李潔 翁藝青 黃森慰

摘 要：【目的/意義】調(diào)動環(huán)境自治主體的參與意愿是農(nóng)村環(huán)境自治的基礎(chǔ)，是解決農(nóng)村環(huán)境治理農(nóng)戶參與度低問題的重要途徑。【方法/過程】基于福建省、安徽省和陜西省調(diào)研數(shù)據(jù)，采用多層中介模型，探討社會資本以及社會互惠對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析社會互惠對社會資本的作用邏輯?！窘Y(jié)果/結(jié)論】研究結(jié)果顯示：農(nóng)戶的政治身份顯著正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿;社會規(guī)范、社會網(wǎng)絡(luò)以及歸屬感均對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有顯著的促進(jìn)作用，而社會信任對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有顯著的抑制作用;不同的社會互惠內(nèi)容對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿有不同的影響方向;社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、歸屬感在農(nóng)戶社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間起完全中介作用，也即農(nóng)戶社會互惠水平越高，農(nóng)戶的歸屬感越強(qiáng)，社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)水平越高，也就越有意愿參與環(huán)境治理。

關(guān)鍵詞：社會互惠;社會資本;參與意愿;農(nóng)村環(huán)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(nóng)村環(huán)境問題成為當(dāng)前群眾反映最突出的問題之一。嚴(yán)重的環(huán)境污染不僅導(dǎo)致各種疾病頻發(fā)，還使農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降。這既影響新農(nóng)村建設(shè)的進(jìn)程，也影響農(nóng)民的身心健康。近年來，隨著政府部門的高度重視和大力投入，農(nóng)村環(huán)境治理已經(jīng)取得了初步的成效。但不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過整改后的農(nóng)村環(huán)境存在長效機(jī)制尚未建立、重建設(shè)輕管理等問題。農(nóng)戶作為農(nóng)村環(huán)境治理的關(guān)鍵一環(huán)，是破解環(huán)境治理困局的內(nèi)生動力。因此，如何調(diào)動農(nóng)戶積極性，不僅對解決農(nóng)村環(huán)境治理成效短等問題，也對完善農(nóng)村環(huán)境治理政策具有重要的參考意義。

學(xué)界對社會資本影響農(nóng)民參與農(nóng)村環(huán)境治理的問題做了大量研究。從社會信任角度來看，Miao等[1]研究指出，社會信任程度越高，集體行動的傾向性越高;He等[2]通過分析農(nóng)民農(nóng)業(yè)廢棄物再利用的意愿研究發(fā)現(xiàn)，制度信任是農(nóng)戶參與最大的驅(qū)動力;盧秋佳等[3]通過分析農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的研究指出，農(nóng)戶對親人、外鄉(xiāng)人、村干部、鄰居、政府的信任顯著正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿。從社會網(wǎng)絡(luò)角度來看，史恒通等[4]通過研究黑河流域農(nóng)戶參與流域生態(tài)治理行為的影響因素發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)和社會參與對農(nóng)戶流域生態(tài)治理參與意愿有顯著的促進(jìn)作用，強(qiáng)連接網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶流域生態(tài)治理參與程度也有顯著的促進(jìn)作用;王蕾等[5]通過對農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利設(shè)施供給意愿的研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中網(wǎng)絡(luò)緊密度對農(nóng)戶的供給意愿具有顯著的正向影響。從社會規(guī)范角度來看，Kaljonen[6]指出，農(nóng)民可能會因為身邊人的壓力，而開展相應(yīng)的環(huán)境管理活動，否則就會有失去社會資本的風(fēng)險。毛馨敏等[7]指出，社會資本對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有顯著的正向影響，其貢獻(xiàn)程度依次為，社會規(guī)范>制度信任>人際信任>關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。從已有研究來看，社會互惠同樣會對農(nóng)戶的參與意愿產(chǎn)生影響，羅東玲[8]通過對農(nóng)戶參與灌溉管理改革意愿的影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，社會互惠指數(shù)對農(nóng)戶參與意愿影響最大。從歸屬感角度來講，嚴(yán)奉憲等[9]研究發(fā)現(xiàn)，歸屬感是影響村委會供給職能的主要因素之一。綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對社會資本含義的側(cè)重點不同，但基本認(rèn)為社會網(wǎng)絡(luò)、信任、規(guī)范、歸屬感等是其核心要素。眾多學(xué)者已強(qiáng)調(diào)社會資本和社會互惠在農(nóng)戶參與環(huán)境治理中起到重要的作用。然而，結(jié)合已有文獻(xiàn)，研究社會資本與社會互惠之間相互作用的文獻(xiàn)較為少見。鑒于此，本文利用509份農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建有序Logistic模型，分析了社會資本與社會互惠對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。為分析社會資本與社會互惠之間的內(nèi)在作用，本文進(jìn)一步將社會資本作為中介變量，構(gòu)建多層中介模型，研究社會互惠對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。1 理論與假說Bourdieu[10]首次提出社會資本概念，指出“社會資本是實際的或潛在的資源的集合體”。其后，Coleman和Putnam關(guān)于公民參與和機(jī)構(gòu)績效的開創(chuàng)性研究為目前的民主和治理、集體行動以及公共衛(wèi)生和環(huán)境等方面的研究提供了靈感[11-15]。Coleman從社會資本功能的角度界定社會資本，社會結(jié)構(gòu)資源作為個人擁有的資本財產(chǎn)，即社會資本。Putnam在《讓民主的政治運(yùn)轉(zhuǎn)起來》一書中使用社會資本來分析意大利地區(qū)政府質(zhì)量的差異，并指出“社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、網(wǎng)絡(luò)及規(guī)范，它們能夠通過促進(jìn)合作行為來提高社會的效率”[14]。對群體來說，擁有更為充足的社會資本會使他們更有能力面對貧窮和脆弱性[16-17]、解決爭端[18]、并利用新的機(jī)會[19]?；赑utnam的定義，本文將社會規(guī)范、社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)以及歸屬感納入社會資本框架中，以做進(jìn)一步的研究。1.1 社會規(guī)范社會規(guī)范是指個體依從于各種社會壓力的信念，它是個體對于其所在乎的人如何看待其特定外顯行為的信念[20]。具體地說，其形成了一種“軟約束”來調(diào)節(jié)人們的行為，包括正式規(guī)范和非正式規(guī)范。社會規(guī)范可以有效抑制諸如“搭便車”之類的機(jī)會主義行為，避免“囚徒困境”[21]。遵守共享的規(guī)范將有助于降低環(huán)境保護(hù)活動的交易成本，形成集體性的環(huán)境意識[22-23]。在農(nóng)村熟人社會中，農(nóng)戶更在意他人的輿論以及自己人際關(guān)系的維護(hù)，往往會自覺遵循著村莊中的非正式規(guī)范，相比硬性約束的正式規(guī)范，非正式社會規(guī)范可以從心理層面約束農(nóng)戶的行為，促使農(nóng)戶更有意愿自覺選擇符合社會期望的理性行為。因此，本文選擇非正式社會規(guī)范來表征社會規(guī)范，并提出如下假設(shè)：H1：社會規(guī)范對農(nóng)戶環(huán)境治理具有顯著的正向影響。1.2 社會互惠社會互惠指的是日常交往中親友之間互幫互助的程度[24]。互惠合作是協(xié)調(diào)社會關(guān)系的一項規(guī)則，是人們?yōu)榱藢崿F(xiàn)共同利益而自行聯(lián)合起來行動的一種互動形式。本文認(rèn)為，互惠是社會資本的源動力和重要基礎(chǔ)。中國鄉(xiāng)村社會深受儒家倫理的影響，互惠合作已融入于村民生活中的點點滴滴，其合作意識來源于對人際關(guān)系的重視和維護(hù)，這為農(nóng)戶的合作提供了精神動力。在互惠的基礎(chǔ)上，農(nóng)戶之間共同達(dá)成了“現(xiàn)在己予人，將來人予己”的期望，正是這種期望增強(qiáng)了農(nóng)戶長期合作的意愿，提升了農(nóng)戶的合作能力。在農(nóng)村環(huán)境治理方面，農(nóng)戶合作意愿越高，越有意愿參與集體行動，因此，本文提出以下假設(shè)：H2：社會互惠對農(nóng)戶環(huán)境治理具有顯著的正向影響。1.3 歸屬感歸屬感是指個人參與并融入到一個環(huán)境或系統(tǒng)中的體驗。當(dāng)個體在其環(huán)境中感到被重視被需要時，就會產(chǎn)生歸屬感[25]。如果個體對群體具有較強(qiáng)的歸屬感和緊密的心理聯(lián)系，其動機(jī)會從個人層面轉(zhuǎn)變?yōu)槿后w層面，群體利益會內(nèi)化為自我利益，加強(qiáng)群體的歸屬感和認(rèn)同感會增加人們對群體福利和個人福利的重視程度[26]。在農(nóng)村環(huán)境治理過程當(dāng)中，若農(nóng)戶對村集體的認(rèn)同感和歸屬感越強(qiáng)，就會越渴望融入到集體環(huán)境當(dāng)中，主動關(guān)心村集體事務(wù)，保障村集體利益，也就越有可能為環(huán)境治理做出貢獻(xiàn)?；セ菥哂袔由鐣系淖饔茫己玫纳鐣セ輰τ诖迩f發(fā)展、村民關(guān)系以及村民行為有著重要影響[27]。中國社會是一個人情社會，以人情觀念為基礎(chǔ)的互助資源的交換組成了現(xiàn)有的鄉(xiāng)村社會，村莊的互惠不僅僅是物質(zhì)交換，更是精神上的互利，不僅保障了農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)和村莊生活的正常發(fā)展，更加深了村民之間的情感。因此，農(nóng)戶的互惠合作水平越高，村民之間情感越深，歸屬感和集體認(rèn)同度就越強(qiáng)，歸屬感較強(qiáng)的農(nóng)戶，往往更愿意參與集體合作，為集體內(nèi)其他成員提供便利。因此，本文提出以下假設(shè)：H3：歸屬感對農(nóng)戶環(huán)境治理具有顯著的正向影響。H4：歸屬感在社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間發(fā)揮中介作用。1.4 社會信任Welch[28]提出，社會信任是指人們在與他人的交往中表現(xiàn)出明智的、必要時互利的行為的共同期望。這種共同的期望產(chǎn)生了人們之間牢固和穩(wěn)定的關(guān)系?；谇度胍暯牵湃伪灰暈槿伺c人之間社會關(guān)系的一種財產(chǎn)，在社會交往中起著重要的作用。當(dāng)參與者考慮到自身社會聲譽(yù)時，社會信任往往會引導(dǎo)參與者產(chǎn)生更多的集體行為[29]。因此，當(dāng)農(nóng)戶參與到環(huán)境治理時，社會信任有利于促進(jìn)農(nóng)戶集體行動。本文借鑒史恒通的做法，將社會信任分為一般信任和特殊信任[4]。一般信任表現(xiàn)在農(nóng)戶對外鄉(xiāng)人的信任;特殊信任表現(xiàn)在農(nóng)戶對村莊、村委會的信任程度。長期以來，信任與一般的合作行為有關(guān)，互惠解決了農(nóng)戶之間的信任和承諾問題，協(xié)調(diào)了集體行動。陳欣等[30]提出，屢次發(fā)生的互惠交換使人們培育出社會信任，合作產(chǎn)生的互惠能有效加強(qiáng)信任。程莉娜等[31]同樣認(rèn)為，互惠是中國農(nóng)民生活的常態(tài)，其對農(nóng)民的信任產(chǎn)生重要的作用，遵循互惠能夠很好的培育信任。互惠既是一種利己行為，也是一種利他行為，從長期來看，良好的互惠可以使每個人都受益。人是理性的經(jīng)濟(jì)人，基于信任基礎(chǔ)的合作成本最低，為了確保自我利益的實現(xiàn)，農(nóng)戶一般不會選擇損人利己的行為，而互惠為此提供了約束機(jī)制，減少了機(jī)會主義行為，可以促進(jìn)長期合作并產(chǎn)生信任，信任作為社會資本的核心，能夠有效增強(qiáng)農(nóng)民參與集體行動的自主性。因此，本文提出假設(shè)：H5：社會信任對農(nóng)戶參與社會治理具有顯著的正向影響。H6：社會信任在社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間發(fā)揮中介作用。1.5 社會網(wǎng)絡(luò)Woolcock[32]提出社會網(wǎng)絡(luò)是人與人之間以及社區(qū)團(tuán)體等組織內(nèi)部和之間關(guān)系的縱向和橫向聯(lián)系。生活在某一區(qū)域，必然會與這一區(qū)域發(fā)生物質(zhì)及人際關(guān)系等方面的聯(lián)系，人們共同的價值取向以及各層級人、組織發(fā)生的聯(lián)系共同構(gòu)成了密集的網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。在中國的農(nóng)村社會，人際關(guān)系和社會結(jié)構(gòu)存在差序格局的特點[33]，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)對其家庭生產(chǎn)、經(jīng)營決策的影響會更加突出。Putnam[14]將社會網(wǎng)絡(luò)分為橫關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和縱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)?？v關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于將新信息融入社會系統(tǒng)，但是，橫關(guān)系網(wǎng)絡(luò)下的成員社會地位相近，獲取的利益相對對稱，彼此之間更容易傳播信息，也更有助于成員參與集體行動。因此，本文僅用橫關(guān)系網(wǎng)絡(luò)表征社會網(wǎng)絡(luò)?；セ莶皇菫榱酥\求眼前的經(jīng)濟(jì)利益，而是為了在長期交往中建立強(qiáng)大的社會網(wǎng)絡(luò)[34]。在互惠過程中，人們逐漸從缺少責(zé)任感向充滿責(zé)任感過渡，更愿意共享資源，交換信息。程莉娜等[31]指出，社會互惠具有資源的傳遞性，3個或多個行動者之間的互惠在社會網(wǎng)絡(luò)中形成了良性的循環(huán)，從對方獲得的幫助，卻回報給第三方，長此以往，農(nóng)戶擁有更多的社會資本，就會建立起更多的聯(lián)系。因此，社會互惠的增強(qiáng)有助于農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)拓展。從另一方面講，農(nóng)戶間的社會互惠水平越高，越傾向于擁有相似的價值觀和態(tài)度，農(nóng)戶之間的信息共享也就越充分，社會網(wǎng)絡(luò)更加穩(wěn)定、連接更加緊密;社會網(wǎng)絡(luò)的穩(wěn)定有利于強(qiáng)化農(nóng)戶參與集體行動的意愿，減少非理性行為的出現(xiàn)。因此，本文提出以下假設(shè)：H7：社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有顯著的正向影響。H8：社會網(wǎng)絡(luò)在社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間發(fā)揮中介作用。2 模型設(shè)定與變量選擇2.1 模型選擇為分析影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響因素，本文依照相關(guān)的研究成果，將農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿分為5個等級（1=不同意，2=比較不同意，3=一般，4=比較同意，5=非常同意），以此作為因變量。農(nóng)戶參與意愿變量的定義與賦值具有等級次序的性質(zhì)，有序Logistic模型可以有效反映不同農(nóng)戶之間參與意愿差異的性質(zhì)，因此，本文選擇有序Logistic模型作為數(shù)據(jù)分析方法。本文計量模型具體設(shè)定如下：

式（1）中，y表示農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿，包括不愿意、較不愿意、一般、比較愿意、非常愿意5個選項，用j（j=1，2，3，4，5）表示;x為影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的自變量;αj為截距參數(shù)，βi為回歸系數(shù);p（y≤j/xj）為因變量y在各個j取值下的積累概率。2.2 變量選取2.2.1 被解釋變量 問卷中設(shè)置了“您是否愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理”這一問題來反映農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，受訪者從“不愿意=1”到“非常愿意=5”5個等級選項中選擇農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿。2.2.2 解釋變量 基于理論分析及數(shù)據(jù)可得性，社會信任層面，本文設(shè)置特殊信任和一般信任這2個變量來測度。調(diào)查問卷中用“村委會是值得信任的”來表征特殊信任，用“我相信來到村里的外鄉(xiāng)人”來表征一般信任。社會網(wǎng)絡(luò)層面，用橫關(guān)系網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行測度，調(diào)查問卷中用“鄰里之間經(jīng)常見面”“親戚之間經(jīng)常見面”來表征。歸屬感采用“為了村子整潔，我不會亂扔垃圾”來表征。社會規(guī)范采用“我按照規(guī)定分類放置垃圾”來表征。社會互惠采用“農(nóng)忙時，村民之間會相互幫忙”“村里人結(jié)婚，會義務(wù)幫忙”來表征。社會資本與社會互惠測量表中，所有測量指標(biāo)均采取李克特五點量表法，其中，社會規(guī)范、歸屬感、社會信任以及社會互惠測量指標(biāo)將同意程度設(shè)置為“不同意”“比較不同意”“一般”“比較同意”“非常同意”5種，依次賦值為1～5分，社會網(wǎng)絡(luò)測量指標(biāo)將次數(shù)設(shè)置為“從不”“一年數(shù)次”“一月數(shù)次”“一周數(shù)次”“每天”5種，依次賦值為1～5分，社會資本及社會互惠測量指標(biāo)含義及其描述性統(tǒng)計見表1。2.3 數(shù)據(jù)來源和樣本描述性統(tǒng)計2.3.1 數(shù)據(jù)來源 本研究所使用的數(shù)據(jù)來源于2017年7月至2018年7月課題組在福建省、安徽省和陜西省開展的問卷調(diào)查。選取這3個省主要考慮到以下2個方面：一是這3個省是最早開展農(nóng)村環(huán)境整治的省份，但目前各省農(nóng)村環(huán)境治理體系的現(xiàn)狀和完善程度有所差別，這可以有效區(qū)分樣本的變異度;二是3個省份分別位于東、中、西部，其當(dāng)?shù)仫L(fēng)俗和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都具有一定的代表性;而且，3個省之間距離較遠(yuǎn)，一定程度上可以防止空間內(nèi)生性。課題組一共選取了14個縣，每個縣區(qū)選取了4～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取了2～6個村，共34個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，102個村。為了確保調(diào)查結(jié)果的真實性和有效性，調(diào)查采取一對一訪談的方式進(jìn)行。內(nèi)容主要包括：農(nóng)戶的個體及家庭特征、農(nóng)戶對環(huán)境的心理感知情況、農(nóng)戶的社會資本、社會互惠等。共發(fā)放問卷532份，剔除無效問卷后，最終獲得509份有效問卷。2.3.2 樣本描述性統(tǒng)計 本研究調(diào)查的樣本情況詳見表2。

3 模型擬合結(jié)果分析3.1 實證結(jié)果考慮到農(nóng)戶是否村干部、是否黨員、農(nóng)戶社會互惠，以及其他社會資本變量之間可能存在的多重共線性問題，本文在回歸分析之前，先對各自變量進(jìn)行多重共線性診斷。檢驗結(jié)果顯示，所有變量的方差膨脹因子（VIF）均小于2，最高為1.37，變量之間不存在多重共線性問題，滿足Logistic回歸的要求。本文使用Stata 16.0軟件對農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿的影響因素模型進(jìn)行分析，從表3可以看出，模型對樣本的擬合度較好，回歸方程有效，該模型具有統(tǒng)計學(xué)意義。

3.2 估計結(jié)果分析不考慮中介分析，本文先對社會資本及社會互惠進(jìn)行回歸。表3介紹了分別引入解釋變量對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的回歸結(jié)果?；貧w一僅用控制變量對被解釋變量進(jìn)行回歸，loglikelihood值為-696.63097，Pseudo R2為0.0185。回歸二用社會資本變量和社會互惠變量對模型進(jìn)行回歸，得到loglikelihood值為-675.6419，Pseudo R2為0.0480?；貧w三在回歸二的基礎(chǔ)上引入了所有控制變量，loglikelihood值為-668.27769，Pseudo R2為0.0584。loglikelihood值不斷降低，Pseudo R2不斷上升，可見模型解釋力不斷增強(qiáng)?；貧w四和回歸五采用了OLS估計方法對回歸一和回歸三選取的變量進(jìn)行回歸，本文將此作為穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)回歸三和回歸五的結(jié)果，變量的顯著性和系數(shù)正負(fù)號均未發(fā)生變化，可見估計結(jié)果穩(wěn)健。以下主要分析回歸三的結(jié)果。（1）控制變量的影響。根據(jù)表3中回歸三的估計結(jié)果，農(nóng)戶的年齡在10%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿。即農(nóng)戶年齡越大，越愿意參與環(huán)境治理。年齡越大的農(nóng)戶，在村莊生活時間越長，對村莊的情感更加深厚，也就更愿意自覺參與到農(nóng)村環(huán)境治理當(dāng)中。農(nóng)戶是否為村干部、是否是黨員分別在5%和10%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶的參與意愿。這兩項指標(biāo)與黃森慰、盧秋佳及唐林有關(guān)農(nóng)戶政治身份對參與環(huán)境治理行為的影響結(jié)論一致[3，35-36]。在農(nóng)村環(huán)境治理過程當(dāng)中，村干部和黨員往往起著帶頭和示范作用，承擔(dān)著上傳下達(dá)的重要任務(wù)，在這個過程中，村干部和黨員獲取政策信息的渠道和速度比普通村民更廣更快，這在一定程度上提高了他們對農(nóng)村環(huán)境治理重要性的認(rèn)識，進(jìn)而影響了其參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿。（2）解釋變量的影響。表3中回歸三的結(jié)果顯示，社會規(guī)范在5%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿;即在其他解釋變量不變的條件下，社會規(guī)范作用越強(qiáng)，農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿越高。假說H1得到驗證。相比于硬性規(guī)則的約束，軟規(guī)則的約束能夠自覺增強(qiáng)農(nóng)戶參與環(huán)境保護(hù)的意識，幫助解決農(nóng)村環(huán)境治理過程當(dāng)中相關(guān)法律法規(guī)等硬性約束無法解決的問題，非正式社會規(guī)范可以有效促進(jìn)農(nóng)戶的參與環(huán)境治理意愿。社會互惠對農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿具有顯著的影響。以“農(nóng)忙時，村民之間會相互幫忙”為表征的社會互惠在1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，這與假說H2相符。農(nóng)戶間良好的互惠合作可以有效提升農(nóng)戶的集體精神，培育農(nóng)戶的集體環(huán)境意識，提升農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)意愿。但以“村里人結(jié)婚，會義務(wù)幫忙”為表征的社會互惠在10%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)戶參與意愿，這與假說H2不相符，可能的原因是：為了維護(hù)鄰里關(guān)系，對于個別農(nóng)戶亂扔垃圾的行為大部分人選擇“多一事不如少一事”，而他人的行為會直接或間接影響到其他農(nóng)戶，這導(dǎo)致農(nóng)戶主動參與環(huán)境治理的意愿越來越低。歸屬感變量在1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，即在其他解釋變量不變的條件下，農(nóng)戶的歸屬感越強(qiáng)，其參與環(huán)境治理的意愿越強(qiáng)，假說H3得到驗證。農(nóng)戶歸屬感越強(qiáng)，其做決定時會更加考慮周圍人對自己的評價，為獲得他人的認(rèn)可，農(nóng)戶更有意愿選擇對自己形象有幫助的決策;在農(nóng)村環(huán)境治理方面，歸屬感強(qiáng)的農(nóng)戶更有意愿主動參與環(huán)境治理。社會信任對農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿具有顯著的負(fù)向影響。這與假說H5不符。從回歸三可以看出，以“村委會是值得信任的”為表征的社會信任水平越高，農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿越低。對此可能的解釋是：如果農(nóng)戶對村委會具有較高的信任水平，這在一定程度上會增強(qiáng)農(nóng)戶對村委會的依賴，提升農(nóng)戶在參與農(nóng)村環(huán)境治理中的“搭便車”傾向，降低主動參與村中集體事物的意愿。因此，農(nóng)戶的社會信任水平越高，其農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿就越低。社會網(wǎng)絡(luò)分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿。即在其他解釋變量不變的條件下，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)越廣泛越穩(wěn)固，農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿越高。假說H7得到驗證。一方面，在實踐中，農(nóng)戶的社會網(wǎng)絡(luò)越廣泛、農(nóng)戶可以獲取社會資源的渠道越多，信息收集的速度越快，獲取異質(zhì)性信息的可能性越大，農(nóng)戶對環(huán)境治理的認(rèn)知也就越全面。另一方面，社會網(wǎng)絡(luò)較穩(wěn)固的農(nóng)戶也更愿意分享環(huán)境治理的信息資源，其作為信息傳遞的載體有助于環(huán)境信息和知識的傳播，且社會網(wǎng)絡(luò)較穩(wěn)固的農(nóng)戶之間也在無形中形成了一定的環(huán)境治理監(jiān)督和約束機(jī)制，這有利于提升農(nóng)戶對農(nóng)村集體行動的參與意愿。3.3 社會互惠影響的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制Bootstrap法是一種從樣本中重復(fù)取樣的方法，其原理是從原始數(shù)據(jù)中重復(fù)抽樣得到bootstrap樣本及系數(shù)乘積的估計值，將其按數(shù)值大小進(jìn)行排列，第2.5百分位點和第97.5百分位點就構(gòu)成了一個95%置信度的置信區(qū)間，如果置信區(qū)間不包含0，則系數(shù)乘積顯著[37]。用偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法比Sobel法得到的置信區(qū)間更精確，有更高的檢驗力[37]。因此，本文選擇Bootstrap法檢驗多層中介效應(yīng)。多重中介模型將多個中介變量放在同一個中介模型中進(jìn)行檢驗，其相比簡單中介模型而言，可以降低由于遺漏變量導(dǎo)致的參數(shù)估計偏差[38]?；诖?，本文首先將變量中心化，后運(yùn)用Bootstrap法進(jìn)行多層中介效應(yīng)檢驗，以驗證社會資本的中介效應(yīng)是否顯著。

如表4所示，本文參照Preacher和Hayes提出的多個并列的中介變量的檢驗方法，進(jìn)行bootstrap中介變量檢驗[39]，設(shè)置95%的置信區(qū)間，對樣本進(jìn)行5000次有放回的重復(fù)抽樣。檢驗結(jié)果表明，3個中介變量共同發(fā)揮的中介作用顯著（0.0488，0.1211），作用大小為0.0823，在3個中介路徑中歸屬感（0.0106，0.0598）、社會信任（0.0009，0.0369）、社會網(wǎng)絡(luò)（0.0132，0.0600）均發(fā)揮了顯著的中介作用，中介作用大小依次為0.0318、0.0165、0.0340。與此同時，剔除掉社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任以及歸屬感這3個變量共同的中介作用之后，自變量（社會互惠）對因變量（農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿）的直接作用并不顯著（-0.0482，0.1361）?？梢?，農(nóng)戶的歸屬感、社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)在社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間發(fā)揮著完全中介作用，也即農(nóng)戶互惠水平越高，農(nóng)戶的歸屬感越強(qiáng)，社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)水平越高，也就越有意愿參與農(nóng)村環(huán)境治理。假說H4、H6、H8得到驗證。由相關(guān)分析可知，農(nóng)戶的互惠水平與農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿之間存在顯著相關(guān)，在剔除農(nóng)戶歸屬感、社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)3個中介變量后，回歸分析顯示農(nóng)戶互惠效果不顯著，說明農(nóng)戶社會互惠主要通過農(nóng)戶的社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)以及歸屬感對農(nóng)戶的參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿產(chǎn)生影響。村民之間的互惠包含了幫助和報答2個方面，是以人情和道德為文化基礎(chǔ)建立的社會交換，社會互惠鞏固了村民之間的信任和社交網(wǎng)絡(luò)，由此逐漸形成的社會資本在無形中塑造了農(nóng)戶的主人翁意識，使得農(nóng)戶逐步明確自己在集體行動中所承擔(dān)的責(zé)任和義務(wù)，主動參與集體行動的意愿越來越強(qiáng)烈。4 結(jié)論與政策啟示本文以閩、皖、陜?nèi)≌{(diào)研數(shù)據(jù)為例，采用有序Logistic回歸模型，分析了社會互惠以及社會資本對農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿的影響機(jī)制。研究結(jié)果表明：首先，農(nóng)戶的年齡和政治身份對提高農(nóng)戶環(huán)境治理意愿具有顯著的正向影響;而性別、婚姻狀況在統(tǒng)計意義上不顯著。其次，社會資本及社會互惠均顯著影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿。其中，歸屬感的影響最強(qiáng)。社會資本變量中，社會規(guī)范、社會網(wǎng)絡(luò)以及歸屬感對農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿均具有顯著的促進(jìn)作用，而社會信任對農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿有顯著的抑制作用。不同的社會互惠內(nèi)容對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿有不同的影響方向。最后，社會互惠通過影響農(nóng)戶的歸屬感、社會信任以及社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，農(nóng)戶的歸屬感、社會信任和社會網(wǎng)絡(luò)在社會互惠與農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿之間發(fā)揮完全中介作用。根據(jù)研究結(jié)論，本文得出如下政策啟示：社會資本作為一種內(nèi)在的激勵機(jī)制，對農(nóng)戶參與環(huán)境治理具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。因此，要積極培育鄉(xiāng)村社會資本，使其成為農(nóng)戶參與集體行動的內(nèi)在約束。首先，鼓勵農(nóng)戶建立村莊外的社會網(wǎng)絡(luò)，積極發(fā)揮農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)的重要作用，建立信息和資源的共享機(jī)制。其次，為了更好地培育農(nóng)戶社會資本，以規(guī)范農(nóng)戶集體行動參與行為，要培養(yǎng)農(nóng)戶的法治精神和契約精神，通過加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育，不斷提升農(nóng)戶的文化水平，提高農(nóng)戶對環(huán)境治理的認(rèn)知。最后，加強(qiáng)農(nóng)村環(huán)保宣傳，強(qiáng)化農(nóng)村居民的環(huán)保意識。弘揚(yáng)中國傳統(tǒng)優(yōu)秀文化，充分發(fā)揮風(fēng)俗習(xí)慣和道德規(guī)范的價值，加強(qiáng)農(nóng)戶間的互惠合作，豐富農(nóng)戶的社會資本存量，繼而促使農(nóng)戶形成“主動參與集體行動——社會資本得以鞏固和拓展”的長期良性循環(huán)，推動建立農(nóng)村環(huán)境治理長效機(jī)制的建立。

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