朱慶瑩 陳銀蓉 胡偉艷

摘要 主體間信任作為一種信息簡(jiǎn)化機(jī)制和行為約束機(jī)制，降低了協(xié)作治理中的交易成本。基于對(duì)內(nèi)蒙古15個(gè)旗縣草原治理的問卷調(diào)查，研究運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，探討了協(xié)作治理中主體間信任對(duì)主體間協(xié)作程度的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①主體間信任程度、不同參與主體的參與程度和不同協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度均對(duì)主體間協(xié)作程度具有顯著的直接正向影響，且以不同參與主體的參與程度的影響作用最大。②不同參與主體的參與程度與主體間信任程度具有顯著的正向影響，且對(duì)主體間信任程度和主體間協(xié)作程度的關(guān)系具有顯著的正向中介作用。其中，新聞媒體、宗教組織和非政府組織等參與主體的參與程度的中介作用最大。③不同協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度與主體間信任程度具有顯著的負(fù)向影響，且對(duì)主體間信任程度和主體間協(xié)作程度的關(guān)系具有顯著的負(fù)向中介作用。其中，市場(chǎng)機(jī)制和社會(huì)力量等協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度的中介作用最大。④多群組分析發(fā)現(xiàn)，性別和收入具有顯著的調(diào)節(jié)作用，且女性和低收入群體的調(diào)節(jié)作用更大。研究提出，要想提高草原治理的協(xié)作程度，應(yīng)高度重視培育主體間的信任程度，提高新聞媒體、宗教組織和非政府組織等次要參與主體的參與程度，適當(dāng)控制市場(chǎng)機(jī)制和社會(huì)力量等協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度，并對(duì)不同性別和收入的群體采取有針對(duì)性的策略。

關(guān)鍵詞 主體信任;協(xié)作方式;參與主體;協(xié)作程度;草原治理

中圖分類號(hào) F205

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A? 文章編號(hào) 1002-2104（2019）11-0132-07? DOI：10.12062/cpre.20190603

“十二五”以來，我國(guó)生態(tài)文明建設(shè)已上升到國(guó)家戰(zhàn)略地位，成為全面建成小康社會(huì)和實(shí)現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興中國(guó)夢(mèng)的重要內(nèi)容。但是，生態(tài)文明建設(shè)是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，單一主體治理模式的失靈現(xiàn)象日益增多，因此，“構(gòu)建政府企業(yè)公眾共治的綠色行動(dòng)體系”，實(shí)施多元主體共同參與的協(xié)作治理[1]，是加強(qiáng)我國(guó)生態(tài)文明建設(shè)的必要舉措，且主體間協(xié)作程度影響著生態(tài)環(huán)境治理的效果。在協(xié)作過程中，多元主體形成一種復(fù)雜的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，而主體間信任是一種重要的主體間關(guān)系，具有簡(jiǎn)化信息、減少摩擦的潤(rùn)滑劑作用，影響著協(xié)作程度的高低。Ansell 和Gash[2]通過對(duì)137個(gè)跨政策部門協(xié)作治理案例進(jìn)行文獻(xiàn)薈萃法分析，得出信任是影響協(xié)作成功與否的重要因素;羅伯特·D·帕特南[3]認(rèn)為，社會(huì)信任、互惠規(guī)范和公民參與網(wǎng)絡(luò)和成功的合作相互支持，相互強(qiáng)化，一個(gè)共同體的信任水平越高，合作的可能性越大。特別地，我國(guó)是一個(gè)“低信任度”的國(guó)家[4]，且具有“差序格局”社會(huì)特征[5]，那么，在中國(guó)國(guó)情下，①主體間信任是否對(duì)協(xié)作程度具有顯著的影響？②如果有，這種作用機(jī)制或路徑又是怎樣的呢？本研究將有助于為信任理論和協(xié)作理論提供新的中國(guó)視角。

1 概念界定與研究假設(shè)

1.1 概念界定

1.1.1 多元協(xié)作

學(xué)界從不同的側(cè)重點(diǎn)對(duì)多元協(xié)作進(jìn)行了界定。例如，Ansell 和Gash[2]基于協(xié)作論壇、參與者、參與者角色、目的、正式性和焦點(diǎn)等六方面的特征，將協(xié)作治理定義為“一個(gè)或多個(gè)公共機(jī)構(gòu)直接將非政府利益相關(guān)者卷入到正式的、以共識(shí)為導(dǎo)向的和協(xié)商的集體決策制定過程中，旨在制定、執(zhí)行公共政策或管理公共項(xiàng)目”;Wood和Gray[6]從組織間關(guān)系的角度，將協(xié)作定義為參與各方從不同角度關(guān)注某特定議題，并利用共同的規(guī)則、標(biāo)準(zhǔn)和組織結(jié)構(gòu)，有建設(shè)性地利用彼此之間的差異需求問題的解決辦法;Ring和 Van dc Vcn[7]從集體行動(dòng)過程的角度，認(rèn)為協(xié)作是一個(gè)自治的參與者通過正式或非正式的談判、共同制定規(guī)則和組織結(jié)構(gòu)以處理彼此之間的關(guān)系，解決共同關(guān)心的事務(wù)的動(dòng)態(tài)過程?？梢钥闯?，學(xué)者們的定義都會(huì)涉及到“參與主體”和“協(xié)作方式”，因此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，基于“多元”和“協(xié)作”的自身概念[8]，將多元協(xié)作定義為多個(gè)參與主體通過某種協(xié)作方式解決某一公共問題的過程。

1.1.2 信任

信任在心理學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等不同學(xué)科有不同的定義。例如，心理學(xué)家將信任界定為個(gè)體內(nèi)部較為穩(wěn)定的心理特質(zhì)或信念，即信任方認(rèn)為被信任方的言詞、承諾以及口頭或書面陳述可靠的一種概況化期望，關(guān)注的焦點(diǎn)是個(gè)人的心理狀態(tài)及其對(duì)環(huán)境的反應(yīng)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家從委托—代理關(guān)系的角度出發(fā)，將信任定義為一種社會(huì)資本，認(rèn)為信任涉及行為者是否甘冒風(fēng)險(xiǎn)自愿轉(zhuǎn)讓資源或資源控制權(quán)的問題，且可以減少監(jiān)督和懲罰的成本;社會(huì)學(xué)家從人際關(guān)系的角度，將信任定義為由人際關(guān)系中的理性計(jì)算和情感關(guān)聯(lián)決定的人際態(tài)度，強(qiáng)調(diào)信任者會(huì)根據(jù)信任對(duì)象的特點(diǎn)（如外在行為層面、能力層面、動(dòng)機(jī)層面、人格層面等）來選擇是否建立信任關(guān)系。由此可以看出，主體間信任包括信任方和被信任方，即信任方對(duì)被信任方能力、人格等方面可信性的一種心理預(yù)期或行為取向。對(duì)信任方而言，信任是信任方對(duì)被信任方能做某事且不會(huì)損壞自己利益的心理預(yù)期，影響著信任方是否參與協(xié)作或是否增加參與協(xié)作的程度;對(duì)被信任方而言，信任作為一種非正式約束，影響著被信任方在協(xié)作過程中的行為選擇，自覺維護(hù)被信任方的利益。

1.2 研究假設(shè)

首先，信任是協(xié)作的起點(diǎn)，協(xié)作過程也是信任建立過程[9]。張?jiān)茖幍萚10]通過研究信任水平、互惠性偏好與PPP項(xiàng)目績(jī)效的協(xié)同關(guān)系，得出信任水平對(duì)PPP項(xiàng)目績(jī)效起正向作用;許婷和楊建君[11]基于286家中國(guó)企業(yè)調(diào)研數(shù)據(jù)，得出企業(yè)間信任對(duì)合作具有促進(jìn)作用。因此，基于已有研究和對(duì)現(xiàn)實(shí)的觀察，本文提出假設(shè)H1。

H1：主體間信任程度與協(xié)作程度顯著正相關(guān)。

其次，信任作為信任方的一種心理預(yù)期，影響著參與主體相互溝通與學(xué)習(xí)的行為取向[12]，進(jìn)而影響著一致利益追求和共同價(jià)值信仰的形成，影響著信任方是否參與協(xié)作及參與協(xié)作的程度。例如，孫艷華和晏書誠(chéng)[13]基于湖南省瀏陽市生豬合作社的237份社員數(shù)據(jù)，得出合作社內(nèi)部信任正向影響社員合作意愿與參與行為。此外，多元協(xié)作治理離不開多元主體的參與，但由于參與主體在利益、價(jià)值、權(quán)力、能力、資源、組織、地位、知識(shí)等方面存在差異，不同參與主體在協(xié)作過程中的參與積極性和角色作用并不相同，因而參與程度也不相同。例如，F(xiàn)utrell[14]指出，當(dāng)參與主體認(rèn)識(shí)到參與協(xié)作能為他們產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性利益時(shí)，他們的參與動(dòng)機(jī)會(huì)增加;但如果他們覺得他們的參與僅僅是咨詢性的或形式上的，他們就會(huì)拒絕參與;一些主體并沒有足夠的時(shí)間、精力或自由去參與比較費(fèi)時(shí)的協(xié)作過程，或者一些主體可能不具備討論高端技術(shù)問題的能力或技術(shù)[15]。但是，參與主體的參與程度是影響協(xié)作程度的重要影響因素。例如，Donald F. Kettle[16]認(rèn)為，多元主體協(xié)作的實(shí)現(xiàn)范圍受協(xié)作主體的使命、資源、能力、責(zé)任和職責(zé)等因素的共同影響。因此，基于已有研究和對(duì)現(xiàn)實(shí)的觀察，本文提出假設(shè)H2.1和H2.2。

H21：參與主體的參與程度與主體間信任程度顯著正相關(guān)。

H22：參與主體的參與程度與協(xié)作程度顯著正相關(guān)。

最后，信任作為一種社會(huì)資本，影響著被信任方在協(xié)作過程中的角色或作用的發(fā)揮，能夠減小協(xié)作過程中的交易成本，影響著協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度。此外，由于協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式反映了協(xié)作過程中具有領(lǐng)導(dǎo)作用的主體，一定程度上體現(xiàn)了主體間的不平等性，影響著參與主體對(duì)協(xié)作過程公平性的感知，這與主張相互平等的信任關(guān)系相悖。例如，Echeverria[17]認(rèn)為美國(guó)環(huán)保組織對(duì)工業(yè)組織的信任程度較低，認(rèn)為發(fā)展利益與環(huán)保倡導(dǎo)談判桌上的談判是不公平的，環(huán)保組織在協(xié)作過程中將處于不利地位[18]，多元治理的有效性受到懷疑。同樣地，協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度與協(xié)作過程中具有領(lǐng)導(dǎo)作用的主體密切相關(guān)，影響著協(xié)作程度。Ansell 和Gash[2]指出，主體間存在權(quán)利或資源不平衡等現(xiàn)象，協(xié)作的實(shí)現(xiàn)需要處于領(lǐng)導(dǎo)地位的主體采取積極的策略以代表弱勢(shì)主體，在協(xié)作過程中發(fā)揮化解沖突、促進(jìn)協(xié)作的作用。Lasker和Weiss[19]認(rèn)為，領(lǐng)導(dǎo)主體在一定程度上能夠賦權(quán)和代表弱勢(shì)群體的利益，能夠整合不同參與者的知識(shí)，促進(jìn)相互理解?；谝延醒芯亢蛯?duì)現(xiàn)實(shí)觀察，本文提出假設(shè)H3.1和H3.2。

H3.1：協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度與主體間信任程度具有顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系。

H3.2：協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度與協(xié)作程度具有顯著正相關(guān)關(guān)系。

需要說明的是，多元協(xié)作主張參與主體平等參與協(xié)作過程，但并不排斥實(shí)際領(lǐng)導(dǎo)作用的存在[20]，因此，本文基于參與主體在資源、權(quán)力以及所起作用等方面存在差異，結(jié)合已有研究[8]與現(xiàn)實(shí)觀察，將我國(guó)草原治理中的參與主體與協(xié)作方式的類型進(jìn)行了劃分。其中，根據(jù)利益相關(guān)者理論，將參與主體劃分為農(nóng)牧民P1、家庭P2、公眾（除農(nóng)牧民）P3、企業(yè)P4、社區(qū)P5、政府P6、學(xué)者P7、宗教組織P8、非政府組織P9、新聞媒體P10和國(guó)際組織P11等十一個(gè)主體，且不同參與主體的參與程度是不同的。

根據(jù)協(xié)作過程中具有領(lǐng)導(dǎo)作用主體的不同，將協(xié)作方式分為以地方政府為主導(dǎo)M1、以政策法規(guī)為主導(dǎo)M2、以社會(huì)力量為主導(dǎo)M3、以市場(chǎng)機(jī)制為主導(dǎo)M4、以習(xí)俗慣例為主導(dǎo)M5、以村社為主導(dǎo)M6和以自愿參與為主導(dǎo)M7等七種方式，且不同協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式在協(xié)作過程中制定規(guī)則、懲戒違紀(jì)行為、促進(jìn)實(shí)現(xiàn)協(xié)作等方面的作用發(fā)揮不同，其使用程度有所不同[9]。

2 研究方法與數(shù)據(jù)收集

2.1 研究方法

本文主要運(yùn)用問卷調(diào)查的研究方法。一方面，通過問卷調(diào)查對(duì)各社會(huì)主體進(jìn)行廣泛的數(shù)據(jù)收集，能夠近似反映草原協(xié)作治理中的真實(shí)情況，避免研究者的先入為主或其他偏見;另一方面，能夠進(jìn)一步運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型的分析方法，更深入系統(tǒng)地反映變量間的路徑關(guān)系。當(dāng)然，研究還可以運(yùn)用田野調(diào)查等質(zhì)性研究方法，但由于研究人力物力的局限，本研究結(jié)果將在以后的研究中運(yùn)用其他研究方法進(jìn)一步檢驗(yàn)。問卷內(nèi)容包括兩部分，第一部分為性別、收入等基本信息部分;第二部分為主體間信任程度、協(xié)作程度、參與主體的參與程度和協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度等研究變量部分，且選項(xiàng)為五分制李克特量表（見表1）。

2.2 數(shù)據(jù)收集

本文問卷發(fā)放主要集中在內(nèi)蒙古自治區(qū)，自東向西包括呼倫貝爾草原、錫林格勒草原和阿拉善荒漠區(qū)，這一橫斷面覆蓋了內(nèi)蒙大部分干旱和半干旱生態(tài)系統(tǒng)，反映了氣候和植被的梯度變化。本文綜合考慮草原類型、草地質(zhì)量、各地發(fā)展水平等實(shí)際情況，最終確定了15個(gè)典型旗縣，共發(fā)放1 600份問卷，實(shí)際回收1 375份，回收率達(dá)85.94%。

需要說明的是，本文將對(duì)性別和收入進(jìn)行多群組分析，但由于收入的個(gè)別選項(xiàng)樣本數(shù)量較少，因此，本文根據(jù)已有研究、專家咨詢以及內(nèi)蒙古人均收入水平的評(píng)估，對(duì)選項(xiàng)進(jìn)行合并，重新劃分為高、中、低三類。具體而言，本文將“1 000元及以下”與“1 001～2 000元”合并為“低收入”，將“2 001～3 000元”與“3 001～4 000元”合并為“中收入”，將“4 001～5 000元”及“5 001元以上”合并為“高收入”。樣本男女及高中低收入群體統(tǒng)計(jì)見表2。

2.3 信度與效度檢驗(yàn)

本文對(duì)問卷進(jìn)行信度和效度的檢驗(yàn)。在信度檢驗(yàn)中，整個(gè)量表的克倫巴赫α系數(shù)為0.884>0.7，參與主體的參與程度與協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度兩個(gè)量表的克倫巴赫α系數(shù)分別為0.926和0.886，均大于0.7，因此，信度通過檢驗(yàn)。此外，在效度檢驗(yàn)中，參與主體的參與程度與協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度兩個(gè)量表的KMO值分別為0.915和0.889，均大于0.8，因此，效度通過檢驗(yàn)。

3 結(jié) 果

3.1 結(jié)構(gòu)方程模型及研究假設(shè)均成立

該結(jié)構(gòu)方程模型中沒有負(fù)的誤差方差，且都達(dá)到顯著水平;沒有很大的標(biāo)準(zhǔn)誤差;潛在變量與其測(cè)量指標(biāo)間的因素負(fù)荷量值在0.5～0.95之間;整體模型適配度檢驗(yàn)各項(xiàng)指標(biāo)均達(dá)到理想水平（見表3），這表示本文結(jié)構(gòu)模型與實(shí)際數(shù)據(jù)相契合，模型的收斂效度佳。

由研究假設(shè)檢驗(yàn)（見表4）可知，各假設(shè)p值均小于0.05，標(biāo)準(zhǔn)方差均為正值，90%的置信區(qū)間均不包括0，因此，假設(shè)H1、H2.1、H2.2、H3.1、H3.2均成立。

為了檢驗(yàn)主體間信任程度和協(xié)作程度之間的中介效應(yīng)是否顯著，本文進(jìn)一步運(yùn)用AMOS軟件中的Bootstrap程序進(jìn)行檢驗(yàn)，由表5可知，主體間信任程度對(duì)協(xié)作程度的中介效應(yīng)顯著存在，且中介效應(yīng)為-0.051，總效應(yīng)為-0.318，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的19.18%，為部分中介，參與主體的參與程度與協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度兩條路徑的中介效應(yīng)分別為0.01和-0.061。

3.2 變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

由表6可知，從直接影響來看，主體間信任程度對(duì)協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式使用程度的影響程度（-0.318）最大，對(duì)協(xié)作程度的影響程度（0.187）居中，對(duì)參與主體參與程度的影響程度（0.038）最小。其次，從間接效應(yīng)來看，主體間信任程度只對(duì)協(xié)作程度具有間接效應(yīng)（-0.051），從總效應(yīng)來看，對(duì)協(xié)作程度影響最大的變量是參與主體的參與程度（0.268），其次是協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度（0.191），最后是主體間信任程度（0.137）。

特別地，研究發(fā)現(xiàn)，主體間信任程度對(duì)不同參與主體的參與程度與協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度具有不同的間接效應(yīng)（見表7）。其中，在對(duì)各參與主體（P1～P11）參與程度的間接效應(yīng)中，主體間信任程度對(duì)新聞媒體（0.03）、宗教組織（0.03）、非政府組織（0.03）等主體參與程度的影響較大。在對(duì)各種協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式（M1～M7）使用程度的間接效應(yīng)中，就其影響系數(shù)（絕對(duì)值）而言，主體間信任程度對(duì)社會(huì)力量主導(dǎo)（-0.255）和市場(chǎng)機(jī)制主導(dǎo)（-0.261）的協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式使用程度影響相對(duì)較大。

3.3 性別和收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了區(qū)分上述假設(shè)在不同群體中的成立情況，以便對(duì)不同群體采取差別化的方案，本文進(jìn)一步運(yùn)用多群組分析法，選擇性別和收入兩個(gè)重要的個(gè)體或群體特征變量作為調(diào)節(jié)變量。結(jié)果顯示（見表8）兩分組數(shù)據(jù)均符合已有模型。在性別方面，男女群體中六組假設(shè)都顯著成立，但路徑系數(shù)大小不同。其中，在H1、H2.1、H3.1中，女性組的系數(shù)均遠(yuǎn)大于男性組，而在H2.2、H3.2中，女性與男性組相差不大，因此，整體來看，主體間信任程度在女性群體參與協(xié)作過程中的影響作用更大。在收入方面，低收入群組在各假設(shè)中的系數(shù)均大于其他群組，這說明主體間信任程度在低收入群體參與協(xié)作過程中的影響作用更大。

4 主要結(jié)論與政策建議

4.1 主要結(jié)論

本文基于內(nèi)蒙古15個(gè)旗縣草原治理的實(shí)證研究，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，探討了協(xié)作治理中主體間信任程度對(duì)協(xié)作程度的影響及其作用機(jī)制。具體而言，主體間信任程度 對(duì)協(xié)作程度的影響機(jī)制是一個(gè)復(fù)雜的體系，包括主體間信任程度對(duì)協(xié)作程度的直接作用機(jī)制，不同參與主體參與程度和協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式使用程度的中介作用機(jī)制，以及性別與收入的調(diào)節(jié)作用機(jī)制。

第一，主體間信任程度與協(xié)作程度顯著正相關(guān)，即主體間信任程度是合作的前提，高信任度的主體間有助于增? 強(qiáng)主體間的合作意愿和動(dòng)機(jī)，往往更容易采取合作行為[21]。

第二，參與主體的參與程度具有顯著的正向中介作用，以新聞媒體、宗教組織和非政府組織等參與主體的中介作用最大。主體間信任程度能夠促進(jìn)參與主體之間的相互理解和學(xué)習(xí)，形成一致的價(jià)值觀，從而更愿意投入時(shí)間、精力、資金和技術(shù)等。同時(shí)，參與主體的參與程度也正向影響協(xié)作程度。在我國(guó)草原治理中，由于各主體對(duì)共同資源的共同依賴程度影響了他們?cè)诘胤劫Y源管理糾紛治理中的參與程度[22]，因此，主體間信任程度對(duì)不同參與主體的參與程度影響不同，其中，對(duì)農(nóng)牧民、家庭、社區(qū)、大眾、政府、企業(yè)等參與主體的影響較小，而對(duì)非營(yíng)利組織、宗教組織、專家學(xué)者、新聞媒體等主體的參與程度影響較大。

第三，協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度具有顯著的負(fù)向中介作用，以市場(chǎng)機(jī)制主導(dǎo)和社會(huì)力量主導(dǎo)等協(xié)作方式的中介作用最大。主體間信任是一種相互平等的關(guān)系，是一種內(nèi)在的約束機(jī)制，主體間信任程度越高，主體間的地位差距越小，從而降低了協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度;但協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度降低了，則其在接受、授權(quán)和動(dòng)員參與主體積極參與方面的作用就受到削弱，從而會(huì)降低協(xié)作程度。在我國(guó)草原治理中，以地方政府為主導(dǎo)、以政策法規(guī)為主導(dǎo)、以自愿參與為主導(dǎo)等協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度受主體間信任程度的影響較小，而市場(chǎng)機(jī)制為主導(dǎo)、社會(huì)力量為主導(dǎo)等協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度受主體間信任程度的影響較大。

第四，性別和收入具有顯著的調(diào)節(jié)作用。就性別而言，說明女性天然的感性特質(zhì)和較強(qiáng)的責(zé)任感[23]，使其較男性而言更容易相信他人，也更愿意投入?yún)f(xié)作過程。此外，就收入水平而言，說明收入不同的群體對(duì)協(xié)作的需求程度也不同，影響著其價(jià)值判斷和行為選擇，其中，低收入群體對(duì)協(xié)作的需求更高。

4.2 政策建議

主體間信任是協(xié)作過程的潤(rùn)滑劑，在協(xié)作過程中起著信息簡(jiǎn)化作用和行為約束作用?；谝陨涎芯?，提出如下建議：首先，提高草原治理中各個(gè)參與主體的參與程度，尤其是非營(yíng)利組織、專家學(xué)者、新聞媒體、國(guó)際組織、宗教組織等主體的參與程度，優(yōu)化草原治理中的主體網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)。目前，我國(guó)各主體的參與程度差別較大，鼓勵(lì)非營(yíng)利組織等組織積極參與協(xié)作過程，有利于集中其資金、技術(shù)、專業(yè)等方面的資源，從而提高治理績(jī)效。其次，適當(dāng)控制草原治理中不同協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度。協(xié)作實(shí)現(xiàn)方式的使用程度一方面能夠提高協(xié)作程度，但另一方面也對(duì)主體間信任程度具有制約作用，因此，需要在發(fā)揮其促進(jìn)協(xié)作作用的同時(shí)，促進(jìn)主體間的平等。最后，對(duì)草原治理中的不同群體采取有針對(duì)性的策略，例如，由于男性和中高收入群體的參與積極性相對(duì)較小，因此，通過宣傳教育，提高男性與中高收入群體的參與協(xié)作的意識(shí)，采取相應(yīng)鼓勵(lì)措施或優(yōu)惠政策，使其積極參與到草原協(xié)作治理程中。

本研究促進(jìn)了多元協(xié)作治理和信任等社會(huì)資本的理論完善，也為我國(guó)其他領(lǐng)域的協(xié)作治理實(shí)踐提供了指導(dǎo)。當(dāng)然，本研究仍具有一定的局限性。由于研究人力物力的限制，本研究?jī)H對(duì)內(nèi)蒙古15個(gè)旗縣進(jìn)行問卷調(diào)查，未來研究將擴(kuò)大地區(qū)選擇，以驗(yàn)證結(jié)論的外部有效性。

（編輯：李 琪）

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