社會資本、耕地價值認知與農戶耕地保護支付意愿

朱慶瑩 陳銀蓉 胡偉艷

摘要 主體間信任作為一種信息簡化機制和行為約束機制，降低了協(xié)作治理中的交易成本?；趯让晒?5個旗縣草原治理的問卷調查，研究運用結構方程模型，探討了協(xié)作治理中主體間信任對主體間協(xié)作程度的影響及其作用機制。研究發(fā)現：①主體間信任程度、不同參與主體的參與程度和不同協(xié)作實現方式的使用程度均對主體間協(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，且對主體間信任程度和主體間協(xié)作程度的關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)作實現方式的使用程度與主體間信任程度具有顯著的負向影響，且對主體間信任程度和主體間協(xié)作程度的關系具有顯著的負向中介作用。其中，市場機制和社會力量等協(xié)作實現方式的使用程度的中介作用最大。④多群組分析發(fā)現，性別和收入具有顯著的調節(jié)作用，且女性和低收入群體的調節(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，適當控制市場機制和社會力量等協(xié)作實現方式的使用程度，并對不同性別和收入的群體采取有針對性的策略。

關鍵詞 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 F205

文獻標識碼 A? 文章編號 1002-2104（2019）11-0132-07? DOI：10.12062/cpre.20190603

“十二五”以來，我國生態(tài)文明建設已上升到國家戰(zhàn)略地位，成為全面建成小康社會和實現中華民族偉大復興中國夢的重要內容。但是，生態(tài)文明建設是一項復雜的系統(tǒng)工程，單一主體治理模式的失靈現象日益增多，因此，“構建政府企業(yè)公眾共治的綠色行動體系”，實施多元主體共同參與的協(xié)作治理[1]，是加強我國生態(tài)文明建設的必要舉措，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雜的社會網絡，而主體間信任是一種重要的主體間關系，具有簡化信息、減少摩擦的潤滑劑作用，影響著協(xié)作程度的高低。Ansell 和Gash[2]通過對137個跨政策部門協(xié)作治理案例進行文獻薈萃法分析，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]認為，社會信任、互惠規(guī)范和公民參與網絡和成功的合作相互支持，相互強化，一個共同體的信任水平越高，合作的可能性越大。特別地，我國是一個“低信任度”的國家[4]，且具有“差序格局”社會特征[5]，那么，在中國國情下，①主體間信任是否對協(xié)作程度具有顯著的影響？②如果有，這種作用機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視角。

1 概念界定與研究假設

1.1 概念界定

1.1.1 多元協(xié)作

學界從不同的側重點對多元協(xié)作進行了界定。例如，Ansell 和Gash[2]基于協(xié)作論壇、參與者、參與者角色、目的、正式性和焦點等六方面的特征，將協(xié)作治理定義為“一個或多個公共機構直接將非政府利益相關者卷入到正式的、以共識為導向的和協(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目”;Wood和Gray[6]從組織間關系的角度，將協(xié)作定義為參與各方從不同角度關注某特定議題，并利用共同的規(guī)則、標準和組織結構，有建設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]從集體行動過程的角度，認為協(xié)作是一個自治的參與者通過正式或非正式的談判、共同制定規(guī)則和組織結構以處理彼此之間的關系，解決共同關心的事務的動態(tài)過程?？梢钥闯?，學者們的定義都會涉及到“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、經濟學、社會學等不同學科有不同的定義。例如，心理學家將信任界定為個體內部較為穩(wěn)定的心理特質或信念，即信任方認為被信任方的言詞、承諾以及口頭或書面陳述可靠的一種概況化期望，關注的焦點是個人的心理狀態(tài)及其對環(huán)境的反應。經濟學家從委托—代理關系的角度出發(fā)，將信任定義為一種社會資本，認為信任涉及行為者是否甘冒風險自愿轉讓資源或資源控制權的問題，且可以減少監(jiān)督和懲罰的成本;社會學家從人際關系的角度，將信任定義為由人際關系中的理性計算和情感關聯決定的人際態(tài)度，強調信任者會根據信任對象的特點（如外在行為層面、能力層面、動機層面、人格層面等）來選擇是否建立信任關系。由此可以看出，主體間信任包括信任方和被信任方，即信任方對被信任方能力、人格等方面可信性的一種心理預期或行為取向。對信任方而言，信任是信任方對被信任方能做某事且不會損壞自己利益的心理預期，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，自覺維護被信任方的利益。

1.2 研究假設

首先，信任是協(xié)作的起點，協(xié)作過程也是信任建立過程[9]。張云寧等[10]通過研究信任水平、互惠性偏好與PPP項目績效的協(xié)同關系，得出信任水平對PPP項目績效起正向作用;許婷和楊建君[11]基于286家中國企業(yè)調研數據，得出企業(yè)間信任對合作具有促進作用。因此，基于已有研究和對現實的觀察，本文提出假設H1。

H1：主體間信任程度與協(xié)作程度顯著正相關。

其次，信任作為信任方的一種心理預期，影響著參與主體相互溝通與學習的行為取向[12]，進而影響著一致利益追求和共同價值信仰的形成，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[13]基于湖南省瀏陽市生豬合作社的237份社員數據，得出合作社內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、價值、權力、能力、資源、組織、地位、知識等方面存在差異，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，Futrell[14]指出，當參與主體認識到參與協(xié)作能為他們產生實質性利益時，他們的參與動機會增加;但如果他們覺得他們的參與僅僅是咨詢性的或形式上的，他們就會拒絕參與;一些主體并沒有足夠的時間、精力或自由去參與比較費時的協(xié)作過程，或者一些主體可能不具備討論高端技術問題的能力或技術[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]認為，多元主體協(xié)作的實現范圍受協(xié)作主體的使命、資源、能力、責任和職責等因素的共同影響。因此，基于已有研究和對現實的觀察，本文提出假設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。

H22：參與主體的參與程度與協(xié)作程度顯著正相關。

最后，信任作為一種社會資本，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)作實現方式的使用程度。此外，由于協(xié)作實現方式反映了協(xié)作過程中具有領導作用的主體，一定程度上體現了主體間的不平等性，影響著參與主體對協(xié)作過程公平性的感知，這與主張相互平等的信任關系相悖。例如，Echeverria[17]認為美國環(huán)保組織對工業(yè)組織的信任程度較低，認為發(fā)展利益與環(huán)保倡導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)作實現方式的使用程度與協(xié)作過程中具有領導作用的主體密切相關，影響著協(xié)作程度。Ansell 和Gash[2]指出，主體間存在權利或資源不平衡等現象，協(xié)作的實現需要處于領導地位的主體采取積極的策略以代表弱勢主體，在協(xié)作過程中發(fā)揮化解沖突、促進協(xié)作的作用。Lasker和Weiss[19]認為，領導主體在一定程度上能夠賦權和代表弱勢群體的利益，能夠整合不同參與者的知識，促進相互理解?；谝延醒芯亢蛯ΜF實觀察，本文提出假設H3.1和H3.2。

H3.1：協(xié)作實現方式的使用程度與主體間信任程度具有顯著負向相關關系。

H3.2：協(xié)作實現方式的使用程度與協(xié)作程度具有顯著正相關關系。

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，但并不排斥實際領導作用的存在[20]，因此，本文基于參與主體在資源、權力以及所起作用等方面存在差異，結合已有研究[8]與現實觀察，將我國草原治理中的參與主體與協(xié)作方式的類型進行了劃分。其中，根據利益相關者理論，將參與主體劃分為農牧民P1、家庭P2、公眾（除農牧民）P3、企業(yè)P4、社區(qū)P5、政府P6、學者P7、宗教組織P8、非政府組織P9、新聞媒體P10和國際組織P11等十一個主體，且不同參與主體的參與程度是不同的。

根據協(xié)作過程中具有領導作用主體的不同，將協(xié)作方式分為以地方政府為主導M1、以政策法規(guī)為主導M2、以社會力量為主導M3、以市場機制為主導M4、以習俗慣例為主導M5、以村社為主導M6和以自愿參與為主導M7等七種方式，且不同協(xié)作實現方式在協(xié)作過程中制定規(guī)則、懲戒違紀行為、促進實現協(xié)作等方面的作用發(fā)揮不同，其使用程度有所不同[9]。

2 研究方法與數據收集

2.1 研究方法

本文主要運用問卷調查的研究方法。一方面，通過問卷調查對各社會主體進行廣泛的數據收集，能夠近似反映草原協(xié)作治理中的真實情況，避免研究者的先入為主或其他偏見;另一方面，能夠進一步運用結構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系。當然，研究還可以運用田野調查等質性研究方法，但由于研究人力物力的局限，本研究結果將在以后的研究中運用其他研究方法進一步檢驗。問卷內容包括兩部分，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)作實現方式的使用程度等研究變量部分，且選項為五分制李克特量表（見表1）。

2.2 數據收集

本文問卷發(fā)放主要集中在內蒙古自治區(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、草地質量、各地發(fā)展水平等實際情況，最終確定了15個典型旗縣，共發(fā)放1 600份問卷，實際回收1 375份，回收率達85.94%。

需要說明的是，本文將對性別和收入進行多群組分析，但由于收入的個別選項樣本數量較少，因此，本文根據已有研究、專家咨詢以及內蒙古人均收入水平的評估，對選項進行合并，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)計見表2。

2.3 信度與效度檢驗

本文對問卷進行信度和效度的檢驗。在信度檢驗中，整個量表的克倫巴赫α系數為0.884>0.7，參與主體的參與程度與協(xié)作實現方式的使用程度兩個量表的克倫巴赫α系數分別為0.926和0.886，均大于0.7，因此，信度通過檢驗。此外，在效度檢驗中，參與主體的參與程度與協(xié)作實現方式的使用程度兩個量表的KMO值分別為0.915和0.889，均大于0.8，因此，效度通過檢驗。

3 結 果

3.1 結構方程模型及研究假設均成立

該結構方程模型中沒有負的誤差方差，且都達到顯著水平;沒有很大的標準誤差;潛在變量與其測量指標間的因素負荷量值在0.5～0.95之間;整體模型適配度檢驗各項指標均達到理想水平（見表3），這表示本文結構模型與實際數據相契合，模型的收斂效度佳。

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

為了檢驗主體間信任程度和協(xié)作程度之間的中介效應是否顯著，本文進一步運用AMOS軟件中的Bootstrap程序進行檢驗，由表5可知，主體間信任程度對協(xié)作程度的中介效應顯著存在，且中介效應為-0.051，總效應為-0.318，中介效應占總效應的19.18%，為部分中介，參與主體的參與程度與協(xié)作實現方式的使用程度兩條路徑的中介效應分別為0.01和-0.061。

3.2 變量間的直接效應、間接效應和總效應

由表6可知，從直接影響來看，主體間信任程度對協(xié)作實現方式使用程度的影響程度（-0.318）最大，對協(xié)作程度的影響程度（0.187）居中，對參與主體參與程度的影響程度（0.038）最小。其次，從間接效應來看，主體間信任程度只對協(xié)作程度具有間接效應（-0.051），從總效應來看，對協(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)作實現方式的使用程度（0.191），最后是主體間信任程度（0.137）。

特別地，研究發(fā)現，主體間信任程度對不同參與主體的參與程度與協(xié)作實現方式的使用程度具有不同的間接效應（見表7）。其中，在對各參與主體（P1～P11）參與程度的間接效應中，主體間信任程度對新聞媒體（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。在對各種協(xié)作實現方式（M1～M7）使用程度的間接效應中，就其影響系數（絕對值）而言，主體間信任程度對社會力量主導（-0.255）和市場機制主導（-0.261）的協(xié)作實現方式使用程度影響相對較大。

3.3 性別和收入的調節(jié)效應

為了區(qū)分上述假設在不同群體中的成立情況，以便對不同群體采取差別化的方案，本文進一步運用多群組分析法，選擇性別和收入兩個重要的個體或群體特征變量作為調節(jié)變量。結果顯示（見表8）兩分組數據均符合已有模型。在性別方面，男女群體中六組假設都顯著成立，但路徑系數大小不同。其中，在H1、H2.1、H3.1中，女性組的系數均遠大于男性組，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中的系數均大于其他群組，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 主要結論與政策建議

4.1 主要結論

本文基于內蒙古15個旗縣草原治理的實證研究，運用結構方程模型，探討了協(xié)作治理中主體間信任程度對協(xié)作程度的影響及其作用機制。具體而言，主體間信任程度 對協(xié)作程度的影響機制是一個復雜的體系，包括主體間信任程度對協(xié)作程度的直接作用機制，不同參與主體參與程度和協(xié)作實現方式使用程度的中介作用機制，以及性別與收入的調節(jié)作用機制。

第一，主體間信任程度與協(xié)作程度顯著正相關，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? 強主體間的合作意愿和動機，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參與主體之間的相互理解和學習，形成一致的價值觀，從而更愿意投入時間、精力、資金和技術等。同時，參與主體的參與程度也正向影響協(xié)作程度。在我國草原治理中，由于各主體對共同資源的共同依賴程度影響了他們在地方資源管理糾紛治理中的參與程度[22]，因此，主體間信任程度對不同參與主體的參與程度影響不同，其中，對農牧民、家庭、社區(qū)、大眾、政府、企業(yè)等參與主體的影響較小，而對非營利組織、宗教組織、專家學者、新聞媒體等主體的參與程度影響較大。

第三，協(xié)作實現方式的使用程度具有顯著的負向中介作用，以市場機制主導和社會力量主導等協(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系，是一種內在的約束機制，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)作實現方式的使用程度;但協(xié)作實現方式的使用程度降低了，則其在接受、授權和動員參與主體積極參與方面的作用就受到削弱，從而會降低協(xié)作程度。在我國草原治理中，以地方政府為主導、以政策法規(guī)為主導、以自愿參與為主導等協(xié)作實現方式的使用程度受主體間信任程度的影響較小，而市場機制為主導、社會力量為主導等協(xié)作實現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節(jié)作用。就性別而言，說明女性天然的感性特質和較強的責任感[23]，使其較男性而言更容易相信他人，也更愿意投入協(xié)作過程。此外，就收入水平而言，說明收入不同的群體對協(xié)作的需求程度也不同，影響著其價值判斷和行為選擇，其中，低收入群體對協(xié)作的需求更高。

4.2 政策建議

主體間信任是協(xié)作過程的潤滑劑，在協(xié)作過程中起著信息簡化作用和行為約束作用?；谝陨涎芯浚岢鋈缦陆ㄗh：首先，提高草原治理中各個參與主體的參與程度，尤其是非營利組織、專家學者、新聞媒體、國際組織、宗教組織等主體的參與程度，優(yōu)化草原治理中的主體網絡結構。目前，我國各主體的參與程度差別較大，鼓勵非營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、專業(yè)等方面的資源，從而提高治理績效。其次，適當控制草原治理中不同協(xié)作實現方式的使用程度。協(xié)作實現方式的使用程度一方面能夠提高協(xié)作程度，但另一方面也對主體間信任程度具有制約作用，因此，需要在發(fā)揮其促進協(xié)作作用的同時，促進主體間的平等。最后，對草原治理中的不同群體采取有針對性的策略，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，采取相應鼓勵措施或優(yōu)惠政策，使其積極參與到草原協(xié)作治理程中。

本研究促進了多元協(xié)作治理和信任等社會資本的理論完善，也為我國其他領域的協(xié)作治理實踐提供了指導。當然，本研究仍具有一定的局限性。由于研究人力物力的限制，本研究僅對內蒙古15個旗縣進行問卷調查，未來研究將擴大地區(qū)選擇，以驗證結論的外部有效性。

（編輯：李 琪）

參考文獻

[1]楊立華.構建多元協(xié)作性社區(qū)治理機制解決集體行動困境——一個“產品-制度”分析（PIA）框架[J].公共管理學報，2007（2）：6-23，121-122.

[2]ANSELL C， GASH A. Collaborative governance in theory and practice[J]. Journal of public administration research & theory， 2008， 18（4）：543-571.

[3]羅伯特·D·帕特南.使民主運轉起來[M].王列，賴海榕，譯.北京：中國人民大學出版社，2015.

[4]費孝通.鄉(xiāng)土中國[M].上海：上海世紀出版集團，2009：23.

[5]馬克斯·韋伯.儒教與道教[M].王榮芬，譯.北京：商務印書館，1995：289.

[6]WOOD D J， GRAY B. Toward a comprehensive theory of collaboration[J]. Journal of applied behavioral science， 1991， 27（2）：139-162.

[7]RING P S， VAN D V A H. Developmental processes of cooperative interorganizational relationships[J]. The academy of management review， 1994， 19（1）：90-118.

[8]楊立華.多元協(xié)作性治理：以草原為例的博弈模型構建和實證研究[J].中國行政管理， 2011（4）： 119-124.

[9]WEECHMALDONADO R， MERRILL S B. Building partnerships with the community： lessons from the camden health improvement learning collaborative[J]. Journal of healthcare management， 2000， 45（3）：189-205.

[10]張云寧，陸中偉，歐陽紅祥.信任水平、互惠性偏好與PPP項目績效協(xié)同關系研究[J].資源開發(fā)與市場，2018，34（8）：1060-1065.

[11]許婷，楊建君.企業(yè)間信任、合作模式與合作創(chuàng)新績效——知識庫兼容性的調節(jié)作用[J].華東經濟管理，2017，31（12）：35-43.

[12]楊柳， 朱玉春. 社會信任、合作能力與農戶參與小農水供給行為——基于黃河灌區(qū)五省數據的驗證[J]. 中國人口·資源與環(huán)境， 2016（3）：163-170.

[13]孫艷華，晏書誠.內部信任對社員合作意愿與參與行為的影響[J].湖南農業(yè)大學學報（社會科學版），2018，19（3）：46-52.

[14]FUTRELL R.Technical adversarialism and participatory collaboration in the U.S. chemical weapons disposal program[J]. Science， technology & human values， 2003， 28（4）：451-482.

[15]WARNER J F. More sustainable participation？ multistakeholder platforms for integrated catchment management[J]. International journal of water resources development， 2006， 22（1）：15-35.

[16]KETTL D F. Managing boundaries in American administration： the collaboration imperative[J]. Public administration review， 2006， 66（s1）：10-19.

[17]ECHEVERRIA J D. No success like failure： the platte river collaborative watershed planning process[J]. William & Mary environmental law & policy review， 2001（3）：559-603.

[18]SCHUCKMAN M. Making the hard choices： a collaborative governance model for the biodiversity context[J]. Washington University Law Review， 2001，79（1）：343-365.

[19]LASKER R D， WEISS E S. Broadening participation in community problem solving： a multidisciplinary model to support collaborative practice and research[J]. Journal of urban health， 2003， 80（1）：14-47.

[20]郭道久.協(xié)作治理是適合中國現實需求的治理模式[J].政治學研究，2016（1）：61-70， 126-127.

[21]彭小兵， 譚志恒.信任機制與環(huán)境群體性事件的合作治理[J].理論探討， 2017（1）：141-147.

[22]HEIKKILA T， GERLAK A. The formation of largescale collaborative resource management institutions： clarifying the roles of stakeholders， science， and institutions[J]. Policy studies journal， 2005， 33（4）：583-612.

[23]武永春，劉欣葵，許聯鋒.試論女性環(huán)境責任行為形成的影響因素與路徑[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014，24（S1）：244-247.