乡村振兴战略下农村环保公共品合作供给意愿分析

刘春霞　王芳

摘要：农村环保公共品合作供给是解决农村环保设施供给不足、实现准公共品有效供给的重要方式，同时也是多个农户行为选择的结果。基于吉林省450户农户调查数据，试图探索不同层面不同维度下的乡村社会资本与农村环保公共品合作供给之间的影响机制。首先运用因子分析法分别构建了农户社会资本和村域社会资本指标体系，然后运用Probit模型实证分析了社会资本对农户合作供给环保公共品行为的影响。研究表明，不同层面社会资本对农户合作供给环保公共品均有显著正向影响，而不同维度的农户个体社会资本将可能导致集体结果的不确定性。此外，农户合作供给还受社区环境、农户个体及家庭特征、农户认知等因素的影响。

关键词：乡村振兴战略;乡村社会资本;农村环保公共品;合作供给意愿;Probit模型

中图分类号： F323.22文献标志码： A

文章编号：1002-1302（2019）09-0024-08

党的十九大报告、中央农村工作会议以及2018年中央一号文件先后明确指出要按照产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕的总体要求大力实施乡村振兴战略，坚持农业农村优先发展。其中，生态宜居是乡村振兴的关键，要靠美丽乡村建设来实现，即要继续开展农村人居环境整治行动。中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《农村人居环境整治三年行动方案》中明确提出要改善农村人居环境、建设美丽宜居乡村，这是实施乡村振兴战略的重要任务之一。当前，部分农村地区环境形势不容乐观。“垃圾靠风刮，污水靠蒸发”的现实局面在部分农村地区随处可见，严重制约了我国农村地区经济发展和农村生态文明建设的推进。农村环境问题从根本上反映的是农村环保公共物品的缺乏和公共服务的落后，因此，越来越多的学者把注意力转移到以农民为主体的农村环境自主治理模式中[1-2]。

从供给主体上，充分发挥农户的主体地位，重视民间权威、社会规范等非经济因素的作用，由农户自愿合作供给公共物品是解决当前农村公共品供给总量不足、供给效率低下的有效途径[3]。研究认为依靠民间社会资本的力量可以有效促进农户合作供给公共物品[4-5]，即将追求个人利益最大化的农户嵌入到社会结构中，使其受到社会文化、道德舆论等软规范的约束，依靠乡村社会资本的力量把微观农户行为与宏观集体选择行为结合到一起，以农户合作为前提，使个体利益与集体利益达成统一。农村环保公共品相对其他公共品处于明显的竞争劣势，如何通过乡村社会资本的力量促使农户合作供给环保公共品是一项重要研究课题，同时也是解决农村环保公共品供给不足的有效途径。

1 文献回顾及问题的提出

社会资本作为表征农户个体异质性的重要变量，对农户合作供给行为产生重要影响，国内外学者在这方面取得了丰富的研究成果。Putnam等指出在社会信任水平比较低的地区，其公共物品的供给不足不可避免，社区信任对农户参与农村公共物品供给具有较强的积极作用[6]。Ostrom以尼泊尔150个农业灌溉系统为研究对象，结果发现农民完全可以通过社会资本克服集体行动中的搭便车现象[7]。Isham等以印度和斯里兰卡村民社区水服务为研究对象，探讨社会资本与村民参与社区水服务之间的关系，结果表明，村民参与社区水服务的程度与监督水平随着村庄社会资本水平的提高而提升[8]。Emery等通过对英国3个农场的实地调查，研究农民关于农业环境规划项目中潜在合作的影响因素， 发现人们之[LM]间的信任水平对成功合作的影响显著[9]。Asai以丹麦农户之间的粪肥交易为研究对象，发现在农户形成合作伙伴关系的过程中除了受经济因素影响，社区社会关系也显著影响粪肥交易伙伴的选择[10]。吴玉锋等实证研究了农村社会资本与新型农村养老保险农户参与行为的关系，结果表明，社会资本中的信任因子和交往因子促进了农户参保行为[11]。王昕等研究表明社会资本中社会参与和社会网络维度对农户合作供给小型水利设施意愿有显著的正向作用[4]。罗小锋认为农村公共物品的供给与乡村精英人物的介入密切相关，而乡村精英能否动员农户参与公共物品的供给与村庄社会资本容量有关[12]。蔡起华等利用内蒙古、山东、宁夏3个省份的农户调研数据，研究了社会信任对农户合作供给小型水利设施的影响效应，结果发现，社会信任显著影响农户参与供给意愿[13]。

以上研究成果对于了解并推動农村公共品的合作供给具有重要的理论价值和现实意义。但是，国内学者关于乡村社会资本与农村公共品的研究还比较薄弱，且主要集中在农村水利设施等生产性公共物品合作供给方面的研究，关于农村环保公共品的研究几乎很少涉及，从乡村社会资本视角对农户合作供给环保公共品的研究更是一片空白。随着农村地区发展和收入水平的提高，生产性公共品需求会逐渐降低，而诸如农村环境保护等生活性公共品需求会不断上升。因此，基于以上分析，本研究以农村环保公共品为研究对象，以乡村社会资本为研究视角，试图探讨不同层面和维度下的乡村社会资本与农村环保公共品合作供给之间的影响机制，最终为解决农村环保公共品供给缺乏问题提供理论与实证支持，为农村环境治理开辟新路径。并试图回答以下问题：农户关于合作供给农村环保公共品的意愿如何？乡村社会资本如何影响农村环保公共品农户合作供给意愿？在影响农户合作供给环保公共品的因素中，不同层面不同维度的社会资本的作用效果是怎样的？对这些问题的回答正是本研究的重点，也是农村环保公共品合作供给中须要解决的问题。

2 理论分析与研究假设

2.1 理论分析

农村环保公共品合作供给作为一种特殊的集体行动行为，在农户个体理性选择的情况下，有可能造成个体理性与集体理性不统一，从而导致“囚徒困境”“搭便车”等集体行动失败的现象。然而，有研究发现这种集体行为选择理论是建立在同质性假设基础上的，而忽略了农村社区现实中的异质性，而这种异质性主要体现在农村社区丰富的社会资本中，正是由于这种乡村社会资本存量才有效促进了地方经济发展和乡村治理结构的优化[14]。农村社会中的差序格局使得农户行为不仅仅是个体理性决策的结果，更多的是从众的群体决策行为。基于地缘、血缘、姻缘关系而存在的小型农村社区，农户之间通过长期交往、熟人网络等逐渐形成共同的价值观、行为规范、道德舆论等社会资本存量，使其行为受到其他农户以及所处的社会环境的影响[15]。从维度上来看，社会资本中的信任、规范、网络、互惠等可以促进合作行为并提高社会效率[6，16]。从层次上，社会资本可以分为微观和宏观2个层面，其中微观层面主要是农户家庭的社会资本[5]，主要是个体融入网络的自我嵌入;宏观层面社会资本是一种存在于社会网络中的可利用资源，是维持团体存在的集体资产，用来说明社区、邻里、地区所代表的软资源[17]。乡村社会资本的不同层面和维度共同影响着农户个体行为选择，从而促进集体行动。此外，农村社区特征因素与农户行为选择之间也存在着一定的关联性[18]。基于以上分析，研究农村环保公共品合作供给意愿及其影响因素，主要从5个方面选取变量，并作出假设。

2.2 研究假设

2.2.1 农户个体及家庭特征 由于农户个体及家庭特征差异性的存在，不同农户对于同一事情会做出不同的决策。年龄、受教育水平、家庭收入等个体特征会影响个体对公共物品供给意愿[19]。本研究主要从农户性别、年龄、受教育程度、村中职务、家庭收入、家庭人口等方面选取影响农户合作供给的因素。一般来说，男性农户掌握的有关环境保护方面的知识较女性来说更丰富[20]，因而其合作供给意愿较强。农户年龄越大，对新生事物接受能力越差，对环保公共品的需求意愿越弱，其合作意愿会较弱。农户受教育水平越高，其对生活质量的追求越高，对自身生活的环境情况越关注，则合作供给意愿越强烈。农户中的村干部均为农村的“精英分子”，更能认识到农村环境保护的重要性，其合作供给意愿较强烈。农户家庭收入水平越高，农户越有可能尝试新事物[21]，其合作意愿也会增强。

2.2.2 农户认知情况 农户对农村环保公共品的主观认知很大程度上会左右其合作供给行为。农户认知方面因素主要从以下3方面选取：环保公共品重要性认知、环保设施满意度和对合作参与的认知。一般来说，农户认为环保公共品对改善其生活质量越重要，农户合作参与能提高环保公共品供给水平，则其合作意愿越强;而对当前环保公共品供给情况的满意度越高，则其合作供给意愿就越弱。

2.2.3 农村社区特征 合作供给是农户在特定的社区环境下做出的决策行为，社区特征因子将对农户合作供给行为产生影响[4]。综合Pender等的研究[18，21]，结合调查农村社区环保公共品的供给环境，选取农村社区公共支出透明度、村委會组织力、搭便车现象、垃圾乱倒纠纷、是否存在乡村精英等五大指标因素反映村庄社区特征。农户参与合作供给公共品的意愿与村集体的组织程度和公共支出透明度密切相关，社区公共资金使用越透明，村委会组织动员力度越强，则其号召农户合作治理村庄环境能力越强，村民合作供给意愿越强。农村公共品供给过程中“搭便车”现象越多，则农户合作供给意愿越弱，本研究以农村社区中典型的偷水现象为例分析“搭便车”现象。调查表明，农户乱倒垃圾引起的纠纷是农村生活垃圾处理过程中遭遇的典型问题，由于缺乏环保公共设施，经常发生垃圾乱倒纠纷的村庄其农户合作供给意愿越强烈。村庄公共品的供给与乡村精英的积极介入相关[12]，存在乡村精英的社区，其农户合作供给环保公共品的意愿较强烈。

2.2.4 制度因素 制度因素也会影响农户合作供给意愿，政策支持是农户评价公共品供给的重要因素[22]。本研究选取政府对农村环境的投入力度和粮食补贴2个指标代表影响农户合作供给的制度因素。政府对农村环境投入越大，则说明其相应的环保公共服务设施越得到充分供给，农户合作供给意愿就越弱。

2.2.5 乡村社会资本 本研究从微观和宏观2个层面考察乡村社会资本，其中微观层面主要是农户个体及家庭社会资本，宏观层面主要包含村域内社会资本情况。关于社会资本的测量维度尚未达成一致的认识，农户个体社会资本比较流行的观点有社会网络、社会信任、社会声望、社会参与、社会互惠等维度[4-6]。结合实际调研情况，从农户个体社会信任、社会网络、社会声望、社会参与和社会规范5个维度表示农户个体社会资本。社会网络是行为主体内部各种关系的交互结构，农户的社会网络越宽，其合作供给意愿越强烈。社会信任是基于网络过程中形成的人与人之间的信赖，它能促进好的社会经济结果的产生，信任是农户合作的基础[23]。因此，农户社会信任度越高，其合作供给环保公共品意愿越强烈。农户社会声望越高，其组织协调和发动的群众能力越强，则其合作供给意愿也越强[24]。农户对社区内各项公共事务的参与热情越高、越频繁，民主意识越强，其合作供给意愿也越强。农户社会规范指对村规民约、社会道德习俗等的遵守程度，遵守规范的农户可以获得尊重，反之则可能会被孤立。农户社会规范水平越高，其合作供给可能性则越高。村域社会资本方面，参照农户个体社会资本维度，从村域社会信任、村域参与网络、村域社会规范和村域社会互惠4个维度进行测量，其中村域信任、参与网络和社会规范维度的假设与农户个体维度相似。村域互惠产生的“挤入效应”有助于农户对参与行为产生促进作用[11]，因此，村域互惠程度越强，则农户合作供给意愿越强。

3 数据来源、模型设定与变量选择

3.1 数据来源

数据来源于笔者所在课题组2017年10—12月对吉林省农村环保公共品合作供给的实地调查。课题组调查区域涉及吉林省15个市（县）38个行政村，按照随机抽样原则对农户进行调查，共发放600份调查问卷，回收问卷520份，在数据整理过程中剔除缺少关键信息的问卷，并进一步进行问卷有效性检验后，最终得到有效问卷450份，有效率为87%。本问卷调查对象是年满18周岁、无沟通困难并积极配合调查的农户，其中男性占63.11%，女性占36.89%。为确保所获数据的可靠性和准确性，本次调查对象均为长期居住在农村的农户，调查样本具体情况见表1。

3.1.1 样本农户的基本特征

从表1可以看出，男性受访者占63.11%，女性占36.89%，男性比例较高，其合作意愿更能代表家庭意愿。受访者以中青年为主，年龄26～50岁的受访者占51.56%。从受访者的受教育程度来看，农户以初中文化程度为主，占48.44%，小学及以下文化程度占29.33%，二者合计77.77%，高中以上占22.23%，整体来说农户文化水平相对较低，但足以满足对问卷的理解。调查农户中以普通村民为主，约占87.11%，其合作意愿更能代表广大农户的实际情况。根据2014年《吉林省统计年鉴》中对农村居民年收入划分标准，结合吉林省农户的平均收入水平，将农户家庭年收入化为5个等级，即5 000元以下划为低收入组，5 001～10 000 元划为中低收入组，10 001～30 000元划为中等收入组，30 001～50 000元划为中高收入组，50 000元以上划为高收入组。按照上述划分标准，被调查农户的家庭年收入水平主要处于中低、中等和中高收入水平，三者合计占74.00%。调查农户的家庭规模以3～4人的中等家庭为主，占 64.89%。调查农户中有68.44%愿意合作供给环保公共品。

3.1.2 乡村社会资本测量指标描述

选取农户个体社会信任、社会网络、社会声望、社会参与和社会规范5个维度测量农户个体社会资本情况。本研究利用农户对家族成员（亲密朋友、亲戚、村干部、德高望重农户、农村合作组织、同小组村民、政府）的信任程度8项指标来测量农户个体社会信任程度。每项指标下设非常相信、比较相信、一般相信、比较不相信、非常不相信5个层次。利用农户遇到困难时可以帮忙人数与平均每月密切来往人数的比率作为农户社会网络规模指标;以农户与家庭成员（亲密朋友、亲戚、邻居、村干部、德高望重农户、农村合作组织）的交流程度7项指标来测量农户社会网络密度，每项指标下设从来不、偶尔、一般、比较频繁、经常5个层次;以交往人群中从事职业种类数作为农户社会网络差异指标。利用你家有事时，村民帮助你的频率、你帮村民调节矛盾的频率、村里重大事情时村民咨询你的频率和对你的尊重程度4项指标来测量农户社会声望高低，指标设置同上。选取农户对村干部选举参与频率、村集体活动参与频率、一事一议参与频率、村子公共物品供给决策参与频率4项指标测量农户社会参与程度，指标设置同上。利用你觉得村里集资修路时不出钱会被村民嘲笑、你希望大家生活越过越好、你觉得在本村生活有安全感和你邻居是否经常吵架4项指标测量农户个体社会规范，指标设置同上。农户个体社会资本共选取29个可操作测量指标。结合理论分析，从村域社会信任、村域参与网络、村域社会规范和村域社会互惠4个维度测量村域社会资本。其中，利用村子里多数村民之间比较信任、多数村民觉得政府是可信任的、总体来说村里大多数人是可以信任的、一般来说到政府机关办事不需要关系4项指标测量村域社会信任程度，每项指标下设非常同意、比较同意、一般同意、比较不同意、非常不同意5个层次。选取你所在村子社会组织数量（包括农业科技组织、宗教信仰组织、文艺娱乐组织、农民专业合作社、民间借贷组织、共青团、妇女代表大会、民兵组织）、你所在村子村民对村干部选举（村集体活动、一事一议、村公共品供给参与、本村重大事务参与）的参与程度共计6项指标测量村域社会参与网络情况，指标设置同上。利用村民对村规民约的遵守程度、村民农作物或家里被盗频率、邻村姑娘是否愿意嫁到本村、村庄商店销售假冒伪劣产品情况、村里村民之间吵架现象、本村社会风气6项指标测量村域社会规范，指标设置同上。利用农业生产及日常生活中村民家庭之间互助帮忙、当你或你的邻居遇到困难时互助程度、村子里大多数人助人不求回报、村里农户之间多数情况下可以互相借到东西4项指标测量村域社会互惠程度，指标设置同上。村域社会资本从4个维度共选取了20个可测量指标。

3.2 方法选取与模型设定

3.2.1 乡村社会资本的测量方法

为简化乡村社会资本各層次指标，须要对上述农户个体社会资本29个指标和村域社会资本20个指标分别进行主成分因子分析。因子分析是将具有复杂关系的原有变量综合为较少数量的几个主因子，根据相关性大小把原有变量进行分组，使得同组内变量高度相关，而不同组变量相关性较低，每组变量被称为1个公共因子。

主成分因子分析基本模型为：

在进行因子分析之前，须要对社会资本各维度进行KMO检验和Bartlett球形检验，并对问卷指标进行Cronbachs α检验。一般认为，KMO值在0.6以上表示适合因子分析，且因子分析结果是可以接受的;Cronbachs α系数在0.5以上说明问卷的调查指标是合适的，具有一定的合理性。为便于分析，把农户个体社会资本各维度分别用SN、ST、SC、SP和SR表示;村域社会资本各维度分别用CST、CSN、CSR和CSM表示。各层次社会资本因子分析结果显示，KMO值均在0.6以上，Bartlett球形检验结果为0.000，说明数据适合进行因子分析。Cronbachs α系数均在0.5以上，通过了一致性检验，具体结果见表2、表3。

根据SPSS软件因子分析结果，以每个因子方差贡献率占所选因子总方差贡献率的比率作为各因子权重，结合各因子得分情况，得出不同维度社会资本指标得分，具体公式如下：

表示第i个农户第n个社会资本维度中第j个主因子得分，第j个主因子的权重由Winj表示，即第j个主因子方差贡献率除以总方差贡献率，m表示各社会资本维度主因子个数。然后，根据各维度评价值，计算得出农户个体社会资本和村域社会资本的综合评价值。

3.2.2 农户合作供给环保公共品意愿的模型构建

农户对农村环保公共品合作供给意愿可描述为愿意和不愿意，是典型的二分变量，分析此类问题常用的模型是Logistic和Probit等离散选择模型。选用Binary Probit回归模型进行分析，将计算得到的农户个体社会资本和村域社会资本综合评价值和各维度值，及影响农户合作供给的其他控制变量，采用Probit模型分析不同层次不同维度社会资本对农户合作供给环保公共品意愿的影响。

根据前面的假设，可以得到农户对农村环保公共品合作供给意愿与影响因素之间的函数关系为：农村环保公共品合作供给意愿=F（农户个人及家庭特征，农户认知，农村社区特征，制度因素，乡村社会资本）+随机扰动项，具体方程式为：

式中：p表示农户对农村环保公共品合作供给意愿的概率，1-p表示农户不愿意参与合作供给农村环保公共品的概率。β0表示常数项;xi表示解释变量;βi表示第i个解释变量的回归系数;μ表示随机误差项;n表示解释变量个数。在模型分析时，若农户愿意合作供给则因变量取值为1，否则取值为0。

3.3 变量选择

根据以上理论分析和实地调查结果，选取5大类共计25个变量，来考察影响农村环保公共品合作供给意愿的主要因素。即农户个体及家庭特征（性别、年龄、受教育程度、村中职务、家庭收入、家庭人口）、农户认知（环保公共品重要性认知、环保设施满意度和对合作参与的认知）、农村社区特征（农村社区公共支出透明度、村委会组织动员力度、搭便车现象、垃圾乱倒纠纷、是否存在乡村精英）、制度因素（政府对农村环境的投入力度、国家粮食补贴）、乡村社会资本（农户个体社会资本维度：个体社会信任、社会网络、社会声望、社会参与和社会规范5个维度;村域社会资本维度：村域社会信任、村域参与网络、村域社会规范和村域社会互惠）。因变量为农户对农村环保公共品的合作供给意愿，本研究将农户对农村环保公共品合作供给意愿表述为愿意和不愿意，若农户愿意合作供给则因变量取值为1，否则取值为0。各变量的名称、定义和预期符号见表4。

4 实证结果分析

根据以上模型设定及变量选取情况，采用Stata 11.0统计软件，利用Probit模型，分别对社会资本各维度及不同层次社会资本总量进行回归分析，探索社会资本及其他控制变量对农户合作供给环保公共品的影响情况，分析结果如表5所示。其中，模型1和模型3是包含所有假设变量的分析结果，模型2和模型4是剔除不显著变量之后的回归结果，模型1和模型2是包含不同维度社会资本变量的分析结果，模型3和模型4是包含不同層次社会资本总量的分析结果。模型1、模型2、模型3和模型4的拟合优度分别为0.940 0、0.923 9、0.896 4 和0.879 1，模型整体效果比较显著，具体回归结果见表5。

根据模型最终估计结果，农户受教育程度、家庭年收入、农户对农村环保公共品认知、农户对合作供给认知、公共支出透明度、乡村精英、“搭便车”（偷水）现象、垃圾乱倒纠纷、农户社会信任维度、农户社会网络维度、农户社会声望维度、农户社会规范维度、村域社会信任、村域参与网络、村域社会互惠、农户个体社会资本总量和村域社会资本总量17个自变量通过了显著性检验，且除农户个体社会声望变量与预期作用方向不一致外，其他变量均符合预期假设。估计结果分析如下：

4.1 农户个体及家庭特征

农户受教育程度和家庭年收入通过了0.05的显著性检验，符号为正，与假设一致。说明农户受教育程度越高，越容易接受新鲜事物，对生活环境越关注，其合作供给意愿越强;随着农户收入水平的提高，对生活质量的追求也会提高，更能认识到良好的环境卫生对身心健康的重要性，越容易参与合作供给环保公共品。统计分析也表明，家庭年收入在10 000元以下的调查对象中，37.25%的农户有合作供给意愿;家庭年收入在30 000元以上的农户中，89.56%表示愿意合作供给环保公共品。

4.2 农户认知程度

农户对环保公共品重要性认知是其合作供给的重要因素，该变量在0.01显著水平下通过检验，说明农户认为环保公共品越重要，越容易参与合作供给。行为经济学家认为认知程度决定了行为主体的看法或态度，进而影响行为主体选择决策。农户合作供给认知也通过了0.01的显著性水平。在农村环保公共品合作供给过程中，农户参与行为的实现是其主观认知与客观环境的结合。农户认为合作供给能提高农村环保公共品供给水平，则其合作供给意愿越强烈，越能参与到合作供给集体行动中。环保设施满意度变量未能通过显著检验。农户对当前农村环保公共品供给状况满意度的调查结果显示，在进入模型的样本中，选择非常不满意、比较不满意、一般满意的农户合计占到总样本的86.67%，表明农户对农村地区现有环保公共设施的供给状况并不满意，而他们在固有观念影响下，这种对现状不满意的状态却不能刺激他们为改变现状而自愿合作供给环保公共品。

4.3 农村社区特征

公共支出透明度通过了0.1的显著性检验，且对合作供给有正向影响，说明农村社区公共支出越透明，越能刺激农户合作供给环保公共品积极性，越能增强合作供给意愿。统计分析也表明，选择公共支出一般透明、比较透明和非常透明的农户中，其合作供给意愿达96.77%。农村社区是否存在乡村精英通过了0.05的显著性检验，说明乡村精英在农村地区具有某些权威，他们的示范带动作用很强，能够提高农户合作供给意愿。调查结果也显示，存在乡村精英的农村社区，农户合作意愿高达90.76%，说明乡村精英在农村公共品合作供给过程中是一支不可忽视的力量。“搭便车”现象也通过了 0.05 的显著性检验，且符号为负，与预期一致。农村偷水现象反映了农户的“搭便车”心理，“搭便车”现象越严重，农户的合作成本越高，其合作供给意愿也就越低。垃圾乱倒纠纷变量也通过了0.05的显著性检验，且符号为正，说明农户垃圾乱倒纠纷越频繁，农户越需要环保公共设施满足其生活垃圾处理需求，其合作供给意愿也就越强。村委会组织动员力度变量未能通过显著性检验，对农户合作供给影响不显著。关于农村社区村委会组织动员力度状况的调查结果显示，进入模型的样本中，选择比较弱和一般弱的农户占81.33%，这说明，所调查地区村委会组织动员力度整体比较弱，使得该变量对合作供给意愿影响不明显。

4.4 制度因素

政府对农村环境投入力度和政府粮食补贴变量均未通过显著性检验，说明它们对农户合作供给环保公共品影响不显著，与假设不符。关于政府对农村环境投入力度的调查结果显示，选择几乎不投入、投入力度较小、投入力度一般的农户占93.78%，说明大部分农村社区政府对环境保护重视不够，环境保护投入力度还较小，尚不足以影响到农户合作供给意愿。此外，政府粮食补贴政策不具备较强的激励效果，不能影响农户合作供给环保公共品意愿。

4.5 乡村社会资本

结果显示农户个体社会资本总量和村域社会资本总量均通过了显著性检验（0.05和0.01显著性水平），且系数为正，这说明不同层面社会资本总量对农户合作供给环保公共品具有重要影响，与预期假设相符。其中，农户个体社会资本不同维度影响差异较大，农户社会信任（0.05）、农户社会网络（0.05）、农户社会声望（0.1）、农户社会规范（0.1）通过了显著性检验，而农户社会参与未通过显著性检验，且农户社会声望维度影响为负，与预期假设不符;村域社会信任（0.1）、村域参与网络（0.1）、村域社会互惠（0.05）通过了显著性检验，而村域社会规范维度未通过显著性检验。

农户个体社会信任和村域社会信任均通过了显著性检验，且呈正相关关系，表明农户个体及村民之间的信任度越高，越愿意承担合作风险，农户参与农村环保公共品合作供给的决策越容易达成一致，从而越有利于农户合作供给的集体行动的实现。究其原因，这与我国农村社区传统的“差序格局”密切相关，基于地缘血缘关系基础上建立起来的农户对亲人、朋友、邻居、同村村民等的信任程度，有利于集体行动的实现。农户个体社会网络和村域参与网络通过了0.05的显著性检验，且符号为正，说明在农户合作供给环保公共品中，农户与家族成员、亲戚、朋友、村干部、农村合作组织等关系越密切，农村社区合作组织规模越大，多数村民对村集体事务等参与度越高，越有可能参与环保公共品合作供给。丰富的农户个体社会网络资源和村域参与网络资源，使得农户获取信息能力较强，彼此之间的信息交流比较频繁，视野比较开阔，有利于知识和信息的共享，从而提高合作意愿。农户个体社会规范维度通过了显著性检验，且影响方向为正，说明农户个体社会规范程度越高，其合作供给意愿越强，与假设相符。而村域社会规范维度对农户合作供给意愿影响不显著。理论上，良好的村域社会规范可以引导农户的参与意识，从而提高合作效率。但在实地调查中，发现村域社会规范维度根据选项赋值，其平均得分为2.38，这说明在农村社区社会规范还比较弱，多数村民对村规民约等的遵守程度较弱;笔者认为这可能由于农村地区受经济发展和外来文化的影响，村民对传统规范没有更好地继承和发扬，从而导致传统社会规范对村民的约束作用下降。农户个体社会声望通过了显著性检验，但影响为负，与预期假设相反。这说明以农户个体或家庭建立起来的社会声望，会弱化农户合作供给意愿，即社会资本在为集体带来利益的同时，也可能形成封闭的系统从而难以实现集体行动。农户个体社会参与维度未能通过显著性检验，与预期假设不符。调查中发现，农户个体社会参与根据选项赋值，其平均得分为2.28，即介于偶尔参与和一般参与之间，农户的社会参与意识较弱，并不能影响到农户合作供给意愿。村域社会互惠通过了显著性检验，且对农户合作供给有正向影响。这说明农村社区村民之间社会互惠程度越高，越有利于农户合作供给环保公共品。

5 结论与启示

社会资本的引入有助于解决集体行动中公共物品合作供给失败的困境，目前国内学者关于乡村社会资本与农户合作供给的研究比较少，关于农村环保公共品合作供给的研究更是一片空白。本研究利用吉林省农户的调查数据，运用因子分析法将农户个体社会资本分为农户社会信任、农户社会网络、农户社会声望、农户社会参与、农户社会规范等5个维度;将村域社会资本分为村域社会信任、村域参与网络、村域社会规范和村域社会互惠等4个维度，在此基础上，采用Probit模型实证分析了社会资本各维度对农户合作供给环保公共品意愿的影响情况。

实证分析结果表明，农户合作供给环保公共品受多种因素的影响，其中，农户个体社会资本总量和村域社会资本总量均对农村环保公共品合作供给有显著的正向影响。同时，农户个体社会资本不同维度对农户合作供给行为的影响存在差异。基于普遍信任基础上的农户社会信任维度、基于农户社交范围的社会网络维度和基于农户个体自我行为规范约束的社会规范维度对农户合作供给环保公共品行为有积极影响，而农户个体社会声望维度对农户合作供给有消极影响作用，降低了农户合作供给意愿，这表明农户个体社会资本不同维度的作用效果共同导致了集体行动的随机性结果，并不像理论假设的那样，农户个体社会资本各维度均会对合作供给产生积极的影响。从村域社会资本维度上，村域社会信任、村域参与网络和村域社会互惠维度促进了农户合作供给行为的发生。此外，农村环保公共品合作供给行为还受到农村社区因素的影响，尤其是公共支出透明度和是否存在乡村精英对农户合作供给有正向影响，“搭便车”现象发生频率则会降低农户合作供给意愿，垃圾乱倒纠纷现象的发生则会间接刺激农户对环保公共品需求，进而促进农户合作行为。另外，农户受教育程度、家庭年收入、农户对环保公共品的重要性认知、农户对合作参与的认知也对农村环保公共品合作供给具有显著性影响。

综合以上研究结论，得出如下启示：

第一，注重培育不同层面不同维度乡村社会资本，促进农村环保公共品合作供给。在农户个体理性选择行为下，社会资本是集体行动开展的前提，因此，政府应在农村社区积极创立交流型民间组织团体，为农户彼此间信息交流创造条件，扩大农户社交网络。从村民环保意识着手，加强对农户的环保宣传教育，鼓励农户参与到村庄环境保护等集体事务活动中，彼此之间因共同参与而增强社会信任，从而建立起村域社会信任乃至农户个体社会信任基础。

第二，积极营造良好的社区环境，促进农户合作供给行为。应针对性地加强村委会公共支出透明度，建立健全民主议事制，实现村集体事务的公开管理和民众监督透明化，从而提高农户对村干部及基层政府的信任度，进而提高农户参与村集体事务的积极性，减少农户合作供给环保公共品的政策成本。同时要注重培育乡村精英人物，发挥乡村精英在农村环保公共品合作供给的模范带头作用。完善相关管理制度，提高农户对农村环保公共品供给的责任感，减少“搭便车”行为。

第三，提高农户对农村环境保护和环保公共品供给的认知度。基层政府应定期组织农户参与学习农村环境保护的相关知识，让农户充分认识到环境保护的重要性及自身和集体利益之间的关系，并制定相应的奖惩机制。在农户自愿合作供给的前提下，建立由政府引导扶持，多方出资建设，农户自主管理的农村环保合作社，共同建立和维护农村环保公共设施。同时，要深入调查分析农户对环保公共品的需求和心理特点，建立自下而上的环保公共品需求表达机制，激发农户合作供给积极性。

参考文献：

[1]李颖明，宋建新，黄宝荣，等. 农村环境自主治理模式的研究路径分析[J]. 中国人口·资源与环境，2011，21（1）：165-170.

[2]郭鸿鹏，刘春霞，张孝义. 我国农村环保主体的缺失与构建[J]. 环境保护，2014，42（2）：49-51.

[3]符加林，崔 浩，黄晓红. 农村社区公共物品的农户自愿供给——基于声誉理论的分析[J]. 经济经纬，2007（4）：106-109.

[4]王 昕，陆 迁. 农村社区小型水利设施合作供给意愿的实证[J]. 中国人口·资源与环境，2012，22（6）：115-119.

[5]李冰冰，王曙光. 社会资本、乡村公共品供给与乡村治理——基于10省17村農户调查[J]. 经济科学，2013（3）：61-71.

[6]Putnam R D，Leonardi R，Nantti R. Making democracy work：civic traditions in modern Italy[M]. Princeton：Princeton University Press，1993.

[7]Ostrom E. Collective action and the evolution of social norms[J]. Journal of Economic Perspectives，2000，14（3）：137-158.

[8]Isham J，Kahkonen S. Institutional determinants of the impact of community-based water services：evidence from Sri Lanka and India[J]. Economic Development and Cultural Change，2002，50（3）：667-691.

[9]Emery S B，Franks J R. The potential for collaborative agri-environment schemes in England：can a well-designed collaborative approach address farmersconcerns with current schemes？[J]. Journal of Rural Studies，2012（28）：218-231.[HJ1.745mm]

[10]Asai M. Understanding collaborative partnerships between farmers：the case of manure partnerships in Denmark[D]. Copenhagen：University of Copenhagen，2013.

[11]吴玉锋. 新型农村社会养老保险参与行为实证分析——以村域社会资本为视角[J]. 中国农村经济，2011（10）：64-76.

[12]罗小锋. 社会资本与公共物品供给中的精英动员——基于对闽西M村的实地研究[J]. 福州大学学报（哲学社会科学版），2014，28（5）：74-79.

[13]蔡起华，朱玉春. 社会信任、收入水平与农村公共产品农户参与供给[J]. 南京农业大学学报（社会科学版），2015，15（1）：41-50，124.

[14]Warner M. State policy under devolution：redistribution and centralization[J]. National Tax Journal，2001（3）：213-224.

[15]许 朗，罗东玲，刘爱军. 社会资本对农户参与灌溉管理改革意愿的影响分析[J]. 资源科学，2015（6）：1287-1294.

[16]Fukuyama F. Trust：the social virtues and the creation of prosperity[M]. New York：the Free Press，1995.

[17]Lin N. Social capital：theory and research[M]. New York：Transaction Publishers，2001.

[18]严奉宪，武洲洋，黄玲玲. 农业减灾公共品：农户自主供给意愿及其影响因素分析——基于湖北省农户调查数据[J]. 中国农村经济，2014（11）：52-64.

[19]叶春辉. 农村垃圾处理服务供给的决定因素分析[J]. 农业技术经济，2007（3）：10-16.

[20]丰军辉，何 可，张俊飚. 家庭禀赋约束下农户作物秸秆能源化需求实证分析——湖北省的经验数据[J]. 资源科学，2014（3）：530-537.

[21]Pender J，Marre A，Reeder R. Rural wealth creation：concepts，strategies and measures[J]. USDA-ERS Economic Research Report，2012（131）：355-372.

[22]朱玉春，唐娟莉，羅 丹. 农村公共品供给效果评估：来自农户收入差距的响应[J]. 管理世界，2011（9）：74-80.

[23]贾先文. 社会资本嵌入下公共服务供给中农民合作行为选择[J]. 求索，2010（7）：53-55.

[24]吴 军，夏建中. 国外社会资本理论：历史脉络与前沿动态[J]. 学术界，2012（8）：67-76.