劉春霞　王芳

摘要：農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給是解決農(nóng)村環(huán)保設(shè)施供給不足、實(shí)現(xiàn)準(zhǔn)公共品有效供給的重要方式，同時也是多個農(nóng)戶行為選擇的結(jié)果?；诩质?50戶農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，試圖探索不同層面不同維度下的鄉(xiāng)村社會資本與農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給之間的影響機(jī)制。首先運(yùn)用因子分析法分別構(gòu)建了農(nóng)戶社會資本和村域社會資本指標(biāo)體系，然后運(yùn)用Probit模型實(shí)證分析了社會資本對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品行為的影響。研究表明，不同層面社會資本對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品均有顯著正向影響，而不同維度的農(nóng)戶個體社會資本將可能導(dǎo)致集體結(jié)果的不確定性。此外，農(nóng)戶合作供給還受社區(qū)環(huán)境、農(nóng)戶個體及家庭特征、農(nóng)戶認(rèn)知等因素的影響。

關(guān)鍵詞：鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略;鄉(xiāng)村社會資本;農(nóng)村環(huán)保公共品;合作供給意愿;Probit模型

中圖分類號： F323.22文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2019）09-0024-08

黨的十九大報(bào)告、中央農(nóng)村工作會議以及2018年中央一號文件先后明確指出要按照產(chǎn)業(yè)興旺、生態(tài)宜居、鄉(xiāng)風(fēng)文明、治理有效、生活富裕的總體要求大力實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，堅(jiān)持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展。其中，生態(tài)宜居是鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵，要靠美麗鄉(xiāng)村建設(shè)來實(shí)現(xiàn)，即要繼續(xù)開展農(nóng)村人居環(huán)境整治行動。中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)的《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》中明確提出要改善農(nóng)村人居環(huán)境、建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村，這是實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要任務(wù)之一。當(dāng)前，部分農(nóng)村地區(qū)環(huán)境形勢不容樂觀?！袄匡L(fēng)刮，污水靠蒸發(fā)”的現(xiàn)實(shí)局面在部分農(nóng)村地區(qū)隨處可見，嚴(yán)重制約了我國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村生態(tài)文明建設(shè)的推進(jìn)。農(nóng)村環(huán)境問題從根本上反映的是農(nóng)村環(huán)保公共物品的缺乏和公共服務(wù)的落后，因此，越來越多的學(xué)者把注意力轉(zhuǎn)移到以農(nóng)民為主體的農(nóng)村環(huán)境自主治理模式中[1-2]。

從供給主體上，充分發(fā)揮農(nóng)戶的主體地位，重視民間權(quán)威、社會規(guī)范等非經(jīng)濟(jì)因素的作用，由農(nóng)戶自愿合作供給公共物品是解決當(dāng)前農(nóng)村公共品供給總量不足、供給效率低下的有效途徑[3]。研究認(rèn)為依靠民間社會資本的力量可以有效促進(jìn)農(nóng)戶合作供給公共物品[4-5]，即將追求個人利益最大化的農(nóng)戶嵌入到社會結(jié)構(gòu)中，使其受到社會文化、道德輿論等軟規(guī)范的約束，依靠鄉(xiāng)村社會資本的力量把微觀農(nóng)戶行為與宏觀集體選擇行為結(jié)合到一起，以農(nóng)戶合作為前提，使個體利益與集體利益達(dá)成統(tǒng)一。農(nóng)村環(huán)保公共品相對其他公共品處于明顯的競爭劣勢，如何通過鄉(xiāng)村社會資本的力量促使農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品是一項(xiàng)重要研究課題，同時也是解決農(nóng)村環(huán)保公共品供給不足的有效途徑。

1 文獻(xiàn)回顧及問題的提出

社會資本作為表征農(nóng)戶個體異質(zhì)性的重要變量，對農(nóng)戶合作供給行為產(chǎn)生重要影響，國內(nèi)外學(xué)者在這方面取得了豐富的研究成果。Putnam等指出在社會信任水平比較低的地區(qū)，其公共物品的供給不足不可避免，社區(qū)信任對農(nóng)戶參與農(nóng)村公共物品供給具有較強(qiáng)的積極作用[6]。Ostrom以尼泊爾150個農(nóng)業(yè)灌溉系統(tǒng)為研究對象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)農(nóng)民完全可以通過社會資本克服集體行動中的搭便車現(xiàn)象[7]。Isham等以印度和斯里蘭卡村民社區(qū)水服務(wù)為研究對象，探討社會資本與村民參與社區(qū)水服務(wù)之間的關(guān)系，結(jié)果表明，村民參與社區(qū)水服務(wù)的程度與監(jiān)督水平隨著村莊社會資本水平的提高而提升[8]。Emery等通過對英國3個農(nóng)場的實(shí)地調(diào)查，研究農(nóng)民關(guān)于農(nóng)業(yè)環(huán)境規(guī)劃項(xiàng)目中潛在合作的影響因素， 發(fā)現(xiàn)人們之[LM]間的信任水平對成功合作的影響顯著[9]。Asai以丹麥農(nóng)戶之間的糞肥交易為研究對象，發(fā)現(xiàn)在農(nóng)戶形成合作伙伴關(guān)系的過程中除了受經(jīng)濟(jì)因素影響，社區(qū)社會關(guān)系也顯著影響糞肥交易伙伴的選擇[10]。吳玉鋒等實(shí)證研究了農(nóng)村社會資本與新型農(nóng)村養(yǎng)老保險農(nóng)戶參與行為的關(guān)系，結(jié)果表明，社會資本中的信任因子和交往因子促進(jìn)了農(nóng)戶參保行為[11]。王昕等研究表明社會資本中社會參與和社會網(wǎng)絡(luò)維度對農(nóng)戶合作供給小型水利設(shè)施意愿有顯著的正向作用[4]。羅小鋒認(rèn)為農(nóng)村公共物品的供給與鄉(xiāng)村精英人物的介入密切相關(guān)，而鄉(xiāng)村精英能否動員農(nóng)戶參與公共物品的供給與村莊社會資本容量有關(guān)[12]。蔡起華等利用內(nèi)蒙古、山東、寧夏3個省份的農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，研究了社會信任對農(nóng)戶合作供給小型水利設(shè)施的影響效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，社會信任顯著影響農(nóng)戶參與供給意愿[13]。

以上研究成果對于了解并推動農(nóng)村公共品的合作供給具有重要的理論價值和現(xiàn)實(shí)意義。但是，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于鄉(xiāng)村社會資本與農(nóng)村公共品的研究還比較薄弱，且主要集中在農(nóng)村水利設(shè)施等生產(chǎn)性公共物品合作供給方面的研究，關(guān)于農(nóng)村環(huán)保公共品的研究幾乎很少涉及，從鄉(xiāng)村社會資本視角對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品的研究更是一片空白。隨著農(nóng)村地區(qū)發(fā)展和收入水平的提高，生產(chǎn)性公共品需求會逐漸降低，而諸如農(nóng)村環(huán)境保護(hù)等生活性公共品需求會不斷上升。因此，基于以上分析，本研究以農(nóng)村環(huán)保公共品為研究對象，以鄉(xiāng)村社會資本為研究視角，試圖探討不同層面和維度下的鄉(xiāng)村社會資本與農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給之間的影響機(jī)制，最終為解決農(nóng)村環(huán)保公共品供給缺乏問題提供理論與實(shí)證支持，為農(nóng)村環(huán)境治理開辟新路徑。并試圖回答以下問題：農(nóng)戶關(guān)于合作供給農(nóng)村環(huán)保公共品的意愿如何？鄉(xiāng)村社會資本如何影響農(nóng)村環(huán)保公共品農(nóng)戶合作供給意愿？在影響農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品的因素中，不同層面不同維度的社會資本的作用效果是怎樣的？對這些問題的回答正是本研究的重點(diǎn)，也是農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給中須要解決的問題。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 理論分析

農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給作為一種特殊的集體行動行為，在農(nóng)戶個體理性選擇的情況下，有可能造成個體理性與集體理性不統(tǒng)一，從而導(dǎo)致“囚徒困境”“搭便車”等集體行動失敗的現(xiàn)象。然而，有研究發(fā)現(xiàn)這種集體行為選擇理論是建立在同質(zhì)性假設(shè)基礎(chǔ)上的，而忽略了農(nóng)村社區(qū)現(xiàn)實(shí)中的異質(zhì)性，而這種異質(zhì)性主要體現(xiàn)在農(nóng)村社區(qū)豐富的社會資本中，正是由于這種鄉(xiāng)村社會資本存量才有效促進(jìn)了地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和鄉(xiāng)村治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化[14]。農(nóng)村社會中的差序格局使得農(nóng)戶行為不僅僅是個體理性決策的結(jié)果，更多的是從眾的群體決策行為。基于地緣、血緣、姻緣關(guān)系而存在的小型農(nóng)村社區(qū)，農(nóng)戶之間通過長期交往、熟人網(wǎng)絡(luò)等逐漸形成共同的價值觀、行為規(guī)范、道德輿論等社會資本存量，使其行為受到其他農(nóng)戶以及所處的社會環(huán)境的影響[15]。從維度上來看，社會資本中的信任、規(guī)范、網(wǎng)絡(luò)、互惠等可以促進(jìn)合作行為并提高社會效率[6，16]。從層次上，社會資本可以分為微觀和宏觀2個層面，其中微觀層面主要是農(nóng)戶家庭的社會資本[5]，主要是個體融入網(wǎng)絡(luò)的自我嵌入;宏觀層面社會資本是一種存在于社會網(wǎng)絡(luò)中的可利用資源，是維持團(tuán)體存在的集體資產(chǎn)，用來說明社區(qū)、鄰里、地區(qū)所代表的軟資源[17]。鄉(xiāng)村社會資本的不同層面和維度共同影響著農(nóng)戶個體行為選擇，從而促進(jìn)集體行動。此外，農(nóng)村社區(qū)特征因素與農(nóng)戶行為選擇之間也存在著一定的關(guān)聯(lián)性[18]?；谝陨戏治觯芯哭r(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿及其影響因素，主要從5個方面選取變量，并作出假設(shè)。

2.2 研究假設(shè)

2.2.1 農(nóng)戶個體及家庭特征 由于農(nóng)戶個體及家庭特征差異性的存在，不同農(nóng)戶對于同一事情會做出不同的決策。年齡、受教育水平、家庭收入等個體特征會影響個體對公共物品供給意愿[19]。本研究主要從農(nóng)戶性別、年齡、受教育程度、村中職務(wù)、家庭收入、家庭人口等方面選取影響農(nóng)戶合作供給的因素。一般來說，男性農(nóng)戶掌握的有關(guān)環(huán)境保護(hù)方面的知識較女性來說更豐富[20]，因而其合作供給意愿較強(qiáng)。農(nóng)戶年齡越大，對新生事物接受能力越差，對環(huán)保公共品的需求意愿越弱，其合作意愿會較弱。農(nóng)戶受教育水平越高，其對生活質(zhì)量的追求越高，對自身生活的環(huán)境情況越關(guān)注，則合作供給意愿越強(qiáng)烈。農(nóng)戶中的村干部均為農(nóng)村的“精英分子”，更能認(rèn)識到農(nóng)村環(huán)境保護(hù)的重要性，其合作供給意愿較強(qiáng)烈。農(nóng)戶家庭收入水平越高，農(nóng)戶越有可能嘗試新事物[21]，其合作意愿也會增強(qiáng)。

2.2.2 農(nóng)戶認(rèn)知情況 農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品的主觀認(rèn)知很大程度上會左右其合作供給行為。農(nóng)戶認(rèn)知方面因素主要從以下3方面選?。涵h(huán)保公共品重要性認(rèn)知、環(huán)保設(shè)施滿意度和對合作參與的認(rèn)知。一般來說，農(nóng)戶認(rèn)為環(huán)保公共品對改善其生活質(zhì)量越重要，農(nóng)戶合作參與能提高環(huán)保公共品供給水平，則其合作意愿越強(qiáng);而對當(dāng)前環(huán)保公共品供給情況的滿意度越高，則其合作供給意愿就越弱。

2.2.3 農(nóng)村社區(qū)特征 合作供給是農(nóng)戶在特定的社區(qū)環(huán)境下做出的決策行為，社區(qū)特征因子將對農(nóng)戶合作供給行為產(chǎn)生影響[4]。綜合Pender等的研究[18，21]，結(jié)合調(diào)查農(nóng)村社區(qū)環(huán)保公共品的供給環(huán)境，選取農(nóng)村社區(qū)公共支出透明度、村委會組織力、搭便車現(xiàn)象、垃圾亂倒糾紛、是否存在鄉(xiāng)村精英等五大指標(biāo)因素反映村莊社區(qū)特征。農(nóng)戶參與合作供給公共品的意愿與村集體的組織程度和公共支出透明度密切相關(guān)，社區(qū)公共資金使用越透明，村委會組織動員力度越強(qiáng)，則其號召農(nóng)戶合作治理村莊環(huán)境能力越強(qiáng)，村民合作供給意愿越強(qiáng)。農(nóng)村公共品供給過程中“搭便車”現(xiàn)象越多，則農(nóng)戶合作供給意愿越弱，本研究以農(nóng)村社區(qū)中典型的偷水現(xiàn)象為例分析“搭便車”現(xiàn)象。調(diào)查表明，農(nóng)戶亂倒垃圾引起的糾紛是農(nóng)村生活垃圾處理過程中遭遇的典型問題，由于缺乏環(huán)保公共設(shè)施，經(jīng)常發(fā)生垃圾亂倒糾紛的村莊其農(nóng)戶合作供給意愿越強(qiáng)烈。村莊公共品的供給與鄉(xiāng)村精英的積極介入相關(guān)[12]，存在鄉(xiāng)村精英的社區(qū)，其農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品的意愿較強(qiáng)烈。

2.2.4 制度因素 制度因素也會影響農(nóng)戶合作供給意愿，政策支持是農(nóng)戶評價公共品供給的重要因素[22]。本研究選取政府對農(nóng)村環(huán)境的投入力度和糧食補(bǔ)貼2個指標(biāo)代表影響農(nóng)戶合作供給的制度因素。政府對農(nóng)村環(huán)境投入越大，則說明其相應(yīng)的環(huán)保公共服務(wù)設(shè)施越得到充分供給，農(nóng)戶合作供給意愿就越弱。

2.2.5 鄉(xiāng)村社會資本 本研究從微觀和宏觀2個層面考察鄉(xiāng)村社會資本，其中微觀層面主要是農(nóng)戶個體及家庭社會資本，宏觀層面主要包含村域內(nèi)社會資本情況。關(guān)于社會資本的測量維度尚未達(dá)成一致的認(rèn)識，農(nóng)戶個體社會資本比較流行的觀點(diǎn)有社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會聲望、社會參與、社會互惠等維度[4-6]。結(jié)合實(shí)際調(diào)研情況，從農(nóng)戶個體社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、社會聲望、社會參與和社會規(guī)范5個維度表示農(nóng)戶個體社會資本。社會網(wǎng)絡(luò)是行為主體內(nèi)部各種關(guān)系的交互結(jié)構(gòu)，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)越寬，其合作供給意愿越強(qiáng)烈。社會信任是基于網(wǎng)絡(luò)過程中形成的人與人之間的信賴，它能促進(jìn)好的社會經(jīng)濟(jì)結(jié)果的產(chǎn)生，信任是農(nóng)戶合作的基礎(chǔ)[23]。因此，農(nóng)戶社會信任度越高，其合作供給環(huán)保公共品意愿越強(qiáng)烈。農(nóng)戶社會聲望越高，其組織協(xié)調(diào)和發(fā)動的群眾能力越強(qiáng)，則其合作供給意愿也越強(qiáng)[24]。農(nóng)戶對社區(qū)內(nèi)各項(xiàng)公共事務(wù)的參與熱情越高、越頻繁，民主意識越強(qiáng)，其合作供給意愿也越強(qiáng)。農(nóng)戶社會規(guī)范指對村規(guī)民約、社會道德習(xí)俗等的遵守程度，遵守規(guī)范的農(nóng)戶可以獲得尊重，反之則可能會被孤立。農(nóng)戶社會規(guī)范水平越高，其合作供給可能性則越高。村域社會資本方面，參照農(nóng)戶個體社會資本維度，從村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)、村域社會規(guī)范和村域社會互惠4個維度進(jìn)行測量，其中村域信任、參與網(wǎng)絡(luò)和社會規(guī)范維度的假設(shè)與農(nóng)戶個體維度相似。村域互惠產(chǎn)生的“擠入效應(yīng)”有助于農(nóng)戶對參與行為產(chǎn)生促進(jìn)作用[11]，因此，村域互惠程度越強(qiáng)，則農(nóng)戶合作供給意愿越強(qiáng)。

3 數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量選擇

3.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于筆者所在課題組2017年10—12月對吉林省農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給的實(shí)地調(diào)查。課題組調(diào)查區(qū)域涉及吉林省15個市（縣）38個行政村，按照隨機(jī)抽樣原則對農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查，共發(fā)放600份調(diào)查問卷，回收問卷520份，在數(shù)據(jù)整理過程中剔除缺少關(guān)鍵信息的問卷，并進(jìn)一步進(jìn)行問卷有效性檢驗(yàn)后，最終得到有效問卷450份，有效率為87%。本問卷調(diào)查對象是年滿18周歲、無溝通困難并積極配合調(diào)查的農(nóng)戶，其中男性占63.11%，女性占36.89%。為確保所獲數(shù)據(jù)的可靠性和準(zhǔn)確性，本次調(diào)查對象均為長期居住在農(nóng)村的農(nóng)戶，調(diào)查樣本具體情況見表1。

3.1.1 樣本農(nóng)戶的基本特征

從表1可以看出，男性受訪者占63.11%，女性占36.89%，男性比例較高，其合作意愿更能代表家庭意愿。受訪者以中青年為主，年齡26～50歲的受訪者占51.56%。從受訪者的受教育程度來看，農(nóng)戶以初中文化程度為主，占48.44%，小學(xué)及以下文化程度占29.33%，二者合計(jì)77.77%，高中以上占22.23%，整體來說農(nóng)戶文化水平相對較低，但足以滿足對問卷的理解。調(diào)查農(nóng)戶中以普通村民為主，約占87.11%，其合作意愿更能代表廣大農(nóng)戶的實(shí)際情況。根據(jù)2014年《吉林省統(tǒng)計(jì)年鑒》中對農(nóng)村居民年收入劃分標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合吉林省農(nóng)戶的平均收入水平，將農(nóng)戶家庭年收入化為5個等級，即5 000元以下劃為低收入組，5 001～10 000 元劃為中低收入組，10 001～30 000元劃為中等收入組，30 001～50 000元劃為中高收入組，50 000元以上劃為高收入組。按照上述劃分標(biāo)準(zhǔn)，被調(diào)查農(nóng)戶的家庭年收入水平主要處于中低、中等和中高收入水平，三者合計(jì)占74.00%。調(diào)查農(nóng)戶的家庭規(guī)模以3～4人的中等家庭為主，占 64.89%。調(diào)查農(nóng)戶中有68.44%愿意合作供給環(huán)保公共品。

3.1.2 鄉(xiāng)村社會資本測量指標(biāo)描述

選取農(nóng)戶個體社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、社會聲望、社會參與和社會規(guī)范5個維度測量農(nóng)戶個體社會資本情況。本研究利用農(nóng)戶對家族成員（親密朋友、親戚、村干部、德高望重農(nóng)戶、農(nóng)村合作組織、同小組村民、政府）的信任程度8項(xiàng)指標(biāo)來測量農(nóng)戶個體社會信任程度。每項(xiàng)指標(biāo)下設(shè)非常相信、比較相信、一般相信、比較不相信、非常不相信5個層次。利用農(nóng)戶遇到困難時可以幫忙人數(shù)與平均每月密切來往人數(shù)的比率作為農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)規(guī)模指標(biāo);以農(nóng)戶與家庭成員（親密朋友、親戚、鄰居、村干部、德高望重農(nóng)戶、農(nóng)村合作組織）的交流程度7項(xiàng)指標(biāo)來測量農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)密度，每項(xiàng)指標(biāo)下設(shè)從來不、偶爾、一般、比較頻繁、經(jīng)常5個層次;以交往人群中從事職業(yè)種類數(shù)作為農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)差異指標(biāo)。利用你家有事時，村民幫助你的頻率、你幫村民調(diào)節(jié)矛盾的頻率、村里重大事情時村民咨詢你的頻率和對你的尊重程度4項(xiàng)指標(biāo)來測量農(nóng)戶社會聲望高低，指標(biāo)設(shè)置同上。選取農(nóng)戶對村干部選舉參與頻率、村集體活動參與頻率、一事一議參與頻率、村子公共物品供給決策參與頻率4項(xiàng)指標(biāo)測量農(nóng)戶社會參與程度，指標(biāo)設(shè)置同上。利用你覺得村里集資修路時不出錢會被村民嘲笑、你希望大家生活越過越好、你覺得在本村生活有安全感和你鄰居是否經(jīng)常吵架4項(xiàng)指標(biāo)測量農(nóng)戶個體社會規(guī)范，指標(biāo)設(shè)置同上。農(nóng)戶個體社會資本共選取29個可操作測量指標(biāo)。結(jié)合理論分析，從村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)、村域社會規(guī)范和村域社會互惠4個維度測量村域社會資本。其中，利用村子里多數(shù)村民之間比較信任、多數(shù)村民覺得政府是可信任的、總體來說村里大多數(shù)人是可以信任的、一般來說到政府機(jī)關(guān)辦事不需要關(guān)系4項(xiàng)指標(biāo)測量村域社會信任程度，每項(xiàng)指標(biāo)下設(shè)非常同意、比較同意、一般同意、比較不同意、非常不同意5個層次。選取你所在村子社會組織數(shù)量（包括農(nóng)業(yè)科技組織、宗教信仰組織、文藝娛樂組織、農(nóng)民專業(yè)合作社、民間借貸組織、共青團(tuán)、婦女代表大會、民兵組織）、你所在村子村民對村干部選舉（村集體活動、一事一議、村公共品供給參與、本村重大事務(wù)參與）的參與程度共計(jì)6項(xiàng)指標(biāo)測量村域社會參與網(wǎng)絡(luò)情況，指標(biāo)設(shè)置同上。利用村民對村規(guī)民約的遵守程度、村民農(nóng)作物或家里被盜頻率、鄰村姑娘是否愿意嫁到本村、村莊商店銷售假冒偽劣產(chǎn)品情況、村里村民之間吵架現(xiàn)象、本村社會風(fēng)氣6項(xiàng)指標(biāo)測量村域社會規(guī)范，指標(biāo)設(shè)置同上。利用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)及日常生活中村民家庭之間互助幫忙、當(dāng)你或你的鄰居遇到困難時互助程度、村子里大多數(shù)人助人不求回報(bào)、村里農(nóng)戶之間多數(shù)情況下可以互相借到東西4項(xiàng)指標(biāo)測量村域社會互惠程度，指標(biāo)設(shè)置同上。村域社會資本從4個維度共選取了20個可測量指標(biāo)。

3.2 方法選取與模型設(shè)定

3.2.1 鄉(xiāng)村社會資本的測量方法

為簡化鄉(xiāng)村社會資本各層次指標(biāo)，須要對上述農(nóng)戶個體社會資本29個指標(biāo)和村域社會資本20個指標(biāo)分別進(jìn)行主成分因子分析。因子分析是將具有復(fù)雜關(guān)系的原有變量綜合為較少數(shù)量的幾個主因子，根據(jù)相關(guān)性大小把原有變量進(jìn)行分組，使得同組內(nèi)變量高度相關(guān)，而不同組變量相關(guān)性較低，每組變量被稱為1個公共因子。

主成分因子分析基本模型為：

在進(jìn)行因子分析之前，須要對社會資本各維度進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlett球形檢驗(yàn)，并對問卷指標(biāo)進(jìn)行Cronbachs α檢驗(yàn)。一般認(rèn)為，KMO值在0.6以上表示適合因子分析，且因子分析結(jié)果是可以接受的;Cronbachs α系數(shù)在0.5以上說明問卷的調(diào)查指標(biāo)是合適的，具有一定的合理性。為便于分析，把農(nóng)戶個體社會資本各維度分別用SN、ST、SC、SP和SR表示;村域社會資本各維度分別用CST、CSN、CSR和CSM表示。各層次社會資本因子分析結(jié)果顯示，KMO值均在0.6以上，Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果為0.000，說明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。Cronbachs α系數(shù)均在0.5以上，通過了一致性檢驗(yàn)，具體結(jié)果見表2、表3。

根據(jù)SPSS軟件因子分析結(jié)果，以每個因子方差貢獻(xiàn)率占所選因子總方差貢獻(xiàn)率的比率作為各因子權(quán)重，結(jié)合各因子得分情況，得出不同維度社會資本指標(biāo)得分，具體公式如下：

表示第i個農(nóng)戶第n個社會資本維度中第j個主因子得分，第j個主因子的權(quán)重由Winj表示，即第j個主因子方差貢獻(xiàn)率除以總方差貢獻(xiàn)率，m表示各社會資本維度主因子個數(shù)。然后，根據(jù)各維度評價值，計(jì)算得出農(nóng)戶個體社會資本和村域社會資本的綜合評價值。

3.2.2 農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品意愿的模型構(gòu)建

農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿可描述為愿意和不愿意，是典型的二分變量，分析此類問題常用的模型是Logistic和Probit等離散選擇模型。選用Binary Probit回歸模型進(jìn)行分析，將計(jì)算得到的農(nóng)戶個體社會資本和村域社會資本綜合評價值和各維度值，及影響農(nóng)戶合作供給的其他控制變量，采用Probit模型分析不同層次不同維度社會資本對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品意愿的影響。

根據(jù)前面的假設(shè)，可以得到農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿與影響因素之間的函數(shù)關(guān)系為：農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿=F（農(nóng)戶個人及家庭特征，農(nóng)戶認(rèn)知，農(nóng)村社區(qū)特征，制度因素，鄉(xiāng)村社會資本）+隨機(jī)擾動項(xiàng)，具體方程式為：

式中：p表示農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿的概率，1-p表示農(nóng)戶不愿意參與合作供給農(nóng)村環(huán)保公共品的概率。β0表示常數(shù)項(xiàng);xi表示解釋變量;βi表示第i個解釋變量的回歸系數(shù);μ表示隨機(jī)誤差項(xiàng);n表示解釋變量個數(shù)。在模型分析時，若農(nóng)戶愿意合作供給則因變量取值為1，否則取值為0。

3.3 變量選擇

根據(jù)以上理論分析和實(shí)地調(diào)查結(jié)果，選取5大類共計(jì)25個變量，來考察影響農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿的主要因素。即農(nóng)戶個體及家庭特征（性別、年齡、受教育程度、村中職務(wù)、家庭收入、家庭人口）、農(nóng)戶認(rèn)知（環(huán)保公共品重要性認(rèn)知、環(huán)保設(shè)施滿意度和對合作參與的認(rèn)知）、農(nóng)村社區(qū)特征（農(nóng)村社區(qū)公共支出透明度、村委會組織動員力度、搭便車現(xiàn)象、垃圾亂倒糾紛、是否存在鄉(xiāng)村精英）、制度因素（政府對農(nóng)村環(huán)境的投入力度、國家糧食補(bǔ)貼）、鄉(xiāng)村社會資本（農(nóng)戶個體社會資本維度：個體社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、社會聲望、社會參與和社會規(guī)范5個維度;村域社會資本維度：村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)、村域社會規(guī)范和村域社會互惠）。因變量為農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品的合作供給意愿，本研究將農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給意愿表述為愿意和不愿意，若農(nóng)戶愿意合作供給則因變量取值為1，否則取值為0。各變量的名稱、定義和預(yù)期符號見表4。

4 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)以上模型設(shè)定及變量選取情況，采用Stata 11.0統(tǒng)計(jì)軟件，利用Probit模型，分別對社會資本各維度及不同層次社會資本總量進(jìn)行回歸分析，探索社會資本及其他控制變量對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品的影響情況，分析結(jié)果如表5所示。其中，模型1和模型3是包含所有假設(shè)變量的分析結(jié)果，模型2和模型4是剔除不顯著變量之后的回歸結(jié)果，模型1和模型2是包含不同維度社會資本變量的分析結(jié)果，模型3和模型4是包含不同層次社會資本總量的分析結(jié)果。模型1、模型2、模型3和模型4的擬合優(yōu)度分別為0.940 0、0.923 9、0.896 4 和0.879 1，模型整體效果比較顯著，具體回歸結(jié)果見表5。

根據(jù)模型最終估計(jì)結(jié)果，農(nóng)戶受教育程度、家庭年收入、農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品認(rèn)知、農(nóng)戶對合作供給認(rèn)知、公共支出透明度、鄉(xiāng)村精英、“搭便車”（偷水）現(xiàn)象、垃圾亂倒糾紛、農(nóng)戶社會信任維度、農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)維度、農(nóng)戶社會聲望維度、農(nóng)戶社會規(guī)范維度、村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)、村域社會互惠、農(nóng)戶個體社會資本總量和村域社會資本總量17個自變量通過了顯著性檢驗(yàn)，且除農(nóng)戶個體社會聲望變量與預(yù)期作用方向不一致外，其他變量均符合預(yù)期假設(shè)。估計(jì)結(jié)果分析如下：

4.1 農(nóng)戶個體及家庭特征

農(nóng)戶受教育程度和家庭年收入通過了0.05的顯著性檢驗(yàn)，符號為正，與假設(shè)一致。說明農(nóng)戶受教育程度越高，越容易接受新鮮事物，對生活環(huán)境越關(guān)注，其合作供給意愿越強(qiáng);隨著農(nóng)戶收入水平的提高，對生活質(zhì)量的追求也會提高，更能認(rèn)識到良好的環(huán)境衛(wèi)生對身心健康的重要性，越容易參與合作供給環(huán)保公共品。統(tǒng)計(jì)分析也表明，家庭年收入在10 000元以下的調(diào)查對象中，37.25%的農(nóng)戶有合作供給意愿;家庭年收入在30 000元以上的農(nóng)戶中，89.56%表示愿意合作供給環(huán)保公共品。

4.2 農(nóng)戶認(rèn)知程度

農(nóng)戶對環(huán)保公共品重要性認(rèn)知是其合作供給的重要因素，該變量在0.01顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明農(nóng)戶認(rèn)為環(huán)保公共品越重要，越容易參與合作供給。行為經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為認(rèn)知程度決定了行為主體的看法或態(tài)度，進(jìn)而影響行為主體選擇決策。農(nóng)戶合作供給認(rèn)知也通過了0.01的顯著性水平。在農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給過程中，農(nóng)戶參與行為的實(shí)現(xiàn)是其主觀認(rèn)知與客觀環(huán)境的結(jié)合。農(nóng)戶認(rèn)為合作供給能提高農(nóng)村環(huán)保公共品供給水平，則其合作供給意愿越強(qiáng)烈，越能參與到合作供給集體行動中。環(huán)保設(shè)施滿意度變量未能通過顯著檢驗(yàn)。農(nóng)戶對當(dāng)前農(nóng)村環(huán)保公共品供給狀況滿意度的調(diào)查結(jié)果顯示，在進(jìn)入模型的樣本中，選擇非常不滿意、比較不滿意、一般滿意的農(nóng)戶合計(jì)占到總樣本的86.67%，表明農(nóng)戶對農(nóng)村地區(qū)現(xiàn)有環(huán)保公共設(shè)施的供給狀況并不滿意，而他們在固有觀念影響下，這種對現(xiàn)狀不滿意的狀態(tài)卻不能刺激他們?yōu)楦淖儸F(xiàn)狀而自愿合作供給環(huán)保公共品。

4.3 農(nóng)村社區(qū)特征

公共支出透明度通過了0.1的顯著性檢驗(yàn)，且對合作供給有正向影響，說明農(nóng)村社區(qū)公共支出越透明，越能刺激農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品積極性，越能增強(qiáng)合作供給意愿。統(tǒng)計(jì)分析也表明，選擇公共支出一般透明、比較透明和非常透明的農(nóng)戶中，其合作供給意愿達(dá)96.77%。農(nóng)村社區(qū)是否存在鄉(xiāng)村精英通過了0.05的顯著性檢驗(yàn)，說明鄉(xiāng)村精英在農(nóng)村地區(qū)具有某些權(quán)威，他們的示范帶動作用很強(qiáng)，能夠提高農(nóng)戶合作供給意愿。調(diào)查結(jié)果也顯示，存在鄉(xiāng)村精英的農(nóng)村社區(qū)，農(nóng)戶合作意愿高達(dá)90.76%，說明鄉(xiāng)村精英在農(nóng)村公共品合作供給過程中是一支不可忽視的力量?！按畋丬嚒爆F(xiàn)象也通過了 0.05 的顯著性檢驗(yàn)，且符號為負(fù)，與預(yù)期一致。農(nóng)村偷水現(xiàn)象反映了農(nóng)戶的“搭便車”心理，“搭便車”現(xiàn)象越嚴(yán)重，農(nóng)戶的合作成本越高，其合作供給意愿也就越低。垃圾亂倒糾紛變量也通過了0.05的顯著性檢驗(yàn)，且符號為正，說明農(nóng)戶垃圾亂倒糾紛越頻繁，農(nóng)戶越需要環(huán)保公共設(shè)施滿足其生活垃圾處理需求，其合作供給意愿也就越強(qiáng)。村委會組織動員力度變量未能通過顯著性檢驗(yàn)，對農(nóng)戶合作供給影響不顯著。關(guān)于農(nóng)村社區(qū)村委會組織動員力度狀況的調(diào)查結(jié)果顯示，進(jìn)入模型的樣本中，選擇比較弱和一般弱的農(nóng)戶占81.33%，這說明，所調(diào)查地區(qū)村委會組織動員力度整體比較弱，使得該變量對合作供給意愿影響不明顯。

4.4 制度因素

政府對農(nóng)村環(huán)境投入力度和政府糧食補(bǔ)貼變量均未通過顯著性檢驗(yàn)，說明它們對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品影響不顯著，與假設(shè)不符。關(guān)于政府對農(nóng)村環(huán)境投入力度的調(diào)查結(jié)果顯示，選擇幾乎不投入、投入力度較小、投入力度一般的農(nóng)戶占93.78%，說明大部分農(nóng)村社區(qū)政府對環(huán)境保護(hù)重視不夠，環(huán)境保護(hù)投入力度還較小，尚不足以影響到農(nóng)戶合作供給意愿。此外，政府糧食補(bǔ)貼政策不具備較強(qiáng)的激勵效果，不能影響農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品意愿。

4.5 鄉(xiāng)村社會資本

結(jié)果顯示農(nóng)戶個體社會資本總量和村域社會資本總量均通過了顯著性檢驗(yàn)（0.05和0.01顯著性水平），且系數(shù)為正，這說明不同層面社會資本總量對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品具有重要影響，與預(yù)期假設(shè)相符。其中，農(nóng)戶個體社會資本不同維度影響差異較大，農(nóng)戶社會信任（0.05）、農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)（0.05）、農(nóng)戶社會聲望（0.1）、農(nóng)戶社會規(guī)范（0.1）通過了顯著性檢驗(yàn)，而農(nóng)戶社會參與未通過顯著性檢驗(yàn)，且農(nóng)戶社會聲望維度影響為負(fù)，與預(yù)期假設(shè)不符;村域社會信任（0.1）、村域參與網(wǎng)絡(luò)（0.1）、村域社會互惠（0.05）通過了顯著性檢驗(yàn)，而村域社會規(guī)范維度未通過顯著性檢驗(yàn)。

農(nóng)戶個體社會信任和村域社會信任均通過了顯著性檢驗(yàn)，且呈正相關(guān)關(guān)系，表明農(nóng)戶個體及村民之間的信任度越高，越愿意承擔(dān)合作風(fēng)險，農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給的決策越容易達(dá)成一致，從而越有利于農(nóng)戶合作供給的集體行動的實(shí)現(xiàn)。究其原因，這與我國農(nóng)村社區(qū)傳統(tǒng)的“差序格局”密切相關(guān)，基于地緣血緣關(guān)系基礎(chǔ)上建立起來的農(nóng)戶對親人、朋友、鄰居、同村村民等的信任程度，有利于集體行動的實(shí)現(xiàn)。農(nóng)戶個體社會網(wǎng)絡(luò)和村域參與網(wǎng)絡(luò)通過了0.05的顯著性檢驗(yàn)，且符號為正，說明在農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品中，農(nóng)戶與家族成員、親戚、朋友、村干部、農(nóng)村合作組織等關(guān)系越密切，農(nóng)村社區(qū)合作組織規(guī)模越大，多數(shù)村民對村集體事務(wù)等參與度越高，越有可能參與環(huán)保公共品合作供給。豐富的農(nóng)戶個體社會網(wǎng)絡(luò)資源和村域參與網(wǎng)絡(luò)資源，使得農(nóng)戶獲取信息能力較強(qiáng)，彼此之間的信息交流比較頻繁，視野比較開闊，有利于知識和信息的共享，從而提高合作意愿。農(nóng)戶個體社會規(guī)范維度通過了顯著性檢驗(yàn)，且影響方向?yàn)檎?，說明農(nóng)戶個體社會規(guī)范程度越高，其合作供給意愿越強(qiáng)，與假設(shè)相符。而村域社會規(guī)范維度對農(nóng)戶合作供給意愿影響不顯著。理論上，良好的村域社會規(guī)范可以引導(dǎo)農(nóng)戶的參與意識，從而提高合作效率。但在實(shí)地調(diào)查中，發(fā)現(xiàn)村域社會規(guī)范維度根據(jù)選項(xiàng)賦值，其平均得分為2.38，這說明在農(nóng)村社區(qū)社會規(guī)范還比較弱，多數(shù)村民對村規(guī)民約等的遵守程度較弱;筆者認(rèn)為這可能由于農(nóng)村地區(qū)受經(jīng)濟(jì)發(fā)展和外來文化的影響，村民對傳統(tǒng)規(guī)范沒有更好地繼承和發(fā)揚(yáng)，從而導(dǎo)致傳統(tǒng)社會規(guī)范對村民的約束作用下降。農(nóng)戶個體社會聲望通過了顯著性檢驗(yàn)，但影響為負(fù)，與預(yù)期假設(shè)相反。這說明以農(nóng)戶個體或家庭建立起來的社會聲望，會弱化農(nóng)戶合作供給意愿，即社會資本在為集體帶來利益的同時，也可能形成封閉的系統(tǒng)從而難以實(shí)現(xiàn)集體行動。農(nóng)戶個體社會參與維度未能通過顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期假設(shè)不符。調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶個體社會參與根據(jù)選項(xiàng)賦值，其平均得分為2.28，即介于偶爾參與和一般參與之間，農(nóng)戶的社會參與意識較弱，并不能影響到農(nóng)戶合作供給意愿。村域社會互惠通過了顯著性檢驗(yàn)，且對農(nóng)戶合作供給有正向影響。這說明農(nóng)村社區(qū)村民之間社會互惠程度越高，越有利于農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品。

5 結(jié)論與啟示

社會資本的引入有助于解決集體行動中公共物品合作供給失敗的困境，目前國內(nèi)學(xué)者關(guān)于鄉(xiāng)村社會資本與農(nóng)戶合作供給的研究比較少，關(guān)于農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給的研究更是一片空白。本研究利用吉林省農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用因子分析法將農(nóng)戶個體社會資本分為農(nóng)戶社會信任、農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)、農(nóng)戶社會聲望、農(nóng)戶社會參與、農(nóng)戶社會規(guī)范等5個維度;將村域社會資本分為村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)、村域社會規(guī)范和村域社會互惠等4個維度，在此基礎(chǔ)上，采用Probit模型實(shí)證分析了社會資本各維度對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品意愿的影響情況。

實(shí)證分析結(jié)果表明，農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品受多種因素的影響，其中，農(nóng)戶個體社會資本總量和村域社會資本總量均對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給有顯著的正向影響。同時，農(nóng)戶個體社會資本不同維度對農(nóng)戶合作供給行為的影響存在差異?；谄毡樾湃位A(chǔ)上的農(nóng)戶社會信任維度、基于農(nóng)戶社交范圍的社會網(wǎng)絡(luò)維度和基于農(nóng)戶個體自我行為規(guī)范約束的社會規(guī)范維度對農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品行為有積極影響，而農(nóng)戶個體社會聲望維度對農(nóng)戶合作供給有消極影響作用，降低了農(nóng)戶合作供給意愿，這表明農(nóng)戶個體社會資本不同維度的作用效果共同導(dǎo)致了集體行動的隨機(jī)性結(jié)果，并不像理論假設(shè)的那樣，農(nóng)戶個體社會資本各維度均會對合作供給產(chǎn)生積極的影響。從村域社會資本維度上，村域社會信任、村域參與網(wǎng)絡(luò)和村域社會互惠維度促進(jìn)了農(nóng)戶合作供給行為的發(fā)生。此外，農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給行為還受到農(nóng)村社區(qū)因素的影響，尤其是公共支出透明度和是否存在鄉(xiāng)村精英對農(nóng)戶合作供給有正向影響，“搭便車”現(xiàn)象發(fā)生頻率則會降低農(nóng)戶合作供給意愿，垃圾亂倒糾紛現(xiàn)象的發(fā)生則會間接刺激農(nóng)戶對環(huán)保公共品需求，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶合作行為。另外，農(nóng)戶受教育程度、家庭年收入、農(nóng)戶對環(huán)保公共品的重要性認(rèn)知、農(nóng)戶對合作參與的認(rèn)知也對農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給具有顯著性影響。

綜合以上研究結(jié)論，得出如下啟示：

第一，注重培育不同層面不同維度鄉(xiāng)村社會資本，促進(jìn)農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給。在農(nóng)戶個體理性選擇行為下，社會資本是集體行動開展的前提，因此，政府應(yīng)在農(nóng)村社區(qū)積極創(chuàng)立交流型民間組織團(tuán)體，為農(nóng)戶彼此間信息交流創(chuàng)造條件，擴(kuò)大農(nóng)戶社交網(wǎng)絡(luò)。從村民環(huán)保意識著手，加強(qiáng)對農(nóng)戶的環(huán)保宣傳教育，鼓勵農(nóng)戶參與到村莊環(huán)境保護(hù)等集體事務(wù)活動中，彼此之間因共同參與而增強(qiáng)社會信任，從而建立起村域社會信任乃至農(nóng)戶個體社會信任基礎(chǔ)。

第二，積極營造良好的社區(qū)環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)戶合作供給行為。應(yīng)針對性地加強(qiáng)村委會公共支出透明度，建立健全民主議事制，實(shí)現(xiàn)村集體事務(wù)的公開管理和民眾監(jiān)督透明化，從而提高農(nóng)戶對村干部及基層政府的信任度，進(jìn)而提高農(nóng)戶參與村集體事務(wù)的積極性，減少農(nóng)戶合作供給環(huán)保公共品的政策成本。同時要注重培育鄉(xiāng)村精英人物，發(fā)揮鄉(xiāng)村精英在農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給的模范帶頭作用。完善相關(guān)管理制度，提高農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)保公共品供給的責(zé)任感，減少“搭便車”行為。

第三，提高農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)境保護(hù)和環(huán)保公共品供給的認(rèn)知度?；鶎诱畱?yīng)定期組織農(nóng)戶參與學(xué)習(xí)農(nóng)村環(huán)境保護(hù)的相關(guān)知識，讓農(nóng)戶充分認(rèn)識到環(huán)境保護(hù)的重要性及自身和集體利益之間的關(guān)系，并制定相應(yīng)的獎懲機(jī)制。在農(nóng)戶自愿合作供給的前提下，建立由政府引導(dǎo)扶持，多方出資建設(shè)，農(nóng)戶自主管理的農(nóng)村環(huán)保合作社，共同建立和維護(hù)農(nóng)村環(huán)保公共設(shè)施。同時，要深入調(diào)查分析農(nóng)戶對環(huán)保公共品的需求和心理特點(diǎn)，建立自下而上的環(huán)保公共品需求表達(dá)機(jī)制，激發(fā)農(nóng)戶合作供給積極性。

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