楊 朔,雷小雨,趙國平

(1.西安建筑科技大學(xué) 公共管理學(xué)院,陜西 西安 710055;2.陜西省林業(yè)科學(xué)院,陜西 西安 710082)

一、引 言

習(xí)近平總書記在《生物多樣性公約》第十五次締約方大會領(lǐng)導(dǎo)人峰會上指出,為加強生物多樣性保護,中國正加快構(gòu)建以國家公園為主體的自然保護地體系,逐步把自然生態(tài)系統(tǒng)最重要、自然景觀最獨特、自然遺產(chǎn)最精華、生物多樣性最富集的區(qū)域納入國家公園體系。加強自然保護地生態(tài)環(huán)境保護是維護生態(tài)平衡、保護生物多樣性的重要保障。《關(guān)于建立以國家公園為主體的自然保護地體系的指導(dǎo)意見》指出,以國家公園為主體的自然保護地體系囊括國家公園、自然保護區(qū)和自然公園三種類型[1]?！吨泄仓醒腙P(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二○三五年遠景目標的建議》提出“完善自然保護地、生態(tài)保護紅線監(jiān)督制度”,啟動實施中國最嚴格的生態(tài)環(huán)境保護制度[2]。然而,由于建設(shè)用地擴張、生活垃圾排放及化肥農(nóng)藥過量使用等因素,使得中國自然保護地植被、水體和空氣污染及破壞問題嚴重,自然保護地周邊生態(tài)環(huán)境質(zhì)量堪憂[3]。但生態(tài)環(huán)境保護中面臨著政府與市場的雙重失靈,政府為主和市場為輔的保護模式存在著要素配置低下和不均的問題[4]。基于此,在探索生態(tài)環(huán)境有效保護路徑中,納入公眾參與的環(huán)境保護共治模式成為共識。

鄉(xiāng)村社區(qū)通常早于自然保護地建立而存在,自然保護地社區(qū)農(nóng)戶的天然“在場”特點決定了他們應(yīng)該是自然保護地生態(tài)環(huán)境保護的核心主體,其在自然保護地生態(tài)環(huán)境保護中能夠發(fā)揮參與生態(tài)環(huán)境保護、監(jiān)督生態(tài)環(huán)境保護過程、維護生態(tài)環(huán)境保護成果等作用[5]。自然保護地社區(qū)農(nóng)戶對自然保護的個體認知能夠影響其參與生態(tài)環(huán)境保護的態(tài)度,農(nóng)戶積極的態(tài)度能夠促進其參與到生態(tài)環(huán)境保護之中,減少沖突,改善自然保護地生態(tài)環(huán)境保護成效。但身處自然保護地周邊的農(nóng)戶,受到傳統(tǒng)耕作習(xí)慣和自然、社會、經(jīng)濟等多方面因素的影響[6],其對生態(tài)環(huán)境保護認知水平低下,使得參與意愿不強、參與程度不高。

目前,學(xué)者對農(nóng)戶參與環(huán)境治理的研究主要以近年來發(fā)展較為迅速的行為經(jīng)濟學(xué)為基本分析范式,從人口與統(tǒng)計學(xué)特征和社會經(jīng)濟特征探索農(nóng)戶行為,具體而言,包括個體與家庭特征、政策和情感因素等。就個體與家庭特征而言,研究發(fā)現(xiàn)個人因素中的受教育程度、家庭因素中的收入水平等均對農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿具有顯著正向影響[7-9]。從政策因素來看,環(huán)境規(guī)制和政策干預(yù)能顯著提升農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理意愿[10-11]。從情感因素看,村莊歸屬感對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有顯著的促進作用[12-13]。

不可否認,以人口統(tǒng)計學(xué)特征和社會經(jīng)濟特征為切入點對農(nóng)戶行為(意愿)開展研究,遵從了經(jīng)典經(jīng)濟學(xué)個體理性的分析框架,但在中國農(nóng)村的具體語境下,農(nóng)戶行為的表達顯然不同于以歐美為代表的西方發(fā)達國家的農(nóng)戶。農(nóng)戶參與意愿不僅受個體與家庭特征、認知水平、政策和情感等因素的影響,還受到因血緣、地緣、業(yè)緣關(guān)系形成的以情感為紐帶的社會關(guān)系的影響。作為人們社會關(guān)系的重要表征方式之一,社會資本是人們擁有的除了物質(zhì)人力資本外的一切社會資源[14]。研究表明,社會資本作為一種內(nèi)在的激勵機制,在提高農(nóng)戶耕地保護合作意愿、耕地保護支付意愿、農(nóng)地整治參與意愿等方面具有顯著的促進作用[15-17]。另外,目前關(guān)于自然保護地的研究主要集中在生物資源、法制建設(shè)以及自然保護地體系建設(shè)等方面[18-20],有關(guān)周邊社區(qū)農(nóng)戶這類自然保護地“原住居民”的研究甚少。

現(xiàn)有研究為本文提供了豐富的理論支撐和經(jīng)驗借鑒,但仍存在如下不足需要完善。第一,現(xiàn)有研究主要圍繞自然保護地立法和自然保護地體系建設(shè)開展研究,對自然保護地周邊社區(qū)農(nóng)戶這類重要的“原住居民”群體關(guān)注不足,這類群體在參與自然保護地生態(tài)環(huán)境保護中發(fā)揮著不可或缺的作用。第二,目前關(guān)于社會資本對農(nóng)戶行為的影響研究主要集中于社會資本的某一維度,如社會網(wǎng)絡(luò)等,但對社會資本的多維度作用仍關(guān)注不足,探討自然保護地社區(qū)社會資本對農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿的多維度影響便構(gòu)成了本文立題的又一動機?；谏鲜龇治?本文的邊際貢獻在于:第一,基于秦嶺國家公園腹心地帶自然保護地社區(qū)農(nóng)戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究,探討自然保護地原住居民在生態(tài)環(huán)境保護中發(fā)揮的重用作用,從而轉(zhuǎn)換其“被參與者”的角色。第二,從社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與等三個子維度構(gòu)建社會資本分析體系,基于調(diào)查數(shù)據(jù)的量化分析實證檢驗自然保護地社區(qū)社會資本對農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿的影響,探索其影響作用,為研究自然保護地生態(tài)環(huán)境保護開辟一條新的路徑。

二、理論框架與模型構(gòu)建

(一)理論分析

國內(nèi)外學(xué)者對社會資本的內(nèi)涵研究主要都圍繞“社會網(wǎng)絡(luò)”“社會信任”“社會參與”等方面的某一方面或某幾個方面展開,并且一致認為社會資本是以一定的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為運作基礎(chǔ),網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的每個人根據(jù)占有資源情況各自擁有自己的場域和位置。從更深的層次看,社會資本關(guān)系網(wǎng)絡(luò)成員彼此間頻繁的交流、接觸和互動產(chǎn)生了信任,信任生成了制約關(guān)系,從而能夠使網(wǎng)絡(luò)成員對稀缺資源進行配置。由此可見,網(wǎng)絡(luò)資源是社會資本的運作基礎(chǔ),信任和參與是社會資本的核心要素。綜合前人研究,本文選取社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任與社會參與三個方面對自然保護地社區(qū)社會資本進行分析。

社會網(wǎng)絡(luò)是指社會成員之間基于地緣、血緣、親緣形成的關(guān)系網(wǎng)及網(wǎng)絡(luò)密度等[17]。根據(jù)社會網(wǎng)絡(luò)所具有的異質(zhì)性,將其分為強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)兩類[21]。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)指農(nóng)戶與家人親屬、朋友鄰里形成的具有較強社會聯(lián)系的關(guān)系網(wǎng)絡(luò),弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)指個體在超越親緣、地緣及熟人的交際中形成的較為松散的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[22]。已有相關(guān)研究表明,在中國傳統(tǒng)農(nóng)村的關(guān)系型社會中,社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶生活中的決策選擇具有重要影響[23]。一方面,強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)下,農(nóng)戶的行為易受到親朋鄰里的影響,彼此之間形成較為封閉的人際信任關(guān)系網(wǎng)絡(luò),這將有可能導(dǎo)致農(nóng)戶對外界消息的獲取與信任能力降低,但能夠通過人際交往中形成的社會信任減弱集體行動中的投機心理[24]。另一方面,在相對開放的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中,農(nóng)戶易于通過新信息渠道獲取超越地緣、親緣的信息內(nèi)容,減少自然保護地社區(qū)農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境治理的認知障礙,有利于調(diào)動農(nóng)村社會的各項資源,促成農(nóng)戶參與集體行動。

社會信任是指個體通過評估其他個體的行為來選擇自身行為的過程。綜合已有學(xué)者的研究[25],分別從人際信任、制度信任和一般信任三個維度刻畫社會信任。其中,以農(nóng)戶與家人或鄰里間建立的信任關(guān)系來表征人際信任;制度信任是指自然保護地社區(qū)農(nóng)戶對各級政府部門頒布的生態(tài)環(huán)境治理各項政策的信任、支持程度;一般信任則表示農(nóng)戶對陌生人的信任。已有研究表明,社會信任會對個體參與生態(tài)環(huán)境治理產(chǎn)生重要影響。李英等研究發(fā)現(xiàn),社會信任在促進城鎮(zhèn)居民生態(tài)補償支付意愿中發(fā)揮著顯著作用[26]。張洪振等研究發(fā)現(xiàn),社會信任對個體的環(huán)境保護意愿和行動具有顯著促進作用[27]。具體表現(xiàn)為:強關(guān)系信任下,農(nóng)戶與親朋、鄰里長期交往中形成的互信機制,其行為決策易受到“熟人”的影響,做出抱團行為,一方面,可以降低農(nóng)戶參與集體行動的合作成本,另一方面,這在一定程度上增加了農(nóng)戶在參與生態(tài)環(huán)境治理過程中的“搭便車”心理,降低其參與集體行動的積極性[28]。其二,具有較高一般信任的農(nóng)戶,其對自身社交圈外的其他人具有更高的合作意愿,在參與生態(tài)環(huán)境治理中傾向?qū)で笮袨榈幕セ莼ダ?最終促進集體行動實現(xiàn)[24]。

社會參與是農(nóng)戶對社會生活各方面現(xiàn)狀與活動的關(guān)心、了解與行為投入。綜合已有的文獻研究,文中將社會參與劃分為特殊參與和一般參與。特殊參與指農(nóng)戶參與村莊內(nèi)組織的小范圍集體活動,一般參與指農(nóng)戶參與超越村莊地緣范圍,參與外界社會集體活動的行為。已有研究中,苗珊珊指出社會參與因素可有效促進農(nóng)戶小型水利設(shè)施合作參與行為[29]。孫鵬飛等研究發(fā)現(xiàn),社會參與因素可激勵農(nóng)戶產(chǎn)生退出宅基地行為[30]。自然保護地社區(qū)農(nóng)戶在參與生態(tài)環(huán)境治理這一集體活動過程中,能夠了解親戚、朋友、街坊鄰居等多方主體對生態(tài)環(huán)境治理的態(tài)度,從黨員、村干部、新鄉(xiāng)賢等群體召開的會議、演講等活動中,提高其本身對生態(tài)環(huán)境治理相關(guān)內(nèi)容的了解。此外,參與社會集體活動能夠提升農(nóng)戶對國家政治經(jīng)濟文化環(huán)境等發(fā)展現(xiàn)狀的了解,提高農(nóng)戶對社會民生動態(tài)的關(guān)注,這有助于農(nóng)戶拓寬視野,提高其對自然保護地生態(tài)環(huán)境現(xiàn)狀的認知,了解生態(tài)環(huán)境治理的必要性與緊迫性,降低其參與生態(tài)環(huán)境治理的投入風(fēng)險,克服農(nóng)戶參與過程中存在的抗拒心理,進而提高農(nóng)戶在生態(tài)環(huán)境治理中的參與意愿與參與程度,促進集體行動的產(chǎn)生[31]。

(二)模型構(gòu)建

本文將農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護劃分為遞進式兩階段過程。第一階段為自然保護地社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的參與意愿,分為愿意參與和不愿意參與,這一階段研究影響農(nóng)戶意識層面對生態(tài)環(huán)境保護的參與;第二階段為自然保護地社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的參與程度,參與程度是指在對農(nóng)戶參與意愿進行判斷的基礎(chǔ)之上,具有參與意愿的農(nóng)戶在行為選擇層面,愿意在多大程度上參與生態(tài)環(huán)境保護,這一階段研究影響農(nóng)戶行為層面對生態(tài)環(huán)境保護的參與。對農(nóng)戶參與集體行動程度的度量,學(xué)者們一般采取農(nóng)戶支付意愿進行表征[32]。綜合已有文獻的研究,本文以自然保護地社區(qū)農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境保護的支付意愿來表征農(nóng)戶的參與程度。

以往研究影響個體參與行為多采用Tobit模型進行分析,本文將自然保護地社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護行為分為參與意愿和參與程度兩個階段,而Tobit模型不能處理兩階段問題,因為其在分析兩階段問題時采用完全相同的參數(shù),不能體現(xiàn)第二階段農(nóng)戶參與程度是基于對第一階段農(nóng)戶參與意愿的判斷關(guān)系,所以針對此類兩階段問題,通常采用雙欄模型(Double Hurdle Model)進行研究,運用一系列變量A(#,#)來估計受訪者是否參與生態(tài)環(huán)境保護[33];對于愿意參與的受訪者,又采用另一系列變量B(#,#)去估計這些受訪者的參與程度。這樣的靈活性安排有一個假設(shè),即這兩個模型估計后留下來的誤差是不相關(guān)的,即愿意參與的受訪者不同于不愿意參與的受訪者。因此,本文借鑒前人研究構(gòu)建雙欄模型來處理兩階段問題。

首先,分析自然保護地社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的參與意愿,構(gòu)建第一階段方程如下:

Prob[yi=0|X1i]=1-φ(αX1i)

(1)

Prob[yi>0|X1i]=φ(αX1i)

(2)

式(1)表示農(nóng)戶沒有參與意愿,式(2)表示農(nóng)戶有參與愿意;其中,φ(αX1i)表示標準正態(tài)分布的累積分布函數(shù);yi為因變量,表示農(nóng)戶的參與意愿;X1i為自變量,表示影響農(nóng)戶參與意愿的社會資本變量(社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與);其中,α為相應(yīng)的待估系數(shù);i表示第i個觀測樣本。

其次,考慮自然保護地社區(qū)農(nóng)戶在生態(tài)環(huán)境保護中的參與程度,構(gòu)建第二階段方程如下:

E[yi|yi>0,X2i]=βX2i+δλ(βX2i/δ)

(3)

式(3)中,E(·)為條件期望,表示自然保護地社區(qū)農(nóng)戶在生態(tài)環(huán)境保護中的參與程度;λ(·)為逆米爾斯比率;X2i為自變量,代表影響農(nóng)戶參與程度的社會資本變量(社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與);β為相應(yīng)的待估計系數(shù);δ表示截取正態(tài)分布的標準差;其他符號含義如上文所述。

基于式(1)～(3),可構(gòu)建對數(shù)似然函數(shù):

(4)

式(4)中,lnL表示對數(shù)似然函數(shù)值。通過極大似然估計法,可得到本文所需的各個相關(guān)參數(shù)的數(shù)值。

三、數(shù)據(jù)來源及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究中的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7月至8月在秦嶺國家公園腹心地帶部分自然保護地社區(qū)的實地調(diào)查。調(diào)查區(qū)域位于秦嶺山脈核心區(qū),分布在西安市(臨潼區(qū)、灞橋區(qū)、長安區(qū)、鄠邑區(qū)、藍田縣、周至縣)、渭南市(臨渭區(qū))、寶雞市(眉縣)。這8個區(qū)和縣全部位于秦嶺國家公園腹心地帶核心區(qū),自然保護地眾多,調(diào)查區(qū)域涵蓋牛背梁國家級自然保護區(qū)、太白山國家級自然保護區(qū)、大熊貓國家公園周至管理分局轄區(qū)等多個國家級自然保護區(qū)周邊農(nóng)村。在構(gòu)建了以國家公園為主體,自然保護區(qū)為基礎(chǔ),各類自然公園為補充的自然保護地體系后,該地區(qū)自然生態(tài)環(huán)境得到了極大改善。同時,調(diào)查區(qū)域位于中國傳統(tǒng)農(nóng)區(qū)關(guān)中平原,與自然保護地在多地重疊交織,人類活動頻繁,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活等對自然保護地周邊造成的生態(tài)問題依然突出。因此,選取該區(qū)域進行調(diào)查具有一定的典型性和代表性。調(diào)查采取分層抽樣與隨機抽樣相結(jié)合的方法,采取入戶走訪方式,依據(jù)村莊到最近的自然保護地距離,在每個樣本縣分別選取樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)2～3個,在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3～5個樣本村,在每個樣本村隨機選取農(nóng)戶10～15戶作為調(diào)查對象。調(diào)研前,課題組對西安市周至縣自然保護地進行預(yù)調(diào)研,根據(jù)預(yù)調(diào)研情況對問卷內(nèi)容進行修正。調(diào)研總計發(fā)放540份問卷,刪除空白或數(shù)據(jù)缺失等問題樣本后,獲取有效問卷513份,有效率為95%。

(二)變量描述及統(tǒng)計

1.被解釋變量。分為參與意愿與參與程度。參與意愿變量屬性為二元虛擬變量,愿意參與=“1”,不愿意參與=“0”。參與程度變量屬性為連續(xù)性變量,由農(nóng)戶支付的金額表征。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任及社會參與3個變量。參考已有研究[9,18-19],用“電話通訊錄人數(shù)”表征社會網(wǎng)絡(luò)中的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò),用“遇到困難能夠提供物質(zhì)幫助人數(shù)”來表征強關(guān)系網(wǎng)絡(luò);以“對村兩委工作人員的信任程度”表征社會信任中的制度信任,以“對不認識的人的信任程度”表征一般信任,用“對鄰里的信任程度”來表征人際信任,并運用李克特量表對指標進行賦值(變量賦值為非常不信任=1;不信任=2;一般=3;較信任=4;非常信任=5)。社會參與中,特殊參與采用“參與村中活動頻率”來衡量,一般參與采用“通過新聞媒體了解自然保護地生態(tài)環(huán)境保護政策等頻率”來衡量,劃分為五個等級,賦值為從不參與=1,很少參與=2,一般參與=3,較多參與=4,經(jīng)常參與=5。

3.控制變量。借鑒司瑞石等的研究,選取性別、年齡、受教育程度、農(nóng)村社會組織參與狀況等個體特征和家庭實際收入、勞動力數(shù)等家庭特征作為本研究所需的控制變量[34]。各變量賦值及描述性統(tǒng)計如表1。

表1 變量含義及其描述性統(tǒng)計

樣本農(nóng)戶愿意參與生態(tài)環(huán)境保護的比例達94%,其參與生態(tài)環(huán)境保護的支付意愿為99.79元/年。農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)要素中,弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)變量水平高于強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)變量水平;社會信任要素中,人際信任變量水平高于制度信任與一般信任變量水平,為3.67,一般信任水平僅為2.26;農(nóng)戶社會參與中一般參與高于特殊參與,但整體參與程度較低。調(diào)查農(nóng)戶性別分布較為合理,均值為0.51,實際年齡均值在43歲,文化程度普遍為初中學(xué)歷,家庭收入約為2.24萬元/年,勞動力數(shù)均值為4人/戶。

四、模型估計結(jié)果及解釋

(一)秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護支付意愿水平分析

樣本農(nóng)戶中有483個愿意為參與生態(tài)環(huán)境保護支付一定金額,從調(diào)整頻度分析來看,農(nóng)戶雖然愿意為生態(tài)環(huán)境保護支付費用,但農(nóng)戶個體之間的支付意愿存在一定的差異,最大值對應(yīng)的農(nóng)戶支付意愿為<50元/年,占有支付意愿樣本農(nóng)戶的29.81%,其次為100元/年,占有支付意愿樣本農(nóng)戶的26.71%。拒絕支付和愿意少量支付的樣本農(nóng)戶總計為174個,占總樣本量的33.92%。因此,具有較強支付意愿的樣本農(nóng)戶占66.08%。

(二)秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿與程度的影響因素分析

表2展示了社會資本變量對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護行為的影響分析,其中第一階段為社會資本變量對農(nóng)戶參與意愿的影響分析;第二階段為社會資本變量對農(nóng)戶參與程度的影響分析。根據(jù)前文的理論分析及框架構(gòu)建,將社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與三個核心變量用于表征社會資本變量,進行影響效應(yīng)分析。

1.社會網(wǎng)絡(luò)。由表2可知,弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護程度具有正向顯著影響,強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與意愿有正向不顯著影響,對參與程度具有負向不顯著影響。電話通訊錄人數(shù)較多的農(nóng)戶在村中及社會上擁有更多社會資源的可能性較大,獲取信息的渠道更廣,易接受新信息、新知識,生態(tài)環(huán)境保護認知水平較高,從而對其參與生態(tài)環(huán)境保護的程度有促進作用。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶參與行為影響不顯著,可能的原因是,農(nóng)戶與親朋交往間形成強關(guān)系網(wǎng)絡(luò),阻礙了農(nóng)戶獲取新信息的渠道,降低了農(nóng)戶對外界的信任程度,使其更愿意信任、跟隨親朋的行為選擇,而農(nóng)戶間的“抱團”行為,易形成“羊群效應(yīng)”,可能會導(dǎo)致集體行動的失敗。

表2 秦嶺國家公園農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿與程度的影響因素模型估計結(jié)果

2.社會信任。一般信任對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的程度具有積極促進作用,而人際信任的負向作用影響不顯著。可能的解釋是,農(nóng)戶與鄰里長期交往中形成的互信機制,在一定程度上為其建立起對外界信息接收的壁壘,使農(nóng)戶更愿意信任鄰里坊間傳播的經(jīng)過加工后的碎片化信息,這在一定程度會抑制農(nóng)戶參與集體行動的積極性。在一般信任中,農(nóng)戶接收外界信息的壁壘弱化,跳脫出地緣、親緣的束縛,獲取新信息的渠道與內(nèi)容增加,這在一定程度上降低了農(nóng)戶之間的合作成本,在集體行動中也更易產(chǎn)生互惠行為,從而提高其參與集體行動的積極性。

3.社會參與。一般參與對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的程度有正向顯著影響,特殊參與對農(nóng)戶的參與程度有正向不顯著影響?？赡艿慕忉屖?一般參與度廣的農(nóng)戶,其在參與廣泛的社會活動、利用新媒體獲取信息的過程中積累了更多的社會資本存量,使其能更加理性、客觀地看待生態(tài)環(huán)境保護,意識到自然保護地生態(tài)環(huán)境保護的重要性與緊迫性,從而積極參與。

4.控制變量。受教育程度、農(nóng)村社會組織參與狀況、家庭年收入對農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境保護參與程度具有正向顯著影響,年齡對農(nóng)戶參與程度呈負向顯著影響,家庭勞動力數(shù)對農(nóng)戶參與意愿具有激勵作用,對參與程度具有抑制作用。年紀越長的農(nóng)戶其知識水平、接受度與參與度均較低,將抑制其參與程度,降低其參與集體行動的行為。家庭勞動力數(shù)較多的農(nóng)戶具有一定的參與意愿,但可能會傾向于以投勞的方式參與生態(tài)環(huán)境保護,從而降低其支付意愿,進而導(dǎo)致對其參與程度呈負向影響。受教育程度高、農(nóng)村社會組織參與率高、收入較高的農(nóng)戶其社會認知水平及社會責任感較高,了解生態(tài)環(huán)境保護的重要性與必要性,從而其參與程度較高。

(三)內(nèi)生性檢驗

除了文中引入的解釋變量,其他變量也會對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護產(chǎn)生影響,遺漏變量可能產(chǎn)生內(nèi)生性問題,導(dǎo)致回歸結(jié)果偏誤。因此,參照黃曉慧等的相關(guān)研究,本文將社會資本不同維度指標的均值作為社會資本綜合指數(shù),并選取“農(nóng)戶與村委會的距離”作為工具變量[35]。工具變量選取的主要理由是:Frankel和Romer認為地理因素是工具變量選取的首選因素,且被學(xué)術(shù)界廣泛認可[36]。如果農(nóng)戶與村委會的距離越近,其與村兩委的交流更頻繁,更容易獲取生態(tài)環(huán)境保護政策等相關(guān)信息,降低農(nóng)戶與村兩委之間信息不對稱狀態(tài),對村委會的信任程度越高,滿足工具變量與內(nèi)生變量相關(guān)性的基本要求。同時,農(nóng)戶與村委會的距離對其參與生態(tài)環(huán)境保護并不存在直接關(guān)聯(lián),可以認為該變量屬于外生變量。

具體檢驗步驟為:首先,以社會資本綜合指數(shù)為解釋變量,工具變量“農(nóng)戶與村委會的距離”為被解釋變量進行OLS回歸,得到內(nèi)生變量擬合值。第一階段F值為12.745,在1%的統(tǒng)計水平上顯著,根據(jù)徐秀英等的研究,如果第一階段F統(tǒng)計量大于10,則內(nèi)生變量與工具變量之間具有相關(guān)性[37]。其次,將擬合值作為解釋變量納入式(4)中進行雙欄模型回歸,表3給出了雙欄模型的基準回歸和第二階段模型估計的比較結(jié)果。內(nèi)生性檢驗表明:工具變量條件下,Waldχ2值為105.27,在5%的統(tǒng)計水平上顯著;Durbin-Wu-Hausman檢驗(簡稱“DWH”檢驗)為8.275,在10%的統(tǒng)計水平上顯著,說明應(yīng)拒絕社會資本作為外生變量的原假設(shè),方程存在嚴重內(nèi)生性問題。由表3可知,與基準回歸結(jié)果相比,在考慮內(nèi)生性問題后,秦嶺國家公園社區(qū)社會資本對農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的意愿仍然不明顯,但系數(shù)明顯降低;同時,加入工具變量后,參與程度在1%的統(tǒng)計水平上顯著降低,表明如果不處理內(nèi)生性問題,基準回歸估計結(jié)果會被高估,即只有考慮遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后,才能獲得模型無偏差估計結(jié)果。

表3 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗估計結(jié)果,借鑒史恒通等的研究,文中采用部分核心變量替代方法來檢驗估計結(jié)果[38]。采用“農(nóng)戶是否使用社交網(wǎng)絡(luò)(微信、微博、QQ等)”代替表征弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“電話通訊錄人數(shù)”指標,采用“對當?shù)卣男湃纬潭取眮肀碚髦贫刃湃沃笜?重新進行模型估計。表4估計結(jié)果與表2基準回歸模型的估計結(jié)果基本一致,說明模型具有穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策建議

本文研究了“秦嶺國家公園”這一自然保護地農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護的情況,分析秦嶺國家公園社區(qū)社會資本對農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿的影響。并進一步將農(nóng)戶參與分為參與意愿和參與程度(支付意愿)兩階段研究,從意識與行為兩方面深入探究秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護問題,識別影響農(nóng)戶參與的因素。其中弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和一般信任均對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護具有積極促進作用,從而發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任均可對個體參與集體行動行為產(chǎn)生正向影響。同時,研究還發(fā)現(xiàn),一般參與對農(nóng)戶生態(tài)環(huán)境保護參與程度具有積極促進作用,這一結(jié)論與史恒通等研究得出的社會參與可有效促進農(nóng)戶參與流域生態(tài)治理意愿具有一定的不同[38]。一般參與雖對秦嶺國家公園社區(qū)農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護具有促進作用,但影響意識或是行為具有不確定性,其在哪方面發(fā)揮作用可能還與農(nóng)戶參與的具體方式及內(nèi)容有關(guān)。此外,由于當前農(nóng)村多數(shù)青壯年勞力選擇進城務(wù)工,這一現(xiàn)象在秦嶺國家公園這種需限制開發(fā)的生態(tài)空間尤為明顯,導(dǎo)致實地調(diào)研樣本年齡結(jié)構(gòu)偏向中老年人群。同時,本研究將3個地市的8個縣(區(qū))作為整體進行研究,但不同自然保護地生態(tài)環(huán)境具有一定差異,社會資本存量也可能存在不同,對農(nóng)戶行為選擇可能產(chǎn)生差異,在今后的研究中將對上述問題進一步探討。

基于秦嶺國家公園腹心地帶自然保護地8個縣(區(qū))513份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),通過構(gòu)建雙欄模型,實證分析了秦嶺國家公園社區(qū)社會資本對農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護意愿的影響,得到如下結(jié)論:(1)94.5%的農(nóng)戶對生態(tài)環(huán)境保護具有參與意愿,說明生態(tài)環(huán)境保護理念在自然保護地社區(qū)已深入人心。(2)農(nóng)戶社會資本中的弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對其參與程度具有正向顯著影響;農(nóng)戶對陌生人的信任對其參與程度具有促進作用。(3)受教育程度、農(nóng)村社會組織參與狀況、收入水平均對農(nóng)戶的參與程度有促進作用,家庭勞動力數(shù)對農(nóng)戶的參與意愿具有促進作用,對參與程度有抑制作用。

基于以上結(jié)論,提出以下政策建議:(1)多渠道培育秦嶺國家公園社區(qū)社會資本存量,整合多方社會資源,鼓勵引導(dǎo)、幫助農(nóng)戶利用微信、抖音等新媒體平臺拓寬信息獲取渠道,通過建立農(nóng)村環(huán)境保護社區(qū)自組織等農(nóng)村集體活動,在日常交往中提高農(nóng)戶的合作互信,以社會網(wǎng)絡(luò)的信息傳遞功能、社會信任的合作互惠功能以及社會參與的個體互動功能促進農(nóng)戶參與生態(tài)環(huán)境保護。(2)建立秦嶺國家公園生態(tài)環(huán)境保護參與示范戶和示范點,強化參與性較強的農(nóng)戶對同村農(nóng)戶的帶動作用,通過人際交往中形成的同群效應(yīng)和互惠互信機制等提高農(nóng)戶的參與程度。(3)構(gòu)建以“政府主導(dǎo)、村委會協(xié)作、農(nóng)戶參與”的多元合作治理機制,提高農(nóng)戶在參與村莊公共事務(wù)中的自主權(quán),引領(lǐng)秦嶺國家公園區(qū)域內(nèi)農(nóng)戶樹立集體行動參與理念。