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摘 要：【目的/意义】调动环境自治主体的参与意愿是农村环境自治的基础，是解决农村环境治理农户参与度低问题的重要途径。【方法/过程】基于福建省、安徽省和陕西省调研数据，采用多层中介模型，探讨社会资本以及社会互惠对农户参与环境治理意愿的影响，并在此基础上进一步分析社会互惠对社会资本的作用逻辑。【结果/结论】研究结果显示：农户的政治身份显著正向影响农户参与环境治理的意愿;社会规范、社会网络以及归属感均对农户参与环境治理意愿具有显著的促进作用，而社会信任对农户参与环境治理意愿具有显著的抑制作用;不同的社会互惠内容对农户参与环境治理意愿有不同的影响方向;社会信任、社会网络、归属感在农户社会互惠与农户参与环境治理意愿之间起完全中介作用，也即农户社会互惠水平越高，农户的归属感越强，社会信任和社会网络水平越高，也就越有意愿参与环境治理。
关键词：社会互惠;社会资本;参与意愿;农村环境治理
Abstract： 【Objective/Meaning】Mobilizing the participation willingness of the subject of environmental autonomy is the basis of rural environmental autonomy， and it is an important way to solve the problem of low participation of farmers in the rural environmental governance. 【Methods/Procedures】Based on the survey data of Fujian， Anhui and Shanxi provinces， the effects of social capital and social reciprocity on the willingness of farmers to participate in the environmental governance were explored by using the multi-layer mediation model， and then the logic of the effect of social reciprocity on the social capital was further analyzed. 【Results/Conclusions】The results showed that： the political identity of farmers had a significant positive impact on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social norms， social network and the sense of belonging all had significant promoting effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance， while the social trust had a significant inhibiting effect on the willingness of farmers to participate in the environmental governance; different contents of social reciprocity had different effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social trust， social network and the sense of belonging played a full mediating role between the social reciprocity of farmers and the willingness of farmers to participate in the environmental governance. In other words， the higher the level of social reciprocity of farmers was， the stronger the sense of belonging of farmers was， and the higher the level of social trust and social network were， the more willing the farmers were to participate in the environmental governance.
Key words： social reciprocity;social capital;willingness to participate;rural environmental governance
農村环境问题成为当前群众反映最突出的问题之一。严重的环境污染不仅导致各种疾病频发，还使农产品质量下降。这既影响新农村建设的进程，也影响农民的身心健康。近年来，随着政府部门的高度重视和大力投入，农村环境治理已经取得了初步的成效。但不难发现，经过整改后的农村环境存在长效机制尚未建立、重建设轻管理等问题。农户作为农村环境治理的关键一环，是破解环境治理困局的内生动力。因此，如何调动农户积极性，不仅对解决农村环境治理成效短等问题，也对完善农村环境治理政策具有重要的参考意义。 学界对社会资本影响农民参与农村环境治理的问题做了大量研究。从社会信任角度来看，Miao等[1]研究指出，社会信任程度越高，集体行动的倾向性越高;He等[2]通过分析农民农业废弃物再利用的意愿研究发现，制度信任是农户参与最大的驱动力;卢秋佳等[3]通过分析农户参与环境治理意愿的研究指出，农户对亲人、外乡人、村干部、邻居、政府的信任显著正向影响农户参与环境治理的意愿。从社会网络角度来看，史恒通等[4]通过研究黑河流域农户参与流域生态治理行为的影响因素发现，社会网络和社会参与对农户流域生态治理参与意愿有显著的促进作用，强连接网络对农户流域生态治理参与程度也有显著的促进作用;王蕾等[5]通过对农户参与小型农田水利设施供给意愿的研究发现，社会网络关系中网络紧密度对农户的供给意愿具有显著的正向影响。从社会规范角度来看，Kaljonen[6]指出，农民可能会因为身边人的压力，而开展相应的环境管理活动，否则就会有失去社会资本的风险。毛馨敏等[7]指出，社会资本对农户参与环境治理意愿具有显著的正向影响，其贡献程度依次为，社会规范>制度信任>人际信任>关系网络。从已有研究来看，社会互惠同样会对农户的参与意愿产生影响，罗东玲[8]通过对农户参与灌溉管理改革意愿的影响因素的研究发现，社会互惠指数对农户参与意愿影响最大。从归属感角度来讲，严奉宪等[9]研究发现，归属感是影响村委会供给职能的主要因素之一。综上所述，国内外学者对社会资本含义的侧重点不同，但基本认为社会网络、信任、规范、归属感等是其核心要素。众多学者已强调社会资本和社会互惠在农户参与环境治理中起到重要的作用。然而，结合已有文献，研究社会资本与社会互惠之间相互作用的文献较为少见。鉴于此，本文利用509份农户微观调查数据，通过构建有序Logistic模型，分析了社会资本与社会互惠对农户参与环境治理意愿的影响。为分析社会资本与社会互惠之间的内在作用，本文进一步将社会资本作为中介变量，构建多层中介模型，研究社会互惠对农户参与环境治理意愿的影响。1 理论与假说Bourdieu[10]首次提出社会资本概念，指出“社会资本是实际的或潜在的资源的集合体”。其后，Coleman和Putnam关于公民参与和机构绩效的开创性研究为目前的民主和治理、集体行动以及公共卫生和环境等方面的研究提供了灵感[11-15]。Coleman从社会资本功能的角度界定社会资本，社会结构资源作为个人拥有的资本财产，即社会资本。Putnam在《让民主的政治运转起来》一书中使用社会资本来分析意大利地区政府质量的差异，并指出“社会资本是指社会组织的特征，诸如信任、网络及规范，它们能够通过促进合作行为来提高社会的效率”[14]。对群体来说，拥有更为充足的社会资本会使他们更有能力面对贫穷和脆弱性[16-17]、解决争端[18]、并利用新的机会[19]。基于Putnam的定义，本文将社会规范、社会信任、社会网络以及归属感纳入社会资本框架中，以做进一步的研究。1.1 社会规范社会规范是指个体依从于各种社会压力的信念，它是个体对于其所在乎的人如何看待其特定外显行为的信念[20]。具体地说，其形成了一种“软约束”来调节人们的行为，包括正式规范和非正式规范。社会规范可以有效抑制诸如“搭便车”之类的机会主义行为，避免“囚徒困境”[21]。遵守共享的规范将有助于降低环境保护活动的交易成本，形成集体性的环境意识[22-23]。在农村熟人社会中，农户更在意他人的舆论以及自己人际关系的维护，往往会自觉遵循着村庄中的非正式规范，相比硬性约束的正式规范，非正式社会规范可以从心理层面约束农户的行为，促使农户更有意愿自觉选择符合社会期望的理性行为。因此，本文选择非正式社会规范来表征社会规范，并提出如下假设：H1：社会规范对农户环境治理具有显著的正向影响。1.2 社会互惠社会互惠指的是日常交往中亲友之间互帮互助的程度[24]。互惠合作是协调社会关系的一项规则，是人们为了实现共同利益而自行联合起来行动的一种互动形式。本文认为，互惠是社会资本的源动力和重要基础。中国乡村社会深受儒家伦理的影响，互惠合作已融入于村民生活中的点点滴滴，其合作意识来源于对人际关系的重视和维护，这为农户的合作提供了精神动力。在互惠的基础上，农户之间共同达成了“现在己予人，将来人予己”的期望，正是这种期望增强了农户长期合作的意愿，提升了农户的合作能力。在农村环境治理方面，农户合作意愿越高，越有意愿参与集体行动，因此，本文提出以下假设：H2：社会互惠对农户环境治理具有显著的正向影响。1.3 归属感归属感是指个人参与并融入到一个环境或系统中的体验。当个体在其环境中感到被重视被需要时，就会产生归属感[25]。如果个体对群体具有较强的归属感和紧密的心理联系，其动机会从个人层面转变为群体层面，群体利益会内化为自我利益，加强群体的归属感和认同感会增加人们对群体福利和个人福利的重视程度[26]。在农村环境治理过程当中，若农户对村集体的认同感和归属感越强，就会越渴望融入到集体环境当中，主动关心村集体事务，保障村集体利益，也就越有可能为环境治理做出贡献。互惠具有带动社会整合的作用，良好的社会互惠对于村庄发展、村民关系以及村民行为有着重要影响[27]。中国社会是一个人情社会，以人情观念为基础的互助资源的交换组成了现有的乡村社会，村庄的互惠不仅仅是物质交换，更是精神上的互利，不仅保障了农村的经济生产和村庄生活的正常发展，更加深了村民之间的情感。因此，农户的互惠合作水平越高，村民之间情感越深，归属感和集体认同度就越强，归属感较强的农户，往往更愿意参与集体合作，为集体内其他成员提供便利。因此，本文提出以下假设：H3：归属感对农户环境治理具有显著的正向影响。H4：归属感在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。1.4 社会信任Welch[28]提出，社会信任是指人们在与他人的交往中表现出明智的、必要时互利的行为的共同期望。这种共同的期望产生了人们之间牢固和稳定的关系。基于嵌入视角，信任被视为人与人之间社会关系的一种财产，在社会交往中起着重要的作用。当参与者考虑到自身社会声誉时，社会信任往往会引导参与者产生更多的集体行为[29]。因此，当农户参与到环境治理时，社会信任有利于促进农户集体行动。本文借鉴史恒通的做法，将社会信任分为一般信任和特殊信任[4]。一般信任表现在農户对外乡人的信任;特殊信任表现在农户对村庄、村委会的信任程度。长期以来，信任与一般的合作行为有关，互惠解决了农户之间的信任和承诺问题，协调了集体行动。陈欣等[30]提出，屡次发生的互惠交换使人们培育出社会信任，合作产生的互惠能有效加强信任。程莉娜等[31]同样认为，互惠是中国农民生活的常态，其对农民的信任产生重要的作用，遵循互惠能够很好的培育信任。互惠既是一种利己行为，也是一种利他行为，从长期来看，良好的互惠可以使每个人都受益。人是理性的经济人，基于信任基础的合作成本最低，为了确保自我利益的实现，农户一般不会选择损人利己的行为，而互惠为此提供了约束机制，减少了机会主义行为，可以促进长期合作并产生信任，信任作为社会资本的核心，能够有效增强农民参与集体行动的自主性。因此，本文提出假设：H5：社会信任对农户参与社会治理具有显著的正向影响。H6：社会信任在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。1.5 社会网络Woolcock[32]提出社会网络是人与人之间以及社区团体等组织内部和之间关系的纵向和横向联系。生活在某一区域，必然会与这一区域发生物质及人际关系等方面的联系，人们共同的价值取向以及各层级人、组织发生的联系共同构成了密集的网络关系。在中国的农村社会，人际关系和社会结构存在差序格局的特点[33]，农户的社会网络对其家庭生产、经营决策的影响会更加突出。Putnam[14]将社会网络分为横关系网络和纵关系网络。纵关系网络有助于将新信息融入社会系统，但是，横关系网络下的成员社会地位相近，获取的利益相对对称，彼此之间更容易传播信息，也更有助于成员参与集体行动。因此，本文仅用横关系网络表征社会网络。互惠不是为了谋求眼前的经济利益，而是为了在长期交往中建立强大的社会网络[34]。在互惠过程中，人们逐渐从缺少责任感向充满责任感过渡，更愿意共享资源，交换信息。程莉娜等[31]指出，社会互惠具有资源的传递性，3个或多个行动者之间的互惠在社会网络中形成了良性的循环，从对方获得的帮助，却回报给第三方，长此以往，农户拥有更多的社会资本，就会建立起更多的联系。因此，社会互惠的增强有助于农户社会网络拓展。从另一方面讲，农户间的社会互惠水平越高，越倾向于拥有相似的价值观和态度，农户之间的信息共享也就越充分，社会网络更加稳定、连接更加紧密;社会网络的稳定有利于强化农户参与集体行动的意愿，减少非理性行为的出现。因此，本文提出以下假设：H7：社会网络对农户参与环境治理意愿具有显著的正向影响。H8：社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。2 模型设定与变量选择2.1 模型选择为分析影响农户参与环境治理意愿的影响因素，本文依照相关的研究成果，将农户参与环境治理的意愿分为5个等级（1=不同意，2=比较不同意，3=一般，4=比较同意，5=非常同意），以此作为因变量。农户参与意愿变量的定义与赋值具有等级次序的性质，有序Logistic模型可以有效反映不同农户之间参与意愿差异的性质，因此，本文选择有序Logistic模型作为数据分析方法。本文计量模型具体设定如下： 式（1）中，y表示农户参与农村环境治理的意愿，包括不愿意、较不愿意、一般、比较愿意、非常愿意5个选项，用j（j=1，2，3，4，5）表示;x为影响农户参与环境治理意愿的自变量;αj为截距参数，βi为回归系数;p（y≤j/xj）为因变量y在各个j取值下的积累概率。2.2 变量选取2.2.1 被解释变量 问卷中设置了“您是否愿意参与农村环境治理”这一问题来反映农户参与环境治理的意愿，受访者从“不愿意=1”到“非常愿意=5”5个等级选项中选择农户参与环境治理意愿。2.2.2 解释变量 基于理论分析及数据可得性，社会信任层面，本文设置特殊信任和一般信任这2个变量来测度。调查问卷中用“村委会是值得信任的”来表征特殊信任，用“我相信来到村里的外乡人”来表征一般信任。社会网络层面，用横关系网络进行测度，调查问卷中用“邻里之间经常见面”“亲戚之间经常见面”来表征。归属感采用“为了村子整洁，我不会乱扔垃圾”来表征。社会规范采用“我按照规定分类放置垃圾”来表征。社会互惠采用“农忙时，村民之间会相互帮忙”“村里人结婚，会义务帮忙”来表征。社会资本与社会互惠测量表中，所有测量指标均采取李克特五点量表法，其中，社会规范、归属感、社会信任以及社会互惠测量指标将同意程度设置为“不同意”“比较不同意”“一般”“比较同意”“非常同意”5种，依次赋值为1～5分，社会网络测量指标将次数设置为“从不”“一年数次”“一月数次”“一周数次”“每天”5种，依次赋值为1～5分，社会资本及社会互惠测量指标含义及其描述性统计见表1。2.3 数据来源和样本描述性统计2.3.1 数据来源 本研究所使用的数据来源于2017年7月至2018年7月课题组在福建省、安徽省和陕西省开展的问卷调查。选取这3个省主要考虑到以下2个方面：一是这3个省是最早开展农村环境整治的省份，但目前各省农村环境治理体系的现状和完善程度有所差别，这可以有效区分样本的变异度;二是3个省份分别位于东、中、西部，其当地风俗和社会经济发展水平都具有一定的代表性;而且，3个省之间距离较远，一定程度上可以防止空间内生性。课题组一共选取了14个县，每个县区选取了4～5个乡镇，每个乡镇选取了2～6个村，共34个乡镇，102个村。为了确保调查结果的真实性和有效性，调查采取一对一访谈的方式进行。内容主要包括：农户的个体及家庭特征、农户对环境的心理感知情况、农户的社会资本、社会互惠等。共发放问卷532份，剔除无效问卷后，最终获得509份有效问卷。2.3.2 样本描述性统计 本研究调查的样本情况详见表2。
3 模型拟合结果分析3.1 实证结果考虑到农户是否村干部、是否党员、农户社会互惠，以及其他社会资本变量之间可能存在的多重共线性问题，本文在回归分析之前，先对各自变量进行多重共线性诊断。检验结果显示，所有变量的方差膨胀因子（VIF）均小于2，最高为1.37，变量之间不存在多重共线性问题，满足Logistic回归的要求。本文使用Stata 16.0软件对农户参与农村环境治理意愿的影响因素模型进行分析，从表3可以看出，模型对样本的拟合度较好，回归方程有效，该模型具有统计学意义。
3.2 估计结果分析不考虑中介分析，本文先对社会资本及社会互惠进行回归。表3介绍了分别引入解释变量对农户参与环境治理意愿的回归结果。回归一仅用控制变量对被解释变量进行回归，loglikelihood值为-696.63097，Pseudo R2为0.0185。回归二用社会资本变量和社会互惠变量对模型进行回归，得到loglikelihood值为-675.6419，Pseudo R2为0.0480。回归三在回归二的基础上引入了所有控制变量，loglikelihood值为-668.27769，Pseudo R2为0.0584。loglikelihood值不断降低，Pseudo R2不断上升，可见模型解释力不断增强。回归四和回归五采用了OLS估计方法对回归一和回归三选取的变量进行回归，本文将此作为稳健性检验。根据回归三和回归五的结果，变量的显著性和系数正负号均未发生变化，可见估计结果稳健。以下主要分析回归三的结果。（1）控制变量的影响。根据表3中回归三的估计结果，农户的年龄在10%的水平上显著正向影响农户参与环境治理意愿。即农户年龄越大，越愿意参与环境治理。年龄越大的农户，在村庄生活时间越长，对村庄的情感更加深厚，也就更愿意自觉参与到农村环境治理当中。农户是否为村干部、是否是党员分别在5%和10%的水平上显著正向影响农户的参与意愿。这两项指标与黄森慰、卢秋佳及唐林有关农户政治身份对参与环境治理行为的影响结论一致[3，35-36]。在农村环境治理过程当中，村干部和党员往往起着带头和示范作用，承担着上传下达的重要任务，在这个过程中，村干部和党员获取政策信息的渠道和速度比普通村民更广更快，这在一定程度上提高了他们对农村环境治理重要性的认识，进而影响了其参与农村环境治理的意愿。（2）解释变量的影响。表3中回归三的结果显示，社会规范在5%的显著性水平上正向影响农户参与农村环境治理的意愿;即在其他解释变量不变的条件下，社会规范作用越强，农户参与环境治理意愿越高。假说H1得到验证。相比于硬性规则的约束，软规则的约束能够自觉增强农户参与环境保护的意识，帮助解决农村环境治理过程当中相关法律法规等硬性约束无法解决的问题，非正式社会规范可以有效促进农户的参与环境治理意愿。社会互惠对农户参与农村环境治理意愿具有显著的影响。以“农忙时，村民之间会相互帮忙”为表征的社会互惠在1%的显著性水平上正向影响农户参与环境治理的意愿，这与假说H2相符。农户间良好的互惠合作可以有效提升农户的集體精神，培育农户的集体环境意识，提升农户的环境保护意愿。但以“村里人结婚，会义务帮忙”为表征的社会互惠在10%的显著性水平上负向影响农户参与意愿，这与假说H2不相符，可能的原因是：为了维护邻里关系，对于个别农户乱扔垃圾的行为大部分人选择“多一事不如少一事”，而他人的行为会直接或间接影响到其他农户，这导致农户主动参与环境治理的意愿越来越低。归属感变量在1%的显著性水平上正向影响农户参与环境治理的意愿，即在其他解释变量不变的条件下，农户的归属感越强，其参与环境治理的意愿越强，假说H3得到验证。农户归属感越强，其做决定时会更加考虑周围人对自己的评价，为获得他人的认可，农户更有意愿选择对自己形象有帮助的决策;在农村环境治理方面，归属感强的农户更有意愿主动参与环境治理。社会信任对农户参与农村环境治理意愿具有显著的负向影响。这与假说H5不符。从回归三可以看出，以“村委会是值得信任的”为表征的社会信任水平越高，农户参与环境治理的意愿越低。对此可能的解释是：如果农户对村委会具有较高的信任水平，这在一定程度上会增强农户对村委会的依赖，提升农户在参与农村环境治理中的“搭便车”倾向，降低主动参与村中集体事物的意愿。因此，农户的社会信任水平越高，其农户参与环境治理的意愿就越低。社会网络分别在5%和1%的显著性水平上正向影响农户参与农村环境治理的意愿。即在其他解释变量不变的条件下，农户的社会网络越广泛越稳固，农户参与环境治理意愿越高。假说H7得到验证。一方面，在实践中，农户的社会网络越广泛、农户可以获取社会资源的渠道越多，信息收集的速度越快，获取异质性信息的可能性越大，农户对环境治理的认知也就越全面。另一方面，社会网络较稳固的农户也更愿意分享环境治理的信息资源，其作为信息传递的载体有助于环境信息和知识的传播，且社会网络较稳固的农户之间也在无形中形成了一定的环境治理监督和约束机制，这有利于提升农户对农村集体行动的参与意愿。3.3 社会互惠影响的内在传导机制Bootstrap法是一种从样本中重复取样的方法，其原理是从原始数据中重复抽样得到bootstrap样本及系数乘积的估计值，将其按数值大小进行排列，第2.5百分位点和第97.5百分位点就构成了一个95%置信度的置信区间，如果置信区间不包含0，则系数乘积显著[37]。用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法比Sobel法得到的置信区间更精确，有更高的检验力[37]。因此，本文选择Bootstrap法检验多层中介效应。多重中介模型将多个中介变量放在同一个中介模型中进行检验，其相比简单中介模型而言，可以降低由于遗漏变量导致的参数估计偏差[38]。基于此，本文首先将变量中心化，后运用Bootstrap法进行多层中介效应检验，以验证社会资本的中介效应是否显著。 如表4所示，本文参照Preacher和Hayes提出的多个并列的中介变量的检验方法，进行bootstrap中介变量检验[39]，设置95%的置信区间，对样本进行5000次有放回的重复抽樣。检验结果表明，3个中介变量共同发挥的中介作用显著（0.0488，0.1211），作用大小为0.0823，在3个中介路径中归属感（0.0106，0.0598）、社会信任（0.0009，0.0369）、社会网络（0.0132，0.0600）均发挥了显著的中介作用，中介作用大小依次为0.0318、0.0165、0.0340。与此同时，剔除掉社会网络、社会信任以及归属感这3个变量共同的中介作用之后，自变量（社会互惠）对因变量（农户参与农村环境治理意愿）的直接作用并不显著（-0.0482，0.1361）。可见，农户的归属感、社会信任和社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥着完全中介作用，也即农户互惠水平越高，农户的归属感越强，社会信任和社会网络水平越高，也就越有意愿参与农村环境治理。假说H4、H6、H8得到验证。由相关分析可知，农户的互惠水平与农户参与农村环境治理意愿之间存在显著相关，在剔除农户归属感、社会信任和社会网络3个中介变量后，回归分析显示农户互惠效果不显著，说明农户社会互惠主要通过农户的社会信任、社会网络以及归属感对农户的参与农村环境治理意愿产生影响。村民之间的互惠包含了帮助和报答2个方面，是以人情和道德为文化基础建立的社会交换，社会互惠巩固了村民之间的信任和社交网络，由此逐渐形成的社会资本在无形中塑造了农户的主人翁意识，使得农户逐步明确自己在集体行动中所承担的责任和义务，主动参与集体行动的意愿越来越强烈。4 结论与政策启示本文以闽、皖、陕三省调研数据为例，采用有序Logistic回归模型，分析了社会互惠以及社会资本对农户参与农村环境治理意愿的影响机制。研究结果表明：首先，农户的年龄和政治身份对提高农户环境治理意愿具有显著的正向影响;而性别、婚姻状况在统计意义上不显著。其次，社会资本及社会互惠均显著影响农户参与环境治理的意愿。其中，归属感的影响最强。社会资本变量中，社会规范、社会网络以及归属感对农户环境治理参与意愿均具有显著的促进作用，而社会信任对农户环境治理参与意愿有显著的抑制作用。不同的社会互惠内容对农户参与环境治理意愿有不同的影响方向。最后，社会互惠通过影响农户的归属感、社会信任以及社会网络，进而影响农户参与环境治理的意愿，农户的归属感、社会信任和社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥完全中介作用。根据研究结论，本文得出如下政策启示：社会资本作为一种内在的激励机制，对农户参与环境治理具有较强的促进作用。因此，要积极培育乡村社会资本，使其成为农户参与集体行动的内在约束。首先，鼓励农户建立村庄外的社会网络，积极发挥农户社会网络的重要作用，建立信息和资源的共享机制。其次，为了更好地培育农户社会资本，以规范农户集体行动参与行为，要培养农户的法治精神和契约精神，通过加强农村地区基础教育，不断提升农户的文化水平，提高农户对环境治理的认知。最后，加强农村环保宣传，强化农村居民的环保意识。弘扬中国传统优秀文化，充分发挥风俗习惯和道德规范的价值，加强农户间的互惠合作，丰富农户的社会资本存量，继而促使农户形成“主动参与集体行动——社会资本得以巩固和拓展”的长期良性循环，推动建立农村环境治理长效机制的建立。
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关键词：社会互惠;社会资本;参与意愿;农村环境治理
Abstract： 【Objective/Meaning】Mobilizing the participation willingness of the subject of environmental autonomy is the basis of rural environmental autonomy， and it is an important way to solve the problem of low participation of farmers in the rural environmental governance. 【Methods/Procedures】Based on the survey data of Fujian， Anhui and Shanxi provinces， the effects of social capital and social reciprocity on the willingness of farmers to participate in the environmental governance were explored by using the multi-layer mediation model， and then the logic of the effect of social reciprocity on the social capital was further analyzed. 【Results/Conclusions】The results showed that： the political identity of farmers had a significant positive impact on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social norms， social network and the sense of belonging all had significant promoting effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance， while the social trust had a significant inhibiting effect on the willingness of farmers to participate in the environmental governance; different contents of social reciprocity had different effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social trust， social network and the sense of belonging played a full mediating role between the social reciprocity of farmers and the willingness of farmers to participate in the environmental governance. In other words， the higher the level of social reciprocity of farmers was， the stronger the sense of belonging of farmers was， and the higher the level of social trust and social network were， the more willing the farmers were to participate in the environmental governance.
Key words： social reciprocity;social capital;willingness to participate;rural environmental governance
農村环境问题成为当前群众反映最突出的问题之一。严重的环境污染不仅导致各种疾病频发，还使农产品质量下降。这既影响新农村建设的进程，也影响农民的身心健康。近年来，随着政府部门的高度重视和大力投入，农村环境治理已经取得了初步的成效。但不难发现，经过整改后的农村环境存在长效机制尚未建立、重建设轻管理等问题。农户作为农村环境治理的关键一环，是破解环境治理困局的内生动力。因此，如何调动农户积极性，不仅对解决农村环境治理成效短等问题，也对完善农村环境治理政策具有重要的参考意义。 学界对社会资本影响农民参与农村环境治理的问题做了大量研究。从社会信任角度来看，Miao等[1]研究指出，社会信任程度越高，集体行动的倾向性越高;He等[2]通过分析农民农业废弃物再利用的意愿研究发现，制度信任是农户参与最大的驱动力;卢秋佳等[3]通过分析农户参与环境治理意愿的研究指出，农户对亲人、外乡人、村干部、邻居、政府的信任显著正向影响农户参与环境治理的意愿。从社会网络角度来看，史恒通等[4]通过研究黑河流域农户参与流域生态治理行为的影响因素发现，社会网络和社会参与对农户流域生态治理参与意愿有显著的促进作用，强连接网络对农户流域生态治理参与程度也有显著的促进作用;王蕾等[5]通过对农户参与小型农田水利设施供给意愿的研究发现，社会网络关系中网络紧密度对农户的供给意愿具有显著的正向影响。从社会规范角度来看，Kaljonen[6]指出，农民可能会因为身边人的压力，而开展相应的环境管理活动，否则就会有失去社会资本的风险。毛馨敏等[7]指出，社会资本对农户参与环境治理意愿具有显著的正向影响，其贡献程度依次为，社会规范>制度信任>人际信任>关系网络。从已有研究来看，社会互惠同样会对农户的参与意愿产生影响，罗东玲[8]通过对农户参与灌溉管理改革意愿的影响因素的研究发现，社会互惠指数对农户参与意愿影响最大。从归属感角度来讲，严奉宪等[9]研究发现，归属感是影响村委会供给职能的主要因素之一。综上所述，国内外学者对社会资本含义的侧重点不同，但基本认为社会网络、信任、规范、归属感等是其核心要素。众多学者已强调社会资本和社会互惠在农户参与环境治理中起到重要的作用。然而，结合已有文献，研究社会资本与社会互惠之间相互作用的文献较为少见。鉴于此，本文利用509份农户微观调查数据，通过构建有序Logistic模型，分析了社会资本与社会互惠对农户参与环境治理意愿的影响。为分析社会资本与社会互惠之间的内在作用，本文进一步将社会资本作为中介变量，构建多层中介模型，研究社会互惠对农户参与环境治理意愿的影响。1 理论与假说Bourdieu[10]首次提出社会资本概念，指出“社会资本是实际的或潜在的资源的集合体”。其后，Coleman和Putnam关于公民参与和机构绩效的开创性研究为目前的民主和治理、集体行动以及公共卫生和环境等方面的研究提供了灵感[11-15]。Coleman从社会资本功能的角度界定社会资本，社会结构资源作为个人拥有的资本财产，即社会资本。Putnam在《让民主的政治运转起来》一书中使用社会资本来分析意大利地区政府质量的差异，并指出“社会资本是指社会组织的特征，诸如信任、网络及规范，它们能够通过促进合作行为来提高社会的效率”[14]。对群体来说，拥有更为充足的社会资本会使他们更有能力面对贫穷和脆弱性[16-17]、解决争端[18]、并利用新的机会[19]。基于Putnam的定义，本文将社会规范、社会信任、社会网络以及归属感纳入社会资本框架中，以做进一步的研究。1.1 社会规范社会规范是指个体依从于各种社会压力的信念，它是个体对于其所在乎的人如何看待其特定外显行为的信念[20]。具体地说，其形成了一种“软约束”来调节人们的行为，包括正式规范和非正式规范。社会规范可以有效抑制诸如“搭便车”之类的机会主义行为，避免“囚徒困境”[21]。遵守共享的规范将有助于降低环境保护活动的交易成本，形成集体性的环境意识[22-23]。在农村熟人社会中，农户更在意他人的舆论以及自己人际关系的维护，往往会自觉遵循着村庄中的非正式规范，相比硬性约束的正式规范，非正式社会规范可以从心理层面约束农户的行为，促使农户更有意愿自觉选择符合社会期望的理性行为。因此，本文选择非正式社会规范来表征社会规范，并提出如下假设：H1：社会规范对农户环境治理具有显著的正向影响。1.2 社会互惠社会互惠指的是日常交往中亲友之间互帮互助的程度[24]。互惠合作是协调社会关系的一项规则，是人们为了实现共同利益而自行联合起来行动的一种互动形式。本文认为，互惠是社会资本的源动力和重要基础。中国乡村社会深受儒家伦理的影响，互惠合作已融入于村民生活中的点点滴滴，其合作意识来源于对人际关系的重视和维护，这为农户的合作提供了精神动力。在互惠的基础上，农户之间共同达成了“现在己予人，将来人予己”的期望，正是这种期望增强了农户长期合作的意愿，提升了农户的合作能力。在农村环境治理方面，农户合作意愿越高，越有意愿参与集体行动，因此，本文提出以下假设：H2：社会互惠对农户环境治理具有显著的正向影响。1.3 归属感归属感是指个人参与并融入到一个环境或系统中的体验。当个体在其环境中感到被重视被需要时，就会产生归属感[25]。如果个体对群体具有较强的归属感和紧密的心理联系，其动机会从个人层面转变为群体层面，群体利益会内化为自我利益，加强群体的归属感和认同感会增加人们对群体福利和个人福利的重视程度[26]。在农村环境治理过程当中，若农户对村集体的认同感和归属感越强，就会越渴望融入到集体环境当中，主动关心村集体事务，保障村集体利益，也就越有可能为环境治理做出贡献。互惠具有带动社会整合的作用，良好的社会互惠对于村庄发展、村民关系以及村民行为有着重要影响[27]。中国社会是一个人情社会，以人情观念为基础的互助资源的交换组成了现有的乡村社会，村庄的互惠不仅仅是物质交换，更是精神上的互利，不仅保障了农村的经济生产和村庄生活的正常发展，更加深了村民之间的情感。因此，农户的互惠合作水平越高，村民之间情感越深，归属感和集体认同度就越强，归属感较强的农户，往往更愿意参与集体合作，为集体内其他成员提供便利。因此，本文提出以下假设：H3：归属感对农户环境治理具有显著的正向影响。H4：归属感在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。1.4 社会信任Welch[28]提出，社会信任是指人们在与他人的交往中表现出明智的、必要时互利的行为的共同期望。这种共同的期望产生了人们之间牢固和稳定的关系。基于嵌入视角，信任被视为人与人之间社会关系的一种财产，在社会交往中起着重要的作用。当参与者考虑到自身社会声誉时，社会信任往往会引导参与者产生更多的集体行为[29]。因此，当农户参与到环境治理时，社会信任有利于促进农户集体行动。本文借鉴史恒通的做法，将社会信任分为一般信任和特殊信任[4]。一般信任表现在農户对外乡人的信任;特殊信任表现在农户对村庄、村委会的信任程度。长期以来，信任与一般的合作行为有关，互惠解决了农户之间的信任和承诺问题，协调了集体行动。陈欣等[30]提出，屡次发生的互惠交换使人们培育出社会信任，合作产生的互惠能有效加强信任。程莉娜等[31]同样认为，互惠是中国农民生活的常态，其对农民的信任产生重要的作用，遵循互惠能够很好的培育信任。互惠既是一种利己行为，也是一种利他行为，从长期来看，良好的互惠可以使每个人都受益。人是理性的经济人，基于信任基础的合作成本最低，为了确保自我利益的实现，农户一般不会选择损人利己的行为，而互惠为此提供了约束机制，减少了机会主义行为，可以促进长期合作并产生信任，信任作为社会资本的核心，能够有效增强农民参与集体行动的自主性。因此，本文提出假设：H5：社会信任对农户参与社会治理具有显著的正向影响。H6：社会信任在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。1.5 社会网络Woolcock[32]提出社会网络是人与人之间以及社区团体等组织内部和之间关系的纵向和横向联系。生活在某一区域，必然会与这一区域发生物质及人际关系等方面的联系，人们共同的价值取向以及各层级人、组织发生的联系共同构成了密集的网络关系。在中国的农村社会，人际关系和社会结构存在差序格局的特点[33]，农户的社会网络对其家庭生产、经营决策的影响会更加突出。Putnam[14]将社会网络分为横关系网络和纵关系网络。纵关系网络有助于将新信息融入社会系统，但是，横关系网络下的成员社会地位相近，获取的利益相对对称，彼此之间更容易传播信息，也更有助于成员参与集体行动。因此，本文仅用横关系网络表征社会网络。互惠不是为了谋求眼前的经济利益，而是为了在长期交往中建立强大的社会网络[34]。在互惠过程中，人们逐渐从缺少责任感向充满责任感过渡，更愿意共享资源，交换信息。程莉娜等[31]指出，社会互惠具有资源的传递性，3个或多个行动者之间的互惠在社会网络中形成了良性的循环，从对方获得的帮助，却回报给第三方，长此以往，农户拥有更多的社会资本，就会建立起更多的联系。因此，社会互惠的增强有助于农户社会网络拓展。从另一方面讲，农户间的社会互惠水平越高，越倾向于拥有相似的价值观和态度，农户之间的信息共享也就越充分，社会网络更加稳定、连接更加紧密;社会网络的稳定有利于强化农户参与集体行动的意愿，减少非理性行为的出现。因此，本文提出以下假设：H7：社会网络对农户参与环境治理意愿具有显著的正向影响。H8：社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥中介作用。2 模型设定与变量选择2.1 模型选择为分析影响农户参与环境治理意愿的影响因素，本文依照相关的研究成果，将农户参与环境治理的意愿分为5个等级（1=不同意，2=比较不同意，3=一般，4=比较同意，5=非常同意），以此作为因变量。农户参与意愿变量的定义与赋值具有等级次序的性质，有序Logistic模型可以有效反映不同农户之间参与意愿差异的性质，因此，本文选择有序Logistic模型作为数据分析方法。本文计量模型具体设定如下： 式（1）中，y表示农户参与农村环境治理的意愿，包括不愿意、较不愿意、一般、比较愿意、非常愿意5个选项，用j（j=1，2，3，4，5）表示;x为影响农户参与环境治理意愿的自变量;αj为截距参数，βi为回归系数;p（y≤j/xj）为因变量y在各个j取值下的积累概率。2.2 变量选取2.2.1 被解释变量 问卷中设置了“您是否愿意参与农村环境治理”这一问题来反映农户参与环境治理的意愿，受访者从“不愿意=1”到“非常愿意=5”5个等级选项中选择农户参与环境治理意愿。2.2.2 解释变量 基于理论分析及数据可得性，社会信任层面，本文设置特殊信任和一般信任这2个变量来测度。调查问卷中用“村委会是值得信任的”来表征特殊信任，用“我相信来到村里的外乡人”来表征一般信任。社会网络层面，用横关系网络进行测度，调查问卷中用“邻里之间经常见面”“亲戚之间经常见面”来表征。归属感采用“为了村子整洁，我不会乱扔垃圾”来表征。社会规范采用“我按照规定分类放置垃圾”来表征。社会互惠采用“农忙时，村民之间会相互帮忙”“村里人结婚，会义务帮忙”来表征。社会资本与社会互惠测量表中，所有测量指标均采取李克特五点量表法，其中，社会规范、归属感、社会信任以及社会互惠测量指标将同意程度设置为“不同意”“比较不同意”“一般”“比较同意”“非常同意”5种，依次赋值为1～5分，社会网络测量指标将次数设置为“从不”“一年数次”“一月数次”“一周数次”“每天”5种，依次赋值为1～5分，社会资本及社会互惠测量指标含义及其描述性统计见表1。2.3 数据来源和样本描述性统计2.3.1 数据来源 本研究所使用的数据来源于2017年7月至2018年7月课题组在福建省、安徽省和陕西省开展的问卷调查。选取这3个省主要考虑到以下2个方面：一是这3个省是最早开展农村环境整治的省份，但目前各省农村环境治理体系的现状和完善程度有所差别，这可以有效区分样本的变异度;二是3个省份分别位于东、中、西部，其当地风俗和社会经济发展水平都具有一定的代表性;而且，3个省之间距离较远，一定程度上可以防止空间内生性。课题组一共选取了14个县，每个县区选取了4～5个乡镇，每个乡镇选取了2～6个村，共34个乡镇，102个村。为了确保调查结果的真实性和有效性，调查采取一对一访谈的方式进行。内容主要包括：农户的个体及家庭特征、农户对环境的心理感知情况、农户的社会资本、社会互惠等。共发放问卷532份，剔除无效问卷后，最终获得509份有效问卷。2.3.2 样本描述性统计 本研究调查的样本情况详见表2。
3 模型拟合结果分析3.1 实证结果考虑到农户是否村干部、是否党员、农户社会互惠，以及其他社会资本变量之间可能存在的多重共线性问题，本文在回归分析之前，先对各自变量进行多重共线性诊断。检验结果显示，所有变量的方差膨胀因子（VIF）均小于2，最高为1.37，变量之间不存在多重共线性问题，满足Logistic回归的要求。本文使用Stata 16.0软件对农户参与农村环境治理意愿的影响因素模型进行分析，从表3可以看出，模型对样本的拟合度较好，回归方程有效，该模型具有统计学意义。
3.2 估计结果分析不考虑中介分析，本文先对社会资本及社会互惠进行回归。表3介绍了分别引入解释变量对农户参与环境治理意愿的回归结果。回归一仅用控制变量对被解释变量进行回归，loglikelihood值为-696.63097，Pseudo R2为0.0185。回归二用社会资本变量和社会互惠变量对模型进行回归，得到loglikelihood值为-675.6419，Pseudo R2为0.0480。回归三在回归二的基础上引入了所有控制变量，loglikelihood值为-668.27769，Pseudo R2为0.0584。loglikelihood值不断降低，Pseudo R2不断上升，可见模型解释力不断增强。回归四和回归五采用了OLS估计方法对回归一和回归三选取的变量进行回归，本文将此作为稳健性检验。根据回归三和回归五的结果，变量的显著性和系数正负号均未发生变化，可见估计结果稳健。以下主要分析回归三的结果。（1）控制变量的影响。根据表3中回归三的估计结果，农户的年龄在10%的水平上显著正向影响农户参与环境治理意愿。即农户年龄越大，越愿意参与环境治理。年龄越大的农户，在村庄生活时间越长，对村庄的情感更加深厚，也就更愿意自觉参与到农村环境治理当中。农户是否为村干部、是否是党员分别在5%和10%的水平上显著正向影响农户的参与意愿。这两项指标与黄森慰、卢秋佳及唐林有关农户政治身份对参与环境治理行为的影响结论一致[3，35-36]。在农村环境治理过程当中，村干部和党员往往起着带头和示范作用，承担着上传下达的重要任务，在这个过程中，村干部和党员获取政策信息的渠道和速度比普通村民更广更快，这在一定程度上提高了他们对农村环境治理重要性的认识，进而影响了其参与农村环境治理的意愿。（2）解释变量的影响。表3中回归三的结果显示，社会规范在5%的显著性水平上正向影响农户参与农村环境治理的意愿;即在其他解释变量不变的条件下，社会规范作用越强，农户参与环境治理意愿越高。假说H1得到验证。相比于硬性规则的约束，软规则的约束能够自觉增强农户参与环境保护的意识，帮助解决农村环境治理过程当中相关法律法规等硬性约束无法解决的问题，非正式社会规范可以有效促进农户的参与环境治理意愿。社会互惠对农户参与农村环境治理意愿具有显著的影响。以“农忙时，村民之间会相互帮忙”为表征的社会互惠在1%的显著性水平上正向影响农户参与环境治理的意愿，这与假说H2相符。农户间良好的互惠合作可以有效提升农户的集體精神，培育农户的集体环境意识，提升农户的环境保护意愿。但以“村里人结婚，会义务帮忙”为表征的社会互惠在10%的显著性水平上负向影响农户参与意愿，这与假说H2不相符，可能的原因是：为了维护邻里关系，对于个别农户乱扔垃圾的行为大部分人选择“多一事不如少一事”，而他人的行为会直接或间接影响到其他农户，这导致农户主动参与环境治理的意愿越来越低。归属感变量在1%的显著性水平上正向影响农户参与环境治理的意愿，即在其他解释变量不变的条件下，农户的归属感越强，其参与环境治理的意愿越强，假说H3得到验证。农户归属感越强，其做决定时会更加考虑周围人对自己的评价，为获得他人的认可，农户更有意愿选择对自己形象有帮助的决策;在农村环境治理方面，归属感强的农户更有意愿主动参与环境治理。社会信任对农户参与农村环境治理意愿具有显著的负向影响。这与假说H5不符。从回归三可以看出，以“村委会是值得信任的”为表征的社会信任水平越高，农户参与环境治理的意愿越低。对此可能的解释是：如果农户对村委会具有较高的信任水平，这在一定程度上会增强农户对村委会的依赖，提升农户在参与农村环境治理中的“搭便车”倾向，降低主动参与村中集体事物的意愿。因此，农户的社会信任水平越高，其农户参与环境治理的意愿就越低。社会网络分别在5%和1%的显著性水平上正向影响农户参与农村环境治理的意愿。即在其他解释变量不变的条件下，农户的社会网络越广泛越稳固，农户参与环境治理意愿越高。假说H7得到验证。一方面，在实践中，农户的社会网络越广泛、农户可以获取社会资源的渠道越多，信息收集的速度越快，获取异质性信息的可能性越大，农户对环境治理的认知也就越全面。另一方面，社会网络较稳固的农户也更愿意分享环境治理的信息资源，其作为信息传递的载体有助于环境信息和知识的传播，且社会网络较稳固的农户之间也在无形中形成了一定的环境治理监督和约束机制，这有利于提升农户对农村集体行动的参与意愿。3.3 社会互惠影响的内在传导机制Bootstrap法是一种从样本中重复取样的方法，其原理是从原始数据中重复抽样得到bootstrap样本及系数乘积的估计值，将其按数值大小进行排列，第2.5百分位点和第97.5百分位点就构成了一个95%置信度的置信区间，如果置信区间不包含0，则系数乘积显著[37]。用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法比Sobel法得到的置信区间更精确，有更高的检验力[37]。因此，本文选择Bootstrap法检验多层中介效应。多重中介模型将多个中介变量放在同一个中介模型中进行检验，其相比简单中介模型而言，可以降低由于遗漏变量导致的参数估计偏差[38]。基于此，本文首先将变量中心化，后运用Bootstrap法进行多层中介效应检验，以验证社会资本的中介效应是否显著。 如表4所示，本文参照Preacher和Hayes提出的多个并列的中介变量的检验方法，进行bootstrap中介变量检验[39]，设置95%的置信区间，对样本进行5000次有放回的重复抽樣。检验结果表明，3个中介变量共同发挥的中介作用显著（0.0488，0.1211），作用大小为0.0823，在3个中介路径中归属感（0.0106，0.0598）、社会信任（0.0009，0.0369）、社会网络（0.0132，0.0600）均发挥了显著的中介作用，中介作用大小依次为0.0318、0.0165、0.0340。与此同时，剔除掉社会网络、社会信任以及归属感这3个变量共同的中介作用之后，自变量（社会互惠）对因变量（农户参与农村环境治理意愿）的直接作用并不显著（-0.0482，0.1361）。可见，农户的归属感、社会信任和社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥着完全中介作用，也即农户互惠水平越高，农户的归属感越强，社会信任和社会网络水平越高，也就越有意愿参与农村环境治理。假说H4、H6、H8得到验证。由相关分析可知，农户的互惠水平与农户参与农村环境治理意愿之间存在显著相关，在剔除农户归属感、社会信任和社会网络3个中介变量后，回归分析显示农户互惠效果不显著，说明农户社会互惠主要通过农户的社会信任、社会网络以及归属感对农户的参与农村环境治理意愿产生影响。村民之间的互惠包含了帮助和报答2个方面，是以人情和道德为文化基础建立的社会交换，社会互惠巩固了村民之间的信任和社交网络，由此逐渐形成的社会资本在无形中塑造了农户的主人翁意识，使得农户逐步明确自己在集体行动中所承担的责任和义务，主动参与集体行动的意愿越来越强烈。4 结论与政策启示本文以闽、皖、陕三省调研数据为例，采用有序Logistic回归模型，分析了社会互惠以及社会资本对农户参与农村环境治理意愿的影响机制。研究结果表明：首先，农户的年龄和政治身份对提高农户环境治理意愿具有显著的正向影响;而性别、婚姻状况在统计意义上不显著。其次，社会资本及社会互惠均显著影响农户参与环境治理的意愿。其中，归属感的影响最强。社会资本变量中，社会规范、社会网络以及归属感对农户环境治理参与意愿均具有显著的促进作用，而社会信任对农户环境治理参与意愿有显著的抑制作用。不同的社会互惠内容对农户参与环境治理意愿有不同的影响方向。最后，社会互惠通过影响农户的归属感、社会信任以及社会网络，进而影响农户参与环境治理的意愿，农户的归属感、社会信任和社会网络在社会互惠与农户参与环境治理意愿之间发挥完全中介作用。根据研究结论，本文得出如下政策启示：社会资本作为一种内在的激励机制，对农户参与环境治理具有较强的促进作用。因此，要积极培育乡村社会资本，使其成为农户参与集体行动的内在约束。首先，鼓励农户建立村庄外的社会网络，积极发挥农户社会网络的重要作用，建立信息和资源的共享机制。其次，为了更好地培育农户社会资本，以规范农户集体行动参与行为，要培养农户的法治精神和契约精神，通过加强农村地区基础教育，不断提升农户的文化水平，提高农户对环境治理的认知。最后，加强农村环保宣传，强化农村居民的环保意识。弘扬中国传统优秀文化，充分发挥风俗习惯和道德规范的价值，加强农户间的互惠合作，丰富农户的社会资本存量，继而促使农户形成“主动参与集体行动——社会资本得以巩固和拓展”的长期良性循环，推动建立农村环境治理长效机制的建立。
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