陳強(qiáng)強(qiáng)，陳文娟，馬亞飛，楊婕妤，楊清

（1.甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)財(cái)經(jīng)學(xué)院，甘肅 蘭州730070；2.甘肅省生態(tài)建設(shè)與環(huán)境保護(hù)研究中心，甘肅 蘭州730070；3.甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)理學(xué)院，甘肅 蘭州730070）

草原生態(tài)安全既是國家生態(tài)安全的重要組成部分，又是國家生態(tài)安全的薄弱環(huán)節(jié)［1］。甘南黃河水源補(bǔ)給區(qū)位于青藏高原東北部，地處青藏高原和黃土高原過渡地帶，是中國乃至世界最為獨(dú)特的生態(tài)地域單元，境內(nèi)擁有大面積的草地、濕地和森林等自然資源，生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能價(jià)值巨大，是黃河、長江上游的重要水源涵養(yǎng)區(qū)和甘肅“兩江一水”流域水土保持與生物多樣性生態(tài)功能區(qū)。同時(shí)，甘南州作為青藏高原社會(huì)大系的窗口和“藏族現(xiàn)代化的跳板”［2］，又是“三區(qū)三州”深度貧困區(qū)之一，面臨著全面脫貧與生態(tài)保護(hù)的雙重任務(wù)。

近年來，在人類活動(dòng)脅迫下，草原生態(tài)系統(tǒng)碎片化趨勢明顯，水源涵養(yǎng)功能下降、生物多樣性減少等生態(tài)服務(wù)功能下降，已影響黃河流域乃至全國生態(tài)安全。為此，國家先后實(shí)施了“天然草原恢復(fù)與建設(shè)”“黃河重要水源補(bǔ)給區(qū)生態(tài)保護(hù)與建設(shè)”“甘南州國家主體功能區(qū)建設(shè)”以及“甘南州生態(tài)文明建設(shè)”等系列投資巨大的生態(tài)治理工程項(xiàng)目，有效提升了生態(tài)系統(tǒng)服務(wù)功能。然而，當(dāng)前牧區(qū)普遍實(shí)行的以政府為主導(dǎo)，以圍欄禁牧為核心的草場治理模式，明晰牧戶草場邊界的同時(shí)，打破了草原生態(tài)系統(tǒng)的整體性和穩(wěn)定性［3］，削弱了牧戶參與草原治理政策制定的主體地位，牧戶日益被邊緣化為政策的被動(dòng)接受者和終極執(zhí)行者，缺乏內(nèi)在應(yīng)激與配合，致使政策約束難以進(jìn)入其生產(chǎn)決策，抑制了政策作用的發(fā)揮，甚至與監(jiān)管部門發(fā)生沖突［4-5］。牧戶是銜接自然生態(tài)系統(tǒng)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)系相互作用的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，源自牧戶對草原環(huán)境認(rèn)知的“愿”參與和“真”參與相統(tǒng)一的自我管理機(jī)制基礎(chǔ)上的主動(dòng)參與和有力監(jiān)督是草原生態(tài)保護(hù)的根本和基礎(chǔ)。人們長期交往過程中形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范等社會(huì)資本是建立牧戶自我管理機(jī)制的關(guān)鍵。當(dāng)前，以草為中心“就草論草”的傳統(tǒng)工程措施，并不能從根本扭轉(zhuǎn)當(dāng)前狀況，動(dòng)用社會(huì)資源成為必然［6］。社會(huì)資本首次由Bourdieu［7］于1986年提出，認(rèn)為社會(huì)資本是有助于行動(dòng)者獲得現(xiàn)實(shí)或潛在社會(huì)資源的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。Putnam等［8］認(rèn)為，社會(huì)資本是能夠通過促進(jìn)合作來提高社會(huì)效率的網(wǎng)絡(luò)、信任與規(guī)范。萬俊毅等［9］強(qiáng)調(diào)社會(huì)資本以規(guī)范、信任和網(wǎng)絡(luò)化為核心特征，可以為社會(huì)結(jié)構(gòu)中的個(gè)體或組織帶來便利（或經(jīng)濟(jì)效益）的社會(huì)資源。研究表明［10］，理性主體農(nóng)戶具有“集體行動(dòng)的邏輯”和“利他主義”的屬性，社會(huì)資本對農(nóng)戶參與集體行動(dòng)具有不可忽視的作用。史恒通等［11］研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)參與對農(nóng)戶參與流域生態(tài)環(huán)境治理的意愿和支付意愿均有積極的促進(jìn)作用；劉慶等［12］、鄭重等［13］、楊柳等［14］分別探討了社會(huì)資本對農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利供給、投資意愿以及管護(hù)績效的影響；顏廷武等［15］研究發(fā)現(xiàn)，制度信任、公民參與網(wǎng)絡(luò)、人際信任、互惠規(guī)范等社會(huì)資本對農(nóng)戶環(huán)保投資意愿具有重要的影響。郭文獻(xiàn)等［16］研究表明，社會(huì)資本（社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)則、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)）是影響個(gè)人生態(tài)治理支付額度的重要因素。

盡管國內(nèi)學(xué)者就社會(huì)資本對農(nóng)戶公共資源管理行為影響進(jìn)行了諸多探討，但現(xiàn)有研究更多側(cè)重于農(nóng)戶參與意愿的分析，這些研究隱含一個(gè)基本假設(shè)，即將農(nóng)戶參與意愿等同于參與行為。同時(shí)，圍繞草原生態(tài)治理牧戶支付意愿的研究較多，但對參與程度及其驅(qū)動(dòng)因子的研究較少。事實(shí)上，牧戶的公共行為由“參與意愿”和“參與程度”兩個(gè)階段構(gòu)成，個(gè)體決策過程中即使有強(qiáng)烈的參與意愿，也會(huì)因拮抗效應(yīng)導(dǎo)致行為的落空。因此，如何將參與意愿轉(zhuǎn)變?yōu)橛行У膶?shí)際行為尤為重要。本研究針對甘南黃河水源補(bǔ)給區(qū)生態(tài)安全的全域性戰(zhàn)略影響與長期發(fā)展路徑依賴導(dǎo)致的生態(tài)系統(tǒng)脆弱的矛盾，以及對當(dāng)前甘南州草原生態(tài)治理過程中的農(nóng)牧民行為響應(yīng)［17］、生態(tài)補(bǔ)償［18］、生計(jì)轉(zhuǎn)變［19］、參與意愿等［20］研究領(lǐng)域的有效延伸和拓展，運(yùn)用雙欄模型，從牧戶參與意愿和支付意愿兩個(gè)維度探究社會(huì)資本對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響，旨在為引導(dǎo)牧戶環(huán)境友好型行為采納和草原宏觀政策制定提供參考。

1 材料與方法

1.1 理論分析框架

根據(jù)生態(tài)理性和集體行動(dòng)的邏輯理論，公眾參與是生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)與治理的根本和基礎(chǔ)，其行為選擇與生態(tài)系統(tǒng)的相互作用決定著區(qū)域生態(tài)保護(hù)成效。草原生態(tài)保護(hù)不僅需要政府的大力投入，更需要廣大牧戶的積極參與和有力監(jiān)督。從生態(tài)理性視角看，牧戶不是一個(gè)完全理性的經(jīng)濟(jì)人，而是一個(gè)將已有自然資源和認(rèn)知能力結(jié)合起來的生態(tài)理性人。牧戶生態(tài)治理意愿和行為是在資源基礎(chǔ)、社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件以及政策引導(dǎo)等區(qū)域環(huán)境變化的過程中，不斷適應(yīng)，提升認(rèn)知，形成了獨(dú)特的社會(huì)適應(yīng)性能力，從而做出相應(yīng)的行為決策的過程。只有將公眾的參與意愿（愿參與）、參與能力（真參與）和參與頻度（常參與）三者合一，才能形成草原生態(tài)系統(tǒng)保護(hù)與治理的全民參與機(jī)制，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)區(qū)域自然生態(tài)系統(tǒng)與社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展（圖1）。

牧戶在長期交往過程中，彼此間形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任與規(guī)范等社會(huì)資本是建立自我管理機(jī)制的關(guān)鍵［16］，進(jìn)而決定著草原退化的狀況和各項(xiàng)政策實(shí)施的績效。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)即社會(huì)環(huán)境中的個(gè)體基于某種關(guān)系相互作用所形成的具有規(guī)律的模式或規(guī)則［15］。每個(gè)個(gè)體都被嵌入在一定社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，并遵循特定的行為準(zhǔn)則（社會(huì)規(guī)范）［21］，包括以制度安排為主的正式規(guī)范和以道德、禁忌、習(xí)慣、傳統(tǒng)為主要內(nèi)容的非正式規(guī)范［22］。社會(huì)規(guī)范對個(gè)體行為具有約束和引導(dǎo)作用，有利于激活個(gè)體內(nèi)在的責(zé)任感，抑制機(jī)會(huì)主義行為，成為集體行動(dòng)的協(xié)同力量。同時(shí)，人們彼此交往過程中，人的認(rèn)知不可能獲得他人的一切信息，而社會(huì)信任能夠彌補(bǔ)“預(yù)見能力的有限性”［23］，打破彼此間信息不對稱，形成信息共享與合作機(jī)制［24］，化解集體行為的困難。社會(huì)互惠意味著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的個(gè)體為得到別人的幫助而產(chǎn)生的利他行為［25］。社會(huì)互惠對農(nóng)戶的集體行為具有正向的“擠入效應(yīng)”和負(fù)向的“擠出效應(yīng)”［13］。農(nóng)戶通過彼此信任、互惠，有效降低其在集體行為中的“搭便車”心理，從而促進(jìn)對集體行動(dòng)的參與［26］。另一方面，農(nóng)戶可能因社會(huì)互惠所得的各類幫扶削弱對集體行為的內(nèi)在需求，從而產(chǎn)生替代效應(yīng)，抑制農(nóng)戶參與生態(tài)保護(hù)［13］。本研究遵循“社會(huì)資本→參與意愿→支付意愿→行為規(guī)范”的牧戶行為研究邏輯，廣泛借鑒相關(guān)研究成果，從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)規(guī)范、社會(huì)參與和社會(huì)互惠五個(gè)層面構(gòu)建社會(huì)資本對牧戶草原生態(tài)治理意愿分析框架（圖1），為進(jìn)一步規(guī)范牧戶草原生態(tài)治理行為，提升政策績效提供參考。

圖1 理論分析框架Fig.1 Theoretical analysis framework

本研究選擇草原超載過牧最為嚴(yán)重的合作市和夏河縣作為調(diào)查區(qū)，采用調(diào)查問卷形式。其中，2018年12月在合作市共調(diào)查了達(dá)灑村、上知合么村、下知合么村、團(tuán)結(jié)新村4個(gè)村，共105戶。2019年3月在夏河縣進(jìn)行補(bǔ)充調(diào)查，調(diào)查區(qū)域?yàn)椋憾喱敶?、曼瑪村、?？拼?、日芒?個(gè)村，83戶。

1.2 模型構(gòu)建

雙欄模型（double-hurdle model）由經(jīng)濟(jì)學(xué)家Cragg提出并成功應(yīng)用于家庭耐用品消費(fèi)研究，其基本思想為消費(fèi)者的購買行為必須跨越參與和支付兩道“欄”才能實(shí)現(xiàn)［27］。雙欄模型已廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)學(xué)、生態(tài)學(xué)、旅游業(yè)等領(lǐng)域。牧戶草原生態(tài)治理決策由兩個(gè)彼此獨(dú)立的階段構(gòu)成：第一階段決定是否參與草原生態(tài)治理，即參與意愿；第二階段為參與生態(tài)治理的程度。依據(jù)雙欄模型特征和思路，本研究將其作為研究方法，構(gòu)建牧戶草原生態(tài)治理意愿分析的雙欄模型［27］。

1.2.1 農(nóng)戶草原生態(tài)治理參與意愿模型 牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的因變量為“愿意”與“不愿意”二分變量，因此，構(gòu)建一個(gè)Probit模型來分析參與決策。

（1）式表示牧戶不愿意參與草原生態(tài)治理；（2）式表示愿意參與草原生態(tài)治理；yi表示牧戶參與草原生態(tài)治理意愿；x1i為解釋變量，代表社會(huì)資本和牧戶基本信息；Φ（·）表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)的累計(jì)分布函數(shù)；α為待估參數(shù)；i表示第i個(gè)觀測樣本。

1.2.2 牧戶草原生態(tài)治理意愿模型 草原生態(tài)治理支付意愿只能觀測到支付意愿＞0的數(shù)，故采用截尾回歸模型分析支付決策行為。

（3）式表示牧戶草原生態(tài)治理支付意愿。E（·）代表?xiàng)l件期望；λ（·）為逆米爾斯比率；x2i為解釋變量，代表社會(huì)資本和牧戶基本信息；β為待估參數(shù)；σ為截取正態(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)差；yi為被解釋變量，代表牧戶草原生態(tài)治理支付意愿；其他符號(hào)含義如上所述。

由（1）～（3）可建立對數(shù)似然函數(shù)：

式中：lnL代表對數(shù)似然函數(shù)值，利用極大似然函數(shù)估計(jì)，可求得實(shí)證分析所需的相關(guān)數(shù)據(jù)。

1.3 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

本研究各類型變量及其衡量指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)及分布描述見表1。

表1 變量含義、賦值及描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Variable meaning，assignment and descriptive statistics

1）被解釋變量。被解釋變量分為牧戶參與意愿和支付意愿兩方面。其中，參與意愿為二元虛擬變量，愿意參與時(shí)賦值為1，不愿意參與時(shí)賦值為0。當(dāng)被調(diào)查牧戶具有參與草原生態(tài)治理意愿時(shí)，采用連續(xù)型條件價(jià)值評估法中的支付卡式引導(dǎo)技術(shù)，繼續(xù)進(jìn)行牧戶支付意愿額度調(diào)查，問題情境為“若您愿意參與當(dāng)?shù)夭菰鷳B(tài)治理，每年為此愿意支付的金額是多少元”。支付卡式支付意愿的測算辦法為［15］：

式中：WTP（willingness to pay）表示支付意愿；A i表示支付意愿值，用支付范圍的中值代替；Pi為受訪者選擇該數(shù)額的概率；n為投標(biāo)數(shù)。

2）解釋變量。本研究中的解釋變量為社會(huì)資本，具體包括社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)信任、社會(huì)互惠、社會(huì)規(guī)范和社會(huì)參與五個(gè)方面。

基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)大的公眾性和廣闊性，社會(huì)個(gè)體可通過社會(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得廣泛的社會(huì)信息，拓寬視野，增強(qiáng)生態(tài)環(huán)保意識(shí)，刺激公眾產(chǎn)生集體行為［28］。本研究用牧民之間，牧民與村干部之間的交往頻率來表征社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。社會(huì)信任是連接村域間牧民生產(chǎn)合作的重要紐帶［26］。個(gè)體彼此之間的信任有助于構(gòu)建穩(wěn)固的合作互惠機(jī)制，促進(jìn)微觀牧戶個(gè)體和宏觀集體行動(dòng)聯(lián)合，形成服從組織權(quán)威的正確方式，實(shí)現(xiàn)集體行動(dòng)與草場生態(tài)保護(hù)的一致性。農(nóng)戶的社會(huì)信任可分為特殊信任和一般信任，前者主要指對家屬等關(guān)系較為親近的人的信任，后者主要指對村干部等關(guān)系較遠(yuǎn)的人的信任［29］。本研究采用牧民之間信任和牧民與村干部的信任來表征社會(huì)信任。社會(huì)規(guī)范通過模仿、暗示、指引和強(qiáng)制作用，促使個(gè)體成員的公眾集體活動(dòng)有效運(yùn)轉(zhuǎn)。正式的政策干預(yù)是遏制草地退化，保護(hù)和恢復(fù)草地資源的重要手段。同時(shí)，受非正式規(guī)范的約束，牧戶的行為選擇不僅要考慮個(gè)人利益，還要符合社會(huì)價(jià)值認(rèn)同。本研究選取牧戶對草原保護(hù)法、村規(guī)民約的遵守情況分別表征正式和非正式社會(huì)規(guī)范。

個(gè)體生態(tài)保護(hù)參與行為既可以因外部的制裁（或獎(jiǎng)勵(lì)）而發(fā)生作用，也可以內(nèi)化成個(gè)人意識(shí)自覺形成［30］。長期聚居在一定村域范圍內(nèi)的牧民形成一個(gè)“熟人社會(huì)”，容易產(chǎn)生生態(tài)保護(hù)的“鄰里效應(yīng)”，可規(guī)訓(xùn)和塑造農(nóng)村社會(huì)秩序，最終形成互助互惠的生活習(xí)慣，促進(jìn)親環(huán)境行為的實(shí)施［31］。本研究選取牧戶對草原生態(tài)補(bǔ)償政策、村干部選舉、村域（村委會(huì)）活動(dòng)和“一事一議”等村集體活動(dòng)的參與情況來表征社會(huì)參與狀況。研究表明［13］，基于社會(huì)交往和信任基礎(chǔ)上的個(gè)體更容易產(chǎn)生彼此間的“借款”“互相幫忙”“照顧孩子”“拜托小事”等互助行為，通過詢問牧戶對鄰里之間互助的認(rèn)同程度來測量牧戶的社會(huì)互惠。

3）控制變量?？刂谱兞堪ㄊ茉L者的基本信息情況：性別、年齡、是否為家庭決策者、文化程度、家庭總?cè)丝?、是否為黨員及家庭年均總收入等。

本研究所采用的樣本數(shù)據(jù)來源于2018年12月、2019年3月對甘南黃河水源補(bǔ)給區(qū)牧戶的隨機(jī)入戶調(diào)查。課題組采用簡單分層隨機(jī)抽樣選取樣本牧戶，根據(jù)牧區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)、草原生態(tài)狀況，選擇草原超載過牧最為嚴(yán)重的合作市和夏河縣作為調(diào)查區(qū)，每個(gè)調(diào)查區(qū)選取2～3個(gè)鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取1～3個(gè)村，每個(gè)村隨機(jī)抽取15～30戶牧民進(jìn)行入戶調(diào)查。在調(diào)研過程中，為克服語言交流的巨大障礙，聘請甘肅民族師范學(xué)院當(dāng)?shù)氐牟刈鍖W(xué)生協(xié)助調(diào)研。另外，由于當(dāng)?shù)剞r(nóng)牧民居住十分分散，給調(diào)查帶來了極大的不便和挑戰(zhàn)，因此，本次共發(fā)放問卷210份，回收有效問卷188份，問卷有效率為89.53%，其中合作市105份，夏河縣83份。調(diào)查問卷內(nèi)容包括牧戶基本信息、牧戶生產(chǎn)經(jīng)營狀況、草原生態(tài)及其補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策、牧戶草原生態(tài)治理意愿及牧戶社會(huì)資本五部分。

1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析

從表1可看出，占樣本總量88.3%的牧戶愿意參與草原生態(tài)治理，體現(xiàn)出較強(qiáng)的草原生態(tài)治理意愿。草原生態(tài)治理戶均支付意愿為277.71元·年-1，占平均家庭收入（2.845萬元）的0.976%，支付意愿相對較低。牧民之間的交往和信任程度均高于牧民與干部之間的交往和信任，易形成“熟人社會(huì)”和“鄰里效應(yīng)”。當(dāng)?shù)啬撩衲軌蜉^好地遵守鄉(xiāng)規(guī)民約、生態(tài)治理制度等社會(huì)規(guī)范，牧民之間保持著互幫互助的優(yōu)良傳統(tǒng)。牧戶參與公共資源管理的積極性整體處于較低水平，均值小于3，自內(nèi)而外的響應(yīng)與參與動(dòng)力不足。另外，牧民受教育程度普遍低下，生計(jì)方式以資源依賴型的種養(yǎng)業(yè)為主，兼顧簡單的商業(yè)經(jīng)營活動(dòng)（民族特色產(chǎn)品銷售）。家庭人口規(guī)模較大（均值為5.287人），戶均年收入為2.845萬元，且收入差距較大。

2 結(jié)果與分析

2.1 草原生態(tài)治理牧戶支付水平分析

總樣本牧戶中，85.64%的牧戶表現(xiàn)出10～1200元·年-1不等的草原生態(tài)治理支付意愿（表2）。牧戶草原生態(tài)治理支付意愿最大調(diào)整頻度為23.60%，相應(yīng)的支付金額為200～300元·年-1，其次為100～200元·年-1（調(diào)整頻度為22.98%），支付意愿低于300元的累計(jì)頻度為65.83%，反映出當(dāng)前牧戶對草原生態(tài)治理支付意愿相對較低；根據(jù)支付意愿金額和支付數(shù)額調(diào)整頻度，得到樣本牧戶草原生態(tài)治理戶均支付意愿額為272.36元·年-1?？倶颖局?4.36%牧戶無支付意愿，根據(jù)公式（5），計(jì)算得到牧戶支付意愿下限為272.36×（1%～14.36%）=233.25元·年-1，即牧戶在草原生態(tài)治理過程中戶均支付愿意為233.25～272.36元·年-1。

表2 牧戶草原生態(tài)治理支付意愿累計(jì)頻率分布Table 2 Cumulative frequency distribution of willingness to pay for grassland ecological governance of farmers

2.2 社會(huì)資本對牧戶草原生態(tài)治理意愿的影響分析

為消除解釋變量之間可能存在的共線性而導(dǎo)致模型估計(jì)偏差，本研究在進(jìn)行雙欄模型分析之前對各解釋變量進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各指標(biāo)的方差膨脹因子值（variance inflation factor，VIF）介于1.09～1.81，平均VIF值為1.26，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10，說明變量之間不存在多重共線性問題。運(yùn)用Stata 12.0分析軟件，擬合得到牧戶草原生態(tài)治理意愿分析的雙欄模型（表3）。估計(jì)結(jié)果顯示，牧戶的參與意愿模型和支付意愿模型均在1%水平上達(dá)到顯著，對數(shù)偽然值和對數(shù)似然值分別為-51.568和-1006.819，Wald chi2分別為29.48和78.03，說明模型整體擬合效果滿意。

表3 模型估計(jì)結(jié)果Table 3 Model estimation results

同時(shí)，為了進(jìn)一步分析社會(huì)資本和家庭特征對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響強(qiáng)度，調(diào)用Stata12.0中的“margins”命令得到所有解釋變量的平均邊際效應(yīng)（表4）。

1）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。牧民與村干部的交往負(fù)向影響牧戶參與草原生態(tài)治理意愿，干群交往每提升1單位，將會(huì)使牧戶的參與意愿下降4.18%（表4）。村干部作為政府和牧民之間的橋梁和紐帶，是國家政策的落實(shí)者和執(zhí)行者，彼此間廣泛而深入的交往不僅能很好的傳播國家相關(guān)政策，開拓牧戶的視野，同時(shí)有利于提升牧戶對草原生態(tài)保護(hù)的認(rèn)知能力和水平，激發(fā)牧戶參與草原生態(tài)治理的意愿。然而，草原生態(tài)屬于典型公共資源，作為經(jīng)濟(jì)理性的牧戶，與村干部相比處于天然的弱勢，極易產(chǎn)生對村干部治理草原生態(tài)的強(qiáng)依賴性，進(jìn)而削弱牧戶集體行為的內(nèi)在需求。牧民之間緊密而頻繁的交往可減少牧戶在草原生態(tài)治理過程中的機(jī)會(huì)主義和“搭便車”，從而有助于將治理意愿轉(zhuǎn)化為治理行為。牧戶社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系依據(jù)親疏近遠(yuǎn)由內(nèi)向外呈差序格局，彼此之間經(jīng)常與頻繁交往的頻度分別為14.89%和27.66%。相比較之下，僅有13.83%的牧戶與村干部保持經(jīng)?；蝾l繁交往，10.11%牧戶甚至從未與村干部來往過，因此，干群之間的交往亟待加強(qiáng)和擴(kuò)展，以形成強(qiáng)大的草原生態(tài)保護(hù)治理社會(huì)基礎(chǔ)。

表4 平邊際效應(yīng)分析Table 4 Average marginal effects

2）社會(huì)信任（圖2）。牧民信任對牧戶草原生態(tài)治理參與意愿和支付意愿均產(chǎn)生正向作用，牧民信任每提升一個(gè)層次，其參與意愿將提升3.99%。調(diào)查結(jié)果顯示，47.87%的牧戶之間維持良好的信任關(guān)系，不信任牧戶樣本僅占3.71%。牧民之間的高度信任能產(chǎn)生“鄰里效應(yīng)”，有利于削弱彼此間的防范意識(shí)，降低交易成本，為牧戶參與草原生態(tài)治理的集體行動(dòng)奠定良好的群眾基礎(chǔ)。

圖2 牧戶社會(huì)交往與社會(huì)信任頻率分布雷達(dá)圖Fig.2 Radar char t of social inter action and social tr ust fr equency distribution of farmer s

3）社會(huì)規(guī)范。牧民遵守村規(guī)民約對其參與意愿具有顯著的促進(jìn)作用，對支付意愿影響不顯著。草原生態(tài)文明、草原倫理等非正式制度安排具有極強(qiáng)的引導(dǎo)、約束作用，任何個(gè)體和群體成員之間在相互響應(yīng)、相互感染下產(chǎn)生從眾效應(yīng)，并通過長期博弈形成的以聲譽(yù)機(jī)制為基礎(chǔ)的約束規(guī)范，受聲譽(yù)機(jī)制的影響，牧戶違反該行為規(guī)范的成本較高，為保證自身利益不受到損害，將注意力轉(zhuǎn)移到群體規(guī)范和標(biāo)準(zhǔn)上，在意見和行為上保持與群體其他成員一致。非正式制度安排的平均邊際效應(yīng)表明，牧戶對村規(guī)民約的遵守程度每提高一單位，參與意愿將提升6.89%。

4）社會(huì)參與。參與村集體活動(dòng)在5%水平對牧戶草原生態(tài)治理的參與意愿和支付意愿同時(shí)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。說明牧戶對村級(jí)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、干部選舉、公共非制度文化的宣傳教育、培訓(xùn)等公共事務(wù)的參與程度越高，對所在區(qū)域的各項(xiàng)事宜越清楚，越不利于治理集體觀念的培養(yǎng)和行為的產(chǎn)生。究其原因，牧戶參與集體活動(dòng)過程中，容易對個(gè)體誘發(fā)社會(huì)惰化效應(yīng)，加劇“搭便車”心理。其次，當(dāng)前制度安排具有明顯的“包容性”，“一刀切”式的管理導(dǎo)致分工不明確、職責(zé)不清，削弱了牧戶在草原生態(tài)治理中的主體地位，草原生態(tài)補(bǔ)獎(jiǎng)?wù)叽嬖诘恼邫C(jī)制與激勵(lì)機(jī)制不相容、補(bǔ)償資金來源單一、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)偏低、補(bǔ)償形式單一、社會(huì)保障配套制度缺乏、監(jiān)管缺失和法律機(jī)制不完善等問題影響政策實(shí)施效果［32］?？梢?，有效消除草原生態(tài)治理“搭便車”的行為，對于提高牧戶的社會(huì)參與尤為必要。

5）社會(huì)互惠。社會(huì)互惠因子對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿影響不顯著。可能的原因在于，牧戶因社會(huì)互惠所得的各類幫扶削弱了對集體行為的內(nèi)在需求，從而產(chǎn)生替代效應(yīng)，抑制了牧戶參與草原生態(tài)保護(hù)。另一方面，盡管調(diào)查顯示，80.85%的牧戶認(rèn)為牧民鄰里之間存在互幫互助，但這些無償?shù)幕ブ袨橹饕性谥T如“照顧孩子”“幫工”“借用日常生產(chǎn)生活用品”“拜托小事”等日常生活，對草原生態(tài)治理這一公共集體行為方面涉獵甚微。

6）控制變量。家庭特征變量中，牧戶年齡、家庭決策者對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿在10%顯著水平具有正向影響，平均邊際效應(yīng)分別為0.036和0.084。年齡越大其生計(jì)能力越弱，對當(dāng)?shù)刭Y源依賴將越強(qiáng)，保護(hù)意愿隨之增強(qiáng)。家庭決策者扮演著“養(yǎng)家者”的角色，較家庭其他成員更需要面對新事物而進(jìn)行全面的綜合研判，尤其對當(dāng)?shù)刭Y源依賴強(qiáng)的牧戶，更需要判斷草原生態(tài)環(huán)境變化對其生計(jì)的影響，因此，家庭決策者的生態(tài)意識(shí)更強(qiáng)。牧戶黨員身份不僅有助于參與意愿的提升，且有利于治理行為的產(chǎn)生。身份為黨員的農(nóng)牧民對氣候貧困具有較高的認(rèn)知度，其認(rèn)知概率比非黨員提高2.462倍［33］，更能理解“綠水青山”就是“金山銀山”的深刻內(nèi)涵。家庭總?cè)丝谝?guī)模對牧戶參與草原生態(tài)治理支付意愿具有顯著正向作用。另外，家庭年收入在1%顯著水平上對牧戶參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，而對支付意愿具有顯著正向作用。究其原因，收入高的牧戶反映其生計(jì)能力較強(qiáng)，受當(dāng)?shù)刭Y源的約束較弱，同時(shí)，收入越高，對身邊生活環(huán)境要求更高，體現(xiàn)出較高的支付意愿。

3 討論與結(jié)論

基于雙欄模型分析了社會(huì)資本對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響，得到如下研究結(jié)論：農(nóng)牧民是當(dāng)?shù)夭菰鷳B(tài)環(huán)境的直接利用者和最重要的保護(hù)者，源自牧民對草原環(huán)境認(rèn)知的自我管理機(jī)制基礎(chǔ)上的主動(dòng)參與和有力監(jiān)督是草原生態(tài)保護(hù)的根本和基礎(chǔ)。基于牧戶對甘南州脆弱的草原生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知，全員參與的草原生態(tài)保護(hù)與治理認(rèn)知基本達(dá)成共識(shí)，牧戶體現(xiàn)出較高的草原生態(tài)治理參與意愿，但因“搭便車”心理，內(nèi)在意愿并未轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際治理行動(dòng)。牧戶彼此之間的信任有助于構(gòu)建穩(wěn)固的合作互惠機(jī)制，促進(jìn)微觀個(gè)體和宏觀集體行動(dòng)聯(lián)合，實(shí)現(xiàn)集體行動(dòng)與草場生態(tài)保護(hù)的一致性。同時(shí)，應(yīng)注重非正式社會(huì)規(guī)范對牧民生態(tài)意識(shí)與牧區(qū)社會(huì)秩序的重塑作用，引導(dǎo)農(nóng)牧民從被動(dòng)地應(yīng)付轉(zhuǎn)變?yōu)橹鲃?dòng)參與的自覺行為。拓寬牧戶生計(jì)能力，提升牧民收入，加強(qiáng)牧民黨員培養(yǎng)和生態(tài)文明宣教，有利于牧戶草原生態(tài)治理意愿。

本研究調(diào)查顯示，88.3%的牧戶表現(xiàn)出參與草原生態(tài)治理的意愿，但將較高的參與意愿轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際治理行為的動(dòng)力不足，具有支付意愿的樣本比例為85.64%，牧戶草原生態(tài)治理戶均支付意愿為233.25～272.36元·年-1，戶均支付意愿占收入的比例不到1%，牧戶對具有公共產(chǎn)品屬性的草原生態(tài)治理的支付意愿不高，如何將較高的內(nèi)在參與意愿轉(zhuǎn)化為外在的治理行為仍需要進(jìn)一步研究。馬兵等［34］研究發(fā)現(xiàn)，牧戶的草原生態(tài)治理支付意愿與其養(yǎng)殖規(guī)模呈正相關(guān)，當(dāng)養(yǎng)殖規(guī)模超過100羊單位時(shí)，年戶均支付意愿為118.28～162.90元。鞏芳等［35］對內(nèi)蒙古草原生態(tài)補(bǔ)償意愿實(shí)證研究顯示，91%的樣本牧戶具有草原生態(tài)治理支付意愿，平均支付意愿額度為94.63元·年-1。張新華［36］基于新疆城鎮(zhèn)居民對草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償支付意愿的研究結(jié)果顯示，83.11%的受訪城鎮(zhèn)居民具有草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償支付意愿，平均支付意愿為154.74～186.20元·年-1。追溯相關(guān)研究，牧戶草原生態(tài)治理意愿研究應(yīng)充分考慮到區(qū)域特性，因地制宜。本研究結(jié)果無論是參與意愿還是支付意愿均高于其他學(xué)者同類研究結(jié)果，一方面說明甘南草原牧區(qū)牧戶參與草原生態(tài)治理意愿相對較強(qiáng)。同時(shí)，映射出甘南草原生態(tài)環(huán)境脆弱的現(xiàn)實(shí)。事實(shí)上，如前文所述，國家先后高額投資的各類草原生態(tài)建設(shè)工程項(xiàng)目也是當(dāng)前生態(tài)退化的有力佐證。另一方面，現(xiàn)有研究均不同程度地折射出草原生態(tài)治理中，固化于牧戶的認(rèn)知邏輯，即國家是草原生態(tài)保護(hù)的投資主體而非個(gè)人，從而導(dǎo)致有“經(jīng)濟(jì)頭腦”的牧戶更具有“搭便車”傾向。

史雨星等［37］研究表明，開放而緊密的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過改善牧戶的信息獲取、傳播，促進(jìn)草原生態(tài)保護(hù)的認(rèn)知和合作。本研究發(fā)現(xiàn)，干群交往對牧戶草原生態(tài)參與意愿具有負(fù)向作用，客觀反映了在現(xiàn)有政府主導(dǎo)的自上而下的草原監(jiān)管體系下，草原生態(tài)治理中“政府一頭熱、公眾一頭冷”的局面仍未得到根本扭轉(zhuǎn)，牧戶在“活動(dòng)型”“推動(dòng)型”參與模式下，缺乏內(nèi)在應(yīng)激與配合，致使政策約束難以進(jìn)入其生產(chǎn)決策，抑制了政策作用的發(fā)揮和實(shí)施效果，建立牧民“愿”參與和“真”參與統(tǒng)一的草原生態(tài)保護(hù)全民參與機(jī)制尤為必要。

牧民彼此長期穩(wěn)定的信任關(guān)系，有助于打破牧戶信息不對稱，強(qiáng)化保護(hù)草原的一致觀念，促進(jìn)草場經(jīng)營的互惠行為和草原保護(hù)的內(nèi)在監(jiān)督，消除草原資源利用過程中的“搭便車”心理［38-40］。本研究表明，牧民之間的信任度有利于牧民參與生態(tài)治理的意愿，這與學(xué)者們的研究結(jié)論相一致。另外，草原是傳統(tǒng)游牧文化的載體，貫穿于游牧文化中珍惜草原、保護(hù)生態(tài)的理念，是游牧民族最基本的價(jià)值觀念［41］。根植于牧民內(nèi)心的這些價(jià)值觀念有助于增強(qiáng)牧民通過減畜來促進(jìn)草原恢復(fù)的意愿，認(rèn)知水平每提高一個(gè)等級(jí)，牧民減畜的概率將增加0.3280倍［38］。本研究結(jié)論支持這一觀點(diǎn)，非正式社會(huì)規(guī)范對甘南黃河水源補(bǔ)給區(qū)牧戶生態(tài)治理意愿的影響強(qiáng)度為0.069。本研究表明，社會(huì)互惠對牧戶草原生態(tài)治理意愿影響不顯著，這與鄭重等［13］就社會(huì)互惠對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設(shè)施投資的意愿影響結(jié)論一致。需指出的是，這個(gè)結(jié)果并不能說明牧戶的互惠因子對其參與意愿沒有影響，可能的原因在于互惠的“擠入效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”相互抵消的結(jié)果。本研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入負(fù)向影響草原生態(tài)治理參與意愿，本研究認(rèn)為高收入家庭具有更廣、更強(qiáng)的生計(jì)資本和能力，有助于減緩其對當(dāng)?shù)夭菰Y源的依賴性，進(jìn)而影響其參與意愿。另外，高收入家庭對所處的資源環(huán)境條件具有更高的質(zhì)量追求，從而引致其更愿意為維護(hù)當(dāng)?shù)夭菰鷳B(tài)環(huán)境的穩(wěn)定支付更高的治理投資，這與馮曉龍等［42］研究所得的家庭收入對牧戶超載過牧行為有顯著的抑制作用的結(jié)論相一致。

根據(jù)上述結(jié)論，提出以下政策建議：1）在持續(xù)完善當(dāng)前草原補(bǔ)助獎(jiǎng)勵(lì)政策的同時(shí)，加強(qiáng)牧戶草原生態(tài)文明社會(huì)價(jià)值觀培育，促進(jìn)草原生態(tài)治理全民共管的認(rèn)同，完善非正式社會(huì)規(guī)范，規(guī)避“搭便車”傾向；2）加強(qiáng)牧區(qū)信息共享機(jī)制構(gòu)建，擴(kuò)大牧戶交往信息網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，增進(jìn)彼此信任與互惠，發(fā)揮“熟人社會(huì)”的“鄰里效應(yīng)”，推動(dòng)草原生態(tài)治理的全民參與機(jī)制構(gòu)建；3）加強(qiáng)牧區(qū)黨政建設(shè)，將當(dāng)?shù)刂赂粠ь^人、鄉(xiāng)賢培養(yǎng)為黨員，發(fā)揮帶頭模范作用；4）立足當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)融合，拓寬牧戶生計(jì)和增收渠道，增強(qiáng)牧戶草原生態(tài)治理能力。