农户参与式管理（精选9篇）
农户参与式管理 第1篇
关键词：小型水利工程,参与式管理,农户,激励机制
0 引 言
严重缺水已成为制约我国经济发展和困扰人民群众日常生活的重大问题,农业对水的依赖程度很高,培育新的农业生产能力,一个很重要的方面是改善农村的水利条件。随着时间的推移,我国近2 000多万处的小型水利工程,70%已进入老化失修、急需改造的状态,相当一部分工程由于得不到有效管理和及时维护,已不能发挥正常效益,成为病险工程,严重影响了农业发展和农民的饮水安全,成为我国农村建设和经济发展中最迫切需要解决的问题。《中共中央、国务院关于推进社会主义新农村建设的若干意见》明确提出在搞好重大水利工程建设的同时,引导农民自愿出资出劳,开展小型水利工程的建设与管理。农户是小型水利工程使用与管理的主体,农户参与是农村水利事业良性运行的必要条件,其参与态度、参与行为也必然关系到农业和农村经济的可持续发展。
在如何实现农民参与式管理方面,国外已经开展了不少有关的方法和理论,并取得了相应的阶段性成果[1,2,3]。学者们普遍认为,只有建立合理的参与机制,提高参与者的参与意识,才是实现最有效的参与式管理模式的途径[3,4]。关于我国小型水利工程管理问题,国内有些学者提出水利组织管理和农户维护使用是农村小型水利工程健康发展的核心部分[5,6],也是实现工程效益最大化的根本保证[7],但如何构建持续高效的小型水利工程的组织管理系统,最大程度地发挥农户参与管理的作用以及如何组织农户参与的管理体制和运行机制研究还较为缺乏。本文是在多重委托代理理论的框架下,借鉴环境社区参与的概念[8],利用集体行动逻辑的和社会交换理论来分析小型水利工程管理模式的农户参与机制。试从构成农户参与行为的可能影响因子入手,通过小型水利工程参与式管理系统设定下的分享制子系统,构建一种以农户参与为主的激励机制数理模型,并与实践结合对模型产生的命题进行验证,来进一步拓展参与式管理模式的应用研究领域。
1 小型水利工程参与式管理模式的理论分析
1.1 基于社会交换理论的农户参与
社会交换理论是指作为管理主体与被管理者之间的交往关系会出现一种具有社会特征的交换,这种关系可能会通过酬劳或满意度的交换机会促使被管理者来参与;反之,会引起被管理者的怀疑和憎恨。人际之间的一切社会交换始于社会吸引,社会交换活动的参与者同“经济人”有类似之处。
小型水利工程参与式管理是指农户基于水工程提供的服务是否满足其心理和体验的期望,来决策其参与行为,主要依赖于农户与水工程管理组织的交换关系。农户通过参与会与他们未参与的工程预期效益对比,如果农户的实际感知超过了未参与时的预期,例如通过参与在用水分配制度上更趋于公平,田地保证了灌溉,农户会产生积极的参与行为;反之,农户会降低其参与度,即使拥有参与意愿,但由于心理的社会交换预期不理性,决策会受诸多因素影响,并产生一系列连锁反应,导致农户参与意愿也会随之消失。这种交换关系不是静止的,是在一个动态的参与管理的背景下,农户会不断评价参与的交换结果,若他们认为结果有利于进一步的交换,将对水利工程管理的参与保持积极的态度,从而达到有效参与。
1.2 基于委托代理理论的农户参与
委托代理理论是制度经济学中的经典理论,它是泛指委托人和代理人之间涉及一种非对称信息的交易,这种信息不对称和相应发生的信息成本以及由此导致的逆向选择和道德风险效应会影响到市场机制的正常运行,也会影响到市场管理的均衡状态和效率。
小型水利工程参与式管理模式中,存在大量的由村委会(委托人)直接管理或委托给个体农户(承包)或农民用水者协会(代理人)来完成特定的工程管理工作(见图1)。在这样的管理活动中,由于信息不对称,农户参与可以利用某些控制权谋取个人利益或参与表面化,敷衍了事,这是目前我国农户参与小型水利工程管理最为典型的特点。如果村委会在委托管理的过程中可以全程监督农户的参与行为,农户作为工程管理的代理人,就不可能有利己行为发生,但这样做的结果要么成本过高,要么在实践中不可行,所以村委会委托后是无法完全观察到农户参与的行为,只有农户自己清楚自己参与的努力和工程发展情况。因此,村委会在委托管理时,必须通过考核评估和适当的激励机制来引发农户长期有效的参与。
2 小型水利工程参与式管理系统的构建
管理模式就是为实现组织目标而成立的由组织结构、规章制度、管理方法、组织文化、用人制度、分配方式等组合而成的综合管理系统。本文假设委托人为村委会,代理人为个体农户用水户(简称农户)。“个体”指农户参与管理在技术上是相互独立的,不存在外部性的影响。实际上,这是以一类以典型农户为代表的研究,但这种假设可使研究问题大大简化,并为研究更为复杂的农户参与问题打下良好的基础。
2.1 农户参与小型水利工程管理方式的分解
在小型水利工程投资一定的情况下,工程效益的提高主要依靠农户对小型水利工程的维护和管理参与,农户参与方式可分为报酬性参与和非报酬性参与两类,分别用X1和X2表示,且X1与X2之间相互独立。水工程管理的总效益-产出为Y,则生产函数为:
ε是均质为零的随机变量,故工程管理的期望效益为Y=f(X1,X2)+ε=X
2.2 小型水利工程管理系统的构成
参与式管理信息系统包括参与式-监督式-分享制3个子系统,其中参与式管理是指通过农村社会文化的建设、提高农户收入和相应的劳动力文化素质,使农户具有自我心理调节、自我管理、自我控制能力,从而提高农户参与管理意愿的子系统;监督式管理是指基于农户参与的考核标准,工程管理组织以加强监督和约束为主的子系统;分享制是指农户在保证基本补偿工程运行成本的基础上增加了收益分配制度。具体的分配方式采取减免工程承包(租赁)费、用水优先、股票期权、减免水费等不同的方式。
假定政府对小型水利工程管理系统的建设投资为R,其中监督式子系统投资为R1,参与式子系统投资为R2(如对用水者协会的补助资金),并进一步假定用于监督式子系统的最大可能投资为Rm1,用于参与式子系统的最大可能投资为Rm2。在参与式子系统中,投资会对农户参与产生外在的或内在的激励,无论是哪一种激励都会使农户获得管理成就感、自我实现感等高层次的心理满足,使他们感觉到参与的期望效益大于实际效益。这种效应可用心理激励效应系数η来进行反映。η与参与式系统的投资力度(R2/Rm2)和运行效率(ρ2)以及农民心理敏感系数(γ)有关,即η=ρ2γ(R2/Rm2),其中,0≤ρ2≤1;0≤γ≤1;0≤(R2/Rm2)≤1。监督式系统对农户不参与或搭便车给予监督并实施约束,设监督效率为ρ1(0≤ρ1≤1),农户搭便车的可能性为p=ρ1(R1/Rm1)(0≤p≤1)。如果约束系数为r,工程管理效益目标为Yp,当(Y/Yp)≥1时,r=0(0≤r≤1)。根据以上分析,农户参与工程管理的报酬收益函数为S(X1,X2),则农户搭便车的期望收益为 S(X1d,X2d)(1-p+rp)。
农户参与的报酬收益可采用分享制子系统实现,假设农户可以在补偿工程管理运行成本的基础上获得剩余收益的分享权力(这里指除去工程管理投资等成本的可剩余索取的部分,本文后面统称为工程管理效价,以区别于工程管理总绩效),农户参与分享系数为β(0≤β≤1),则农户参与分享的剩余收益为β(Y-R1-R2),小型水利工程管理的最大收益,即工程管理效价为:π=(1-β)(Y-R1-R2)。
2.3 参与式管理的理论模型构建
根据工程管理系统的建立,假设农户参与是风险中性的,为使工程管理效价最大化,可以建立以下优化机制下的农户模型。
目标函数:
约束条件,s.t IR:
上式中:XP代表农户参与的最低标准;下标d代表农户不参与或搭便车的情况,X1>X1d,X2>X2d;IR,IC分别代表参与约束条件和激励相容约束条件。
3 小型水利工程参与式管理的激励机制设计
小型水利工程参与式管理的理论模型能够很好地解释为什么农户迫切希望解决工程老化失修问题却一直陷于困境,却将解决责任归咎于政府。理论模型的核心和根源就是农户搭便车心理,为消除搭便车、逃避责任的农户行为,还需要设计一套更为合理的参与机制,在满足个体农户理性的前提下同时也达到集体理性,由非合作状态逐渐转向合作,使其在追求自身利益的情况下也能够达到小型水利工程可持续发展的状态。
根据理论模型(2)的一阶和二阶条件,小型水利工程管理的效益函数分别为:
从以上结果可以看出,不同参与方式的工程效益函数的一阶导数大于0,二阶导数均小于0,说明工程管理效益随着农户参与度的增加而增加,且增加的速度在逐渐降低。
在分享比例β和心理效应系数η一定的情况下,通过理论模型(2)的一阶条件,有:
分别以式(3)和式(4)不同参与管理方式的结果对β、η、λ、γ、R2、ρ2求一阶、二阶导数(证明从略),可得:
命题1 无论农户采取何种参与方式,随着农户报酬收益的增加,参与程度将会不断增加;但当农户选择非报酬性参与时,农户参与程度会出现先上升后下降的趋势。
命题2 无论农户选择何种参与方式,参与程度都会随着参与成本的增加而减少。
命题3 农户非报酬性参与将会随着对参与式子系统的投资(R2/Rm2)、工程管理效率ρ2以及农户质量特征γ的增加而增加。
命题4 如果工程管理的效益没有达到其核定目标,农户参与的报酬收益就会随之降低;工程管理效益水平越低,农户参与程度也就越低,受到的负面影响也就越大。
4 实证分析
4.1 样本来源与调查方法设计
调查样本来自作者对新疆、甘肃和宁夏西部地区29个(乡)村、灌区的实地调查,样本总体包括697个农户、116个政府人员和专家以及38份有关文件的查阅。其中,以农户问卷调查为主,被调查农户的选择全部按照随机抽样的方法确定。调查方法是通过课题组人员与农户一对一访谈,采用问卷、座谈和查阅相关文本文件的调查方式综合完成,调查时间为2006年9月～2007年9月。
4.2 问卷设计与虚拟变量的赋值
调查问卷主要由3部分组成。第一部分是农户的基本信息,包括农户所在地、性别、从事行业、家庭规模及用水情况等;第二部分主要考察农户对小型水利工程管理现状的看法,包括是否知道工程管理组织、组织管理中存在问题、水费管理等等;第三部分是农户对小型水利工程参与式管理模式改进的希望,其目的是通过农户参与意愿与机制设计相对应,包括工程管理组织如何产生、管理决策如何落实等问题。
需要说明的是,在统计中针对部分问题进行了虚拟变量的赋值,如“你是否对现有工程管理组织的工作满意?”的回答,很满意赋予1分,满意的赋予0.8分,较满意赋予0.6分,一般的赋予0.4分,不太满意的赋予0.2分,很不满意的赋予0分,同时在赋值时除了考虑该农户填报的情况以外,还要综合村委会对工程管理组织的评价。
4.3 指标选用与统计性描述
4.3.1 计算指标的选取
在指标选用的过程中,针对以上理论分析和问题间的逻辑关系,通过SPSS11.5对调研获得的14个参与性指标进行聚类及试算分析,最终将其聚为6类:农户对工程管理规章制度的了解程度(KNOW);农户对工程管理组织成立的关心程度(IMPO);农户对目前工程管理组织的满意程度(SATI);农户是否参与过相关管理决策(PART);农户用水者代表大会的落实情况(TRUE);如果落实,农户将参与的程度(REDA)。
4.3.2 模型设计与结果分析
为考察工程参与式管理机制设计的决定因素,本文分别测算KNOW、IMPO、SATI、PART、TRUE和REDA变量之间的相关系数,测算结果表明它们之间存在显著的相关关系。从调查整体结果来看,农户参与绩效应该与工程管理效益成正相关关系,但为了检验哪一种因素能提高工程管理效益,可以基于多元线性回归方程构建数学模型。考虑到农户参与对工程效益影响的多样性和群体性及我国农户参与水利管理实践还处于初始阶段,本文根据各指标变量的person相关系数构建以下4个线性回归计量经济模型:
为避免多重共线性,在模型中加入MODE1,MODE2两个虚拟变量,分别表示报酬性参与和非报酬性参与方式。由于因变量PART属于0,1虚拟变量,运用Logistic模型进行回归分析,而SATI、TRUE和REDA属于赋值后的数量指标,可运用最小二乘法(OLS)进行回归分析。回归结果如表1所示。
注:“*,**,***”分别在10%,5%,1%水平下显著(two-tails test)。
通过考察多元回归结果,可以判断出4个模型拟合效果较好,解释变量大多在1%水平下显著通过了检验。农户对目前工程管理组织的满意状况(参与绩效)显著地受农户对工程管理制度的认知水平和成立农户用水管理组织的关心程度(报酬收益)的影响,即农户对参与管理机制的认知水平越高以及对成立工程管理组织的关心程度越高,农户参与到工程管理组织的程度也会越高;农户是否参与工程管理决策(PART),显著地受农户对工程管理机制的认知水平(报酬收益)和目前管理组织工作的满意程度(参与绩效)的影响,且为正向影响;对管理制度的认知水平越高及管理组织工作越满意,农户参与的积极性就越高;用水者代表大会落实情况主要受农户对工程管理制度的认知水平和报酬性参与的影响,且负相关,深刻表明农户是参与成本与参与收益的比较来决定其参与程度;农户参与程度不仅受管理制度的认知水平和成立管理组织的关心程度(报酬收益)的影响,还可能在非报酬性参与上受用水者代表大会落实情况(投资力度)、对工程管理效果的满意程度(管理效率)以及是否曾经参加过管理决策的经历有关。
5 结 语
检验结果表明,农户对工程管理机制的认识水平、对成立工程管理组织的关心程度、是否参与过工程管理决策、用水者代表大会的落实情况以及管理组织的满意程度,都显著地影响农户参与水利管理的实施,并且以上的各种因素之间存在显著相关性且又有差异;从总体上看,农户对水利管理的参与程度不高;另外,报酬性参与和非报酬性参与对水利参与式管理也具有显著的差异性。据此,本文可总结为两个方面。
(1)农户缺乏合适的激励机制来参与工程的有效管理。
根据统计数据,TRUE-REDA的均值为0.266 8,并且显著不等于零。这表明用水者代表大会的落实情况对农户参与程度平均可以提高26. 68个百分点,这说明我国在水利管理过程中,农户参与缺乏合适的渠道。一方面是组织管理效率还不能完全满足农户参与的要求,另一方面是农户自身的兼业行为的影响而导致其无闲暇关心。另外,在参与中存在的激励不足或管理流于形式,也会造成农户对用水者代表大会的排斥。
(2)小型水利工程管理的农户参与机制。
农户受经济利益驱动性较强,倾向于报酬性参与,且随着报酬激励程度的高低,参与程度也会随之变化;而在非报酬参与方面,初始阶段农户在接受当地政府委托及组织的情况下,为实现农户自主管理的政策目标,农户的非报酬参与程度较高,但随着经济利益的驱动及参与成本的增加,农户非报酬性参与程度将会逐渐降低,直至不参与。
针对以上两点结论,政府一方面要加强农户参与的管理意识,让农户充分认识自主管理的必要性,另一方面也要时刻关注农户参与的过程中的行为变化,并深入分析,对症下药,切实保证农户自主管理的有效性。在参与式-监督式子系统中,政府或水利管理部门要给予用水者协会或其他工程管理组织一定的财政支持,并依据目标考核对其进行正负面激励。对农户参与行为不仅需要给予财政的支持,还需要通过监督机制的设计对农户搭便车行为进行约束,增加农户参与小型水利工程管理的紧迫感,使农户真正达到有效参与的目的。
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农户参与式管理 第2篇
我国是农业大国，一切经济活动、建设活动的开展都需要农业的支撑。水利基础设施是农业赖以发展的基础条件，有了良好的水利建设，才能够保证农业生产的有序和增产。农户参与管理决策机制有利于提高生产者的生产积极性和热情，进而推动农田水利基础设施的建设以及农业生产质量的提高。
当前农田水利基础设施建设现状
农田水利基础设施建设中的管理与决策环节让农户参与进来，是一项提高农业发展的有效措施，但是这个建设环节并不是一帆风顺的，农户参与管理决策机制还存在一定问题，容易受到外部因素的影响。
工程存在责任主体不明确现象。责任主体在农田水利基础设施中不明确，突出表现在支渠的建设中，责任落实难度更大。很多支线工程在建设中所投入的资金有限，容易产生退化和老化现象，缩短工程使用周期。水利工程比较容易受到外部因素的破坏，加之一些农户素质偏低，随意乱扒乱掘问题严重。而且在用水高峰时期，经常会发生不合理的引水和抢水现象，在用水量较少的时期，水利基础设施就处于一种无人管理状态，进而加快了水利基础设施的老化速度。
水资源浪费现象明显。由于受到传统灌溉方式及水资源分配的不合理，水资源在利用方面浪费问题严重且比较普遍。我国虽然极力推荐喷灌方式，但是利用率却不是很高，尤其是在农业生产中，由于灌溉意识、技术和资金的影响，很难满足喷灌需要的条件。因此，当前农业生产中使用的依然是漫灌的方式，造成了水资源的极大浪费。很多地区也普遍存在水资源分配不合理的现象，浪费现象更为严重。
征收水费工作受到了较大的制约。农户参与管理决策机制在当前的发展中，征收水费工作受到的制约因素比较多。水费征收涉及范围比较广，环节比较繁琐，给管理造成很大困难。而且拖欠水费现象较多，水费也不能在规定时间内完成足额征收，都给水费的征收带来了很大的阻碍。
农户参与管理决策机制在农田水利基础设施建设中的重要性
在经济全球化进程的加快和市场经济体制逐渐完善的大环境下，农业生产面临的环境也发生了很大变化。农业生产只有与时代的大环境相适应，才能够保持发展的动力，使生产的各方面设施得到良好建设。因此，加大对农业生产各项生产基础设施的建设力度，提高农业对自然灾害的抵抗能力，对于促进我国农业的可持续发展具有重要作用。农户参与管理决策机制的产生，是大势所趋，有利于更好的推动水利基础设施建设，形成以政府为主导，农民参与为基础的良好水利基础设施建设与管理体系。农户通过在决策与管理过程的参与，能够提升自己的责任感、使命感与主人翁意识，进而保持较高的建设与生产兴致，规范管理和建设工作。农户参与管理与决策机制的实行可以加快用水户和水利基础设施管理组构建一个共同的利益集合，进而提升使群众管理热情得到有效提升，让农户自己参与到自己农田的管理中，和自身利益直接挂钩，更有利于保持认真负责的态度，进而提高自身节水与合理用水意识。农户参与管理决策机制的应用，通过让农户参与到水费征收环节，而简化了水费的征收程序，使水费征收管理环节的工作效率得到了有效提升，而且有利于降低农户所承担的水费负担，提高农户个人的经济效益。
农户参与管理决策机制在农田水利基础设施建设中的有效措施
加快各项相关制度的完善，保证管理工作的有效进行。农户参与管理决策机制应该纳入到国家级农业生产规划中，并定期聘请专家开展专业知识讲座，丰富农户水利基础社会管理技能与经验。并不断加大农户参与管理决策机制的宣传，让更多的农户主动参与到水利基础设施管理与决策中，有效利用报纸、电视、网络、农业技术杂志等，提供农户对决策与管理认识，了解农户参与管理决策机制的内涵与积极性，并对农户参与的方式加以引导，让农户通过正确的参与方式，提高水利基础设施管理与决策水平和能力。
政府合理干预机制建设，做好示范。农户属于微观经济主体，所关心的是自身利益的获得，而不会对社会成本投入过多的重视，就形成了一种不和谐的个人成本与社会成本关系，进而导致市场的失衡。因此，政府要采取合适的干预手段，加大对微观主体对外部社会因素的重视与感受。农户参与管理决策机制的发展与完善需要长期的建设与坚持，需要在水利基础设施初期做好示范，起到带头作用。政府也要牵线搭桥，加大农田水利基础设施建设与科研单位、专家、农户之间的联系，形成以企业为主导，利用市场调节实现水利基础设施更好地发展。
对农村人力资本建设投入更多的重视。农户自身大多文化程度不高，对水利基础设施建设意义的理解不够深刻，且管理与决策意识及能力较弱，因此，要积极开展对农户文化知识和管理决策技能的培训，投入更多的培训人力、财力与物力，最大化提高农户的文化知识程度，提高农户对水利基础设施建设意义的认识和理解。并尽量为农户建立一套有效信息交流平台，为农户参与管理与决策过程营造一个良好的环境。
农户参与式管理 第3篇
1 乡镇农田水利基础设施农户参与管理决策现状
随着农业发展和农产品外部竞争的日益激烈, 农田水利设施建设中, 农户参与已经初见端倪, 很多地方开始举办研讨会, 激发农户的参与热情, 提出了管理决策方案, 推动农业资源的综合开发和利用, 提升当地农业水利工程和农业的竞争力。但是, 目前在农户参与管理决策方面, 还存在着很多不足, 主要表现在以下几个方面:农户参与管理决策机制不完善, 在短时间内难以产生明显的效果;对外宣传力度不足, 人力资源和农业资源还没有得到很好的整合, 当地农民、农业优势未能充分体现出来;农户参与管理决策的方案设计不到位, 参与方式还未实现多样化, 很难发挥积极作用。另外, 农户参与管理决策在基础设施建设、专业人才引进、管理决策质量提升等方面存在着很多的不完善之处。
2 实现乡镇农田水利基础设施农户参与管理决策的必然性
农业发展、农田水利设施建设离不开农户的参与, 激烈的农产品市场竞争, 也是农户参与管理决策的助推器。很多乡镇的农业资源具有很大的相似性, 这种相似性加剧了竞争, 不利于农业的整体发展。因而, 为提高农田水利工程建设水平, 促进农田水利设施建设效率的提高, 实现农户参与管理决策是十分必要的。同时, 不同乡镇农田水利资源的互补性又为实现农户参与, 提高农产品的竞争力提供条件。一方面, 如果只注重竞争, 而忽视农户参与, 势必会导致难以调动农户参与管理农田水利的积极性, 难以保证乡镇农业的持续健康发展;另一方面, 实现农户参与管理决策是优化乡镇农业结构, 突出地方农业发展特色, 提高乡镇农业整体竞争力的有效途径[1]。
3 乡镇农田水利基础设施农户参与管理决策的路径
3.1 健全农户参与管理决策的规章制度
随着经济社会的发展和人口的增加, 一些乡镇的耕地资源不足、水资源不足等对本区域农业生产和经济社会发展产生了负面影响, 也对乡镇的农田水利和灌溉提出了更高的要求。在此背景下, 促进当地农业发展, 推动乡镇经济社会发展, 保证当地农业生产的根本出路就是发展农田水利基础设施。发展农田水利基础设施, 注重节水灌溉, 提高农业灌溉用水利用率, 有效地节约灌溉用水, 不仅能够扩大农业灌溉面积, 而且对提高单位面积产量, 促进当地农业生产具有重要作用。为此, 必须健全农户参与管理决策的规章制度, 建立激励机制, 明确参与目标和参与方式, 加强宣传, 提高参与主动性[2]。
3.2 加强农户参与管理决策的指导
近年来, 乡镇越来越重视农田水利工程建设, 一般都制定了规模化示范项目实施方案、小型农田水利重点建设方案等, 加大了对农田水利工作的指导, 也加快了农业发展步伐。另外, 还要加强农户参与管理决策的指导工作, 让他们熟悉参与路径, 提高水资源利用效率, 扩大灌溉面积, 促进乡镇农业产业结构调整和优化升级[3]。
3.3 完善农户参与管理决策的方式方法
在新农村建设的背景下, 应该分析农户参与管理决策现状、必要性及效益、参与模式、组织与管理体制等, 并提出完善策略。要结合乡镇农业发展实际情况, 为了促进乡镇农业水利工程可持续发展, 调动农户参与管理决策的积极性, 今后需要做好以下几方面的工作:处理好节水与开源的关系;正确处理节水灌溉发展速度与效益之间的关系;处理好节水灌溉先进技术与简易方法之间的关系;正确处理节水灌溉的经济效益、社会效益和生态效益之间的关系;处理好节水灌溉工程措施与管理措施之间的关系[4]。并在此基础上, 加强基层农民培训, 让他们掌握更多的农业文化知识, 获取丰富的乡镇农田水利基础设施建设信息, 提高参与积极性。
4 结语
推进乡镇农田水利基础设施建设, 促进农业、经济、社会的可持续发展, 不仅是一项技术性工作和管理决策工作, 同时也是一项艰巨的任务。在乡镇农田水利基础设施发展的实践中, 一定要深入调查, 调动农户参与管理决策的主动性。同时仔细研究, 把握客观规律, 正确发挥主观能动性, 重视各类技术的运用。这样就一定能够促进乡镇农田水利基础设施的持续、健康发展, 乡镇农田水利基础设施建设和农户参与工作水平将会不断提升, 也会在乡镇农业生产和经济社会发展中发挥更大的作用。
摘要：乡镇农田水利基础设施农户参与管理决策是近年来学术界讨论的重要问题之一。本文从乡镇农田水利基础设施农户参与管理决策的现状出发, 探讨实现农户参与的必然性, 分析农户参与的条件, 并提出相应的管理措施, 以期对实践工作起到一定的指导作用。
关键词：乡镇农田水利,基础设施,农户参与,管理决策
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农户参与式管理 第4篇
关键词:集体林权制度改革;成效分析;农户;参与意愿
中图分类号:F326.25 文献标识号:A 文章编号:1001-4942(2010)03-0111-05
集体林权制度改革是在保持集体林地所有权不变的前提下,将林地经营权交给农民,使农民不仅具有经营的主体地位,而且享有对林木的所有权、处置权、收益权。集体林权制度改革是一次对以林地权益为核心的森林资产权益关系进行重大调整的改革,是从体制、机制上进行的一次全面系统的综合性改革。这次改革从明晰产权这一根本问题入手,确立了林农的经营主体地位,实现了真正意义上的物权,从根本上消除了制约集体林业发展的体制、机制性障碍,为集体林业又好又快发展奠定了制度基础。
推行一项改革,首先要使参与主体了解和理解这项改革的内容,包括改革的实施方式等,才能有效地保证改革的顺利实施。了解农户对集体林权制度改革的认识,是分析农户行为和进行政策分析的重要基础。农户对集体林权制度改革的认知程度直接影响到农户参与集体林权制度改革的主动性,而农户参与的主动性又直接关系到集体林权制度改革的成败。
在认知和判断的基础上,农户会做出相应的行为倾向反应,而这种行为倾向是农户行为意愿的具体体现,在很大程度上,会演化为具体的行为。因此,调查并分析农户的行为倾向对于研究农户参与行为,分析集体林权制度的改革成效具有重要的意义。
1 农户对集体林权制度改革的拥护意愿
农户是集体林权制度改革的主要参与者,也是改革实施的主体,集体林权制度改革的成效与农户的意愿息息相关,农户对改革的拥护响应程度是改革成败的关键。
从调查统计的情况来看,就总体而言,农户对改革的拥护度达97.83%,对集体林权制度改革政策的明白度达88.9%,可见绝大多数农民对国家实施这项改革政策持赞成和支持的态度,对集体林权制度改革政策也是明白的。在与当地农户谈及集体林权制度改革时,很多农户如此评价:“这下种树放心了”、“国家政策就是好”、“以后种树就会像种地那样了”、“我要造林,我要种树”、“种树就相当于把钱放在了银行了”等等,甚至有些农户对于没有承包到林地而表示遗憾。当然我们还应该看到仍有少数农户对集体林权制度改革政策还心存疑虑,担心国家的政策会改变。如果政策不能很好地持续下去,再发生变动,可能就会对农民造成很大的损失,农民也就不会再拥护和支持这项改革了。
2 农户对集体林权制度改革的参与意愿
农户的参与意愿反映了农户参与集体林权制度改革的积极性[1]。在“村里还有未分配的集体林地,您认为怎么管护合适”的调查中,表示愿意个人承包的农户占69%,愿意平均分的占22%,认为集体经营还可以的只有9%,由此可见,集体林权制度改革的实施有很广泛的民意基础。
至于愿意个人承包的农户,主要原因分析如下:国家对植树造林的支持较大,有一定的补助;树木的价格比较高,种树省时省力省心;可集中大面积经营,收益可观;可改善生态环境,响应政府号召等。主张平均分的农户主要原因是:自己没有太多资金,不敢个人承包;想把林地改成耕地,多种些粮食;分到地自己才放心等。认为现在就可以的农户主要原因是:习惯所致;怕政策不稳定;集体地少,分与不分对自己影响不大等。
3 农户参与集体林权制度改革行为意愿的影响因素实证分析
本研究所用数据来源于对农户的实地调查。被调查农户涉及漯河市临颍、舞阳两县和郾城、源汇两区的191个村民小组,共计 10 111户、40 577人。
使用SPSS13.0统计软件分析数据,采用二项式Logistic回归模型来分析农户参与集体林权制度改革意愿;运用的分析方法主要有描述统计、信度分析和回归分析法。
3.1 模型选择与设计
Logistic回归是对定性变量的回归分析,在社会科学中,Logistic回归是应用得最多的回归分析[2]。根据因变量取值类别的不同,Logistic回归可以分为Binary Logistic分析和Muitinominal Logistic回归分析。前者因变量只能取两个值1和0(虚拟因变量),而后者因变量可以取多个值[3]。根据本研究的需要,农户只有愿意参与或不愿参与集体林权制度改革两种行为意愿,所以本文中应用的是二分类逻辑回归(Binary Logistic Regression)。因为因变量Y本身只取0、1两个离散值,不适于直接作为回归模型中的因变量,而E(Y)=P=β0+β1X1+β2X2+……+βkXk,表示在自变量为Xi(i=1,2,…k)条件下Y=1的概率,因此可以用它来代替Y本身作为因变量,其Logistic回归方程为:
很明显,g(P)以{ f(P) }=0为中心对称,在f(P) =0和f(P) =1的附近变化幅度很大。而且在f(P)对X不是线性关系的情况下,通过Logit变换可以使得g(P)对Xi是线性的关系。
g(P)=ln{ f(P)/[l-f(P)]}= ln(eP)=P=β0+β1X1+β2X2+……+βkXk+ε
根据研究目标,将农户参与集体林权制度改革的行为意愿(以下简称为“参与意愿”)作为被解释变量,即因变量;将影响农户参与意愿的各种内外部影响因素作为解释变量,即自变量。这样我们可以将农户参与集体林权制度改革意愿设定为几类因素的函数:①农户户主特征;②农户生产经营特征;③农户家庭特征;④制度改革特征;⑤所在村社特征;⑥其它外部市场、政策、制度等因素特征。在此将其纳入函数形式的理论模型,即:
参与意愿=f(内部影响因素变量,外部影响因素变量)=f(农户户主特征变量,农户生产经营特征变量,农户家庭特征变量,制度改革特征变量,村社特征变量,其它外部因素特征变量)+随机扰动项。
3.2 变量选取与影响方向预期
由于研究资料以及笔者研究时间和研究能力的限制,不可能将前文理论中的所有影响因素都作为解释变量加以计量分析,因此,本着因素重要、数据可行的原则,笔者精心选取了一些变量以用于实证研究。①反映农户户主特征的变量为:户主性别、年龄、受教育程度、林业从事习惯、是否干部、是否打过工、对集体林权制度改革的认知、对集体林权制度改革预期;②反映农户生产经营特征的变量为:劳动力数量、劳动力平均月收入、林地地块数、林地面积、林地离家最远距离、林地距公路最远距离、兼业程度;③反映农户家庭基本特征的变量为:未成年子女和抚养老人数、家庭成员非健康人数、农户生活水平、农户社会接触率、农户住所距村委会距离;④反映集体林权制度改革特征的变量为:宣传透明性、改革参与要求、改革指标限制、工作人员及政府态度、地方政府有无改革配套政策;⑤反映农户所在村社的变量为:村社距县乡政府距离、村社距集体林地距离、村社经济发展水平、村干部态度、村社中能人的示范;⑥其它外部市场、政策、制度等因素特征变量为:林产品市场价格、集体林地承包价格、林业制度与政策、周边地区创收机会。基于实地调研及对集体林权制度改革的前期理论分析,我们可以初步判断各个自变量对因变量的预期作用方向,具体见表1所示。
3.3 模型估计及结果分析
在回归时,采用的回归方法是Backward (Conditional)方式。在处理过程中,首先将影响因变量的自变量都代入模型进行检验,根据检验结果,将对因变量影响不显著的自变量剔除掉,然后继续检验,直到自变量对因变量影响的检验结果基本显著为止。将数据代入进行筛选和检验,得出最后的估计结果,见表2。
从模型拟合优度检验来看(表3),最后一次回归中,极大似然估计值为319.451,Nagelkerke R Square的值为0.368。从这两个值来看,最终模型的整体拟合效果良好,回归具有相当的可信性。
根据上述估计结果和检验结果,我们可以得出如下结论:(1)以样本地区为例,农户参与林改的意愿受内外部综合因素的影响。对农户林改意愿有显著影响的包括:户主特征、林地特征、家庭经营特征、制度改革特征等。(2)可以将农户参与集体林权制度改革意愿的影响因素情况解释为:对于户主是男性,户主是干部、有过打工经历,户主对林改认知程度越高,户主认为参与林改可获得的预期收益越高,劳动力平均月收入越低,农户的林地数量越多、规模越大,兼业程度越低,农户社会接触率越高,宣传透明性越到位,改革参与要求越高,改革指标限制越低,工作人员及政府态度越积极,地方政府配套政策越完善,村社经济发展水平越高,村干部态度越积极,村社中能人的示范越明显,林产品市场价格越高,集体林地承包价格越低,周边地区创收机会越多,农户参与集体林权制度改革就会越积极。(3)各影响因素的影响力度是有差异的。在通过检验的影响因素中,对林改认知、对林权改革预期、林地面积、兼业程度、改革指标限制、工作人员及政府态度、村社中能人的示范、林产品市场价格、集体林地承包价格、周边地区创收机会对因变量的影响达1%显著水平。(4)实证结果表明,多数影响因素对农户参与林改的意愿形成呈正面影响作用,除了劳动力平均月收入、兼业程度、改革指标限制、集体林地承包价格、林业制度与政策等因素外。(5)多数影响因素对农户参与意愿作用方向与实证理论假设基本一致,除了户主性别、林业制度与政策、村社经济发展水平等因素外。其中,林业制度和政策因素作用方向与预期的不一致,这说明,我国的林业制度和政策还存在着诸多不足,农户对林业制度和政策存有不满,现行的林业制度和政策未能对农户参与意愿的形成起到正向激励作用,这是值得我们深思的。(6)有些预先设计的影响农户参与集体林改行为理论与实证研究因素未能通过检验或影响的显著性不强,这是可以理解的,一是地区农户之间本来有差异,二是本研究中所采用的样本数据也不够大,样本农户的特征不可能覆盖所有的影响因素。
4 农户对集体林权制度意见
在农户对集体林权制度意见调查中,分析得出农户的主要意见可以分为以下几条:
一是希望得到技术方面的支持。大多数农民种植树木是靠多年积累的经验,能利用先进技术和管理的很少,这在早期的种植上影响不是太突出,但是到了后期的病虫害防治、管理以及后期的间伐上可能造成很大的损失。
二是希望得到资金方面的帮助。农户对政策上和社会上的投融资机会不能很好地抓住,对其现象理解不透不全面,不敢或者不知道怎样去利用社会资金或贷款。
三是对政策的稳定性不放心。虽然集体林权制度确立了农民的经营主体地位,进一步明确林地使用权和林木所有权,但是很多农民对政策的稳定性方面还存在一定的顾虑。
四是采伐证的办理太麻烦。大多数农民认为他们自己种树自己砍伐,没有必要办理采伐证,办理时程序太复杂。
5 建议
5.1 建立国家集体林权制度改革试点示范区
建议根据不同区域、不同社会经济条件、不同资源状况,科学合理地选择试点示范区,全面加强对林改的面上指导工作。
5.2 加大宣传和培训力度
建议加强各级林改工作人员的培训,提高他们对林改的认识水平、管理能力和实际操作水平,提高林业改革工作质量。集体林权制度的改革不仅是林业内部生产力的一次大调整,也是农民利益的一次再分配。森林资源是与农民利益极为密切的生产资料,因而广大人民群众非常关心和敏感。因此在集体林权制度改革之前,宣传显得尤其重要。要利用多种宣传形式,向广大人民群众宣传集体林权制度改革的目的和改革的重要意义。
5.3 进一步加大中央财政对林权改革的支持和引导力度
资金支持是集体林权制度改革成功与否的关键,林权改革工作量大,耗时长,需要大量的设备、人员和资金投入[4]。林改中农林特产税、育林基金等税费减免后,县、乡财政收入相应减少,乡、村要办的一些公益事业项目因资金短缺而无法付诸实施。同时由于育林基金收入的大幅度减少,林业系统的经费来源受到冲击,影响了基层林业机构的正常运转。所有这些单靠地方财政无法解决,需要中央财政强有力的支持。
5.4 确保林业政策的延续性和稳定性
在集体林权制度改革中,要依据《森林法》、《农村土地承包法》、《村民委员会组织法》、《合同法》等法律和相关林业政策的规定,规范操作,依法办事。要坚持“谁造谁有,谁经营谁受益”的原则,确保林业政策的延续性和稳定性[5]。在改革中要把农民的利益放在首位,坚决打击在林权制度改革中弄虚作假、以权谋私、损害人民利益的不法行为。
5.5 加强组织领导,提高工作效率
各级林业部门之间、各部门内部应建立有效的协作机制,提高办事效率,使农民的手续办理简便化,做好经验总结和交流推广工作,切实发挥交流沟通、协调组织、检查督促、监督指导的作用,确保林业改革工作上下贯通、形成合力、顺利推进。
参 考 文 献:
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农户参与合作组织的演化博弈分析 第5篇
农民自身的禀赋特性以及农业生产的特点都决定了建立农户专业经济合作组织的必要性。2007年7月1日《农民专业合作社法》的施行, 标志着我国农民专业合作社进入依法发展的新阶段, 它的实施必将会对我国农业产业化、专业化和规模化经营以及农村经济发展产生重大的影响。然而该法颁布实施以来, 农户专业合作组织并未出现快速发展的态势, 农户参与专业合作组织的热情以及参与比例都较低。
因此, 我国农民专业合作经济组织发展的当务之急是如何调动农民参与合作经济组织的积极性, 让农民组织起来。为此, 有必要对影响农户专业经济合作组织发展的因素进行研究。目前, 针对农民专业经济合作组织的研究已经取得了丰硕的成果, 但大多研究主要是从宏观和微观方面两个层面入手。宏观层面主要探讨农民专业经济合作组织的内涵、发展的必要性、发展思路、法律地位、制度安排以及组织形式等问题, 微观方面主要考虑农户的自身素质、思想意识、资金束缚等障碍, 研究方法主要以规范分析为主;而对农户合作行为的博弈分析关注较少, 为数有限的农户合作博弈分析也多是从合作的收益和合作的成本 (或损失) 的角度进行分析, 显得过于简化。因此, 本文将综合前述研究, 把合作各方的异质性和合作收益的分配比例纳入模型, 应用演化博弈的理论来分析农户的合作行为, 并提出分析结论。
一、农户合作组织的演化博弈模型
演化博弈论 (Evolutionary Game Theory) 是把博弈理论分析和动态演化过程分析结合起来的一种新理论。其假设条件将新古典经济学和传统博弈论的“完全理性”修正为更接近现实的“有限理性”, 由参与者群体代替了传统博弈下的单个或典型参与者, 用群体中选择不同纯策略的个体数量占群体总量的比例代替了混合策略。演化博弈分析一般是从有限理性的个体出发, 分析该群体在长期、反复博弈过程中策略的调整过程、趋势及其局部稳定性。博弈方由于有限理性往往不会马上找到最优策略, 而是在反复博弈过程中通过不断试错、学习等方法找到最优策略。演化博弈强调动态是相对于群体行为达到均衡的调整过程。均衡是暂时的, 甚至是不可能的, 非均衡才是现实常态。系统可能有多个均衡点, 究竟到达哪个均衡依赖于演化的初始条件和演化路径。
演化稳定策略 (evolutionary stable strategy, ESS) 是演化博弈论的重要思想, 即在重复博弈中, 仅具备有限信息的个体出于其利益得失的考虑, 不断对其策略进行调整, 用较高支付的策略代替较低支付的策略, 以追求自身利益的最大化, 并最终达到一种均衡, 这时不再有个体愿意改变其策略, 从而达到均衡状态, 这种状态下的策略为演化稳定策略。
复制动态 (Replicate Dynamic) 是从生物进化论借鉴来的概念, 它描述了某一策略在一个群体中被采用频数的动态微分方程, 用以对博弈过程进行具体分析。学术界认为, 进化博弈理论的研究方法更贴近现实, 更能准确和方便地解释经济现象。
(一) 假设条件
为研究方便, 假设把参与农户专业经济合作组织的整个群体看做两个子群体。由于参与合作组织的双方在拥有的资源和具备的能力以及在组织中所处地位和担任职务的不同, 我们把相对处于弱势地位的参与人称为劣势参与人, 劣势参与人群体记为群体X;而将相对处于强势地位的参与人称为优势参与人, 优势参与人群体记为群体Y。
博弈双方具有相同的策略选择, 分别是“合作”和“不合作”。如果博弈双方都采取“不合作”策略, 则X和Y只获得正常的收益, 分别为a1和a2;若双方都采取“合作”策略, 则双方的收益分别为a1+ (R-I) λ1和a2+ (R-I) λ2, 其中, R为通过合作组织所获得的总收益, I为合作组织所需要的总投入, λ1和λ2分别为群体X和Y在总收益和总投入中所占的份额, 有λ1+λ2=1, 且假定0≤λ1≤λ2;当X群体中的某个体xi选择“合作”策略, 而Y群体中的yi拒绝合作, 选择“不合作”策略时, xi会受到一定损失, 表现为其为合作所做的投入Iλ1无法收回, 则xi的收益为a1-Iλ1, 此时yi的收益不受影响仍为a2;当Y群体中的yi选择“合作”策略, 而X群体中的xi拒绝合作, 选择“不合作”策略时, yi会受到一定损失, 表现为其为合作所做的投入Iλ2无法收回, 则yi的收益为a2-Iλ2, 此时xi的收益不受影响仍为a1。
上述双方合作所产生的收益, 是合作给各方带来的第一层面的影响, 称之为绝对收益。然而, 由于合作组织各方之间是竞争与合作的关系, 开始阶段分配的微小差距, 可能导致今后各方在资源和竞争态势方面的巨大变化。因此, 各方更关心参与合作组织对自身今后发展的影响。所以, 除了绝对收益之外, 合作组织各方还关注各自的相对收益。博弈双方的收益支付应在绝对收益分配的基础上, 加入因双方绝对收益的差距而带来的相对收益。假定相对收益与绝对收益差距之间呈线性相关。这种条件下, 博弈双方的支付包括绝对收益和绝对收益差距带来的相对收益两部分 (如表1) 。
其中, β博弈双方相对收益与其绝对收益之差的相关系数, 且β>0。当β值为零时相对收益等于绝对收益, 因此, 可以认为:绝对收益分配是β值为零的条件下的相对收益分配, 是相对收益分配的一种特例。
表一中存在 (不合作, 不合作) 和 (合作, 合作) 两个纯策略纳什均衡。若 (合作, 合作) 均衡成为有意义的博弈均衡, 必须满足条件:
(二) 博弈过程与演化均衡
设X群体中选择“合作”策略的个体占X群体数量的比例为x, 则选择“不合作”策略的比例为1-x;Y群体中选择“合作”策略的个体数量占Y群体总数的比例为y, 则选择“不合作”策略的比例为1-y。根据表一的支付矩阵, 可得出博弈双方在不同情况下的期望收益:
X群体中选择“合作”策略的个体的期望收益:
X群体中选择“不合作”策略的个体的期望收益:
而X群体的平均收益为:E1=xE1c+ (1-x) E1f (3)
根据1、2、3式, 可得出X群体选择“合作”策略的复制动态方程为:
同理, 可得出Y群体中选择“合作”策略的复制动态方程为:
再根据局部稳定分析法来判断这5个平衡点的局部稳定性, 分析结果见表2。
由表二可知, 在5个局部平衡点中, E1 (0, 0) 和E4 (1, 1) 两点具有局部稳定性, 对应着总群体的演化稳定策略 (ESS) 。E1 (0, 0) 表示在总群体达到演化稳定时, 两类子群体中的个体都选择“不合作”策略, 这时“不合作”是唯一的进化稳定策略。E4 (1, 1) 表示在总群体达到演化稳定时, 两类子群体中的个体都采取“合作”策略, 这时“合作”是唯一的演化稳定策略。而E2 (1, 0) , E3 (0, 1) 点是该演化系统的不稳定均衡点, E5为鞍点。大量个体的无限次博弈引起的总群体动态演化过程可以表示为图1。
从图1可知, 由E2和E3两个不稳定点以及鞍点E5构成的折线, 是群体动态演化博弈达到均衡后个体选择不同策略的分界线, 它把群体演化空间分为两个区域。在E1E2E5E3区域, 系统将收敛于E1 (0, 0) 点, “不合作”策略为唯一的演化稳定策略;在E2E5E3E4区域, 系统将收敛于E4 (1, 1) 点, “合作”策略是唯一的演化稳定策略。
因此, 参与农户经济合作组织的全部个体不确定对象的长期的两两博弈可能向两个方向演化:当群体达到演化稳定均衡时, 群体全部成员要么都选择“不合作”;要么都选择“合作”。
(三) 模型稳定性及参数分析
从图1可以直观的看出, 总群体的演化过程和最终稳定状态受到系统开展博弈时的初始状态 (即X、Y子群体中选择不同策略的个体所占比例) 与鞍点E5相对位置的影响。当初始状态在E1E2E5E3区域, 系统将收敛于E1 (0, 0) 点, 表示总群体达到演化稳定时, “不合作”策略是唯一的演化稳定策略;当初始状态在E2E5E3E4区域, 系统将收敛于E4 (1, 1) 点, 表示总群体达到演化稳定时, “合作”策略是唯一的演化稳定策略。所以, 潜在合作群体将随着初始状态相对鞍点E5的不同位置而沿着不同的路径达到相应的稳定状态。而鞍点E5坐标中含有的外生变量R、I、λi、β的变化会影响到鞍点的位置, 也就影响到整个系统从初始状态到演化稳定均衡的路径和演化稳定策略。
1. R对系统的影响
R是博弈双方通过合作组织所获得的总收益。在其他变量不变的情况下, R比初始状态增加, 鞍点E5横纵坐标都将减小, 鞍点E5表现为越来越接近原点。则“不合作”区域E1E2E5E3比初始状态减小, 相应“合作”区域E2E5E3E4将扩大, 系统收敛于E4的概率增加, 系统更可能向E4 (1, 1) 演进, 参与合作是演化稳定策略。因此, 从总群体层次来看, 在其他条件不变的情况下, 只要R值增大, 这必然促进双方之间的积极合作。这是因为双方都选择“合作”策略时, 获得的收益很大, 在每次博弈中选择“合作”的个体不断增加, 直到在第n轮博弈, 全部个体都选择“合作”策略, 在这之后, 整个系统达到了进化稳定状态, “合作”成为唯一的演化稳定策略。总之, 合作所获收益的增加则明显激励了合作行为的发生和合作组织规模的壮大。而这一方向的极端情况是, 当R→∞时, 鞍点E5将趋近于E1 (0, 0) 点, 整个系统演化空间都变成“合作”区域E2E5E3E4, 系统在稳定时全部个体都参与合作组织。当R比初始状态减小时, 则相反。
2. I对系统的影响
I为参与合作组织所需要的总投入。I比初始状态增加, 鞍点E5横纵坐标都将增大, 鞍点E5将趋近于E4 (1, 1) 。则“不合作”区域E1E2E5E3比初始状态增大, 相应“合作”区域E2E5E3E4减小, 系统收敛于E1的概率增加, 系统更可能向E1 (0, 0) 演进, “不合作”是演化稳定策略。因此, 在其他条件不变的情况下, 若参与合作的成本投入非常大, 将会阻碍双方合作的实现。
3. β对系统的影响
β为博弈双方相对收益与其绝对收益之差的相关系数, 且β≥0。在模型中, β决定了绝对收益分配差距作用的大小, 影响博弈双方合作均衡的实现, 成为制约合作组织稳定性的因素。在不同类型的合作组织当中, 收益相关系数β是不同的:当参与合作组织的各方差异较大时, 各自战略目标差异较大, 双方发生冲突的可能性及冲突的激烈程度也都比较小, 组织内部形成的有效互补大于相互竞争, 绝对收益的差距对各自以后的发展影响较小, 所以收益相关系数β的值就比较小;当参与合作组织的各方差异较小时, 战略目标接近、战略定位趋同, 双方发生冲突的可能性及冲突的激烈程度都比较大, 组织内部相互竞争大于互补, 绝对收益的差距对各自以后的发展影响较大, 所以收益相关系数β的值就比较大。
当β比初始状态增加时, 鞍点E5的横坐标减小、纵坐标变大。计算表明, (1) “不合作”区域E1E2E5E3比初始状态增大, 相应“合作”区域E2E5E3E4减小, 系统收敛于E1的概率增加, 系统更可能向E1 (0, 0) 演进, “不合作”是演化稳定策略。当β增大时, 说明合作双方差异较近, 双方都对收益差距反应敏感, 竞争激烈, 较难形成稳定有效的合作;当β减小时, 结论正好相反。
4. λi对系统的影响
由于合作的实现及合作组织的稳健运行取决于劣势参与人的分配比例, 因此, λi对系统的影响可以只分析λi对系统的影响。当λi比初始状态增加时, 鞍点E5横坐标增加, 而纵坐标减少。计算表明, (2) “不合作”区域E1E2E5E3将减小增大, “合作”区域E2E5E3E4增大, 系统收敛于E4的概率增加, 系统更可能向E4 (1, 1) 演进, “合作”是演化稳定策略。这是因为λi增加时, 劣势参与人的分配比例增加, 优势参与人的分配比例缩小, 双方在合作组织中的投入和利益分配差距缩小, 双方的实力由期初的相对悬殊逐渐趋向势均力敌, 可以相互有效制衡, 防止合作伙伴机会主义行为的发生, 有利于合作持续下去。
综上两个方面, λi的增大不但可以使现有合作组织持续下去, 而且还使整个系统向有利于合作的方向演化。
二、结论及建议
通过建立与农户互助合作组织有关各方的演化博弈模型, 并对其动态的演化过程进行分析, 可以发现, 参与建立的合作组织可能出现四种策略组合, 在这四种组合策略中只有不合作, 不合作和合作, 合作才是长期演化稳定策略。群体的演化路径和具体的收敛于哪一演化稳定策略取决于鞍点和博弈双方的初始状态, 也就是要受到参与合作组织博弈双方选择“合作”策略时所需总成本I和所带来的收益R, 以及双方禀赋差异β和利益分配比例λi的影响。
在其他条件不变的情况下, 只要双方积极合作能带来巨大的双赢收益, 即R值增大, 就必然会极大激励双方之间的寻求积极合作。若参与合作的成本投入I非常大, 势必会阻碍双方合作的实现。当合作双方差异较大时, β值较小, 合作易于实现且较为稳定;反之, 合作较难达成或者易于破裂。在现实当中, 随着博弈次数的增加以至于无限次博弈时, λi逐步增大并逐渐趋近于12趋势, 劣势参与人利益分配份额逐步增大, 并最终实现与优势参与人“平分秋色”, 可以相互有效制衡, 防止一方侵占另一方利益的行为, 不但有利于现有合作组织持续下去, 还有助于系统向合作方向的演化。
因此, 要调动农民合作的积极性, 促使农户专业经济合作组织的健康、快速发展, 除了要降低合作组织的成本、提高合作组织的收益, 以强化激励机制来诱导农户参加合作组织外, 更为重要的是:一要注重合作各方之间的互补性, 只有实现优劣互补, 合作才易于达成和维持, 合作组织才能稳健运行, 不可不分青红皂白地把任何农户都纳入的合作组织当中。二是要降低加入和退出合作组织的成本, 坚持“入社自愿、退社自由”的原则。只有让农民自己做主, 在合作博弈中农民的权益才能得到切实保障;只有降低加入和退出合作组织的成本, 才能实现合作破裂时易于退出、合作达成时易于建立, 才能实现合作组织的新陈代谢。三是合作组织设立时要尽可能地实现合作组织内部利益分配的公平、权力的有效制衡, 这样才可使合作维持下去, 并促使整个系统向“合作”演化稳定均衡演进, 实现帕累托最优。四不可忽视劣势参与人的利益, 不要认为劣势参与人是合作组织的纯收益方而无视其作用。劣势参与人在合作组织也是有价值的, 没有劣势参与人的参与合作组织无法组建, 优势参与人的价值也就无法实现。在合作组织中劣势参与人也有优势参与人无法代替的相对比较优势。
摘要：应用演化博弈论的方法, 从农户微观角度出发, 分析农户参与合作组织的策略选择过程和演化稳定策略的实现路径。结果表明:参与合作组织所获得的收益和所付出的成本固然是影响合作组织的因素, 但是参与合作组织各方的异质性和合作收益分配的比例也是决定合作组织能否实现的条件。
关键词：农户,合作组织,演化博弈论,演化稳定策略
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农户参与式管理 第6篇
关键词：农户意愿,农业微观组织,影响因素
一、引言
农业微观组织是指在从事农业的产前、产中、产后环节中涉及到的经营实体, 包括农产品运销与加工企业、农民专业合作社和农业专业大户。我国农业的发展进入新的历史时期, 社会资本投入增加, 社会化组织发展加快且形式多样, 农业产业化经营趋势明显。农业经营主体也在发生变化, 有的将农地经营权向种田大户集中, 有的建立了农民专业合作社, 还有的将土地流转到企业由企业经营。有专家认为, 土地流转到企业, 是用企业替代农户做农业经营主体, 目前看好象对农民有利, 但大资本进入农业, 其长远影响需要考虑。[1][2]也有专家认为, 当代小农是市场化的小农, 可以被改造为现代农业的微观主体。[3]国内的相关研究集中在农户、企业及合作社的不同联结类型和产生的依据以及农业经营主体方面;国外的相关研究以现代农业产业体系对农户的影响居多。但是对农户选择参与微观组织意愿如何, 很少有人关注。在土地经营权长久不变的制度设计下, 农户除了考虑利益外, 还有什么原因影响其参与农业微观组织的意愿?本文基于该问题, 通过调查, 应用多元选择模型对影响其意愿的因素进行计量经济分析, 目的是了解土地经营主体的意愿, 这将对于探析农业微观组织发展趋势, 寻求长期有利于“三农”的农业微观组织发展路径, 具有较大的现实意义, 也便于国家基于农户利益与意愿给以农业微观组织发展的政策引导。
二、调查数据与基本假设
1.数据来源
为了获取农户参与农业微观组织的数据资料, 课题组组织学生和青年教师于2011年寒假对河北、河南等省的农户与农业微观组织进行了访谈与问卷调查。调查的主要对象是农户和农业产业化经营组织, 通过抽样调查获得农户样本资料924户, 涉及17个省64个市156个县598个村, 其中:河北省农户为436户, 河南省农户为410户, 其他15个省的农户为48户。笔者选择其中的484户农户进行了分析 (见表1) 。其中:有56户没有参加任何组织;有54户农户与公司在产前签约, 占11.2%;有46户加入农民专业合作社, 占9.5%;将农产品销售给大户的有69户, 占16.3%;有107户将产品销售给外地客商, 占22.1%;有152户直接销售到市场, 所占比例较大, 为31.4%。
表2显示的是被调查农户加入农业微观组织的意愿, 在与公司合作、加入合作社、不参加任何组织三者中, 愿意加入合作社的农户占比最大, 河北省436户被调查农户中有130户愿意参加合作社, 占29.8%;愿意与公司签订合同的占26.6%;不愿意参加任何组织的占18.1%;而且有25.5%的农户不愿意从事种植业, 愿意将土地承包给公司。其他省的48户被调查农户中, 愿意参加合作社的比例最大, 占37.5%。由此可见, 农户有的愿意参加合作社, 有的愿意与公司合作, 有的愿意将土地流转, 有的不愿意参加任何组织。那么, 什么原因会影响农户参与农业微观组织的意愿, 笔者运用计量经济分析法, 通过SPSS软件进行了回归分析。
2.基本假设
根据微观经济理论, 假设影响农户行为与意愿的因素包括表征农户家庭特征的因素、表征资源条件与资金的因素、农户参与农业组织的特征因素。
(1) 农户家庭特征因素。
表征农户家庭特征因素的变量有户主年龄、文化程度、劳动力数量、纯消费人口。户主年龄与文化程度影响户主认知能力、接受新事物的难易。年龄越大、文化程度越低参与农业微观组织的可能性越小。而农户劳动力少则不能满足农业组织经营规模大对劳动时间投入的需求, 所以, 劳动力数量与参与农业经营组织的意愿呈正相关关系。纯消费人口多, 农户规避农业经营风险的愿望强烈, 因而愿意参与农业微观组织。
(2) 资源与资金条件因素。
表征资源与资金条件因素的变量包括家庭财产、耕地规模、农业收入、打工收入和支付补贴等。家庭财产越多, 具备投资条件, 越有可能从事获利高的产业, 有助于参与农业微观组织;耕地规模大, 具备栽培特色作物的基本条件, 易于选择农业组织进行合作;打工收入多, 农户更愿意将土地流转出去, 外出打工;而农业收入多, 农户愿意从事农业, 有规避农业风险的愿望, 有意愿参与农业微观组织;政府补贴高, 农户也愿意从事农业, 并愿意参与农业微观组织。
(3) 农户参与农业组织的特征因素。
农户参与农业组织的特征因素包括农户正在参与的公司、合作社, 农户将产品直接销售到市场, 农户将产品销售给外地客商以及农户将产品卖给专业大户。这些农户行为的结果会影响农户参与农业组织的意愿。依据农户利益最大化行为目标原则, 农户已经参与的组织能够给农户带来高于不参与组织时的利益, 农户就愿意参与该组织;农户已经参与的组织能够给农户带来的利益不大, 农户就不愿意参与该组织。
三、农户意愿影响因素计量模型
在上述定性描述与假设的基础上, 利用调查数据, 应用多元选择logit模型对农户参与农业微观组织意愿的影响因素进行量化分析如下。
1.变量选取
将农户参与农业微观组织意愿作为因变量 (被解释变量Y) , 分别赋值为:农户愿意加入合作社Y1=0;农户愿意与公司合作Y2=1;农户愿意将土地流转出去Y3=2;不愿意加入任何组织Y4=3。
注:“+”表示变量与农户意愿呈正相关关系;“-”表示呈负相关关系;“?”表示影响方向待检验而定。
解释变量为影响农户参与农业微观组织意愿的因素, 包括表征农户家庭特征的因素、表征资源条件与资金的因素、现已参与的组织, 农户所在的地区差异因素。表征农户家庭特征因素的变量通过检验显示户主年龄、文化程度、纯消费人口因素的影响作用不显著, 所以, 只选择了劳动力因素 (X1) 。表征资源条件与资金的因素通过检验只有打工收入与政府补贴影响作用显著, 本研究只选择了打工收入 (X2) 与政府补贴 (X3) 作为影响因素进行分析。表征农户已经参与农业组织的变量 (X4～X8) , 包括农户参与合作社 (X4) 、农户与公司合作 (X5) 、卖给客商 (X6) 、卖到市场 (X7) 、卖给大户 (X8) 。表征地区差异因素的变量以其他省份为对照, 设地区虚变量为河北省 (X9) 。9个变量含义与赋值见表3。
2.模型设定
无论农户愿意参与何组织都会获得某种效用, 所以, 构建一个意愿选择随机效用函数为:Uij=β'Xij+εij, 对于农户i, 愿意采用第j种合作方式的效用高于其他合作方式的效用。因变量为农户参与组织的意愿, 其概率函数表示为:
undefined, 简化后的多元选择logit模型为:log (pij/PiK) =β'x。
该式为第i个农户愿意采用第j种合作方式的回归方程, 笔者选择较适合模型回归分析的河北省与其他省份的农户样本484户, 即i=1, 2, ……, 484;j=1, 2, 3, 4。X是影响农户选择的自变量向量, 为484户农户与9个解释变量组成的矩阵;β'为各个解释变量的估计系数矩阵。通过计算4种合作方式意愿的机会比的对数与解释变量进行回归, 所得各回归系数显示各变量对合作方式选择意愿的影响。
四、农户参与组织意愿影响因素回归结果
应用SPSS统计软件多项逻辑回归分析方法, 对484户样本数据进行上述模型回归估计, 具体模拟结果信息见表4、表5。
表4显示模型未引入自变量时, 似然比值为1209.904, 引入自变量后为1123.091, 两者之差为86.813, 说明至少有一个自变量的系数不为0, 模型估计整体上具有统计显著性, 同时, 伪R2统计量的指标值Cox&Snell、Nagelkerke和McFadden值也能反映各种因素对农户参与组织意愿的影响作用。此外, 影响因素各自效应似然比检验结果 (因篇幅所限未列出) 也表明各种变量的解释力具有显著性。
表5显示以参与组织意愿方式Y4为参照, 通过估计结果的参数系数、参数相伴概率与Wald统计值显示各变量对三种参与意愿的作用。
1.农户参与合作社意愿 (Y1) 的变量影响
模拟结果显示:劳动力数量、打工收入、政府补贴、加入合作社行为、将产品卖到市场、农户与客商合作以及将产品卖给大户7个变量通过了统计检验, 对农户参与合作社的意愿影响显著;农户与公司合作变量和河北省地区变量未通过统计检验, 解释如下:
劳动力数量因素:劳动力数量变量系数符号为正, Wald统计值显著, 对选择Y1组织方式意愿的影响作用较大, 说明劳动力越多, 农户越愿意加入农民专业合作社, 与假设相符。
资金与收入因素:打工收入变量Wald值大, 符号为负, 充分说明外出打工收入越大, 农户越不愿意从事农业, 也就不愿意选择参与合作社, 与理论假设相符合。政府补贴因素估计结果显著, 影响方向为正, 这说明政府补贴农业, 会促使农户将精力投入到农产品生产与销售方面, 农户有规避农业生产与销售风险的愿望, 有利于农户选择加入合作社。
注:***表示1%的显著性水平, **表示5%的显著性水平, *表示10%的显著性水平。
农户参与组织的行为因素:除了农户与外地客商合作外, 其他产销方式变量估计系数符号均为负, 而且除了与公司合作因素不显著外, 其他方式影响农户参与合作社的作用均比较显著, 说明农户已经参与了合作社的, 不愿意参与合作社的原因可能是农户在参与合作社期间没有得到较为满意的利益, 所以, 对合作社没有信心。
农户将产品卖到市场上和卖给大户的, 不愿意参与合作社, 可能的原因是:农户采用这些销售方式更自由, 获利更直接, 所以, 不愿意有任何组织约束。
农户将产品卖给客商的行为因素对参与合作社意愿影响为正, 说明农户与客商合作有风险, 所以, 更愿意参加合作社。
地区差异因素:河北省地区虚变量未通过统计检验。但从系数的符号来看, 与其他省份农户比较, 河北省农户更愿意参与合作社。
2.农户与公司合作意愿 (Y2) 的变量影响
表5显示, 劳动力数量、打工收入、政府补贴、农户加入合作社行为、农户将产品卖到市场以及农户将产品卖给大户6个变量通过统计检验, 影响作用显著;农户与公司合作行为、农户与客商合作、河北省地区3个变量未通过统计检验。有关解释如下:
劳动力数量因素:劳动力数量变量系数符号为正, Wald统计值显著, 对选择Y2组织方式意愿的影响较大, 可能是因为劳动力越多, 农户生产规模越大, 越愿意与公司合作。
资金与收入因素:打工收入变量Wald值大, 符号为正, 估计结果显著, 可能的原因是打工收入越大, 农户投入农业生产的资金越多, 越需要规避销售风险, 从而愿意与公司合作。政府补贴因素估计结果显著, 影响方向为正, 充分说明政府补贴农户从事农业, 会促使农户将精力投入到农产品生产与销售环节, 农户越有规避农业生产与销售风险的愿望, 并愿意选择公司等组织进行产品生产与销售的合作。
农户参与组织的行为因素:农户参与组织行为除了与外地客商合作外, 其他参与方式变量估计系数符号均为负, 说明不管农户已经参与何种组织方式, 均不愿意与公司合作, 其原因与农户不愿意参加合作社的原因相同。
地区差异因素:河北省地区虚变量未通过统计检验。但从系数的符号来看, 与其他省份农户比较, 河北省农户更愿意与公司合作。
3.农户将土地流转意愿 (Y3) 的变量影响
表5显示, 劳动力数量、打工收入、政府补贴、农户与客商合作等4个变量未通过统计检验, 而农户加入合作社行为、农户将产品卖到市场以及农户将产品卖给大户、农户与公司合作行为、河北省地区5个变量则通过统计检验, 影响作用显著。可能的原因是农户是否愿意流转土地与家庭劳动力数量、家庭收入与财产没有直接关系, 而是否愿意流转和能否流转与农户的行为有关, 如农户已经加入农业组织的行为对农户流转土地意愿的影响较大, 而且符号为负, 说明农户已经与这些组织合作, 已确定了耕地的用途, 不会再有转出土地的愿望。
河北省地区虚变量通过统计检验, 影响作用显著, 且符号为正, 说明与其他省份的农户比较, 河北省的农户更愿意流转土地。
五、结论与建议
笔者的分析依附于所调查的样本, 并应用多元选择logit模型对农户意愿的影响因素进行了量化分析。理论与实证分析结论显示, 农户家庭特征因素中只有劳动力数量变量对农户参与农业微观组织意愿影响显著, 而且劳动力数量越多, 农户越愿意参加合作社, 愿意与公司合作。在农户所拥有的资源与资金因素中只有打工收入与政府补贴对农户参与组织的意愿影响显著, 打工收入高的农户不愿意参与合作社, 政府补贴高的农户愿意参与合作社和与公司合作。在农户已参与组织的行为因素中, 除了与客商合作的农户愿意参与农业微观组织外, 与其他组织合作的农户均不愿意加入农业组织, 一方面, 说明了目前已有的农业组织给农户带来的利益不明显;另一方面, 也说明这些组织的运行不规范, 带动作用不强。而与客商合作的农户愿意参与农业组织, 说明农户愿意参与可以规避产销风险的组织。
因此, 笔者建议:有关部门应针对当地农业组织发展状况, 一是规范农业组织, 引导其加强辐射带动作用;二是政府继续支持和鼓励发展农业组织。
参考文献
(1) 陈锡文.当前农业和农村经济形势与“三农”面临的挑战[J].农业经济研究, 2010, (06) .
(2) 孔祥智.“长久不变”和土地流转[J].农业经济研究, 2010, (05) .
农户参与式管理 第7篇
关键词：博弈论,农田水利,合作,农民,公共品
水利是农业的命脉。农田水利在改善农民生产、生活条件、保障国家粮食供给方面发挥着重要作用。改革开放以来,我国水利改革发展取得了显著成绩。但与经济社会发展的要求相比,水利投入明显不足,而且投资的结构也不尽合理[1]。2011年中央一号文件《中共中央国务院关于加快水利改革发展的决定》以水利改革发展为主题,明确提出要大兴农田水利建设。农民,是农田水利设施的使用主体,也是农田水利建设的主体之一,只有农民的积极参与,才能更好、更快地进行农田水利建设,农村水利建设才能取得成效[2]。但是目前我国农田水利建设过程中遇到了投资投劳的“瓶颈”,特别是“两工”取消后,农田水利建设难度加大。因此,新时期如何引导农户积极参与到农田水利建设中来,是当前和未来一段时间内迫切需要解决的问题。
农户作为博弈“决策人”,有选择参与和不参与农田水利建设的自由,收益和成本是农户选择是否参与农田水利建设的根据。而农村水利设施具有非排他性和一定可竞争性的特点,是一种典型的公共池塘[3],在追求个人利益最大化原则的驱动下,不可避免地引发农田水利设施建设和管理中的“搭便车”行为。如果农田水利设施收益范围内农户选择“合作”策略,即支持建设,投工投劳,参与建设管理,那么不仅可以体现农民的主体地位,减轻农民负担,理顺管理体制,而且能够实现节约成本,将会实现社会福利最大化;而“背叛”策略则相反,在建设时,没有尊重农民自己的意见,会出现重复建设,造成浪费,在使用过程中会出现“公共地悲剧”,减少了社会福利,属于典型的囚徒困境。因此,要引导农户参与农田水利建设,避免“搭便车”行为,就必须建立博弈分析模型,从理论上研究农户选择合作(投劳)策略的达成条件,并且根据理论分析设计出相应的管理和激励手段。
1 研究现状
关于农村水利设施建设制度问题,国内外有学者进行了相关的研究。Samad[4,5]等人探究了成立水利协会组织的必要性以及组织对农田水利建设、管理、维护的影响,并认为农民参与农田水利建设可以解决水利建设制度的“瓶颈”问题。Dick[6]探讨了农民用水者协会的责任范围问题,并认为由于用水者协会是根据用水者的利益管理和运作的,监督和实施成本会大幅度降低。Bardhan[7]等从大量的案例实证研究的基础上试图找出农民参与农田水利建设管理集体行动成功的一般性原理,研究表明,用水者协会在解决农田水利设置建设、管理和维护过程中具有很大的潜力。杨平富[8,9]等人分析了制度变迁对农民参与农田水利建设和管理的影响。刘力[10]对粮食主产区进行了调查研究,分析了政府和农户对农田水利设施建设投资的态度和原意投资的比例及其影响因素。唐忠[11]针对不同水源的特点,将股份制和参与式管理两种方式引入农田水利设施建设。赵永刚[12]分析了村庄社会资本积累的多少对农户参与农田水利设施建设积极性的影响。
综上所述,国内外对农村水利设施建设中农户的参与机制研究成果不多,从研究的方法上来看,大多仅仅采用定性分析的方法,有少数学者开始关注社会资本在参与建设和管理中的重要性[13,14,15,16],但少见采用博弈的方法探究参与式组织达成合作均衡的内在机制[17,18,19,20]。鉴于此,文章利用博弈理论,建立了农户参与农田水利工程建设的囚徒困境博弈模型,并将一次博弈扩展至重复博弈模型,通过求解得到农民合作策略稳定运行的条件。由于农户在进行博弈时,可能会“犯错误”,文章然后建立了“犯错误”时的重复博弈模型,通过证明得到了这种情况下农民进行合作的条件,从理论上建立了有效的激励农民参与农田水利建设管理的决策机制、激励惩罚机制,最后总结了博弈达成合作稳定策略的内在机理,并针对农民参与农田水利建设现状给出了相应的对策与建议,以期为农户参与农田水利设施建设制度创新提供依据。
2 理论分析框架与博弈模型的建立
由于农田水利设施的“公共物品”特性,使得理性的农户存在着对农田水利建设的低度私人参与意愿[19],必须对农民参与水利设施建设和运行管理的政策进行设计,提出改善农村水利设施建设管理现状的新制度。一套制度要具有可实施性,必须在社会成员之间构成博弈均衡。具体来说,所涉及的农田水利设施建设制度要在特定的区域内实现自我实施,就必须构成区域内成员之间的纳什均衡解。在自我实施的制度均衡状态下,谁也没有足够的动力去改变现有的制度,因为改变现在制度并不能为自己带来足够好处。
2.1 博弈参与人
博弈的参与人是农田水利设施受益区的农户。农田水利设施受益区有两层含义:一是区域性,主要是指水利设施的受益区域,这个区域不一定与行政区划吻合,但是区域内的农户因为享用共同的水利设施而具有很强的利益共同性;二是关联性,指受益区是一个基于地缘关系的“熟人社会”[21,22],村民在生活中相互关联,是一个有明确边界、崇尚互助互惠原则的熟人社会。
2.2 农户的策略选择
农田水利工程进行建设时,受益区的农户必须对工程建设进行投工投劳,将模型简单化处理,假定博弈在受益区的农户中每天进行一次,并且不止参与一个水利工程的建设,可将其看做是无限次重复博弈。在博弈中,农户可以从战略集(合作,背叛)中进行选择。其中“合作”策略的含义是受益区农民接受管理机构的安排,对工程建设按时按量进行投工投劳;而“背叛”策略则相反,受益区农民不参与农田水利工程建设,采取“搭便车”行为。
2.3 博弈模型
假设收益区域共有n个同质农户,每天的策略选择看做每期的博弈,每期他们同时参加水利设施的建设博弈。在博弈中,对于对农田水利建设进行投工投劳的这些集体任务,参与人可以从策略集(合作,背叛)中进行选择。在本博弈中,每位农户合作努力的成本每期假定为C;如果大家都合作,每人从每期博弈中所获得的收益为A,边际收益为d;如果n人都背叛,每期收益则为A-n d。并假定C>d且C<n d。
第一个不等式意味着每个人都有背叛的动机;第二个不等式是说背叛将给整个区域带来外在不经济效应。同时假定,每个农户使用水利工程设施时存在技术上的非排他性,因此通过禁止未来使用农田水利设施来惩罚背叛者在合理的成本条件下是困难的。
2.3.1 囚徒困境
当N=2时,一次博弈情况下的均衡就变成了囚徒困境模型。假设共有甲乙两位农户参加某一区域的小型水利设施建设工程,可以得到该博弈的收益矩阵,如表1所示。
从上面的支付矩阵可以知道,在博弈过程中,农户甲而言,如果乙选择合作,甲的占优策略是背叛,因为A-C>A-d;如果农户乙选择背叛,农户甲的占优策略仍然是背叛,因为A-C-d>A-2 d。因此,农户甲的占优策略是(背叛,背叛)。同理可以分析,乙的占优策略也是(背叛,背叛),所以可得到该博弈的均衡是(背叛,背叛)。
囚徒困境模型向人们说明了集体理性与个人理性之间的矛盾,即使博弈双方都知道(合作,合作)对两个人的总收益是最大的,但在以个人利益最大化原则下的战略选择结果却使得两个人的总收益最小。
2.3.2 重复博弈的合作策略
为了走出囚徒困境,可以引入无限次重复博弈。考虑“冷酷战略”:(1)开始选择合作;(2)选择合作直到有一方选择背叛,然后永远选择背叛。令δ为时间贴现率,且收益区域内农户的时间贴现率相同,如果甲在博弈的某个阶段首先选择了“背叛”,他在该阶段得到的收益为A-d,但是这种行为会引发农户乙的“永远背叛”的惩罚,因此,甲以后的每个阶段的收益都是A-2 d。所以,只要式(1)成立,给定乙没有选择“背叛”,甲将不会选择“背叛”。
求解式(1)可得:
即当δ≥(C-d)/d时,只要乙不会选择“背叛”策略,甲将不会选择“背叛”策略。如果博弈重复次数较多,且每个人有足够的耐心,任何短期的机会主义行为的所得都是微不足道的,参与人有积极性为自己建立一个乐于合作的声誉,同时也有积极性惩罚对方的机会主义行为,从而形成能够实现自我实施的制度均衡。但是,Gary的研究表明:由于合作必须具备一定的前提条件,这种n人重复囚徒困境中的合作实际上几乎是不完全不可能的[23]。
2.3.3 颤抖效应
在进行重复博弈时,假设博弈群体中有3种类型的博弈人,博弈参与人的策略选择:第1种为“合作”(用“C”或“0”表示);第2种采取“冷酷策略”(用“T”或“1”表示);第3种采取“背叛”策略(用“D”或“2”表示)。当博弈参与人“犯错误”时,他的行为会偏离他的策略选择(如选择“合作”策略的农户出现“背叛”行为),称之为颤抖效应。假设参与人只有在想要达到合作结果时才会出现颤抖效应,也就是说,采用“背叛”策略的参与人不会“犯错误”。并假设“犯错误”的农户会在下次博弈时会修正之前所采取的错误策略选择。
用πij表示一次博弈时,甲采取i策略,乙采取j策略时的收益,i,j∈{合作,背叛},则:
Vij表示当博弈参与人采取策略i,对手采取策略j时,在重复博弈中的总收益,i,j∈{0,1,2},通过计算可得重复博弈的收益矩阵如表2所示。
当博弈出现“颤抖效应”,希望合作的博弈参与人“犯错误”的概率为ε时,用πεij表示一次博弈时博弈参与人的期望收益,如式(3)所示。
用Vεij表示当博弈参与人“犯错误”的概率为ε,对手采取策略j时,参与人i在整个重复博弈中的收益,则:
从上述公式可以看出,在博弈发生“颤抖效应”时,Vε01和Vε11的大小不再相同,在此情况下,博弈人对于每种策略的反应不再相同,当博弈群体中没有采取“背叛”策略的参与人时,采取“合作”策略的博弈人与采取“冷酷”策略的博弈人就会很容易被区分。基于此,可以得到下面命题。
命题1.在两人重复博弈的囚徒困境中,只要ε逼近于0,δ充分接近于1,均衡p*=(0,1,0)是渐进稳定的。
证明:p*=(0,1,0)是渐进稳定的,当且仅当:
通过计算可以得到:
所以可以得到:
故只要式成立,式
当重复博弈中没有引入颤抖效应时,参与人不能区分“合作”与“冷酷”策略的博弈人,随着博弈的进行,“合作”策略的博弈人会在群体中占较大的比例,“冷酷”策略的博弈人会逐渐减少,但是当“冷酷”策略博弈人减少到一定的比例时,对博弈人采取“背叛”策略时缺少足够的惩罚,群体中选择“合作”策略的博弈人由于利益的驱使,会选择“背叛”策略,导致群体合作的状态非常脆弱;由命题1可知,当重复博弈中引入了颤抖效应时,选择“合作”策略与“冷酷”策略的博弈人的行为能够得到区分,只要“合作”与“背叛”的收益能够满足式(6),即“合作”策略带来的收益不宜过大,均衡p*=(0,1,0)是渐进稳定的,群体合作状态是稳定的。
3 重复博弈稳定运行的内在机制
上节中博弈收益矩阵的收益大小可分为两部分,一部分为经济收益;另外一部分为社会资本。农田水利设施受益区内的居民在进行重复博弈时,不仅考虑经济收益,也会考虑一定的地位、威望以及可信任程度等,称之为社会资本[24]。社会资本的积累,是通过居民在长期的社会交往中积累和增加,其内容主要包括了其他居民对他的评价、他在受益区范围内的地位、威望、可信任程度等。而在农村这样的一个熟人社会中,某个人一旦丧失了社会资本,不被其他人所信任,那么他在这个农村区域内生活的成本将大大增加,甚至于在得不到其他人帮助的情况下难以生存,这样的后果将是农民不愿意看到的。所以,农民参与农田水利设施建设的内在稳定机制,其结论可以表述如下。
(1)农田水利设施受益区必须有明确和固定的参与人边界。只有固定的参与人之间的长期重复博弈才会对博弈人产生足够的了解,使参与建设管理制度达成合作均衡,否则可能每次博弈都是跟不同的人进行一次性博弈,极易陷入囚犯困境而达不成合作均衡。
(2)受益区居民之间需要形成稳定的社会关系网络,积累足够的社会资本。如果农户之间没有形成稳定的社会关系网络,不具备足够的社会资本,由于农田水利设施资源非排他性导致的外部效应,将会使得农民更容易采取机会主义行为,可能使得水利设施缺乏妥善有效的机制而最终走向“公地悲剧”。
(3)应合理设置奖励与惩罚措施,使重复博弈达到“合作”稳态。在参与农田水利设施建设过程中,居民对水利设施建设对他们带来收益及成本的比较决定了战略选择,而农民参与水利设施建设的历史信息(包括对合作者的奖励以及对背叛者的惩罚)与农户对长期合作的预期收益与成本的比较与当期不合作的收益与成本比较的结果构成了受益区内农户所共知的“共同知识”,它向人们显示了采取不合作策略将遭受的惩罚,以此形成一种可信的惩罚威胁。
4 对策与建议
本文首先建立了农田水利设施受益区农户选择是否参与水利建设的博弈模型,在一次博弈模型中,理性的博弈人考虑自己收益最大化,会选择“背叛”策略不参与农田水利设施建设从而使博弈陷入囚徒困境。在此基础上,假设农户在博弈时完全理性,构建了农户参与水利设施管理的重复博弈模型,给出了重复博弈中实现合作均衡的条件。然后考虑农户在重复博弈过程中会出现“失误”,证明了只要设置合适的奖励惩罚大小,即控制“合作”与“背叛”时农户的收益,稳定的合作均衡可以达到。最后,进一步分析了农户参与农田水利设施建设的内在稳定机制。
通过分析,针对现行的农户参与农田水利建设现状,可提出如下对策和建议:(1)做好农田水利设施规划,使收益农户的边界尽量固定,减少重复建设;(2)做好参与水利设施建设制度以及集体荣誉感宣传工作,使社会资本在农户心目中有足够的分量;(3)发挥农民用水者协会在小型农村水利工程建设与管理的作用,更好地组织农民进行投工投劳;(4)合理地设置农民参与水利工程建设的奖惩措施。
农户参与式管理 第8篇
国内学者对小农水管护问题进行了大量研究,主要集中在以下3个方面:①关于小农水管护主体研究。邓淑珍[3]、李少抒等[4]认为,在灌溉区成立农民用水者协会能够调动农户的参与积极性,增强农户投工投劳意愿,弥补取消“两工”后“志愿失灵”造成的“公益真空”,灌溉用水利用率得到有效提高,确保了农田水利设施的良性运转。贾林州等[5]基于对小农治水的实地调研,提出强化契约合作主体中集体协同能力,稳固农村基层组织主体地位才是重构农村水利制度的唯一途径。韩俊等[6]指出由于小农水具有基础性、公益性的特点,具有显著的正外部性,盈利能力羸弱,所以政府必须给予小农水建后管护主体资金帮扶,保证水利设施持久、高效运转。②关于小农水管护机制研究。于良等[7]对我国目前小农水管护所面临的问题进行梳理,构建博弈数理模型深化研究,提出建立多元化、多渠道、多主体农村水利设施投融资管护机制,创新水利融资渠道,以此推动农村水利事业的良性发展。何平均等[8]认为,自市场经济以来,国家对小农水重视不足,中央财政支农资金疲惫,水利治理投入比重偏低。因此,要强化政府职责,整合财政资金,构建公共财政支持小农水长效管护机制。③关于农户参与小农水管护行为的影响因素研究。胡晓光等[9]以河南南阳市为例,发现农户选择参与小农水管护行为受农户社会资本、农户受教育程度、身边人参与管护的比例、农户对小农水管护方式认知及政府扶持力度等因素的影响,其中政府扶持力度对农户参与行为的影响最显著。孔祥智等[10]、郭玲霞等[11]建立计量经济学模型,对农户管护行为的影响因素进行了实证分析,并提出政策建议。
总体来看,国内学者对小农水管护问题的研究,主要从管护主体、管护机制等方面展开了定性或定量分析,并对农户参与小农水管护行为的影响因素进行了实证分析。这些学者早期的探索给笔者提供了很好的启示,但现有相关实证分析选取变量涉及集体层面的因素并不多见,然而对于农村准公共产品的小农水管护来说,个体理性和集体理性两者之间并不可完全画等号,忽略个体层面或集体层面的任一因素都可能会影响政策实施的最终效果[1]。所以,笔者的研究与以往研究不同之处在于:所选影响因素既涉及个体层面,也涉及集体层面,着重从农户个体特征、农户家庭特征、农户村庄特征及农户心理认知状况4个方面选取变量,分别对农户参与小农水管护行为的影响因素进行理论与实证分析,旨在为构建农户参与小农水管护行为的表露机制提供参考依据。
1 理论分析框架
“理性小农学派”认为农户是理性的,其行为动机是追求自身利益最大化。因此,农户是否参与小农水管护取决于能否给自身和家庭带来最大化的效用,只有在潜在利润的激励诱导下农户才愿意参与小农水管护。运用成本收益分析法,用式(1)表示农户参与小农水管护的决策模型:
式中:D(R)为农户参与小农水管护的决策函数;P为农户参与小农水管护的概率;E为农户参与小农水管护的预期收益;C为农户参与管护的预期成本;R为农户通常情况下不参与管护的正常收益;F为预期净收益,即预期收益扣除正常收益和预期成本之后的净收益。
该决策模型显示:农户的正常收益、预期成本和预期收益影响农户参与小农水管护的行为决策,只有当F>0时,农户才会参与管护;当F=0时,农户持无所谓的态度;当F<0时,农户则不愿参与。上述模型中,农户的预期成本和正常收益是2个相对较容易确定的变量,而难以确定的是预期收益,它是由农户内在因素及其所处外部环境等多重因素决定的。
借鉴朱红根等[12]关于采用博弈模型的思路对农户管护行为的影响因素进行理论分析。
假设村庄内有m个农户,其策略是选择参与或不参与小农水管护,如果农户采取合作策略,即参与管护,设其劳动贡献量为gi;若农户不参与管护,则相应的劳动贡献量为0,G代表当前村庄小农水质量:
式中:G0为村庄原有的小农水质量情况;ri为单个农户参与小农水管护对整体水利设施的影响系数。农户年龄、受教育程度以及对小农水管护方面的心理认知情况影响其参与小农水管护的积极性,进一步影响小农水整体状况。因此,ri受户主个体特征和心理认知情况的影响。设农户效用函数为
这时,村庄内每个农户面临同一个问题,即在其他农户行为策略既定和自身禀赋Mi的约束条件下,选择自己最优策略(xi,gi)以使效用函数Ui最大化,其中:
式中:Mi为农户i的务农收入;px为私人产品价格;pg为农户i参与各项小农水管护所承担的平均费用。
假设农户效用函数能够用柯布—道格拉斯形式如下表示:
式中:α和β分别为私人产品消费量变化和小农水消费量变化所造成农户效用变化的比率(0<α,β<1),反映出私人产品和小农水对农户的重要性。由于在私人产品消费和小农水消费之间存在替代效应,在农户收入既定的情况下,假设α+β≤1。顾及不同农户间经济收入水平和地理位置的差异,且依据农户效用最大化的拉格朗日条件,得出农户i参与小农水管护的纳什均衡解,其反应函数如下:
式中:m为村庄成员规模。令σ=α/β,表示农户对于私人产品与小农水消费的相对重要性,代入式(6)得:
式(7)对σ求导得:
从最优反应函数式(6)~(8)中可以看出:一方面,农户务农收入Mi越高,农户参与管护对村庄小农水整体质量的实际影响系数ri越高,农户越愿意参与小农水管护;进一步分析可知,Mi受农户拥有耕地数量、种粮补贴占种粮投入比例、种粮收入占家庭总收入比重等家庭特征影响,ri主要受户主个体特征和心理认知情况等影响。另一方面,农户所承担各项小农水管护平均费用pg越高、原有水利设施状况G0越好、农户对私人产品与小农水消费的相对重要性σ越大、村庄成员规模m越大,农户越不愿意参与小农水管护;进一步分析可得,pg受资金不足状况、家庭劳动力短缺状况等农户家庭特征的影响,m则受村庄农户数量等农户村庄特征的影响。
2 调查数据来源和样本农户的基本特征
2.1 调查数据来源
笔者所用数据来源于课题组在2014年12月至2015年3月对河南省方城县的实地调研。方城县处于河南的西南部,南阳盆地之东北隅,是全国商品粮油生产基地县、全国农业综合开发示范县、小农水重点建设县。为确保该研究能够真实反映农户参与小农水管护的影响因素,课题组力求找出被调查对象的代表性特征与普遍性倾向,依照随机抽样的原则,在方城县辖区17个乡(镇、办事处)中随机抽取10个乡(镇、办事处),每个乡(镇、办事处)随机抽取2个村,每个村随机选取10户,共计200个样本农户。采用一对一走访座谈的形式,发放调研问卷并要求其现场填写,对于文盲或半文盲的农民,使用一问一答的方式,由调查者代替填写问卷。该次调研共发放问卷200份,剔除填写内容不规范的无效卷,最终确定192份为有效收回问卷,有效率为96%。
2.2 样本农户的基本特征
样本农户具有以下基本特征:①受访者以男性为主,占样本总数的84.53%,这符合研究所需的决策主体结构;样本农户平均年龄为53岁,分布在21~68岁之间,其中50岁以上占样本总数的49.48%,其次是41~50岁,占33.33%;样本农户受教育程度大多集中在小学及小学以下、初中这个阶段,分别占总数的41.67%和37.5%,文化程度偏低。②从家庭拥有耕地数量看,拥有耕地面积0.40 hm2及以下的家庭占15.63%,0.40~0.67 hm2的家庭占64.58%,0.67 hm2及以上的家庭占19.79%,证明此地区农户耕地拥有量适中;在家庭农业生产中有70.84%农户认为存在家庭劳动力短缺情况,这与现实情况较吻合。③尽管种粮补贴能提高农户种粮收益,但有94.79%的农户所获种粮补贴与种粮投入比例低于20%,补贴额较低对提高农户种粮积极性有抑制作用。④在家庭收入构成方面,有74.49%的农户种粮收入占家庭总收入比重低于50%,表明在所调研的农户中,种粮收入并不是其家庭收入的主要来源,这一特征与我国农村家庭的总体现状大致相符[13]。综合来说,样本农户表现出老龄化趋势明显、受教育程度较低、家庭劳动力短缺、种粮积极性不高及种粮收入占家庭总收入比重很低等特征,具有较强的代表性。
3 计量模型选择与变量选取
3.1 计量模型选择
笔者研究的农户参与小农水管护行为,其行为动机只有2种:参与或不参与管护,因传统的回归模型其因变量取值限度为(-∞,+∞),不适合此处使用,因此笔者采用的二元Logistic模型,能将回归变量的值域限制在[0,1]之间,可以有效分析定性变量与其影响因素相互间的关系,其应用在因变量为定性变量的预测分析中具有较高的准确度和预见性。在模型设定时,将农户参与小农水管护与否作为因变量,农户“参与”定义为“y=1”,反之则定义为“y=0”,设y=1的概率为p,则y的分布函数为
将农户参与小农水管护行为的影响因素作为自变量,并将因变量的取值限定在[0,1]之间,采用最大或然估计法对其回归参数进行评估。其概率函数基本形式为
式中:Pi为农户参与管护的概率;α为回归截距项;Xi为农户参与小农水管护的第i种影响因素;βi为影响因素的回归系数;n为影响因素的个数;η为误差项;ri为随机扰动项。
3.2 变量选取
农户参与小农水管护行为各变量的统计性描述如表1所示。
a.农户个体特征。选取年龄与受教育程度来反映此特征。预期农户的年龄对其参与管护行为的影响可正可负。因为,一方面,随着农户年龄增加,其接受新生事物的能力逐渐下降,思想可能更趋于封闭、保守,因而不愿参与小农水管护;另一方面,年龄越大的农户,积累的经验越丰富,判断力愈加敏锐,具有一定的预见力和前瞻性,则愿意参与小农水管护。农户受教育程度对其参与管护行为的影响可能为正,因为文化水平越高的农户,越能充分认识到小农水的重要性,另外丰富的知识积淀可以辅助其做出更理性的决策,从而降低交易成本,提高预期收益。
b.农户家庭特征。将此特征界定为5个方面:农户拥有耕地数量、资金不足状况、家庭劳动力短缺状况、种粮补贴占种粮投入比例、种粮收入占家庭总收入比重等。预期拥有耕地数量越多的农户,为维持正常的农业生产就会越依赖小农水,耕地规模大的农户其农业收入水平也可能相对较高,因而参与管护积极性就越强;预期农户资金越充足,家庭劳动力越不短缺,则越可能参与管护;种粮补贴占种粮投入比例越高,越能激发农户的种粮积极性,越能激励其参与小农水管护;种粮收入在家庭总收入中占有的比重越大,表明农户从事粮食生产收入在其家庭总收入来源中占据的地位越重要,那么其参与小农水管护意愿就越强。
c.农户村庄特征。选取村庄农户数量来描述此特征。预期村庄成员规模负向影响农户参与管护行为。集体行动理论认为,和小社群相比,大社群具有诸多困境。在大社群中,成员间频繁互动的机会减少,这不仅妨碍构建合作的声誉激励机制,而且也会制约社群内形成相互信任、互利共赢的氛围[14]。在现实中,村庄是小农水管护这一集体行动的基本单位,当该村小农水状况良好时,每个农户不管对其贡献与否都能从中受益,这就造成一群理性的农户聚在一起在面对小农水管护时,其中的每一个人都想让其他人付出劳动,而自己坐享天成、造成“搭便车”困境。因此,预期村庄农户数量越多对农户参与小农水管护行为的负向影响越大。
d.农户心理认知状况。选取政府对小农水管护投入情况、小农水管护资金应由谁负担、小农水管护对农业生产的重要程度、对现阶段小农水运行状况的整体评价等指标来反映此特征。农户参与管护行为受政府对小农水投入状况影响预期可正可负,政府通过政策倾向、技术扶持、资金匹配等惠农措施来调动农户参与的积极性,政府支持力度越大,农户参与小农水管护的成本越低、阻力越小、意愿也就越强。但是,政府提供的条件越优惠,农户也越有可能“搭便车”,从而造成低度的私人参与行为;如果农民认为小农水管护资金应由政府提供,则他们投入资金的意愿就会减弱;如果农民觉得小农水管护对农业生产的重要程度越高,则其参与管护的积极性可能就越高;如果农民感到现阶段小农水整体状况较好,说明目前的水利工程状况已经基本满足其进行农业生产、生活需要,则其参与小农水管护积极性就会较弱。
4 计量模型估计结果与分析
采用Eviews 6.0对数据进行回归处理,评估结果见表2。从模型估计结果可以看出,似然比指标为0.839 787,似然比统计量为185.763 7,似然比统计的P值为0,表明该模型整体拟合优度较好,方程总体显著,回归分析得到的结果可以作为判断各影响因素作用大小与方向的依据。将各因素的显著性、方向和作用程度归纳总结如下。
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著。
4.1 农户个体特征影响
年龄与受教育程度均没通过显著性检验,且受教育程度的系数为负,说明农户的学历越高,其越不愿参与小农水管护。这与预期不相符,可能是因为受教育水平高的人一般能获得比常人更高水平的工资,但并不能认为他们会把这些资金投入农业建设方面,因为他们的工作和生活重心可能早已不在经济落后的农村,其人力资本更倾向于具有投资区位优势的大中型城市以重塑自己人生价值。
4.2 农户家庭特征影响
农户拥有耕地数量通过了10%水平的显著性检验,其影响方向和预期一致。根据集体行动理论,和同质性群体相比,异质性群体更有可能促使集体行动成功,其参与集体行动的激励较强,而耕地种植规模是成员异质性的关键维度所在[15]。因此,耕地面积的增多可以有效提升农户参与小农水管护等集体行动的积极性。
农户资金不足状况对其是否参与小农水管护的影响不显著,但系数符号为正,表明农户资金缺口越大,越不愿意参与管护,与预期相符。因为在资金仅能满足农户基本生产、生活需求的情况下,其不会投资“准公共产品”的小农水。
农户家庭劳动力短缺状况对其参与小农水管护行为正向影响显著,该变量通过了5%水平下的显著性检验,表明农户家庭劳动力越短缺,其越愿意参与管护活动,这与预期分析结果相悖。可能的原因是完善的农村水利设施可以提高农业生产能力,在推动农业发展中起到事半功倍的效果,这就在一定程度上弥补了农户劳动力短缺的现状。所以,农户家庭劳动力越短缺,越倾向于小农水的管护。
种粮补贴占种粮投入比例通过了1%水平的显著性检验,系数符号为正,表明种粮补贴占种粮投入的比例越高,农户越倾向于参与小农水管护,这个结果和最初预期一致。由于种粮补贴大多以现金形式直接发放给农户,种粮补贴占种粮投入比例越高,对农民增收越有利,种粮行为对农户也就越重要,农户就越愿意参与小农水管护。
种粮收入占家庭总收入比重同样通过了1%水平的显著性检验,系数符号为正,说明种粮收入占家庭总收入比重越高的农户,其越愿意参与小农水管护,和前文理论预期相符。
4.3 农户村庄特征影响
村庄农户数量通过了5%水平的显著性检验,回归系数较高且符号为负,符合预期效果,意味着村庄成员规模越大,农户参与小农水管护的积极性就越弱。
4.4 农户心理认知状况影响
政府对小农水管护投入情况,该变量系数在10%水平上正向影响显著,表明政府支持力度对农户参与管护具有非常重要的助推作用,若政府给予小农水的支持力度越大,农户管护积极性就越高。
小农水管护对农业生产的重要程度这一变量通过了5%水平的显著性检验,系数符号为正,说明农户认为小农水管护对农业生产越重要,其参与积极性就越高,与预期结果相符。
小农水管护资金应由谁负担、对现阶段小农水运行状况的整体评价这2个变量都没有通过显著性检验。小农水管护资金应由谁负担这一变量没有呈现显著影响的原因可能为:①由于小农水属于“准公共产品”,存在受益的非排他性和一定程度上消费的非竞争性,农民在对其投资投劳时难免会产生“搭便车”的机会主义行为倾向;②由于政府匹配管护资金额度有限,而农民顾虑到小农水对自身农业生产的重要性,所以不得不参与小农水管护。
5 结论与政策建议
5.1 结论
农户拥有耕地数量、家庭劳动力短缺状况、种粮补贴占种粮投入比例、种粮收入占家庭总收入比重、政府对小农水管护投入情况、小农水管护对农业生产的重要程度等因素对农户参与小农水管护行为有显著正影响,而村庄农户数量对农户参与小农水管护行为有显著负影响。
5.2 政策建议
a.进一步完善农地流转政策,支持规模经营主体的发展,加强农户间耕地流转的法律规范,增强耕地流转的实效性和稳定性,以此提升耕种规模,从而推动农户参与小农水管护。
b.加大农业种植的财政补贴力度,在现有基础上适度提高粮食收购价格,提升农户种粮收益在其家庭总收入结构中的比重,以此增强农户对小农水管护的支付能力。
c.政府应加大村庄小农水管护投入力度,提高村庄小农水管护能力。政府应通过政策倾向、技术扶持、资金匹配等惠农措施激励农户的参与式管护行为,调动农户的参与积极性、能动性,从而推动农户参与式管护机制的良性运行。
d.加强农村基础教育建设,构建和完善多元化的农民教育培训体系,引导农户充分认识到加强小农水管护对农业生产的重要性,增强农户的责任感及主人翁意识,提高农户参与管护的自觉性和积极性。
摘要：利用河南省方城县192个样本农户的调查数据,运用博弈模型逻辑和二元Logistic回归分析,分别从理论和实证上探究农户参与小型农田水利设施管护行为的影响因素。研究表明:农户拥有耕地数量、家庭劳动力短缺状况、种粮补贴占种粮投入比例、种粮收入占家庭总收入比重、政府对小型农田水利设施管护投入情况、小型农田水利设施管护对农业生产的重要程度等因素对农户参与小型农田水利设施管护行为正向影响显著,而村庄农户数量对农户参与小型农田水利设施管护行为负向影响显著。最后基于实证分析结果提出了相关政策建议。
农户参与式管理 第9篇
2015 年, “中央1 号”文件指出: 我国农业资源短缺、开发过度、污染加重, 如何在资源环境硬约束下保障农产品有效供给和质量安全、提升农业可持续发展能力, 是经济发展进入新常态必须应对的一个重大挑战[1]。农田作为一种稀缺和不可替代的资源, 其合理保护与利用直接关系到社会经济的可持续发展。建立农田生态补偿机制有利于激励农民、农村集体经济组织等相关主体参与农田数量、质量和生态环境的“三位一体”管护, 推动优质农田景观保护从以行政手段为主的管制措施向运用法律、经济、技术和行政等综合手段转变, 有利于可持续利用耕地资源, 建设资源节约、环境友好型社会, 促进不同地区、不同利益群体的和谐发展。
近年来, 美国、欧盟等发达国家通过市场和融资体系这两大平台, 建立起生态补偿机制的基础框架[2], 农民自愿参与并得到补偿, 包括公共补偿、限额交易计划、私人购买、生态产品认证计划等[3]。一些学者针对生态补偿项目的实施情况进行了不同层面的研究, 为国内农田生态补偿政策的试点与推广提供了参考。Bremer等发现, 土地所有权、社会资本等因素对厄瓜多尔安第斯草原PES项目的参与产生了不同程度的影响[4]; Hung - Hao Chang等发现, 农场规模较大, 易受风、水侵蚀的地方农户参与CRP项目的概率较大[5]。借鉴国外的成功经验并结合我国实际, 近年来国内一些典型地区, 如成都、上海、佛山等相继对农民保护耕地提供了3000—7500 元/hm2·a不等的补偿。国内关于农田生态补偿的研究相继展开, 但大多集中在对补偿方式、补偿标准和参与意愿的探讨。如刘尊梅从政策制定、政策执行和政策支撑三方面对当前农业生态补偿政策存在的问题进行了分析, 并构建了我国农业生态补偿政策的理论框架, 提出其运行路径[6]; 杨欣等指出, 选择交易成本低、具有操作性的补偿方式实现农田生态产品市场运作, 是农田生态补偿制度实施的关键[7]; 雍新琴等以粮食安全等模型为基础, 测算了江苏省各县域和市域耕地保护基本任务与财政补偿转移支付数量[8]; 员开奇等提出了满足基于农业生产者经济收益, 确定耕地保护补偿标准的方法[9]; 李海燕等从农户生计多样性入手, 利用结构方程模型分析了上海闵行区和苏州张家港市农户参与农田生态补偿政策的意愿、政策响应情况[10]。笔者也曾对农户参与成都地区耕地保护经济补偿的响应状态和影响因素[11]、湖北省不同类型主体功能区农户参与农田生态补偿政策的意愿与差异性进行了探讨[12], 但缺乏考虑参与农田生态补偿政策的农户的异质性探讨, 不利于进一步完善农田生态补偿政策以提高不同类型农户的参与意愿。本文从耕地功能分化角度出发, 探讨了不同主导耕地功能的家庭农户参与政策的意愿, 提出促进农户参与意愿的针对性建议。
2 研究区域与数据来源
我国经济发达地区有能力开展试点, 但耕地资源较少, 因此开展试点没有推广价值。国家开展的试点选址在粮食主产区比较有意义[13], 这有利于缓解我国粮食安全[14,15,16]问题。湖北省是全国重要的粮食主产区, 2013 年全省粮食种植面积达425. 84 万hm2, 比上年净增了1. 9% ; 粮食产量2501. 3 万t, 比上年净增了2. 4% 。其中, 夏粮、早稻产量累计达到723. 8 万t, 比上年净增了10. 3% ; 油料作物产量341. 00 万t, 比上年净增了6. 7% 。其中, 油菜籽总产量连续18 年保持全国第一位[17]。因此, 湖北省是合理的农田生态补偿政策的试点对象。
我们于2013 年在武汉、荆门和麻城地区实地调研了553 个农户, 获取有效问卷481 份, 回收率86. 98% 。调查范围涉及武汉市江夏区郑店街、蔡甸区张湾街、黄陂区三里镇、荆门市掇刀区团林铺镇、京山县孙桥镇、麻城市宋埠镇, 共51 个村。调研内容包括农户个体特征 ( 性别、年龄、教育程度等) , 家庭特征 ( 收入结构等) , 农户对农田生态补偿政策的认识、参与偏好等。
我们对受访农民的性别、年龄、教育程度、生计方式等进行分析, 结果表明: 样本性别比例适中; 年龄集中在40—60 岁之间; 教育程度以小学和初中水平为主; 大多数受访农户务农、有承包地、个人月收入基本都在1000 元以下; 家庭农业收入比集中在70% 以上, 见表1。
3 农户家庭耕地功能评价与测度
3. 1 耕地功能分类
耕地具有地势好、土质肥沃、区位优越、交通便捷的优点, 除生产粮食外, 还具有保障就业、保护生态环境的作用。耕地功能的实质就是耕地的功效, 具体是指耕地能满足人类经济、社会和生态方面需要的功能[18]。许多学者就耕地多功能进行了探讨, 如Shi认为耕地具有生产、生活和生态功能[19]; 蔡运龙认为耕地具有生产、生态服务、社会保障功能[20]; 霍雅勤等总结为社会保障、经济产出和就业功能[21]; 刘卫东认为耕地功能分类体系应包括经济、生态和文化功能[22]; 姜广辉等提出, 耕地除具有生产、生态服务、景观文化等基本功能以外, 还具有国家食物安全保障和农民社会保障等衍生功能[23]; 宋小青等从基本生活保障、粮食安全保障、国民经济贡献、就业保障、社会安定维护和生态安全维护功能七个层面构建了区域尺度的耕地多功能评价指标体系[24], 对中国1949 年以来中国耕地功能变化进行了全面分析, 从耕地功能变化研究框架出发探讨了土地利用转型的研究路径。基于以上研究, 笔者认为, 对农户家庭而言, 耕地的功能主要包括基本生活保障、粮食安全保障、家庭经济来源、就业保障和生态环境保护等 ( 根据实地调研, 发现景观文化功能被弱化, 故本文未考虑此功能) , 这是本文构建的农户家庭尺度耕地多功能评价体系 ( 表2) 的理论来源。
注: 联合国粮农组织提出一人一昼夜享有37656k J ( 折算成粮食每人每年占有粮食1000kg) 热量的食物消费为粮食的根本解决标准[25], 故本文耕地压力指数计算中设定人均粮食需求量为1000kg。
3. 2 耕地功能评价方法与指标体系
评价模型的构建: 耕地功能评价可对单一功能进行评价, 也可对综合功能进行评价。单一功能评价是对耕地功能中的单项功能指标进行评价计算, 得到耕地单项功能评价结果; 综合功能评价是依据各个因素的差异情况, 结合本区域内的实际状况, 建立适合该区域的指标评价体系, 首先计算出单项功能权重和各指标权重, 然后进行综合评价。采用多目标线性加权函数法计算得出耕地功能评价结果, 在得到不同农户家庭耕地多功能利用水平结果时还能对各分功能进行得分计算, 有利于针对存在的问题提出相应解决措施。计算公式为:
式中, wij为权重, fij为单个指标标准化后的值, Fi为耕地单一功能得分, F为耕地功能总得分。
权重确定方法: 熵权法是一种客观的赋权方法。根据各指标的变异程度, 利用信息熵计算出各指标熵权 ( 即权重) 的具体操作步骤是:
计算第j个指标下第i个项目的指标值的比重pij:
计算第j个指标的熵值ej:
计算第j个指标的熵权wj:
指标体系: 基于前人研究和实际调研, 构建家庭尺度耕地多功能评价体系, 并用熵权法确定指标权重, 见表2。
数据的同向化处理: 在评价指标体系中, 由于指标因子间存在量纲差异, 无法直接进行比较, 故需对初始数据进行无量纲化处理。对指标的无量纲处理方法有综合标准化法、极差标准化法、标准差标准化法等。本文采取极差归一方法标准化保证了各指标单调性不变, 即使变化仍处于0—1 之间。
该指标对结果影响为正采用:
该指标对结果影响为负采用:
3. 3 农户家庭耕地功能评价与测度
研究区域内武汉市和荆门市掇刀区属重点开发区, 荆门市京山县孙桥镇属农产品主产区, 麻城市属重点生态功能区。本文运用多目标线性加权函数法对不同主体功能区农户家庭耕地的各项功能进行评价打分, 得出耕地的单一功能得分和综合得分。
不同主体功能区农户家庭各耕地功能得分情况:对不同主体功能区农户家庭各耕地功能得分的平均分进行分析, 结果表明, 农产品主产区的基本生活、粮食安全保障功能、家庭经济和就业保障功能得分最高, 其次是重点开发区, 最后是生态功能区; 农产品主产区生态环境保护功能得分最高, 其次是生态功能区, 最后是重点开发区, 见图1。
从图1 可见, 70% 以上农户家庭耕地功能得分较低, 单一功能得分集中在0—0. 1 之间, 综合得分集中在0. 1—0. 3 之间。中低分段农户家庭所占比例的排名由高到低依次为: 生态功能区、重点开发区和农产品主产区; 高分段排名依次为: 农产品主产区、重点开发区和生态功能区。由于农村社会保障体系的长期缺失和农村土地产权混乱所引发的农户家庭对耕地的基本保障功能缺乏信任, 最终导致基本生活及粮食安全保障功能得分低下; 农业比较效益低下、城乡收入差距拉大引发的农业劳动力向城市转移是家庭经济和就业保障功能得分低下的重要原因; 生态环境保护功能得分低下可能与农户对耕地的生态属性缺乏认知, 以及对耕地利用化学品投入等监管不力有关, 尤其是生态功能区完全没有显示出重视生态的情况。
农户家庭主导耕地功能的界定: 根据481 个农户家庭的各项功能得分对综合得分的贡献率, 将其分为三种不同的农户, 即以基本生活和粮食安全保障功能为主的农户家庭、以家庭经济和就业保障功能为主的农户家庭、以生态环境保护功能为主的农户家庭 ( 简称“生活主导、经济主导和生态主导”) 。分析发现, 农户家庭耕地功能得分存在明显的地域分异现象。重点开发区农户家庭的耕地功能以经济和生活为主, 农产品主产区农户家庭的耕地功能以经济为主导的居多, 生态功能区农户家庭的耕地功能以生活和生态为主。不同主体功能区不同类型农户家庭的频数和所占比例见表3。
4 对农田生态补偿政策偏好的影响
笔者曾对湖北地区不同类型的主体功能区农户参与农田生态补偿政策的意愿与差异性进行了探讨[12], 发现地域分异导致的农户参与农田生态补偿政策偏好的差异性不明显。由于样本数量有限, 故本节内容仅从耕地功能分化视角探究农户参与农田生态补偿政策偏好的差异性, 未对各主体功能区农户再进行细分。
4. 1 对基本农田保护与相关政策的认知
农户对农田保护主体的认识: 农田除带来经济收入外, 还有保障国家粮食安全、维持区域生态安全[26]、维护生物多样性、净化空气、涵养水源和调节气候等[27]其他功能。大多数农户知道农田的其他功能, 以生活为主导的农户家庭了解该方面的知识最多, 高达68. 26% ; 以生态为主导的农户家庭次之, 为63. 64% ; 以经济为主导的农户家庭最低, 为57. 14%。70% 以上的农户认为政府是农田保护的主体, 但50%以上的农户认为目前承担农田保护的责任是他们自己。
农户对农田生态环境问题的认识: 不同类型农户均认可农田保护的重要性。以生活、经济、生态为主导功能的农户家庭分别有93. 41%、92. 31%、93. 94% 认为农田保护重要。然而, 60% 以上的农户反映土壤板结问题, 25%的农户提到化肥农药过量使用问题, 还存在水污染、水资源短缺和生物多样性减少等问题。
农户对农田生态补偿政策的了解: 不同类型的农户对农田生态补偿政策的了解均较为匮乏。以生活、经济、生态为主导功能的农户家庭分别有11. 98% 、8. 79% 、10. 69% 表示听说过其他城市存在直接对农民保护农田给予经济补贴, 但超过60% 的农户表示平时很少甚至从不关注农田生态补偿政策。在问及农田生态补偿政策自实施以来是否取得一定成效时, 以生活为主导功能的农户家庭有56. 29% 表示不清楚, 31. 14% 认为取得成效, 12. 57% 认为未取得成效;以经济为主导功能的农户家庭有68. 13% 表示不清楚, 17. 03% 认为取得成效, 14. 84% 认为未取得成效;以生态为主导功能的农户家庭有80. 30% 表示不清楚, 8. 33% 认为取得成效, 11. 36% 的认为未取得成效。
4. 2 对参与农田生态补偿政策意愿的影响
国家对基本农田进行了一系列禁止性或限制性的规划管制[28], 如限制农田被政府征收为道路或工厂、私人建房、采石、采矿、取土、堆放废弃物、种树、养鱼、闲置等。无经济补偿时, 大多数农户愿意将自家耕地划入基本农田保护区, 以生活、经济、生态为主导功能的农户家庭表示愿意的分别有47. 9% 、56.59% 、56. 06% , 主要原因有: 可稳定从事农业生产 ( 占50% ) 、能获得农业补贴或政策支持 ( 占20% ) 、不易被政府征收或压占 ( 占10% ) 、为国家粮食安全做贡献 ( 占10% ) 等。不愿意划入的原因主要是土地用途受限 ( 占60% ) 。此外, 种地影响外出务工、土地受到保护从而难以被国家征收、无空闲时间、年纪大不能劳动、粮食收成少同时又没有补贴等也是不愿意划入的原因。若对基本农田进行补偿, 以生活、经济、生态为主导功能的农户家庭分别有85. 03% 、77.47% 、79. 55% 表示愿意。其原因包括补偿会提高收入、促进农田数量不减少、提高农田质量和维护生态环境等 ( 表4) 。仍不愿意划入的原因有补偿太少、种田收入太低、耕地用途转变受限、劳动力匮乏等。
5 研究结论与政策建议
5. 1 研究结论
耕地资源具有满足农户家庭食物自给的基本生活保障功能, 作为家庭经济主要收入来源和提供就业保障的经济功能, 以及提供生态系统服务、环境景观等非市场价值等多功能特征。然而, 在经济快速转型过程中农民家庭的生计方式、收入结构发生了明显变化, 耕地资源的经济贡献功能在城市化、工业化快速发展的地区逐渐被弱化, 而作为农民家庭自家基本口粮、蔬菜供给的生活保障功能和作为区域生态屏障建设的景观功能却在悄然增强。探索异质类型地区农户家庭耕地功能转型与分化程度, 分析不同耕地功能分化类型农民家庭参与农田生态补偿政策的偏好和差异性, 有利于根据农户类型特征实施有针对性的差别化农田保护补偿政策, 激发和调动农民参与耕地保护的积极性。本文以湖北省为实证, 评价重点开发区、农产品主产区和生态功能区481 个农户家庭样本的耕地功能状况, 根据得分贡献率, 将农户家庭分成生活主导、经济主导和生态主导三种类型, 分析不同类型农户家庭参与农田生态补偿政策的偏好。
农户家庭耕地功能存在明显的地域分异。就基本生活、粮食安全保障功能、家庭经济和就业保障功能而言, 得分较高的是农产品主产区的农户家庭, 其次是重点开发区, 最后是生态功能区。而生态环境保护功能得分最高的仍是农产品主产区的农户家庭, 其次是生态功能区, 最后是重点开发区。此外, 70% 以上的农户家庭耕地功能得分较低, 中低分段的农户家庭所占比例排名由高到低依次为: 生态功能区、重点开发区和农产品主产区; 高分段排名依次为农产品主产区、重点开发区和生态功能区。根据481 个农户家庭耕地各项功能得分对综合得分的贡献率将其分为三种类型的农户: 生活主导农户家庭、经济主导农户家庭和生态主导农户家庭, 其中重点开发区农户家庭的耕地功能以经济和生活为主, 农产品主产区农户家庭的耕地功能以经济功能为主, 生态功能区农户家庭的耕地功能以生活和生态功能为主。
三种类型的农户家庭对基本农田保护及相关政策的认知存在较大差异。以生活为主导功能的农户家庭最了解农田的其他功能, 其次为生态主导和经济主导。大多数农户认为政府是农田保护的总体, 但目前承担农田保护责任的是农民, 尤其是有80. 49% 以生态为主导功能的农户家庭认为政府是农田保护的总体, 66. 42% 认为承担农田保护的主要责任是农民。不同类型的农户均认可农田保护的重要性 ( 达90%以上) , 但农田环境仍存在一些问题, 以土壤板结和化肥农药过量使用最严重。此外, 以生活和经济为主导功能的农户家庭提到严重的水污染问题, 以生态为主导功能的农户家庭提到生物多样性减少问题。不同类型的农户对农田生态补偿政策的了解均较匮乏。
三种类型的农户家庭参与农田生态补偿政策的偏好存在差异。无经济补偿时, 约50% 的农户愿意将自家耕地划入基本农田保护区, 主要原因是: 可稳定从事农业生产, 占45% 左右; 31. 47% 以生活为主导功能的农户家庭认为能获得农业补贴或政策支持是其重要原因之一。有补偿时, 农户参与意愿显著提高, 参与意愿由强到弱依次为: 生活主导、生态主导、经济主导; 而对那些不愿意将自家耕地划入基本农田保护区的农户来说, 理由大多是补偿太少、种田收入太低、土地用途受限和劳动力匮乏等。
5. 2 政策建议
促进耕地多功能协调发展。基本生活、粮食安全保障功能、家庭经济和就业保障功能功能关系到国家的发展大计和社会稳定, 国家应从市场角度出发, 提高农业比较效益、促进农地有序流转和耕地的规模经营; 生态环境保护功能关系到子孙万代的生存质量问题, 节约集约利用土地应更多地从生态角度着手, 发展有机农场和建立耕地生态服务市场是不错的土地利用方式。
农田生态环境问题亟待解决, 尤其是土壤板结和化肥、农药过量使用问题, 还有以生活和经济为主导功能的农户家庭提到的水污染问题, 以生态为主导功能的农户家庭提到的生物多样性减少问题。
探索市场导向的多元化的耕地保护补偿政策与机制。耕地保护补偿不能仅靠政府的财政移转及补偿政策, 建议尝试建立以市场导向的农田保护经济补偿机制, 如通过社会捐赠、税收减免等方式鼓励社会非盈利机构参与农田保护、购买农田发展权; 鼓励农户和乡村社区捐赠农田发展权; 鼓励构建以开发商融资为主的农田发展权移转市场等, 激励社会相关主体参与农田保护的动机, 实现农田保护的区际公平、代际公平。
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