社會資本對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響
——以甘南州黃河水源補給區(qū)為例

陳強強，陳文娟，馬亞飛，楊婕妤，楊清

（1.甘肅農(nóng)業(yè)大學財經(jīng)學院，甘肅 蘭州730070；2.甘肅省生態(tài)建設與環(huán)境保護研究中心，甘肅 蘭州730070；3.甘肅農(nóng)業(yè)大學理學院，甘肅 蘭州730070）

草原生態(tài)安全既是國家生態(tài)安全的重要組成部分，又是國家生態(tài)安全的薄弱環(huán)節(jié)［1］。甘南黃河水源補給區(qū)位于青藏高原東北部，地處青藏高原和黃土高原過渡地帶，是中國乃至世界最為獨特的生態(tài)地域單元，境內(nèi)擁有大面積的草地、濕地和森林等自然資源，生態(tài)系統(tǒng)服務功能價值巨大，是黃河、長江上游的重要水源涵養(yǎng)區(qū)和甘肅“兩江一水”流域水土保持與生物多樣性生態(tài)功能區(qū)。同時，甘南州作為青藏高原社會大系的窗口和“藏族現(xiàn)代化的跳板”［2］，又是“三區(qū)三州”深度貧困區(qū)之一，面臨著全面脫貧與生態(tài)保護的雙重任務。

近年來，在人類活動脅迫下，草原生態(tài)系統(tǒng)碎片化趨勢明顯，水源涵養(yǎng)功能下降、生物多樣性減少等生態(tài)服務功能下降，已影響黃河流域乃至全國生態(tài)安全。為此，國家先后實施了“天然草原恢復與建設”“黃河重要水源補給區(qū)生態(tài)保護與建設”“甘南州國家主體功能區(qū)建設”以及“甘南州生態(tài)文明建設”等系列投資巨大的生態(tài)治理工程項目，有效提升了生態(tài)系統(tǒng)服務功能。然而，當前牧區(qū)普遍實行的以政府為主導，以圍欄禁牧為核心的草場治理模式，明晰牧戶草場邊界的同時，打破了草原生態(tài)系統(tǒng)的整體性和穩(wěn)定性［3］，削弱了牧戶參與草原治理政策制定的主體地位，牧戶日益被邊緣化為政策的被動接受者和終極執(zhí)行者，缺乏內(nèi)在應激與配合，致使政策約束難以進入其生產(chǎn)決策，抑制了政策作用的發(fā)揮，甚至與監(jiān)管部門發(fā)生沖突［4-5］。牧戶是銜接自然生態(tài)系統(tǒng)和社會經(jīng)濟系相互作用的關鍵環(huán)節(jié)，源自牧戶對草原環(huán)境認知的“愿”參與和“真”參與相統(tǒng)一的自我管理機制基礎上的主動參與和有力監(jiān)督是草原生態(tài)保護的根本和基礎。人們長期交往過程中形成的社會網(wǎng)絡、社會信任、社會規(guī)范等社會資本是建立牧戶自我管理機制的關鍵。當前，以草為中心“就草論草”的傳統(tǒng)工程措施，并不能從根本扭轉當前狀況，動用社會資源成為必然［6］。社會資本首次由Bourdieu［7］于1986年提出，認為社會資本是有助于行動者獲得現(xiàn)實或潛在社會資源的關系網(wǎng)絡。Putnam等［8］認為，社會資本是能夠通過促進合作來提高社會效率的網(wǎng)絡、信任與規(guī)范。萬俊毅等［9］強調(diào)社會資本以規(guī)范、信任和網(wǎng)絡化為核心特征，可以為社會結構中的個體或組織帶來便利（或經(jīng)濟效益）的社會資源。研究表明［10］，理性主體農(nóng)戶具有“集體行動的邏輯”和“利他主義”的屬性，社會資本對農(nóng)戶參與集體行動具有不可忽視的作用。史恒通等［11］研究表明，社會網(wǎng)絡和社會參與對農(nóng)戶參與流域生態(tài)環(huán)境治理的意愿和支付意愿均有積極的促進作用；劉慶等［12］、鄭重等［13］、楊柳等［14］分別探討了社會資本對農(nóng)戶參與小型農(nóng)田水利供給、投資意愿以及管護績效的影響；顏廷武等［15］研究發(fā)現(xiàn)，制度信任、公民參與網(wǎng)絡、人際信任、互惠規(guī)范等社會資本對農(nóng)戶環(huán)保投資意愿具有重要的影響。郭文獻等［16］研究表明，社會資本（社會信任、社會規(guī)則、社會網(wǎng)絡）是影響個人生態(tài)治理支付額度的重要因素。

盡管國內(nèi)學者就社會資本對農(nóng)戶公共資源管理行為影響進行了諸多探討，但現(xiàn)有研究更多側重于農(nóng)戶參與意愿的分析，這些研究隱含一個基本假設，即將農(nóng)戶參與意愿等同于參與行為。同時，圍繞草原生態(tài)治理牧戶支付意愿的研究較多，但對參與程度及其驅(qū)動因子的研究較少。事實上，牧戶的公共行為由“參與意愿”和“參與程度”兩個階段構成，個體決策過程中即使有強烈的參與意愿，也會因拮抗效應導致行為的落空。因此，如何將參與意愿轉變?yōu)橛行У膶嶋H行為尤為重要。本研究針對甘南黃河水源補給區(qū)生態(tài)安全的全域性戰(zhàn)略影響與長期發(fā)展路徑依賴導致的生態(tài)系統(tǒng)脆弱的矛盾，以及對當前甘南州草原生態(tài)治理過程中的農(nóng)牧民行為響應［17］、生態(tài)補償［18］、生計轉變［19］、參與意愿等［20］研究領域的有效延伸和拓展，運用雙欄模型，從牧戶參與意愿和支付意愿兩個維度探究社會資本對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響，旨在為引導牧戶環(huán)境友好型行為采納和草原宏觀政策制定提供參考。

1 材料與方法

1.1 理論分析框架

根據(jù)生態(tài)理性和集體行動的邏輯理論，公眾參與是生態(tài)系統(tǒng)保護與治理的根本和基礎，其行為選擇與生態(tài)系統(tǒng)的相互作用決定著區(qū)域生態(tài)保護成效。草原生態(tài)保護不僅需要政府的大力投入，更需要廣大牧戶的積極參與和有力監(jiān)督。從生態(tài)理性視角看，牧戶不是一個完全理性的經(jīng)濟人，而是一個將已有自然資源和認知能力結合起來的生態(tài)理性人。牧戶生態(tài)治理意愿和行為是在資源基礎、社會經(jīng)濟條件以及政策引導等區(qū)域環(huán)境變化的過程中，不斷適應，提升認知，形成了獨特的社會適應性能力，從而做出相應的行為決策的過程。只有將公眾的參與意愿（愿參與）、參與能力（真參與）和參與頻度（常參與）三者合一，才能形成草原生態(tài)系統(tǒng)保護與治理的全民參與機制，進而實現(xiàn)區(qū)域自然生態(tài)系統(tǒng)與社會經(jīng)濟系統(tǒng)的協(xié)調(diào)發(fā)展（圖1）。

牧戶在長期交往過程中，彼此間形成的關系網(wǎng)絡、社會信任與規(guī)范等社會資本是建立自我管理機制的關鍵［16］，進而決定著草原退化的狀況和各項政策實施的績效。社會網(wǎng)絡即社會環(huán)境中的個體基于某種關系相互作用所形成的具有規(guī)律的模式或規(guī)則［15］。每個個體都被嵌入在一定社會網(wǎng)絡中，并遵循特定的行為準則（社會規(guī)范）［21］，包括以制度安排為主的正式規(guī)范和以道德、禁忌、習慣、傳統(tǒng)為主要內(nèi)容的非正式規(guī)范［22］。社會規(guī)范對個體行為具有約束和引導作用，有利于激活個體內(nèi)在的責任感，抑制機會主義行為，成為集體行動的協(xié)同力量。同時，人們彼此交往過程中，人的認知不可能獲得他人的一切信息，而社會信任能夠彌補“預見能力的有限性”［23］，打破彼此間信息不對稱，形成信息共享與合作機制［24］，化解集體行為的困難。社會互惠意味著社會網(wǎng)絡中的個體為得到別人的幫助而產(chǎn)生的利他行為［25］。社會互惠對農(nóng)戶的集體行為具有正向的“擠入效應”和負向的“擠出效應”［13］。農(nóng)戶通過彼此信任、互惠，有效降低其在集體行為中的“搭便車”心理，從而促進對集體行動的參與［26］。另一方面，農(nóng)戶可能因社會互惠所得的各類幫扶削弱對集體行為的內(nèi)在需求，從而產(chǎn)生替代效應，抑制農(nóng)戶參與生態(tài)保護［13］。本研究遵循“社會資本→參與意愿→支付意愿→行為規(guī)范”的牧戶行為研究邏輯，廣泛借鑒相關研究成果，從社會網(wǎng)絡、社會信任、社會規(guī)范、社會參與和社會互惠五個層面構建社會資本對牧戶草原生態(tài)治理意愿分析框架（圖1），為進一步規(guī)范牧戶草原生態(tài)治理行為，提升政策績效提供參考。

圖1 理論分析框架Fig.1 Theoretical analysis framework

本研究選擇草原超載過牧最為嚴重的合作市和夏河縣作為調(diào)查區(qū)，采用調(diào)查問卷形式。其中，2018年12月在合作市共調(diào)查了達灑村、上知合么村、下知合么村、團結新村4個村，共105戶。2019年3月在夏河縣進行補充調(diào)查，調(diào)查區(qū)域為：多瑪村、曼瑪村、?？拼?、日芒村4個村，83戶。

1.2 模型構建

雙欄模型（double-hurdle model）由經(jīng)濟學家Cragg提出并成功應用于家庭耐用品消費研究，其基本思想為消費者的購買行為必須跨越參與和支付兩道“欄”才能實現(xiàn)［27］。雙欄模型已廣泛應用于經(jīng)濟學、生態(tài)學、旅游業(yè)等領域。牧戶草原生態(tài)治理決策由兩個彼此獨立的階段構成：第一階段決定是否參與草原生態(tài)治理，即參與意愿；第二階段為參與生態(tài)治理的程度。依據(jù)雙欄模型特征和思路，本研究將其作為研究方法，構建牧戶草原生態(tài)治理意愿分析的雙欄模型［27］。

1.2.1 農(nóng)戶草原生態(tài)治理參與意愿模型 牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的因變量為“愿意”與“不愿意”二分變量，因此，構建一個Probit模型來分析參與決策。

（1）式表示牧戶不愿意參與草原生態(tài)治理；（2）式表示愿意參與草原生態(tài)治理；yi表示牧戶參與草原生態(tài)治理意愿；x1i為解釋變量，代表社會資本和牧戶基本信息；Φ（·）表示標準正態(tài)的累計分布函數(shù)；α為待估參數(shù)；i表示第i個觀測樣本。

1.2.2 牧戶草原生態(tài)治理意愿模型 草原生態(tài)治理支付意愿只能觀測到支付意愿＞0的數(shù)，故采用截尾回歸模型分析支付決策行為。

（3）式表示牧戶草原生態(tài)治理支付意愿。E（·）代表條件期望；λ（·）為逆米爾斯比率；x2i為解釋變量，代表社會資本和牧戶基本信息；β為待估參數(shù)；σ為截取正態(tài)分布的標準差；yi為被解釋變量，代表牧戶草原生態(tài)治理支付意愿；其他符號含義如上所述。

由（1）～（3）可建立對數(shù)似然函數(shù)：

式中：lnL代表對數(shù)似然函數(shù)值，利用極大似然函數(shù)估計，可求得實證分析所需的相關數(shù)據(jù)。

1.3 指標選取與數(shù)據(jù)來源

本研究各類型變量及其衡量指標的統(tǒng)計及分布描述見表1。

表1 變量含義、賦值及描述性統(tǒng)計Table 1 Variable meaning，assignment and descriptive statistics

1）被解釋變量。被解釋變量分為牧戶參與意愿和支付意愿兩方面。其中，參與意愿為二元虛擬變量，愿意參與時賦值為1，不愿意參與時賦值為0。當被調(diào)查牧戶具有參與草原生態(tài)治理意愿時，采用連續(xù)型條件價值評估法中的支付卡式引導技術，繼續(xù)進行牧戶支付意愿額度調(diào)查，問題情境為“若您愿意參與當?shù)夭菰鷳B(tài)治理，每年為此愿意支付的金額是多少元”。支付卡式支付意愿的測算辦法為［15］：

式中：WTP（willingness to pay）表示支付意愿；A i表示支付意愿值，用支付范圍的中值代替；Pi為受訪者選擇該數(shù)額的概率；n為投標數(shù)。

2）解釋變量。本研究中的解釋變量為社會資本，具體包括社會網(wǎng)絡、社會信任、社會互惠、社會規(guī)范和社會參與五個方面。

基于社會網(wǎng)絡強大的公眾性和廣闊性，社會個體可通過社會網(wǎng)絡獲得廣泛的社會信息，拓寬視野，增強生態(tài)環(huán)保意識，刺激公眾產(chǎn)生集體行為［28］。本研究用牧民之間，牧民與村干部之間的交往頻率來表征社會網(wǎng)絡。社會信任是連接村域間牧民生產(chǎn)合作的重要紐帶［26］。個體彼此之間的信任有助于構建穩(wěn)固的合作互惠機制，促進微觀牧戶個體和宏觀集體行動聯(lián)合，形成服從組織權威的正確方式，實現(xiàn)集體行動與草場生態(tài)保護的一致性。農(nóng)戶的社會信任可分為特殊信任和一般信任，前者主要指對家屬等關系較為親近的人的信任，后者主要指對村干部等關系較遠的人的信任［29］。本研究采用牧民之間信任和牧民與村干部的信任來表征社會信任。社會規(guī)范通過模仿、暗示、指引和強制作用，促使個體成員的公眾集體活動有效運轉。正式的政策干預是遏制草地退化，保護和恢復草地資源的重要手段。同時，受非正式規(guī)范的約束，牧戶的行為選擇不僅要考慮個人利益，還要符合社會價值認同。本研究選取牧戶對草原保護法、村規(guī)民約的遵守情況分別表征正式和非正式社會規(guī)范。

個體生態(tài)保護參與行為既可以因外部的制裁（或獎勵）而發(fā)生作用，也可以內(nèi)化成個人意識自覺形成［30］。長期聚居在一定村域范圍內(nèi)的牧民形成一個“熟人社會”，容易產(chǎn)生生態(tài)保護的“鄰里效應”，可規(guī)訓和塑造農(nóng)村社會秩序，最終形成互助互惠的生活習慣，促進親環(huán)境行為的實施［31］。本研究選取牧戶對草原生態(tài)補償政策、村干部選舉、村域（村委會）活動和“一事一議”等村集體活動的參與情況來表征社會參與狀況。研究表明［13］，基于社會交往和信任基礎上的個體更容易產(chǎn)生彼此間的“借款”“互相幫忙”“照顧孩子”“拜托小事”等互助行為，通過詢問牧戶對鄰里之間互助的認同程度來測量牧戶的社會互惠。

3）控制變量?？刂谱兞堪ㄊ茉L者的基本信息情況：性別、年齡、是否為家庭決策者、文化程度、家庭總人口、是否為黨員及家庭年均總收入等。

本研究所采用的樣本數(shù)據(jù)來源于2018年12月、2019年3月對甘南黃河水源補給區(qū)牧戶的隨機入戶調(diào)查。課題組采用簡單分層隨機抽樣選取樣本牧戶，根據(jù)牧區(qū)社會經(jīng)濟、草原生態(tài)狀況，選擇草原超載過牧最為嚴重的合作市和夏河縣作為調(diào)查區(qū)，每個調(diào)查區(qū)選取2～3個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取1～3個村，每個村隨機抽取15～30戶牧民進行入戶調(diào)查。在調(diào)研過程中，為克服語言交流的巨大障礙，聘請甘肅民族師范學院當?shù)氐牟刈鍖W生協(xié)助調(diào)研。另外，由于當?shù)剞r(nóng)牧民居住十分分散，給調(diào)查帶來了極大的不便和挑戰(zhàn)，因此，本次共發(fā)放問卷210份，回收有效問卷188份，問卷有效率為89.53%，其中合作市105份，夏河縣83份。調(diào)查問卷內(nèi)容包括牧戶基本信息、牧戶生產(chǎn)經(jīng)營狀況、草原生態(tài)及其補助獎勵政策、牧戶草原生態(tài)治理意愿及牧戶社會資本五部分。

1.4 數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析

從表1可看出，占樣本總量88.3%的牧戶愿意參與草原生態(tài)治理，體現(xiàn)出較強的草原生態(tài)治理意愿。草原生態(tài)治理戶均支付意愿為277.71元·年-1，占平均家庭收入（2.845萬元）的0.976%，支付意愿相對較低。牧民之間的交往和信任程度均高于牧民與干部之間的交往和信任，易形成“熟人社會”和“鄰里效應”。當?shù)啬撩衲軌蜉^好地遵守鄉(xiāng)規(guī)民約、生態(tài)治理制度等社會規(guī)范，牧民之間保持著互幫互助的優(yōu)良傳統(tǒng)。牧戶參與公共資源管理的積極性整體處于較低水平，均值小于3，自內(nèi)而外的響應與參與動力不足。另外，牧民受教育程度普遍低下，生計方式以資源依賴型的種養(yǎng)業(yè)為主，兼顧簡單的商業(yè)經(jīng)營活動（民族特色產(chǎn)品銷售）。家庭人口規(guī)模較大（均值為5.287人），戶均年收入為2.845萬元，且收入差距較大。

2 結果與分析

2.1 草原生態(tài)治理牧戶支付水平分析

總樣本牧戶中，85.64%的牧戶表現(xiàn)出10～1200元·年-1不等的草原生態(tài)治理支付意愿（表2）。牧戶草原生態(tài)治理支付意愿最大調(diào)整頻度為23.60%，相應的支付金額為200～300元·年-1，其次為100～200元·年-1（調(diào)整頻度為22.98%），支付意愿低于300元的累計頻度為65.83%，反映出當前牧戶對草原生態(tài)治理支付意愿相對較低；根據(jù)支付意愿金額和支付數(shù)額調(diào)整頻度，得到樣本牧戶草原生態(tài)治理戶均支付意愿額為272.36元·年-1。總樣本中14.36%牧戶無支付意愿，根據(jù)公式（5），計算得到牧戶支付意愿下限為272.36×（1%～14.36%）=233.25元·年-1，即牧戶在草原生態(tài)治理過程中戶均支付愿意為233.25～272.36元·年-1。

表2 牧戶草原生態(tài)治理支付意愿累計頻率分布Table 2 Cumulative frequency distribution of willingness to pay for grassland ecological governance of farmers

2.2 社會資本對牧戶草原生態(tài)治理意愿的影響分析

為消除解釋變量之間可能存在的共線性而導致模型估計偏差，本研究在進行雙欄模型分析之前對各解釋變量進行了多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，各指標的方差膨脹因子值（variance inflation factor，VIF）介于1.09～1.81，平均VIF值為1.26，遠遠小于10，說明變量之間不存在多重共線性問題。運用Stata 12.0分析軟件，擬合得到牧戶草原生態(tài)治理意愿分析的雙欄模型（表3）。估計結果顯示，牧戶的參與意愿模型和支付意愿模型均在1%水平上達到顯著，對數(shù)偽然值和對數(shù)似然值分別為-51.568和-1006.819，Wald chi2分別為29.48和78.03，說明模型整體擬合效果滿意。

表3 模型估計結果Table 3 Model estimation results

同時，為了進一步分析社會資本和家庭特征對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響強度，調(diào)用Stata12.0中的“margins”命令得到所有解釋變量的平均邊際效應（表4）。

1）社會網(wǎng)絡。牧民與村干部的交往負向影響牧戶參與草原生態(tài)治理意愿，干群交往每提升1單位，將會使牧戶的參與意愿下降4.18%（表4）。村干部作為政府和牧民之間的橋梁和紐帶，是國家政策的落實者和執(zhí)行者，彼此間廣泛而深入的交往不僅能很好的傳播國家相關政策，開拓牧戶的視野，同時有利于提升牧戶對草原生態(tài)保護的認知能力和水平，激發(fā)牧戶參與草原生態(tài)治理的意愿。然而，草原生態(tài)屬于典型公共資源，作為經(jīng)濟理性的牧戶，與村干部相比處于天然的弱勢，極易產(chǎn)生對村干部治理草原生態(tài)的強依賴性，進而削弱牧戶集體行為的內(nèi)在需求。牧民之間緊密而頻繁的交往可減少牧戶在草原生態(tài)治理過程中的機會主義和“搭便車”，從而有助于將治理意愿轉化為治理行為。牧戶社會網(wǎng)絡關系依據(jù)親疏近遠由內(nèi)向外呈差序格局，彼此之間經(jīng)常與頻繁交往的頻度分別為14.89%和27.66%。相比較之下，僅有13.83%的牧戶與村干部保持經(jīng)?；蝾l繁交往，10.11%牧戶甚至從未與村干部來往過，因此，干群之間的交往亟待加強和擴展，以形成強大的草原生態(tài)保護治理社會基礎。

表4 平邊際效應分析Table 4 Average marginal effects

2）社會信任（圖2）。牧民信任對牧戶草原生態(tài)治理參與意愿和支付意愿均產(chǎn)生正向作用，牧民信任每提升一個層次，其參與意愿將提升3.99%。調(diào)查結果顯示，47.87%的牧戶之間維持良好的信任關系，不信任牧戶樣本僅占3.71%。牧民之間的高度信任能產(chǎn)生“鄰里效應”，有利于削弱彼此間的防范意識，降低交易成本，為牧戶參與草原生態(tài)治理的集體行動奠定良好的群眾基礎。

圖2 牧戶社會交往與社會信任頻率分布雷達圖Fig.2 Radar char t of social inter action and social tr ust fr equency distribution of farmer s

3）社會規(guī)范。牧民遵守村規(guī)民約對其參與意愿具有顯著的促進作用，對支付意愿影響不顯著。草原生態(tài)文明、草原倫理等非正式制度安排具有極強的引導、約束作用，任何個體和群體成員之間在相互響應、相互感染下產(chǎn)生從眾效應，并通過長期博弈形成的以聲譽機制為基礎的約束規(guī)范，受聲譽機制的影響，牧戶違反該行為規(guī)范的成本較高，為保證自身利益不受到損害，將注意力轉移到群體規(guī)范和標準上，在意見和行為上保持與群體其他成員一致。非正式制度安排的平均邊際效應表明，牧戶對村規(guī)民約的遵守程度每提高一單位，參與意愿將提升6.89%。

4）社會參與。參與村集體活動在5%水平對牧戶草原生態(tài)治理的參與意愿和支付意愿同時產(chǎn)生顯著的負向影響。說明牧戶對村級基礎設施建設、干部選舉、公共非制度文化的宣傳教育、培訓等公共事務的參與程度越高，對所在區(qū)域的各項事宜越清楚，越不利于治理集體觀念的培養(yǎng)和行為的產(chǎn)生。究其原因，牧戶參與集體活動過程中，容易對個體誘發(fā)社會惰化效應，加劇“搭便車”心理。其次，當前制度安排具有明顯的“包容性”，“一刀切”式的管理導致分工不明確、職責不清，削弱了牧戶在草原生態(tài)治理中的主體地位，草原生態(tài)補獎政策存在的政策機制與激勵機制不相容、補償資金來源單一、補償標準偏低、補償形式單一、社會保障配套制度缺乏、監(jiān)管缺失和法律機制不完善等問題影響政策實施效果［32］?？梢?，有效消除草原生態(tài)治理“搭便車”的行為，對于提高牧戶的社會參與尤為必要。

5）社會互惠。社會互惠因子對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿影響不顯著?？赡艿脑蛟谟?，牧戶因社會互惠所得的各類幫扶削弱了對集體行為的內(nèi)在需求，從而產(chǎn)生替代效應，抑制了牧戶參與草原生態(tài)保護。另一方面，盡管調(diào)查顯示，80.85%的牧戶認為牧民鄰里之間存在互幫互助，但這些無償?shù)幕ブ袨橹饕性谥T如“照顧孩子”“幫工”“借用日常生產(chǎn)生活用品”“拜托小事”等日常生活，對草原生態(tài)治理這一公共集體行為方面涉獵甚微。

6）控制變量。家庭特征變量中，牧戶年齡、家庭決策者對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿在10%顯著水平具有正向影響，平均邊際效應分別為0.036和0.084。年齡越大其生計能力越弱，對當?shù)刭Y源依賴將越強，保護意愿隨之增強。家庭決策者扮演著“養(yǎng)家者”的角色，較家庭其他成員更需要面對新事物而進行全面的綜合研判，尤其對當?shù)刭Y源依賴強的牧戶，更需要判斷草原生態(tài)環(huán)境變化對其生計的影響，因此，家庭決策者的生態(tài)意識更強。牧戶黨員身份不僅有助于參與意愿的提升，且有利于治理行為的產(chǎn)生。身份為黨員的農(nóng)牧民對氣候貧困具有較高的認知度，其認知概率比非黨員提高2.462倍［33］，更能理解“綠水青山”就是“金山銀山”的深刻內(nèi)涵。家庭總人口規(guī)模對牧戶參與草原生態(tài)治理支付意愿具有顯著正向作用。另外，家庭年收入在1%顯著水平上對牧戶參與意愿產(chǎn)生負向影響，而對支付意愿具有顯著正向作用。究其原因，收入高的牧戶反映其生計能力較強，受當?shù)刭Y源的約束較弱，同時，收入越高，對身邊生活環(huán)境要求更高，體現(xiàn)出較高的支付意愿。

3 討論與結論

基于雙欄模型分析了社會資本對牧戶參與草原生態(tài)治理意愿的影響，得到如下研究結論：農(nóng)牧民是當?shù)夭菰鷳B(tài)環(huán)境的直接利用者和最重要的保護者，源自牧民對草原環(huán)境認知的自我管理機制基礎上的主動參與和有力監(jiān)督是草原生態(tài)保護的根本和基礎。基于牧戶對甘南州脆弱的草原生態(tài)環(huán)境的認知，全員參與的草原生態(tài)保護與治理認知基本達成共識，牧戶體現(xiàn)出較高的草原生態(tài)治理參與意愿，但因“搭便車”心理，內(nèi)在意愿并未轉變?yōu)閷嶋H治理行動。牧戶彼此之間的信任有助于構建穩(wěn)固的合作互惠機制，促進微觀個體和宏觀集體行動聯(lián)合，實現(xiàn)集體行動與草場生態(tài)保護的一致性。同時，應注重非正式社會規(guī)范對牧民生態(tài)意識與牧區(qū)社會秩序的重塑作用，引導農(nóng)牧民從被動地應付轉變?yōu)橹鲃訁⑴c的自覺行為。拓寬牧戶生計能力，提升牧民收入，加強牧民黨員培養(yǎng)和生態(tài)文明宣教，有利于牧戶草原生態(tài)治理意愿。

本研究調(diào)查顯示，88.3%的牧戶表現(xiàn)出參與草原生態(tài)治理的意愿，但將較高的參與意愿轉變?yōu)閷嶋H治理行為的動力不足，具有支付意愿的樣本比例為85.64%，牧戶草原生態(tài)治理戶均支付意愿為233.25～272.36元·年-1，戶均支付意愿占收入的比例不到1%，牧戶對具有公共產(chǎn)品屬性的草原生態(tài)治理的支付意愿不高，如何將較高的內(nèi)在參與意愿轉化為外在的治理行為仍需要進一步研究。馬兵等［34］研究發(fā)現(xiàn)，牧戶的草原生態(tài)治理支付意愿與其養(yǎng)殖規(guī)模呈正相關，當養(yǎng)殖規(guī)模超過100羊單位時，年戶均支付意愿為118.28～162.90元。鞏芳等［35］對內(nèi)蒙古草原生態(tài)補償意愿實證研究顯示，91%的樣本牧戶具有草原生態(tài)治理支付意愿，平均支付意愿額度為94.63元·年-1。張新華［36］基于新疆城鎮(zhèn)居民對草原生態(tài)保護補償支付意愿的研究結果顯示，83.11%的受訪城鎮(zhèn)居民具有草原生態(tài)保護補償支付意愿，平均支付意愿為154.74～186.20元·年-1。追溯相關研究，牧戶草原生態(tài)治理意愿研究應充分考慮到區(qū)域特性，因地制宜。本研究結果無論是參與意愿還是支付意愿均高于其他學者同類研究結果，一方面說明甘南草原牧區(qū)牧戶參與草原生態(tài)治理意愿相對較強。同時，映射出甘南草原生態(tài)環(huán)境脆弱的現(xiàn)實。事實上，如前文所述，國家先后高額投資的各類草原生態(tài)建設工程項目也是當前生態(tài)退化的有力佐證。另一方面，現(xiàn)有研究均不同程度地折射出草原生態(tài)治理中，固化于牧戶的認知邏輯，即國家是草原生態(tài)保護的投資主體而非個人，從而導致有“經(jīng)濟頭腦”的牧戶更具有“搭便車”傾向。

史雨星等［37］研究表明，開放而緊密的社會網(wǎng)絡通過改善牧戶的信息獲取、傳播，促進草原生態(tài)保護的認知和合作。本研究發(fā)現(xiàn)，干群交往對牧戶草原生態(tài)參與意愿具有負向作用，客觀反映了在現(xiàn)有政府主導的自上而下的草原監(jiān)管體系下，草原生態(tài)治理中“政府一頭熱、公眾一頭冷”的局面仍未得到根本扭轉，牧戶在“活動型”“推動型”參與模式下，缺乏內(nèi)在應激與配合，致使政策約束難以進入其生產(chǎn)決策，抑制了政策作用的發(fā)揮和實施效果，建立牧民“愿”參與和“真”參與統(tǒng)一的草原生態(tài)保護全民參與機制尤為必要。

牧民彼此長期穩(wěn)定的信任關系，有助于打破牧戶信息不對稱，強化保護草原的一致觀念，促進草場經(jīng)營的互惠行為和草原保護的內(nèi)在監(jiān)督，消除草原資源利用過程中的“搭便車”心理［38-40］。本研究表明，牧民之間的信任度有利于牧民參與生態(tài)治理的意愿，這與學者們的研究結論相一致。另外，草原是傳統(tǒng)游牧文化的載體，貫穿于游牧文化中珍惜草原、保護生態(tài)的理念，是游牧民族最基本的價值觀念［41］。根植于牧民內(nèi)心的這些價值觀念有助于增強牧民通過減畜來促進草原恢復的意愿，認知水平每提高一個等級，牧民減畜的概率將增加0.3280倍［38］。本研究結論支持這一觀點，非正式社會規(guī)范對甘南黃河水源補給區(qū)牧戶生態(tài)治理意愿的影響強度為0.069。本研究表明，社會互惠對牧戶草原生態(tài)治理意愿影響不顯著，這與鄭重等［13］就社會互惠對農(nóng)戶參與農(nóng)田水利設施投資的意愿影響結論一致。需指出的是，這個結果并不能說明牧戶的互惠因子對其參與意愿沒有影響，可能的原因在于互惠的“擠入效應”和“擠出效應”相互抵消的結果。本研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入負向影響草原生態(tài)治理參與意愿，本研究認為高收入家庭具有更廣、更強的生計資本和能力，有助于減緩其對當?shù)夭菰Y源的依賴性，進而影響其參與意愿。另外，高收入家庭對所處的資源環(huán)境條件具有更高的質(zhì)量追求，從而引致其更愿意為維護當?shù)夭菰鷳B(tài)環(huán)境的穩(wěn)定支付更高的治理投資，這與馮曉龍等［42］研究所得的家庭收入對牧戶超載過牧行為有顯著的抑制作用的結論相一致。

根據(jù)上述結論，提出以下政策建議：1）在持續(xù)完善當前草原補助獎勵政策的同時，加強牧戶草原生態(tài)文明社會價值觀培育，促進草原生態(tài)治理全民共管的認同，完善非正式社會規(guī)范，規(guī)避“搭便車”傾向；2）加強牧區(qū)信息共享機制構建，擴大牧戶交往信息網(wǎng)絡關系，增進彼此信任與互惠，發(fā)揮“熟人社會”的“鄰里效應”，推動草原生態(tài)治理的全民參與機制構建；3）加強牧區(qū)黨政建設，將當?shù)刂赂粠ь^人、鄉(xiāng)賢培養(yǎng)為黨員，發(fā)揮帶頭模范作用；4）立足當?shù)禺a(chǎn)業(yè)推動產(chǎn)業(yè)融合，拓寬牧戶生計和增收渠道，增強牧戶草原生態(tài)治理能力。