以下是引用这篇文章的既定格式:
Wand, Y., Y. Su和E. K. Araral. 2022。迁移与公地中的集体行动:社会生态系统框架的应用与来自中国的证据。生态与社会27(1):36。摘要
人们对公地的集体行动了解甚多,但对移民作为一种外生冲击的影响却知之甚少。我们以中国为例,在过去的40年里,至少有2.8亿人从农村迁移到城市。我们运用社会生态系统(SES)框架和集体行动理论,利用中国20个省份1985个家庭的调查数据。数据分析采用验证性因子分析、工具变量的有序probit回归、结构方程建模和交互效应分析。研究发现,移民对公地集体行动具有显著的负面影响,其影响主要受资源依赖、领导能力、社会资本和社区意识四种机制的调节。其中,资源依赖和领导力约占总效应的三分之二。对于复杂、多变量、非线性、跨尺度和动态的社会生态系统的实证研究,SES框架已被证明是一个有用的工具。介绍
人们对公地的集体行动(Agrawal 2001, Agrawal and Ostrom 2001, Araral 2009)了解甚多,但对移民作为外生冲击的影响却知之甚少。本文运用社会-生态系统(SES)框架来研究移民对公地集体行为的影响。我们关注的是中国的情况,在过去的40年里,至少有2.8亿人从农村迁移到城市。在中国之外,印度和非洲的大部分地区,从农村到城市的人口流动也在加速。新兴文献表明,农村向城市的迁移对公地的集体行动产生了负面影响(Baker 1997, Rudel 2011, Liu and Li 2017)。Wang et al.(2016)假设领导力、社会资本、社区意识、经济异质性和资源依赖在中国劳动力外迁对公地集体行为的影响中起中介作用。然而,很少有实证研究考察农村劳动力外迁影响公地集体行为的机制。
SES框架适合于实证研究移民对公地集体行动的影响,因为它允许研究”复杂、多变量、非线性、跨尺度和变化的系统”(奥斯特罗姆2007:15181)。此外,使用SES框架研究交互效应在过去十年中已经取得进展(Cash等人2006,Ostrom 2009, Hinkel等人2015,Vogt等人2015,Partelow和Winkler 2016, Amblard 2019, Su等人2020,Wang等人2020)。同样,研究内外干扰对生态系统的动力学和影响的兴趣也在增长(Yu et al. 2014, Martone et al. 2017, Tenza et al. 2017, Xenarios et al. 2019)。
作为一个拥有大量农村人口的大国,中国自1978年改革开放以来,以前所未有的速度快速城市化(Liu et al. 2014)。在过去的40年里,中国有超过2.8亿农村工人向城市迁移(Cheng等,2019年)。这种大规模的人口流动产生了解放和发展生产力、促进农村可持续发展、促进农村市场经济快速发展的积极效果。然而,与东亚其他国家类似(Liu et al. 2010),这种高速城市化不仅带来了众多好处,也迫使中国面临加剧的危机。这导致村庄发展能力普遍停滞,并威胁到村庄的可持续性和恢复力(Li et al. 2014, Liu et al. 2018)。农村灌溉集体行动的衰落是中国农村可持续发展危机的典型表现。它提高了农业生产的经济成本和农村社会的社会风险,对农村可持续发展产生了巨大的负面影响(Wang et al. 2016, 2019, Wang and Wu 2018)。
在本文中,我们旨在理解在一个面临外生冲击的不断变化的社会经济体系中,制度、治理和生态系统之间的联系。特别地,我们研究了劳动力外移——对ses的外生冲击——如何影响当地社区解决灌溉公地集体行动问题的能力。它还研究了这种影响是如何由SES框架中的其他变量介导的。研究公地集体行动的学者将灌溉系统作为分析单位,因为它是研究搭便车、背叛、协调和公地悲剧等集体行动问题的自然实验(Ostrom 1990, Bardhan 1993, Araral 2009, Wang和Wu 2018, Xenarios等2018,Zang等2019,Su等2020,Xenarios等2020)。
通过对中国20个省份1985个家庭的调查数据,我们发现了四种可能解释中国农村公地集体行动下降的机制:资源依赖、领导力、社会资本和社区意识。我们发现,资源依赖和领导力约占总效应的三分之二。这些发现为公地集体行动的文献增加了新的理论见解,特别是外来冲击(如移民)的影响。面对日益增长的城市化和移徙,它们对全球农村公地的治理和恢复力也具有重要意义。
框架,背景和理论假设
SES框架
采用SES框架(图1)构建理论和假设。该框架建立在Anderies等人(2004,2016)和Ostrom(2007:15181)的工作之上,并允许研究”复杂、多变量、非线性、跨尺度、变化”SES。
图1中的实框表示变量的第一级类别,如资源系统、资源单元、治理系统和参与者,每一个都可以分解为第二级变量(McGinnis和Ostrom 2014)。焦点行动情境通过各种行动者的相互作用将输入转化为结果。虚线箭头表示从焦点行动情况到每个顶级类别的反馈。图1大部分的虚线表明,可以将焦点SES视为一个逻辑整体,但来自相关生态系统或社会-经济-政治环境的外生影响可以同时影响SES的任何组成部分(O 'Brien et al. 2000)。这些外生影响可能产生于比焦点SES规模更大或更小的进程的动态运作。
在应用SES框架时,如果与分析相关,可以用第三层变量(等等)进一步描述第二层变量(Amblard 2019)。作为一个背景变量,劳动力外移(S2-a)被纳入了社会、经济和政治环境(S)子系统(表1)。先前的研究表明,劳动力外移可以被视为经济变化的一种外力(Anderies等人,2004),它将显著降低农村从事灌溉集体行动的能力(Baker 1997, Rudel 2011)。这可以通过它对已知影响集体行动的因素的影响来实现:村庄领导(A5)、社会资本(A6-a)、村民社区意识(A6-b)、农民对农业资源的依赖(A8-a)和村庄的经济异质性(A2-a;Wang et al. 2016)。这些因素可以作为行动者(A)子系统第二层中的第三层变量,包括社会经济属性(A2)、领导力/企业家精神(A5)、社会规范/社会资本(A6)和资源依赖(A8)。
领导力(A5)、社会资本(A6-a)和社区意识(A6-b)这三个变量不容易观察到,但可以通过其他更可观察到的变量来描述。首先,根据Kouzes和Posner(2006),领导力(第二级变量)可以用衡量村长合法性(A5-a)、有效性(A5-b)和可信度(A5-c)的第三级变量来描述。其次,根据Putnam et al.(1993),社会资本(第三层变量A6-a)可以在三个维度上衡量:信任(A6-a-1)、关系网络(A6-a-2)和互惠(A6-a-3)。第三,Kasarda和Janowitz(1974)和Fischer et al.(1977)从四个方面定义了社区意识:居民是否觉得自己属于社区,并将自己视为社区的居民(群体成员认同);他们是否对社区发生的事情感兴趣,是否认为这些事情与自己有关;如果居民搬走,他们是否会怀念他们离开的社区;以及他们是否愿意为社区的建设和发展做出贡献。因此,在第三层次的社区意识变量(A6-b)下增加了以下三个第四层次的变量:为村庄建设投入时间(A6-b-1)、为村庄建设投入资金(A6-b-2)和群体成员认同(A6-b-3);关于怀旧的反事实被忽视了。
因此,劳动力外移通过影响村庄领导、社会资本、社区意识、农业资源依赖和经济异质性影响农村灌溉集体行动(O1)的过程形成了本文所使用的SES框架的基本情景。在初步建立之后,将资源单位、资源系统、政府系统和相关生态系统中的因素统称为受控变量。因此,可以在其他条件不变的情况下,分析劳动力外迁与灌溉集体行动的关系。
中国灌溉公地的背景:SES框架的视角
中国灌溉公地资源系统(RS)和资源单位(RU
中国是遭受水资源短缺的国家之一,这使得中国的灌溉系统(RS1-a)在确保充足的粮食生产方面发挥着至关重要的作用。灌溉系统还降低了中国对降雨水平的不确定性和由此导致的水资源短缺的脆弱性(RU5-a)。2016年,灌溉土地占中国耕地的54.7%,生产了四分之三的粮食和90%以上的经济作物(RS3-a)。历史上,地表灌溉系统(RS1-a-1)占主导地位,但在现代使用减少。它们逐渐被以地下水为基础的小农灌溉系统(RS1-a-2)所取代,特别是在中国北方(Calow et al. 2009)。
20世纪50年代,中国北方几乎不存在地下水灌溉。在20世纪70年代中期,地下水为面临水资源短缺的北部省份提供了大约10-15%的灌溉供应。然而,到20世纪90年代中期,这一数字增加到约40%,在特定的下游省份,如河北、山西、河南和山东,地下水灌溉面积的份额增加到约70% (Wang et al. 2007, 2009)。
结果,在过去的半个世纪里,个体灌溉(RS-a-3)的流行率显著增加。据官方估计,1964年中国RS4-a井数量为13.83万口,1980年为270万口,2000年为445万口。到2011年,这一数字增加到约508万。相比之下,中国农村科学研究院(CIRS) 2012年的中国农村调查显示,依靠运河灌溉(RS4-b)灌溉的家庭比例已经下降到不足40%。
中国灌溉公地治理体系的变迁
新中国成立以来,中国乡村治理结构和特征的深刻变化,对农村灌溉公地治理产生了巨大影响。1949年以来,中国农村灌溉公地治理经历了强制合作、半强制合作、自愿合作三个阶段。
1949年至1981年为强制合作灌溉治理时期。这一时期,各级政府提供了灌溉所需的水库、泵站、塘坝、沟渠等水利设施,实现了全国农田水利的统一管理。从数字上看,到1976年,全国已建成水库8万余种,农田灌溉面积从1949年的1593万公顷增加到1980年的4489万公顷。
1982年至2002年是基于半强制性合作的灌溉治理时期。在这一时期,家庭联产承包责任制(GS4-a)使个人获得了属于集体的土地承包权。农田产权分散使许多大中型灌区实行了以自负盈亏为导向的市场化改革。同时,村民仍然有义务参加集体劳动;因此,农民参与水利设施建设是一种半强制性的合作。在这种情况下,半强制参与水利建设和市场经济下建立的农村家庭承包制经济模式严重不适应。这给灌溉治理的半强制性合作带来了问题。合作规模不断缩小,大型水利设施逐渐被中小型水利设施所取代。
2003年至今,是一个以自愿合作为基础的灌溉治理时期。这一时期,取消了农民参与水利建设的强制要求。然而,这使得以村落社区(GS2-a)为基本组织单元进行农田水利建设的难度越来越大。越来越多的农民选择自己挖井或堰,购买灌溉设施,以满足自己的灌溉需求。
2011年以来,中央财政对农田水利设施的投入(GS1-a)持续增加。以水库为代表的大中型农田水利设施条件得到明显改善。然而,”最后一公里的灌溉和水利工作不能由国家提供,而是需要农民的合作和集体行动。在农村灌溉集体行动(GS5-a)衰落的情况下,国家和地方政府对农田水利基础设施(GS6-a)的高投入,仍然不能从根本上解决农业生产用水短缺和灌溉效率低下的挑战。
以SES框架为指导的可能机制的理论分析
为了更好地理解领导力、社会资本、社区意识、资源依赖和经济异质性与移民和集体行动之间的联系机制,我们对中国河南省和江西省的村庄进行了深入访谈。选择这些省份有两个原因:第一,它们的人口外迁率在中国是最高的。其次,两省的经济主要依赖于小麦和水稻的规模种植,这两种作物对集体灌溉的依赖性都很强。
为了产生更有说服力的假设,我们基于之前的文献和实地观察,提出了将领导力、社会资本、社区意识、资源依赖和经济异质性这五个变量与移民和集体行动联系起来的机制。我们还介绍了如何使用访谈材料来帮助形成提出的假设。
机制1:劳动力外移→领导→集体行动
领导力可以被理解为一个社会影响力的过程,在这个过程中,一个人可以争取他人的帮助和支持,以完成一项共同的任务。领导力是集体行动的关键因素(Meinzen-Dick et al. 2002)。当一个有道德或值得信赖的个人参与集体行动时,集体沟通成本和组织成本都会下降,社区的其他成员会更愿意参与(Kolavalli 1995, Baland and Platteau 1999)。Meinzen-Dick(2007)研究了印度的灌溉系统,并表明大学毕业生和当地长者的领导在当地灌溉系统的建立和维护中发挥了重要作用。
劳动力外移可能导致村庄领导层的变化,从而影响公地的集体行动。例如,在河南阳岗、阳楼、王寨等村,劳动力外流已经耗尽了领导人才。有组织集体行动天赋的人倾向于迁移到城市去寻找更好的工作机会和更高的薪水。结果,农村的人口主要是儿童和老人,他们通常缺乏组织集体行动的领导才能。这些观察结果与已有文献的结论一致,即城乡人口迁移速度的加快导致了大规模的人才流失,导致农村精英人才的缺乏(Wang et al. 2016, Liu and Li 2017, Su et al. 2020)。
机制二:劳动力外移→社会资本→集体行动
继普特南等人(1993)之后,本文从三个维度定义了社会资本:信任、关系网络和互惠。社会资本可以影响集体行动参与者的信心。较高的社会资本使公民对集体行动更有信心,从而使集体行动更有可能出现(Pretty 2003)。Li等(2012)在对灌溉水利的研究中认为,社会资本越大,用水者协会的集体灌溉能力越强。同样,在社会邻近性强的社区(受益于低交易成本和频繁沟通),社区成员更重视社会规范,在共同财产资源管理方面的集体行动可能会成功(Runge 1986)。研究还表明,更多的退出选项会降低合作能力,因为它们削弱了社会凝聚力(Bardhan 1993),并增加了执行规则的成本,这进一步对集体资源管理产生了负面影响(Stern et al. 2002)。
劳动力外移可能改变村民的社会资本数量,从而影响公地的集体行动。在采访中,村民抱怨劳动力外流导致信任下降。特别是江西莲塘村和黄尼村的村长提到,劳动力外出导致的村庄空心化,使得村民之间的关系更加有问题(即冲突)。在河南阳岗、阳楼和王寨村的采访中也发现了同样的情况。
机制三:劳动力外移→社区意识→集体行动
基于Kasarda和Janowitz(1974)和Fischer et al.(1977)的研究,用投入时间(A6-b-1)、投入资金(A6-b-2)和群体成员识别(A6-b-3)来表示”的社区意识”根据表1中的SES框架。与社会资本不同,社区意识是人与村庄之间的一种联系。即使不能在村民之间建立社会网络,他们仍然可以致力于村庄的福利(公民精神)。社区意识是村民参与集体行动的催化剂(Wandersman 1990, Klandermans 2002, Mannarini and Fedi 2009)。培养社区意识可以促进集体行动的参与(Cicognani et al. 2008)。
劳动力外移可能改变社区意识,从而影响集体行动。通过访谈发现,留在村里的人并没有改变居民的社区身份,也没有改变他们对社区事务的关注;然而,他们致力于村庄发展的意愿已经发生了变化。在江西黄尼村和莲塘村的采访显示,随着劳动力的流失,其他村民渴望跟随已经离开的邻居去寻找更高的非农收入。因此,仍然住在那里的人们对他们的村庄进一步建设和发展的承诺减少了。在对新疆瓦斯台村和河南王寨村居民的采访中也发现了同样的情况。
机制4:劳动力外移→资源依赖→集体行动
如果资源使用者的生计强烈依赖共同资源池,那么集体行动就更有可能发生(Runge 1986, Ostrom 2000, Acheson 2006)。相反,减少对资源的依赖削弱了人们参与集体行动的动机,例如维护灌溉系统。劳动力的大规模外迁导致了农村农业生产规模的急剧下降;因此,留守村民对农业基础设施和农业资源的依赖性降低。因此,劳动力外迁降低了村民对灌溉农业的依赖性,加大了动员村民进行灌溉维修的难度。在江西黄尼村,村长报告说,外出务工人员增多,很难组织与灌溉相关的集体行动。原因是离开村子的人不再需要集体灌溉基础设施。
机制5:劳动力外流→经济异质性→集体行动
经济异质性对集体行动的影响是众所周知的(Adhikari and Lovett 2006, Janssen and Anderies 2013)。Poteete和Ostrom(2008)认为异质性和集体行动之间的关系是非线性的,取决于许多因素。许多研究证实,家庭收入的异质性越大,就越难以诱导集体行动(Chambers和Conway, 1992年)。在印度(复活节和Palanisami 1986),随着农民异质性的降低,更多的农民参与灌溉组织,更容易实现集体灌溉行动。
劳动力外迁加剧了村民之间的经济异质性,从而影响了公地的集体行动。在河南省王寨村,农民工在附近城市的建筑工地或装配厂工作,每年可以赚上万元。然而,留在村里的农民每年只能从农业种植中获得平均5000元的收入。富裕的村民倾向于选择单打独斗的灌溉系统,例如使用水泵单独抽取地下水,因为这样可以承担较高的灌溉成本(每亩150-200元)。低收入农民必须依靠成本较低的集体灌溉(每亩20-30元)。较富裕的农民没有动力为社区灌溉维护作出贡献。图2总结了图1之后的应用框架。
假设
基于上述背景和机制,我们提出了以下6个关于外迁和灌溉公地集体行动之间关系的假设,并将进行测试(图3)。
H1:劳动力外移减少了农村公地集体行动。
H2:劳动力外移消耗了农村的领导人才,减少了农村的公地集体行动。
H3:劳动力外移消耗了村民的社会资本,减少了农村公地集体行动。
H4:劳动力外迁侵蚀了村民的社区意识,减少了农村公地集体行动。
H5:劳动力外移削弱了农民对农业和灌溉的依赖性,从而减少了农村公地集体行动。
H6:劳动力外移加剧了村民经济异质性,减少了农村公地集体行动。
数据和变量
调查
研究使用的是清华大学中国农村研究院(CIRS) 2016年收集的调查数据。该调查旨在建立一个关于中国农村的综合数据库,包括农业生产、农民的收入和支出、农村环境、农业政策的执行和灌溉,如与灌溉设施有关的建设、维护、投资和效益。
分别采用村级和家庭级问卷,问卷均按照社会经济地位框架进行框架设计。村级问卷主要由熟悉本村的领导(如村长、村主任、村会计)填写。该问卷询问了该村的基本信息,包括土地和房产、基础设施和公共服务、经济、灌溉和水利、劳动力流动和就业。家庭层面的问卷主要由访谈者随机抽取的户主填写。该问卷询问了家庭成员、居住环境、土地和房产、灌溉、消费和支出、参与村庄治理等基本信息。
2016年4月至5月,该中心在全国范围内招募了大学生进行调查。400多名学生被录取,大部分来自农业大学,如中国农业大学和四川农业大学。2016年6月,中心4位专家对学生进行了样本选择和访谈培训。
该调查是在2016年6月至9月期间进行的,当时大多数中国大学都在放暑假。400名学生被分成60个小组,回到他们所在的城镇和省份进行面试。本研究共获得277份村级问卷和5778份家庭样本。由于研究的重点是社区层面,村数据必须与住户调查数据相匹配。在这一匹配之后,20个省(中国31个省)169个村庄的1985户家庭仍然存在。
因变量
衡量集体行动有两种方法:产出法和过程法。输出方法衡量结果。例如,Bardhan(2001)和Su等人(2020)评估了灌溉设施的实际维护。过程方法衡量敬业度。例如,Fujiie等人(2005)测量了成功组织的集体活动的数量,例如游说和渠道维护。根据过程方法,本研究将灌溉集体行动(ICA)定义为农民参与灌溉设施建设和维修的频率。
灌溉养护被广泛用作集体行动的指标(例如,见Ostrom 1990, Bardhan 1993, Araral 2009, Wang and Wu 2018, Wang等人2019),因为灌溉养护产生了许多与集体行动相关的问题。首先,由于中国的乡村灌溉由数英里长的土渠组成,而这些土渠通常没有水泥衬里,因此需要定期(至少每年两次)清理这些运河上的草、碎石和淤泥,以确保其充分的功能。这需要高度的集体行动。第二,灌溉基础设施,如灌溉阀门、堰和小水坝,即使是高质量的,也需要高度的操作和维护。有几十个甚至几百个这样的单位需要运行和维护,这反过来需要村民之间高度的集体行动。第三,即使基础设施建设得很好,灌溉方面仍然存在许多集体行动问题,如谁来运营和监督基础设施,需要支付多少费用,分配多少水,以及如何解决冲突(见Ostrom 1990)。所有这些问题都需要高度的集体行动,如果其中一个集体行动出现困境,灌溉基础设施的维护状况将迅速恶化。
尽管经济从农村农业生产向城市工厂工作的广泛转移,以及农村农场新基础设施的使用消除了对传统集体行动形式的需要,但家庭联产承包责任制的实施仍然保留了传统灌溉集体行动形式在中国农村地区的广泛使用。灌溉系统的维护尤其如此。过去,家庭联产承包责任制的实施将中国农村土地分割成小而分散的区域(Zang et al. 2019)。这种划分使得在中国农业经济转型过程中,需要协调大量的小农和小农土地。这种协调过程通常在传统的集体行动形式的挨家挨户协调中最为有效(Wang et al. 2020)。例如,在灌溉管理中,灌溉用水需要流经每户的土地;因此,需要大量的集体行动来协调灌溉用水的使用和灌溉系统的维护。即使在已经安装了先进灌溉设施的地区,灌溉设备覆盖的土地产权也分散在家庭之间。因此,当灌溉设备需要维护时,很可能出现搭便车的现象。因此,这类灌溉设施的维护需要,仍然需要传统的挨家挨户协调的集体行动形式。 Although China’s rural areas have indeed been impacted by external economic development, the unique land system of China’s rural areas did not weaken people’s demand for irrigation collective action with economic development.
核心独立变量
核心自变量是农民工占村庄总人口的比例(LMIGRATION)。农民工的定义是,在城镇从事非农生产半年以上,常住城镇,收入主要来源于非农工作,户口停留在农村的人员。一个村庄的外来务工人员占总人口的比例代表着”中空的效果”这意味着人们仍然生活在村里,参与农业,但与更少的亲戚、邻居和朋友。本研究评估了仍在村里生活和工作的人在合作过程中,当可利用的伙伴减少时,他们会如何行动。
中介变量
领导(LS)
的机理”劳动力外迁→领导→农村集体行动”通过探索性因子分析(EFA,见附件1)和验证性因子分析(CFA,见附件1),从问卷中选取村民对村务工作的评价(LS1)、村民对村委会日常工作的评价(LS2)和村民对村委会的信任(LS3)三个指标进行领导力的测度。
LS1为有序离散变量,取值范围为1 ~ 5,表示村民对村领导在主持公共事务过程中的公正性的评价。1代表领导主持公共事务非常不公正,5代表领导主持公共事务非常公正。LS2为有序离散变量,取值范围为1 ~ 12,表示村民对村长的评价评分。根据初步调查,列出了村长应该为村民解决的12件事,并请村民指出这12件事村长为他们解决了多少件。每个人都得一分。LS3也是一个有序离散变量,取值范围为1 ~ 5,表示村民对村委会的信任程度。值1表示非常不信任,值5表示非常信任。Kouzes和Posner(2006)将公共领导力的指标分为五类:以身作则、分享愿景、参与、激励和挑战创新。LS1实际上是从参与的角度衡量村领导能力,LS2是从以身作则的角度衡量村领导能力。Kouzes和Posner(2006)认为LS3所衡量的诚实可信度是良好领导力的基石。
社会资本(SC)
社会资本是一个潜在的变量,难以衡量。的机理”劳动力外移→社会资本→农村集体行动”根据EFA和CFA(附录1),本研究使用了社会资本问卷中的两个指标:”你可以信任的村民的数量”(那么),”过去两周内其他村民拜访你的次数”(星际2)。Ostrom和Ahn(2003)将衡量社会资本的维度分为信任、网络和制度。SC1测量社会资本的信任维度,而SC2测量社会资本的网络维度。
社区意识(SOC)
社区意识也是一个难以衡量的潜在变量。的机理”劳动力外迁→社区意识→农村集体行动”根据EFA和CFA(附录1),本研究采用了社区意识调查问卷中的两个指标:村民是否愿意为村庄建设投入时间(SOC1)和村民是否愿意为村庄建设投入资金(SOC2)。
Kasarda和Janowitz(1974)和Fischer et al.(1977)通过四个方面定义了人们的社区意识:第一,身份感,指的是居民是否觉得自己属于社区,愿意长期居住在那里,并承认自己是社区的居民;二是认同感,是指居民是否对社区发生的事情感兴趣,并认为这些事情与自己密切相关;第三,怀旧感,指的是居民是否想要搬离社区;第四,奉献意识,这是指居民是否愿意为社区的建设和发展做出贡献。SOC1和SCO2衡量的是社区意识中的认同感和奉献精神。
资源依赖(RD)
减少对资源的依赖将削弱人们参与集体行动的动机,例如讨论灌溉用水分配的会议(Ostrom 2000年)。因此,基于机理”劳动力外移→资源依赖→农村集体行动”这篇论文使用了这个问题的答案”你是否急于参加有关灌溉用水分配的会议或讨论?”代表村民对农业资源的依赖程度。我们选择这个变量来表示资源依赖关系有两个原因。一方面,灌溉水是农业生产所依赖的重要资源,但合理分配灌溉水资源需要通过小组会议协商。因此,家庭对灌溉水资源的依赖程度越高,就越渴望从事灌溉事务。另一方面,参加灌溉事务相关会议的人需要付出机会成本,即如果不参与灌溉事务,他们可以节省时间去做其他创收活动,这在我们的调查中得到了证实。那些愿意放弃其他创收活动,将时间花在灌溉事务上的人,实际上更依赖农业资源,考虑到收入安全和风险规避等因素(Cardenas et al. 2017)。基于以上两个原因,我们认为村民参与灌溉配水相关事务的意愿可以间接代表村民对农业资源的依赖程度。
经济的异质性(嗯)
的机理”劳动力外移→经济异质性→农村集体行动”问题的答案”你认为你所在村庄的居民之间有很大的财富(即收入)差距吗?”用来表示经济异质性。
控制变量
参照Ostrom(2011)、McGinnis和Ostrom(2014)、Wang等人(2016)的研究,本研究的控制变量是基于已知的影响集体行动的四类因素设置的:社区属性、自然条件、制度安排和家庭特征。Anderies和Janssen(2013)认为,这四类因素也可以包含在SES框架中。
参与者的社区属性
采用两个变量来解释村庄层面的社区属性:相对经济发展水平和可能影响家庭层面集体灌溉偏好的村庄居民数量。经济发展水平对集体行动的影响仍然是一个复杂和有争议的问题(Su et al. 2020)。一方面,较高的经济发展水平意味着村庄可以提供良好的基础设施,降低居民集体行动的成本,从而促进灌溉集体行动。另一方面,较高的经济发展水平意味着个人可以从市场中获得更多的利益。这使得他们更有可能为了追求更高的个人利益而放弃参与集体行动。本文采用评价变量ECONOMY,取1 ~ 3的积分值来表示相对经济发展水平。1代表经济发展水平低于邻近村庄,2代表经济发展水平与邻近村庄相当,3代表经济发展水平高于邻近村庄。
村庄居民数量(POP)对集体行动的影响仍然是一个复杂和有争议的问题(Poteete和Ostrom 2004)。正如Meinzen-Dick等人(1997)所认为的,群体规模代表了潜在规模经济和交易成本增加之间的权衡。一方面,社区越大,就越难以维持管理地方集体资源或公地的机构和规则,因为协调费用不断增加,参与者人数增加带来搭便车的问题。由于集体灌溉往往表现出规模经济的特点,在人口众多的社区和村庄,集体灌溉可能越来越受青睐,因为它的单位成本降低的特点使更多的个人受益。从这个意义上说,村庄规模对集体灌溉的影响是不确定的,取决于从规模经济中获得的协调成本和收益的相对力量(Araral 2009)。
自然条件
包括水资源条件,以控制影响集体灌溉安排的自然条件。共识意味着资源使用者之间不可能采取集体行动,除非他们认为资源是适度稀缺的。就灌溉系统而言,Agrawal(2002)和Bardhan(1993)提出,资源稀缺和集体行动以曲线方式相关,即,当水既不是极度稀缺也不是极度充足,而只是适度稀缺时,农民更愿意管理和维护灌溉系统。Araral(2009)的后续研究也表明,水资源短缺对集体行动产生曲线效应。在本研究中,引入一个虚拟变量来表示农田的相对缺水程度,RESOURCE等于1表示中度缺水,否则等于0。
制度安排
实证文献提供了丰富的证据,表明灌溉系统的治理结构影响集体行动的可能性(Ostrom 1990, Araral 2009)。根据本次调查的数据和Wang et al.(2016)的数据,本文构建了两个变量,表示村庄层面的制度安排。
第一个变量是有序离散变量PETITIONS,表示村级治理水平。取值范围从1到5,分别表示近三年来村庄对土地流转和水资源分配上访的频率,从很少到频繁。频繁上访的需要表明许多冲突必须在村庄或地方一级解决,这反映了村庄治理的失败,这可能危及集体灌溉。
第二个有序离散变量sanctions表示监测和制裁规则,值从1到5,表示对私自采伐渠道或逃避灌溉费的制裁程度。1代表制裁力度非常弱,5代表制裁力度非常强。
家庭特征和地区差异
Wang et al.(2016)用5个变量来表示家庭特征的变化:劳动力占家庭成员总数的比例(FAMILYLAB)、近年来农民无法灌溉作物的频率(SHORTAGE)、灌溉设施的邻近程度(NEAR)、户主年龄(age)和户主教育水平(EDU)。同时,在模型中加入省级虚拟变量,以控制区域差异对估计结果的影响。
工具变量
关于移民对集体行动影响的假设可能存在内生性问题。例如,如果集体行动的失败也可能引发农村劳动力的外流,那么基线回归就会受到内生性问题的影响,称为反向因果关系。本研究介绍”从村子到县城中心的距离”(DIS)作为LMIGRATION的工具变量(IV),以控制内生性对估计结果的影响。
Wooldridge(2016)认为,内质性对估计结果的影响可以通过引入工具变量(IV)来控制。本研究认为,一个有效的工具变量必须满足三个必要条件:(i)相关性准则:DIS对LMIGRATION产生偶然影响;(ii)独立性准则:DIS与可能影响ICA但我们未观察到的变量不相关;(iii)排除标准:DIS仅通过LMIGRATION影响结果变量ICA,即DIS不直接影响ICA。
本研究选择DIS作为LMIGRATION的IV,因为它有可能满足有效IV的所有上述三个必要条件。一方面,DIS与劳动力外迁之间存在相关性,因为DIS代表农民参与非农就业的成本,因此会直接影响人们的外迁决策(参见Wang et al. 2016关于在之前的研究中如何使用该变量)。另一方面,DIS是可能影响集体行动的因素的外生因素,如天气和村庄的其他自然特征。同时,我们的实证检验如附录2所示,发现DIS仅通过其对外迁的影响影响集体行动。关键变量的描述性统计如表1所示。
方法
有序probit回归和IV-OPROBIT回归
由于因变量为离散变量,其分布不满足OLS模型的要求,因此采用有序probit回归来估计劳动力外迁对灌溉集体行动的影响(有序probit回归的原理见附件3)。如前所述,在估计劳动力外迁对灌溉集体行动的影响时,有序probit回归可能会受到内生问题的影响,这会导致不一致和有偏见的估计。这类问题可以通过使用工具变量来缓解。在有序probit回归的基础上,引入了连续的IV-OPROBIT回归,以减轻使用顺序解释变量的内生问题的影响(参见Roodman 2011年关于IV-OPROBIT原理的讨论和应用)。
中介效应模型和结构方程模型
假设H2-H6认为劳动力外迁通过领导、社会资本、社区意识、资源依赖和经济异质性五个中介机制影响农村集体行动。因此,中介效应模型对机制效应的证明反应良好(中介效应模型的原理见附录4)。
然而,只有一组简单的中介效应模型可能能够处理本研究的情况。当使用中介效应模型时,假设H2-H6分别运行5次进行检验,而在SES情境下,所有中介变量在SES中共存。因此,劳动力外移将同时导致领导层、社会资本、社区意识、资源依赖和经济异质性的变化。最终,这些共同的变化改变了劳动力迁移对农村公地集体行动的影响。因此,必须在中介效应模型的基础上,利用结构方程模型(SEM)同时估计这五种中介效应。此外,所采用的实证检验面临估计潜在(或未观察)变量之间的关系的挑战,如LS、SC和SOC(本文中的潜在变量)。利用扫描电镜估计了潜变量之间的关系。
图4为本文构建的扫描电镜。SEM测量方程表示变量与指标之间的关系。在这种情况下,这是村庄领导(合法性、有效性和可信性的综合)、社会资本(信任、关系网络和互惠的综合)和社区意识(为村庄发展奉献时间和金钱)之间的关系。
基于Preacher and Hayes(2004,2008)和Bolin(2014)的理论,采用经偏差修正的百分位自举置信区间对SEM的估计结果进行检验。这证实了劳动力外迁对公地集体行动的影响是否存在一定的中介机制。
结果与讨论
劳动力外流的总体效应
表2使用有序probit回归和Stata 13.0中的CMP命令展示了劳动力外迁对农村集体行动的总体影响。模型1 ~ 5为有序probit回归的基线回归结果,模型6为利用IV-OPROBIT回归控制内生问题影响的估计结果(工具变量检验结果见附录2)。在6个模型中,lmagation的系数均显著为负,说明劳动力外迁显著减少了灌溉集体行动。这些结果与Wang et al.(2016)的核心结论一致,表明劳动力外移确实显著减少了农村集体行动,这支持H1。
介导的影响分析
MPLUS 7.0用于评价中介效应。图5显示了中介效应分析结果。模型拟合结果表明,修正后的SEM模型能较好地解释模型。所有统计结果表明,模型的内在质量是可以接受的(CMIN = 4112.887, DF = 535, P = 0.000, GFI = 0.905, RMSEA = 0.058, SRMR = 0.055)。应用SEM的潜变量的EFA和CFA结果见附录1。
图5显示,首先,劳动力外移显著影响了农村集体行动,减少了农民对农业和灌溉作为生计来源的依赖。具体来说,是在机理上”劳动力外移→资源依赖→集体行动”劳动力外迁对资源依赖的影响系数为负(-0.099),在99.5%的置信区间下,在纠偏自举下显著。这说明劳动力外移削弱了农民对农业和灌溉的依赖性。此外,资源依赖对灌溉集体行动的影响系数为正(0.444),在99.5%的可信区间下显著。这表明,农民资源依赖性的降低将进一步降低形成有效灌溉集体行动的能力。由此可见,中介作用的机制”劳动力外流→资源依赖→集体行动”为负(-0.099 × 0.444 = -0.044),在偏校正自举下显著,CI为99.5%。这表明劳动力外移通过减少农民对农业和灌溉作为生计来源的依赖,显著影响了农村集体行动。因此,假设H2得到了证明。
第二,劳动力外移通过对村级领导的影响,对农村集体行动产生负向且统计显著的影响。这是预期。的机制”劳动力外迁→领导→集体行动,”劳动力外迁对领导能力的影响系数为负(-0.062),在校正偏差自举下显著,CI为99.5%。这说明劳动力外迁消耗了村庄的领导人才。此外,在偏差校正自举下,领导对灌溉集体行动的影响系数为正(0.164),显著,置信区间为99.5%。这说明村内领导力量的耗竭进一步降低了灌溉管理合作的可能性。由此可见,中介作用的机制”劳动力外迁→领导→集体行动”为负(-0.062 × 0.164 = -0.010),在偏差校正自举下显著,CI为99.5%。这表明劳动力外移消耗了村庄的领导人才,减少了农村公地集体行动。由此,假设H3得到证明。
第三,劳动力外流削弱了村民的社会资本,减少了农村集体行动。在”劳动力外移→社会资本→集体行动”劳动力外流对社会资本的影响系数为负(-0.091),在校正偏差自举下显著,CI为99.5%。这说明劳动力外流削弱了村民的社会资本。社会资本对灌溉集体行动的影响系数为正(0.058),在99.5%的置信区间下显著。这表明,村内社会资本的枯竭将进一步降低灌溉集体行动的能力。由此可见,中介作用的机制”劳动力外流→社会资本→集体行动”为负(-0.091 × 0.058 = -0.005),在95%可信区间内显著。这说明劳动力外移消耗了村民的社会资本,减少了农村公地集体行动。由此,假设H4得到证明。
第四,劳动力外移削弱了村民的社区意识,减少了农村集体行动。在”劳动力外迁→社区意识→集体行动”劳动力外迁对社区意识的影响系数为负(-0.055),在偏差校正自举97.5% CI下显著。这说明劳动力外迁侵蚀了村民的社区意识。社区意识对灌溉集体行动的影响系数为正(0.079),在99.5%的偏校正自举置信区间下显著。这表明,社区意识的丧失将进一步减少灌溉集体行动。由此可见,中介作用的机制”劳动力外迁→社区意识→集体行动”为负(-0.055 × 0.079 = -0.004),在偏差校正自举下显著,CI为97.5%。这说明劳动力外移削弱了农民对农业和灌溉的依赖性,减少了农村公地集体行动。由此,假设H5得到证明。第五个假设中介,即经济异质性,没有产生任何统计意义。因此,H6被排斥。
SEM估计结果显示,劳动力外迁对灌溉集体行动的中介效应总和为负(-0.044 + -0.010 + -0.005 + -0.004 = -0.063),在偏差校正自举99.5% CI下显著。资源依赖的中介效应占总效应的46.32%,是所有中介中最大的。因此,劳动力外移主要通过减少村民对农业和灌溉的依赖来减少农村集体行动。这个结果是直观的,可预期的,并且与文献一致。领导的中介作用占总效应的16.3%,在所有中介中次之。社会资本和社区意识的中介作用分别占8.93%和7.27%;因此,与资源依赖和领导力的中介作用相比,它们的中介作用显著但并不大。
结论和影响
本研究对文献有四个主要贡献。首先,研究表明,劳动力外迁对灌溉公地的集体行动产生了负的、统计上显著的(但具有中介性的)影响。这种效应是由资源依赖、领导能力、社会资本和社区意识所介导的。资源依赖和领导力贡献了近三分之二的总效应。这一点很重要,因为到目前为止,人们对移民如何推动当地和全球环境变化知之甚少。其次,本文论证了SES框架作为研究本地和全球环境的工具的有效性。在本文的案例中,将其用于分解分析作为实例进行研究”复杂、多变量、非线性、跨尺度、变化”税(奥斯特罗姆2007:15181)。第三,与以往的研究相比,本文解释和检验了劳动力外迁影响公地集体行动的五种机制。为此,采用了一套稳健的方法,包括VFA、有序probit回归、SEM、IV和交互效应分析。最后,本文使用了来自中国的原始调查数据,因此提供了一个有趣的迁移案例研究,因为它的规模巨大。在过去40年里,中国有超过2.8亿人迁入城市。
城市化引发的农村劳动力转移是世界上几乎所有发展中国家都经历过的一个过程。这一进程对发展中国家农村地区的可持续发展产生了巨大影响。中国是世界上农村劳动力流失规模最大的国家;因此,劳动力外流对中国农村可持续发展的影响尤为重要。灌溉系统的持续运行是农村可持续发展的重要机制。灌溉系统是典型的公共资源池,需要大量的集体行动来保持长期的可操作性。因此,研究劳动力外流对农村灌溉集体行动的影响,有助于更好地理解城镇化与农村可持续发展之间的矛盾。
本研究的结果表明,资源依赖和领导力贡献了近三分之二的总效应。更好的解决方案应该是提高农民对农业资源的依赖性和提高村内领导人才。具体而言,发展中国家应在城市化进程中重视促进现代农业的发展,在农业发展中融入更多现代化元素。这可以增强农民对现代农业资源的依赖性,从而振兴农村集体行动。此外,还需要从内部和外部两个层面培养村庄内部的领导力。内部培训包括发展村民自治组织,通过加强自治治理形成新的领导班子。外部注入体现为政府选拔和输送优秀人才参与农村建设,对外补充农村领导。
鉴于城市化和劳动力外流的压力不断增加,本研究的发现对粮食系统、土地利用、水资源以及公共资源的治理具有重要意义。例如,在中国,人口外流导致许多农场和地表灌溉系统被遗弃,这对粮食安全产生了重大影响。之前的研究发现,随着农民老龄化和大型商业农场转向农业使用地下水,移民与地下水位显著下降之间存在相关性(Wang et al. 2016)。为了应对撂荒耕地问题,2014年,中国政府出台了一项新政策,允许农民交易他们的土地使用权。初步研究表明,这一政策在土地整理、新一代农村企业家的出现以及中国农村经济的新的社会经济动力方面发挥了积极作用(Su et al. 2020)。
最后,中国高度依赖其庞大的农业SESs,任何影响中国土地、水和粮食安全的事情都会对全球产生影响。为了满足其14亿人口日益增长的胃口,中国将不得不进一步从其他国家获得多样化的食物供应,从而给他们的土地和水资源带来更大的压力,并增加中国对气候变化的脆弱性(Smit和Cai 1996)。beplay竞技因此,在SESs下对移民和公地治理的研究也将为移民-气候变化关系的讨论提供有用的见解(Rogers和Xue 2015)。beplay竞技
本研究可能有三个局限性:第一,更大的样本量将提高研究结果的稳健性,更多的时间序列数据积累将提供更有说服力的因果机制证据。其次,没有调查中国农村最近的政策变化的影响,这些政策变化可以抵消移民的影响。第三,本研究局限于灌溉公地,需要推广到其他公地,如渔业、地下水或森林和草地,每一个都有自己的逻辑和动态。可以在其他背景和其他类型的公共领域开展更多研究,以便更好地理解移徙对集体行动的影响。
致谢
国家自然科学基金项目[资助号:71573151,71721002];清华大学创新科研计划项目[资助号:2021TSG08204];广西大学高层次人才计划项目[资助号:A3220051001]。
数据可用性
支持本研究结果的数据/代码可在我们研究团队的互联网工作云中获得。这些数据/代码来自下列公共领域的资源:
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文献引用
艾奇逊,2006。资源管理的制度性失败。人类学评论35:117-134。https://doi.org/10.1146/annurev.anthro.35.081705.123238
Adhikari, B.和J. C. Lovett. 2006。机构和集体行动:社区资源管理的异质性是否重要?发展研究42(3):426-445。https://doi.org/10.1080/00220380600576201
Agrawal, a . 2001。共同的财产制度和可持续的资源治理。世界发展29:1649 - 1672。https://doi.org/10.1016/s0305 - 750 x (01) 00063 - 8
Agrawal, a . 2002。共同资源和体制可持续性。美国华盛顿特区国家学院。
阿格拉瓦尔,和E.奥斯特罗姆,2001。印度和尼泊尔在资源使用方面的集体行动、产权和权力下放。政治与社会29(4):485-514。https://doi.org/10.1177/0032329201029004002
Amblard l . 2019。农业水质管理的集体行动:法国饮用水水源保护的案例。全球环境变化58:101970。https://doi.org/10.1016/j.gloenvcha.2019.101970
安德里斯,J. M.和M. A.杨森。2013。社会生态系统的稳健性:对公共政策的影响。《政策研究》41(3):513-536。https://doi.org/10.1111/psj.12027
安德里斯,J. M.杨森,M. A.奥斯特罗姆,2004。一个从制度角度分析社会生态系统稳健性的框架。生态与社会9(1):18。https://doi.org/10.5751/ES-00610-090118
安德里斯,J. M.詹森,M. A.施拉格,2016。耦合基础设施系统的制度和性能。国际生态学报10(2):495-516。https://doi.org/10.18352/ijc.651
Araral, e . 2009。解释公地集体行动:来自菲律宾的理论和证据。世界发展37(3):687 - 697。https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2008.08.002
贝克,1997。公共财产资源理论与印度喜马偕尔邦库尔灌溉系统。人类组织56(2):199 - 208。https://doi.org/10.17730/humo.56.2.d876845088x463k7
Baland,人类。和j。普拉托》1999。不平等对本地资源管理的模糊影响。世界发展27(5):773 - 788。https://doi.org/10.1016/s0305 - 750 x (99) 00026 - 1
巴德汉,p . 1993。农村发展非正式合作的制度分析。世界发展21(4):633 - 639。https://doi.org/10.1016/0305 - 750 x (93) 90115 - p
巴德汉,p . 2001。分配冲突,集体行动和制度经济学。G. M. Meier和J. E. Stiglitz编辑的269-290页。《发展经济学前沿》,世界银行,美国华盛顿特区,牛津大学出版社,英国牛津。
巴伦,R. M.和D. A.肯尼,1986。社会心理学研究中的调节-中介变量区分:概念、策略和统计方面的考虑。人格与社会心理学杂志51:1173- 1182。https://doi.org/10.1037/0022-3514.51.6.1173
波林,2014。书评:安德鲁·f·海斯(2013)。中介、调节和条件流程分析的介绍:基于回归的方法。纽约,纽约:吉尔福德出版社。教育测量杂志51(3):335-337。https://doi.org/10.1111/jedm.12050
王杰。2009。中国灌溉发展与水权改革。国际水资源发展杂志25(2):227-248。https://doi.org/10.1080/07900620902868653
Cardenas, J. C, M. A. Janssen, M. Ale, R. Bastakoti, A. Bernal, J. Chalermphol, Y. Gong, H. Shin, G. Shivakoti, Y. Wang, J. M. Anderies. 2017。在私人和集体风险面前,地方公共产品提供的脆弱性。中国科学院学报114(5):921-925。https://doi.org/10.1073/pnas.1614892114
卡什,D. W.阿杰,F. Berkes, P. Garden, L. Lebel, P. Olsson, L. Pritchard和O. Young。2006。规模和跨规模动态:多层次世界中的治理和信息。生态与社会11(2):8。https://doi.org/10.5751/ES-01759-110208
柴勇,曾勇。2018。社会资本、制度变迁和中国广东50年历史的王山顶池塘灌溉系统的适应性治理。国际公共学报12(2):191-216。https://doi.org/10.18352/ijc.851
钱伯斯,R.和G.康威,1992。可持续农村生计:21世纪的实用概念。英国布莱顿发展研究所。
程明,刘莹,周莹。2019。农村住房与工业共生发展的测度——以太行山区富平县为例。土地使用政策82:307-316。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2018.12.013
Cicognani, E., C. Pirini, C. Keyes, M. Joshanloo, R. Rostami, M. Nosratabadi. 2008。社会参与、社区意识与社会幸福感:对美国、意大利和伊朗大学生的研究。社会指标研究89:97-112。https://doi.org/10.1007/s11205-007-9222-3
复活节,K. W.和K. Palanisami, 1986。印度的水箱灌溉:共同财产资源管理的一个例子。国家学院出版社,华盛顿特区,美国。
费舍尔,C. S., C. A. Steuve, R. M. Jackson, L. M. Jones, K. Gerson, M. Baldassare 1977。网络和场所:城市环境中的社会关系。自由出版社,纽约,美国纽约。
藤井,M., Y. Hayami, M. Kikuchi, 2005。地方公地管理的集体行动条件:菲律宾灌溉的例子。农业经济学33(2):179 - 189。https://doi.org/10.1111/j.1574-0862.2005.00351.x
欣克尔,J., M. E.考克斯,M. Schlüter, C. R.宾德和T.福尔克,2015。在不同情况下应用社会生态系统框架的诊断程序。生态与社会20(1):32。https://doi.org/10.5751/ES-07023-200132
Janssen, M.和J. Anderies. 2013。研究社会生态系统鲁棒性的多方法方法:以小型灌溉系统为例。制度经济学杂志9(4):427-447。https://doi.org/10.1017/S1744137413000180
卡萨达,J. D.和M.雅诺维茨。1974。大众社会中的社区依恋。美国社会学评论39:328-339。https://doi.org/10.2307/2094293
汤普森,2002 b。群体认同如何帮助克服集体行动的困境。美国行为科学45(5):887-900。https://doi.org/10.1177/0002764202045005009
Kolavalli, s . 1995。森林联合经营:产权优越?经济政治周刊30(30):1933-1938。
库泽斯,J. M.和B. Z.波斯纳。2006。领导的挑战。美国新泽西州霍博肯John Wiley & Sons公司。
李晨,李胜,M. W. Feldman, G. C. Daily, Li J. 2012。外迁是否重塑了源社区农户的生计资本?来自中国西部的最新证据。亚洲和太平洋移徙杂志21(1):1-30。https://doi.org/10.1177/011719681202100101
李玉玉,刘玉玉,龙辉,崔伟。2014。基于社区的农村居民点整理与配置有助于中国传统农业区空心村的振兴——来自河南省丹城县的证据土地使用政策39:188-198。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2014.02.016
刘宇春,方芳,李宇春。2014。中国土地利用的主要问题及其对政策制定的影响。土地使用政策40:6-12。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2013.03.013
刘颖,李颖。2017。振兴世界农村。自然548(7667):275 - 277。https://doi.org/10.1038/548275a
刘颖,李洁,杨颖。2018。经济转型下土地利用政策的战略性调整。土地使用政策74:5-14。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2017.07.005
刘玉玉,陈玉玉,陈玉玉,龙海。2010。快速城市化背景下中国农村空心化的过程与驱动力。地理学报20(6):876-888。https://doi.org/10.1007/s11442-010-0817-2
Mannarini, T.和A. Fedi. 2009。社区的多重意义:社区的体验与意义。社会心理学杂志37(2):211-227。https://doi.org/10.1002/jcop.20289
马托内,R. G., A. Bodini和F. Micheli. 2017。利用定性循环分析确定自然扰动和管理决策对沿海渔业社会生态系统的潜在后果。生态与社会22(1):34。https://doi.org/10.5751/ES-08825-220134
McGinnis, m.d和E. Ostrom, 2014。社会-生态系统框架:初期变化与持续挑战。生态与社会19(2):30。https://doi.org/10.5751/ES-06387-190230
Meinzen-Dick, r . 2007。除了水机构的万灵药。美国国家科学院学报104(39):15200-15205。https://doi.org/10.1073/pnas.0702296104
梅因岑-迪克,R. S.布朗,H. S.费尔德斯坦和A. R.基松宾。1997。性别、财产权和自然资源。世界发展25(8):1303 - 1315。https://doi.org/10.1016/s0305 - 750 x (97) 00027 - 2
Meinzen-Dick, R. K. V. Raju和A. Gulati, 2002。什么会影响管理资源的组织和集体行动?证据来自印度的运河灌溉系统。世界发展30(4):649 - 666。https://doi.org/10.1016/s0305 - 750 x (01) 00130 - 9
O 'Brien, K. L.和R. M. Leichenko. 2000。双重暴露:在经济全球化背景下评估气候变化的影响。beplay竞技全球环境变化10(3):221-232。https://doi.org/10.1016/s0959 - 3780 (00) 00021 - 2
奥斯特罗姆,e . 1990。治理公地:集体行动制度的演变。剑桥大学出版社,英国剑桥。https://doi.org/10.1017/CBO9780511807763
奥斯特罗姆,e . 2000。集体行动和社会规范的演变。经济展望14(3):137-158。https://doi.org/10.1257/jep.14.3.137
奥斯特罗姆,e . 2007。一种超越万灵药的诊断方法。美国国家科学院学报104(39):15181-15187。https://doi.org/10.1073/pnas.0702288104
奥斯特罗姆,e . 2009。分析社会生态系统可持续性的一般框架。科学》325(5939):419 - 422。https://doi.org/10.1126/science.1172133
奥斯特罗姆,e . 2011。制度分析和发展框架的背景。政策研究39(1):7-27。https://doi.org/10.1111/j.1541-0072.2010.00394.x
E.奥斯特罗姆和T. K.安。2003。社会资本的基础。爱德华·埃尔加,英国切尔滕纳姆。
帕特罗,S.和K. J.温克勒,2016。通过对可持续性研究的定位,将生态系统服务与奥斯特罗姆的框架联系起来。生态与社会21(3):27。https://doi.org/10.5751/ES-08524-210327
波提特,A. R.和E.奥斯特罗姆,2004。异质性、群体规模和集体行动:机构在森林管理中的作用。发展与变革35(3):435-461。https://doi.org/10.1111/j.1467-7660.2004.00360.x
波提特,A. R.和E.奥斯特罗姆,2008。15年自然资源管理中集体行动的实证研究:努力建立基于定性研究的大n数据库。世界发展36(1):176 - 195。https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2007.02.012
传教士,K. J.和A. F.海斯,2004。用SPSS和SAS程序估计简单中介模型的间接影响。行为研究方法、仪器与计算机36(4):717-731。https://doi.org/10.3758/BF03206553
K. J.传教士,A. F.海耶斯,2008。评估和比较多重中介模型中间接影响的渐近和重采样策略。行为研究方法40(3):879-891。https://doi.org/10.3758/BRM.40.3.879
漂亮,j . 2003。社会资本与资源的集体管理。科学》302(5662):1912 - 1914。https://doi.org/10.1126/science.1090847
普特南,R. D.列奥纳迪,R. Y.诺内蒂,1993。让民主运作:现代意大利的公民传统。普林斯顿大学出版社,美国新泽西州普林斯顿。https://doi.org/10.2307/j.ctt7s8r7
罗杰斯,S.和薛T. 2015。移民安置与气候变化脆弱性:来自中国beplay竞技农村的证据。全球环境变化35:62-69。https://doi.org/10.1016/j.gloenvcha.2015.08.005
卢德曼,d . 2011。用cmp拟合完全观察的递归混合过程模型。占据11:159 - 206》杂志上。https://doi.org/10.1177/1536867X1101100202
鲁德尔,2011。公地与发展:未回答的社会学问题。国际生态学报5(2):303-318。https://doi.org/10.18352/ijc.248
龙格,c . 1986。共同财产与经济发展中的集体行动。世界发展14(5):623 - 635。https://doi.org/10.1016/0305 - 750 x (86) 90128 - 2
Smit, B.和Y.蔡,1996。beplay竞技气候变化与中国农业。全球环境变化6(3):205-214。https://doi.org/10.1016/0959 - 3780 (96) 00018 - 0
斯特恩,P. C.迪茨和E.奥斯特罗姆,2002。公地研究:对环境资源管理者的借鉴。环境实践4(2):61 - 64。https://doi.org/10.1017/S1466046602021038
苏勇,阿拉拉尔,王勇。2020。农田使用权交易与劳动力外移对灌溉公地治理的影响:来自中国的证据。土地使用政策91:104378。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2019.104378
田泽,I. Pérez, J. Martínez-Fernández, A. Giménez。2017.理解一个长寿的社会生态系统的衰落和恢复力的丧失:从系统动力学的洞察。生态与社会22(2):15。https://doi.org/10.5751/ES-09176-220215
沃格特,J. M., G. B.爱泼斯坦,S. K.明西,B. C.费舍尔,P.麦考德。2015.把”E”在SES:在奥斯特罗姆社会-生态系统框架中展开生态学。生态与社会20(1):55。https://doi.org/10.5751/ES-07239-200155
Wandersman, a . 1990。城市环境中的社区意识。美国社区杂志81(1):55-81。
王俊杰、黄俊杰、罗泽尔、黄琼、布兰科。2007。中国北方农业与地下水开发:趋势、制度对策和政策选择。水政策9 (S1): 61 - 74。https://doi.org/10.2166/wp.2007.045
王建军,黄建军,张磊。2009。了解中国北方的水危机:政府和农民在做什么。国际水资源发展杂志25(1):141-158。https://doi.org/10.1080/07900620802517566
王颖,陈c .和E. Araral. 2016。迁移对公地集体行动的影响:来自中国农村的证据。世界发展88:79 - 93。https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2016.07.014
王勇,陈s,和E. Araral. 2021。城市邻近性对公地集体行为的中介效应:理论与来自中国的证据。世界发展142(10):105444。https://doi.org/10.1016/j.worlddev.2021.105444
王颖,吴俊。2018。中国农村灌溉管理用水户协会作用的实证检验。水资源研究,32(4):359 - 361。https://doi.org/10.1029/2017WR021837
王颖,L. Zang和E. Araral. 2020。土地破碎化对灌溉集体行动的影响:中国社会生态系统框架的实证检验。农村研究78:234-244。https://doi.org/10.1016/j.jrurstud.2020.06.005
王颖,张明,康俊。2019。环境如何影响自我治理?考察奥斯特罗姆在中国的设计原则。国际公共学报13(1):660-704。https://doi.org/10.18352/ijc.916
里奇,j . 2016。计量经济学导论:现代方法。Cengage Learning,波士顿,马萨诸塞州,美国
Xenarios, S., A. Assubayeva, L. Xie, J. Sehring, D. Amirkhanov, A. Sultanov, S. Fazli. 2020。中亚水安全概念的文献计量学综述。环境研究通讯16:013001。https://doi.org/10.1088/1748-9326/abc717
Xenarios, S., A. Gafurov, D. Schmidt-Vogt, J. Sehring, S. Manandhar, C. hgarten, J. Shigaeva和M. Foggin. 2019。beplay竞技中亚山区社会的气候变化与适应:不确定性、知识缺口和数据限制。区域环境变化19:1339-1352。https://doi.org/10.1007/s10113-018-1384-9
Xenarios, S., R. Shenhav, I. Abdullaev和A. Mastellari. 2018。中亚的水安全:概述。水解决方案2:73 - 75。
于D, J. M. Anderies, D. Lee, I. Perez. 2014。全球化背景下的资源管理制度转型:以韩国松溪社区森林为例。生态与社会19(2):2。https://doi.org/10.5751/ES-06135-190202
臧丽珍,阿拉拉尔,王莹。2019。土地破碎化对公地治理的影响:来自中国17个省284个村的理论与证据土地使用政策82:518-527。https://doi.org/10.1016/j.landusepol.2018.12.042
表1
表1.变量和描述性统计。
变量 | 描述 | 数据源 | 的意思是 | 性病,戴夫。 | ||
因变量 | N = 1985 | |||||
灌溉集体行动 | 村民参与灌溉设施建设和维修的频率 (1 = rarely, 5 = often,序数变量) |
总部 | 2.79 | 1.17 | ||
核心独立变量 | ||||||
LMIGRATION | 农民工占全村人口的比例 (连续变量) |
矢量量化 | 0.23 | 0 0。 | ||
介质 | ||||||
LS | LS1 | 村民对村务的评价 (1 =非常不公平,5 =非常公平,序数变量) |
总部 | 3.41 | 0.97 | |
LS2 | 村民对村长的评价评分 (评分范围为1-11,序号变量) |
总部 | 7.88 | 1.60 | ||
LS3 | 村民对村委会的信任 (1 =非常不可信,5 =非常可信,序数变量) |
总部 | 3.69 | 1.19 | ||
SC | 那么 | 村子里你可以信任的人 (连续变量) |
总部 | 6.23 | 10.48 | |
星际2 | 过去两周其他村民来访次数(连续变量) | 总部 | 5.80 | 10.97 | ||
SOC | SOC1 | 村民是否愿意花时间在村庄建设上 (1 =愿意花时间,0 =从不,二进制变量) |
总部 | 0.64 | 0.48 | |
SOC2 | 村民是否会把钱花在村庄建设上 (1 =愿意花钱,0 =从不,二元变量) |
总部 | 0.46 | 0.50 | ||
理查德·道金斯 | 无论是急于参加会议或讨论灌溉用水 (1 = yes, 0 = else,二进制变量) |
总部 | 0.54 | 0.50 | ||
嗯 | 你们村的居民之间财富(收入)差距很大 (1 = large, 0 = else,二进制变量) |
总部 | 0.26 | 0.44 | ||
社会属性 | ||||||
经济 | 该村经济的相对发展 (1 = bad, 3 = good,序数变量) |
矢量量化 | 1.66 | 0.54 | ||
流行 | 该村居民人数(千) (连续变量) |
矢量量化 | 0.68 | 0.67 | ||
自然条件 | ||||||
资源 | 该村是否面临适度缺水的情况 (1 =适度缺水,0 =其他,二元变量) |
矢量量化 | 0.51 | 0.50 | ||
制度安排 | ||||||
请愿书 | 村里是否经常发生上访和分配水的冲突 (1 =无冲突,6 =多次请愿和冲突,序数变量) |
矢量量化 | 4.76 | 1.39 | ||
制裁 | 村里会惩罚偷水或截水的人吗? (1 =非常弱,5 =非常强,序数变量) |
矢量量化 | 3.39 | 1.26 | ||
家庭特征 | ||||||
FAMILYLAB | 劳动力占家庭总数的比例 (连续变量) |
总部 | 1.37 | 0 .41点 | ||
短缺 | 近年来农民无法灌溉的频率 (1 = rarely, 5 = often,序数变量) |
总部 | 2.96 | 1.20 | ||
附近 | 邻近灌溉设施 (1 =中等距离,0 =否则,二进制变量) |
总部 | 0.25 | 0.44 | ||
年龄 | 户主年龄 (连续变量) |
总部 | 47.59 | 14.75 | ||
EDU | 户主受教育程度 (1 =从未上过学,8 =研究生水平,序数变量) |
总部 | 2.84 | 1.34 | ||
工具变量 | ||||||
说 | 村到县城中心距离(公里) (连续变量) |
矢量量化 | 22.50 | 18.53 | ||
注:HQ表示数据来自家庭问卷;VQ表示数据来自村庄问卷调查。 |
表2
表2.估计移徙对集体行动的总的影响。括号内的健壮统计信息。
变量 | 因变量:毅联汇业 | ||||
(1) 有序概率单位回归 |
(2) 有序概率单位回归 |
(3) 有序概率单位回归 |
(4) 有序概率单位回归 |
(5) IV-oprobit回归 |
|
LMIGRATION | -0.593 * * * | -0.623 * * * | -0.634 * * * | -0.615 * * * | -2.706 * * * |
(-4.29) | (-4.38) | (-4.44) | (-4.26) | (0.986) | |
社会属性 | |||||
经济 | 0.070 | 0.084 | 0.092 | 0.003 | |
(1.43) | (1.71) | (1.87) | (0.076) |
||
流行(日志) | 0.137 * * * | 0.128 * * | 0.130 * * | 0.199 * * * | |
(3.44) | (3.21) | (3.26) | (0.053) |
||
自然条件 | |||||
资源 | 0.043 | 0.029 | 0.034 | 0.086 | |
(0.85) | (0.57) | (0.64) | (0.052) |
||
制度安排 | |||||
请愿书 | -0.045 * | -0.045 * | -0.041 | ||
(-2.25) | (-2.20) | (0.020) | |||
制裁 | -0.038 | -0.027 | -0.033 | ||
(-1.51) | (-1.04) | (0.022) |
|||
家庭特征 | |||||
FAMILYLAB(日志) | -2.212 | -3.03 * | |||
(-1.33) | (1.550) | ||||
短缺 | 0.044 | 0 .060 * * * | |||
(1.73) | (0.023) | ||||
附近 | 0.056 | 0.0001 | |||
(1.01) | (0.064) | ||||
年龄(日志) | -0.159 | -0.194 | |||
(-0.80) | (0.199) | ||||
EDU | 0.024 | -0.002 | |||
(1.15) | (0 .026) | ||||
省修复 |
是的 | 是的 | 是的 | 是的 | 是的 |
P >卡方 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
观察 | 1985 | 1985 | 1985 | 1985 | 1985 |
* p < 0.1, ** p < 0.05, *** p < 0.01。 |