密度對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有負(fù)向影響，且只在模型3中顯著，村莊密度越大，村民居住越分散，農(nóng)戶之間互動(dòng)的機(jī)會(huì)減少，制約村莊內(nèi)部社會(huì)信任的形成和發(fā)展；渠道總長度對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有負(fù)向影響，且在模型3和模型4中顯著，渠道總長度越短，農(nóng)戶越需要小農(nóng)水，就會(huì)更加愿意參與到小農(nóng)水供給中。

3.3 社會(huì)信任與組織支持的交互作用

ICC(2)是指群體平均數(shù)的信度，其計(jì)算公式為：

ICC(2)=kICC(1)/[1+(k-1)ICC(1)]

(10)

式中：k為群體大小。

根據(jù)式(10)和ICC(1)的值，可得ICC(2)=0.779，大于0.500，這表明村莊層面的指標(biāo)變量用農(nóng)戶層面數(shù)據(jù)的組平均值表示的可信度較高，所以模型5村莊層的情感性支持和工具性支持是由農(nóng)戶層組織支持2個(gè)維度分別平均后得到的，進(jìn)而引入社會(huì)信任與組織支持2個(gè)維度的交互作用(社會(huì)信任與組織支持2個(gè)維度的乘積)。

從模型5的回歸結(jié)果分析可得：組織支持對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的正向影響，這與模型2得出的結(jié)果類似；而相比于模型3，社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響的顯著性及程度明顯提高，說明組織支持對(duì)社會(huì)信任與農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿之間的關(guān)系有一定的影響；從社會(huì)信任與情感性支持和工具性支持的交互作用來看，社會(huì)信任與工具性支持的交互系數(shù)不顯著，即說明工具性支持不影響社會(huì)信任與農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿之間的關(guān)系；而社會(huì)信任與情感性支持的交互系數(shù)顯著且為正，說明情感性支持正向影響社會(huì)信任與農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿之間的關(guān)系，其交互效果見圖1。在情感性支持較強(qiáng)的村莊，農(nóng)戶的社會(huì)信任與其參與小農(nóng)水供給意愿有正相關(guān)關(guān)系，隨著農(nóng)戶的社會(huì)信任程度增加，其參與小農(nóng)水供給意愿的增加趨勢(shì)較明顯；而在情感性支持較弱的村莊，雖然農(nóng)戶的社會(huì)信任與其參與小農(nóng)水供給意愿存在正相關(guān)關(guān)系，但隨著農(nóng)戶的社會(huì)信任程度增加，其參與小農(nóng)水供給意愿增加趨勢(shì)較平緩，這說明農(nóng)戶感知不到組織的情感性支持時(shí)，即使提高農(nóng)戶的社會(huì)信任程度，其參與小農(nóng)水供給意愿也不會(huì)明顯提高。

圖1 情感性支持與社會(huì)信任的交互作用

4 結(jié)論與政策啟示

本文以小農(nóng)水為研究對(duì)象，構(gòu)建分層模型，揭示了組織支持和社會(huì)信任如何影響農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿。主要結(jié)論如下。

(1)組織支持程度越高，農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿就越高，且農(nóng)戶更關(guān)注組織給予的情感性支持。

(2)農(nóng)戶的社會(huì)信任程度越高，其參與小農(nóng)水供給意愿就越強(qiáng)烈，且與一般信任相比，特殊信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿的影響更顯著。

(3)情感性支持與社會(huì)信任對(duì)農(nóng)戶參與小農(nóng)水供給意愿有顯著的跨層次交互效應(yīng)。

(4)由于扶貧政策對(duì)農(nóng)戶有較強(qiáng)的激勵(lì)效應(yīng)，貧困村的農(nóng)戶參與意愿比非貧困村的村民參與意愿高。農(nóng)戶所在村莊的農(nóng)業(yè)收入占總收入的比例越高，越依賴于小農(nóng)水，越愿意投入。

本文得出3點(diǎn)政策啟示。

(1)加強(qiáng)符合當(dāng)?shù)貙?shí)際的農(nóng)村社區(qū)文化的建設(shè)，如鄰里互助等，提高農(nóng)戶的社會(huì)信任程度，提高農(nóng)戶的社區(qū)合作的價(jià)值的認(rèn)同感。

(2)增強(qiáng)村組織的工具性支持和情感性支持能力，引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)戶積極參與小農(nóng)水供給中。

(3)村干部應(yīng)定期組織農(nóng)村公共品供給相關(guān)知識(shí)講座，讓農(nóng)戶充分認(rèn)識(shí)到公共品供給的重要性及自身和集體利益之間的關(guān)系，并在小農(nóng)水建設(shè)及使用過程中制定相應(yīng)的獎(jiǎng)懲制度。

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