社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響機(jī)制研究——以錫林郭勒盟草原生態(tài)補(bǔ)償為例

曾賢剛,段存儒,虞慧怡

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社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響機(jī)制研究——以錫林郭勒盟草原生態(tài)補(bǔ)償為例

曾賢剛1,段存儒1,虞慧怡2*

(1.中國人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院,北京 100872；2.中國環(huán)境科學(xué)研究院,北京 100012)

通過對農(nóng)戶開展的問卷調(diào)查分析了錫林郭勒盟草原生態(tài)補(bǔ)償績效,結(jié)果表明生態(tài)補(bǔ)償績效不容樂觀,農(nóng)戶感受到的生態(tài)環(huán)境狀況僅有小幅度的改善,消除經(jīng)濟(jì)激勵之后農(nóng)戶表現(xiàn)出較低的參與積極性.基于結(jié)構(gòu)方程模型,以農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力為中介,構(gòu)建社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響機(jī)制模型.結(jié)果表明社會資本對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著負(fù)影響;對生態(tài)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著正影響. 社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助傾向和懲罰程度對于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)影響系數(shù)分別為-0.05、-0.05、-0.01、-0.06和-0.03;對于社會效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.11、0.10、0.03、0.12和0.06;對于生態(tài)效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.36、0.33、0.09、0.38和0.19.在社會資本5項維度中互助傾向反映度最高,機(jī)構(gòu)信任最低,因子載荷分別為0.77和0.19.農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力在社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效影響中表現(xiàn)出顯著中介作用.

社會資本；生態(tài)補(bǔ)償績效；自我發(fā)展能力；生態(tài)保護(hù)能力

實施生態(tài)補(bǔ)償是調(diào)動各方積極性、保護(hù)好生態(tài)環(huán)境的重要手段,是生態(tài)文明制度建設(shè)的重要內(nèi)容.目前,我國在草原、濕地、森林等諸多領(lǐng)域均實施了生態(tài)補(bǔ)償政策,而且近年來中央財政對生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹С至Χ仍絹碓酱?但是在實踐中生態(tài)補(bǔ)償政策仍然存在著諸多問題.例如,草原生態(tài)補(bǔ)償政策的實施與牧區(qū)經(jīng)濟(jì)社會協(xié)調(diào)發(fā)展的總目標(biāo)仍有一定的差距,而且在生態(tài)補(bǔ)償政策實施之后,一些牧區(qū)和牧民經(jīng)濟(jì)發(fā)展機(jī)會被剝奪,導(dǎo)致發(fā)展不平衡,使得草原生態(tài)環(huán)境的保護(hù)失去經(jīng)濟(jì)社會基礎(chǔ),從而影響草原的可持續(xù)發(fā)展[1].

目前生態(tài)補(bǔ)償在全球范圍內(nèi)廣泛實施,但并非所有項目均達(dá)到預(yù)期目標(biāo)[2],因此生態(tài)補(bǔ)償實施后對社會、經(jīng)濟(jì)和生態(tài)所產(chǎn)生的直接和間接影響,即生態(tài)補(bǔ)償績效受到廣泛關(guān)注.系統(tǒng)評價生態(tài)補(bǔ)償績效有助于指導(dǎo)政策設(shè)計和實施[3],亦成為衡量項目可持續(xù)性的關(guān)鍵[4].針對生態(tài)補(bǔ)償績效,早期研究集中于有效性、效率和公平等方面.如Sierra等[5]通過比較生態(tài)補(bǔ)償農(nóng)場和非生態(tài)補(bǔ)償農(nóng)場的土地覆被特征指標(biāo)分析生態(tài)補(bǔ)償績效,認(rèn)為土地植被變化的滯后性會使得政策效果不明顯,故生態(tài)補(bǔ)償過程應(yīng)重視補(bǔ)償客體而非地區(qū).Martin等[6]對生態(tài)補(bǔ)償實施前后以及有無生態(tài)補(bǔ)償進(jìn)行社會和生態(tài)的調(diào)查,認(rèn)為政策不應(yīng)僅關(guān)注短期成本有效性,還需重視行為動機(jī)實現(xiàn)長期可持續(xù)性.Gauvin等[7]測量了參與的機(jī)會成本及貧困家庭資產(chǎn)水平,分析在環(huán)境和扶貧雙重目標(biāo)下如何評估中國退耕還林生態(tài)補(bǔ)償政策的成本有效性.部分研究則基于生態(tài)補(bǔ)償項目社會公平性和客觀扶貧效果關(guān)注生態(tài)補(bǔ)償對農(nóng)戶生計的影響[8-9],并且主要從生計資本[10]與生計方式[11]方面出發(fā).Bremer等[2]基于金融、政治等資本框架分析了厄瓜多爾的安第斯山脈生態(tài)補(bǔ)償?shù)纳鷳B(tài)保護(hù)效果及對生計的影響,結(jié)果表明社會網(wǎng)絡(luò)和社區(qū)組織的強(qiáng)大有助于積極政策效果的產(chǎn)生.Hejnowicz等[12]使用自然、金融、制度、社會和人力資本評價生態(tài)補(bǔ)償項目的社會經(jīng)濟(jì)和環(huán)境效果,認(rèn)為提高私人和志愿部門參與程度、加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)和制度改革、合理分配成本與收益,有助于提高公眾對生態(tài)補(bǔ)償政策的接受性與參與性.王立安等[8]構(gòu)建貧困地區(qū)農(nóng)戶綜合生計能力分析框架,認(rèn)為農(nóng)戶生計資本及生計策略選擇會對其自然資源利用方式及環(huán)境行為產(chǎn)生影響,進(jìn)而影響生態(tài)補(bǔ)償績效.還有部分研究則關(guān)注于生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)、生態(tài)補(bǔ)償方案等對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響.饒清華等[13]以閩江流域為例,分析了3種實現(xiàn)帕累托改進(jìn)的方法,構(gòu)建了生態(tài)補(bǔ)償帕累托改進(jìn)模型.穆貴玲等[14]在對現(xiàn)有生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)核算方法研究總結(jié)的基礎(chǔ)上,提出水源地生態(tài)補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)動態(tài)測算模型,將生態(tài)補(bǔ)償過程分為試行、修復(fù)、穩(wěn)定三個階段.王西琴等[15]以生態(tài)補(bǔ)償試點(diǎn)區(qū)九洲江流域為例,基于調(diào)研數(shù)據(jù)和相關(guān)資料,以最小的政府生態(tài)補(bǔ)償金額為目標(biāo),以水環(huán)境容量、耕地承載力、養(yǎng)殖戶經(jīng)濟(jì)收益為主要約束,建立基于畜禽養(yǎng)殖模式轉(zhuǎn)變的生態(tài)補(bǔ)償空間優(yōu)化模型,提出了九洲江流域禽畜養(yǎng)殖生態(tài)補(bǔ)償優(yōu)化方案.

總體上看,目前政策績效評價多集中于宏觀層面,依賴生態(tài)、經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計或?qū)崪y數(shù)據(jù)進(jìn)行政府自評或針對政府的評價,而從農(nóng)戶這一微觀主體視角出發(fā),并對農(nóng)戶社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響研究相對較少.社會資本是一種和物質(zhì)資本、人力資本相區(qū)別的存在于社會網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的個人資源,包括網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任等主要社會組織特征,這種社會組織特征能夠促進(jìn)人們采取合作行為,來提高社會的效率[16].但目前社會資本與生態(tài)補(bǔ)償政策績效之間關(guān)聯(lián)與影響機(jī)理研究相當(dāng)缺乏.本文在調(diào)查錫林郭勒盟農(nóng)戶社會資本與草原生態(tài)補(bǔ)償績效感知的基礎(chǔ)上,以農(nóng)戶自我發(fā)展能力與生態(tài)保護(hù)能力為中介變量,分析社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響機(jī)制.

1 研究區(qū)域與研究方法

1.1 研究區(qū)域概況

錫林郭勒盟位于內(nèi)蒙古高原東南,屬于大陸性干旱、半干旱氣候.由于獨(dú)特的地理位置及其區(qū)域氣候、土壤和生態(tài)特點(diǎn),錫林郭勒盟生態(tài)平衡功能脆弱,農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)不穩(wěn)定,區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)之間的矛盾十分尖銳.草地是錫林郭勒盟的主導(dǎo)生態(tài)系統(tǒng),錫林郭勒草原是我國四大草原之一.草地總面積約為17.6萬km2,占國土面積的比例在86%以上;在空間分布上,自東向西,草地覆蓋度逐漸降低,草地亞類依次變?yōu)闇匦圆莸椴菰?、溫性草原、溫性荒漠草?

錫林郭勒盟是一個以草原畜牧業(yè)為主體經(jīng)濟(jì)的邊疆少數(shù)民族地區(qū).轄9個旗2個市1個縣和1個農(nóng)牧業(yè)綜合開發(fā)區(qū),58個蘇木鄉(xiāng)鎮(zhèn),837個嘎查村,其中牧業(yè)旗市9個,農(nóng)業(yè)區(qū)2個旗縣,半農(nóng)半牧旗2個.2015年,總?cè)丝跒?04.26萬人,其中城鎮(zhèn)常住人口為66.59萬人,農(nóng)村牧區(qū)常住人口為37.67萬人.蒙古族人口約占30%.2015年全盟實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值1002.60億元.其中,第一產(chǎn)業(yè)增加值105.50億元,第二產(chǎn)業(yè)增加值613.72億元,第三產(chǎn)業(yè)增加值283.38億元.全年人均生產(chǎn)總值96292元.

錫林郭勒盟草原類型復(fù)雜、生物多樣性豐富、景觀獨(dú)特.全盟有自然保護(hù)區(qū)14個其中,國家級保護(hù)區(qū)2個,自治區(qū)級保護(hù)區(qū)7個.國家級自然保護(hù)區(qū)面積67.89萬hm2,自治區(qū)級自然保護(hù)區(qū)面積99.91萬hm2,盟級自然保護(hù)區(qū)面積3.25萬hm2,旗縣級自然保護(hù)區(qū)面積11.53萬hm2.近年來,由于錫林郭勒盟草場的不合理利用,外加頻繁的自然災(zāi)害,導(dǎo)致草原退化嚴(yán)重,生態(tài)環(huán)境問題日益突出,表現(xiàn)為土地沙化、天然植被逐漸稀疏和物種減少.鑒于錫林郭勒盟草原生態(tài)惡化的嚴(yán)峻現(xiàn)實,除優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),加快轉(zhuǎn)變生產(chǎn)經(jīng)營方式之外,中央和地方政府開始在錫林郭勒盟實施草原生態(tài)補(bǔ)償政策,并采取很多具體措施來保護(hù)和治理錫林郭勒盟的生態(tài)環(huán)境.錫林郭勒盟草原生態(tài)補(bǔ)償政策的具體措施是根據(jù)區(qū)域內(nèi)不同的生態(tài)條件和農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)特點(diǎn)進(jìn)行落實的,包括退牧還草、生態(tài)移民、禁牧休牧和輪牧等具體政策措施.

自2011年開始,國家開始在內(nèi)蒙古全面建立草原生態(tài)保護(hù)補(bǔ)助獎勵機(jī)制.國家按照禁牧補(bǔ)助為6.0元/畝的補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)、草畜平衡獎勵為1.5元/畝的資金分配標(biāo)準(zhǔn),將中央資金整體下達(dá)至內(nèi)蒙古自治區(qū).在錫林郭勒盟的草原生態(tài)獎補(bǔ)政策中,草原獎補(bǔ)總面積共達(dá)27097.32萬畝,其中禁牧面積占6009.27萬畝,草畜平衡面積占21088.05萬畝,牧草良種補(bǔ)貼面積占188.23萬畝;牧民生產(chǎn)資料補(bǔ)貼戶數(shù)共60400戶;聘用牧民管護(hù)員共2710人.

1.2 研究方法

1.2.1 分析框架與假設(shè)

1.2.1.1 社會資本與生態(tài)補(bǔ)償績效 社會資本被認(rèn)為是影響公共資源管理的重要參數(shù)之一,研究表明社會資本在一定程度上會影響經(jīng)濟(jì)的增長、生態(tài)環(huán)境保護(hù)以及資源的可持續(xù)利用,社會資本會對生態(tài)環(huán)境政策成本和收益產(chǎn)生較大影響,進(jìn)而影響個體生態(tài)環(huán)境保護(hù)行為[16].

目前,學(xué)術(shù)界對社會資本的界定存在差異,但本質(zhì)上社會資本可理解為共同體內(nèi)的人與人、人與組織、組織與組織間在長期交往中形成的資源,其可為個人或組織帶來收益,表現(xiàn)為社會網(wǎng)絡(luò)、信任、規(guī)范等[17].

社會網(wǎng)絡(luò)起信息渠道作用,傳播生態(tài)補(bǔ)償政策施行的可能性收益和成本的知識[18-19],對政策實施產(chǎn)生影響,且密集的社會網(wǎng)絡(luò)對提高公眾參與和環(huán)境問題認(rèn)識有重要意義[20].共同的規(guī)范、規(guī)則和懲罰是互相統(tǒng)一的行為規(guī)范,它們把團(tuán)體利益放在個體利益之上.互相認(rèn)可的處罰機(jī)制保證那些違反規(guī)則的人知道他們將會被懲罰,反映了個人同意去調(diào)解或控制他們自我行為的程度.規(guī)范是個體表現(xiàn)的偏好;規(guī)則是對積極和消極行為制裁的規(guī)定.長期的社會規(guī)范產(chǎn)生的聲譽(yù)、懲罰機(jī)制會影響生態(tài)補(bǔ)償政策中的合作行為.居民對社會規(guī)范的遵從被認(rèn)為是影響生態(tài)補(bǔ)償政策實施效果的重要因素.大多數(shù)居民對社會規(guī)范的遵從可以帶動對生態(tài)補(bǔ)償政策的制訂和實施漠不關(guān)心的居民,促進(jìn)其行為轉(zhuǎn)變[21].信任對合作起到潤滑劑作用,減少交易成本.信任的建立需要時間,但易被打破[22],且當(dāng)社會被不信任彌漫,合作的準(zhǔn)備很可能就不會出現(xiàn)[23].在生態(tài)補(bǔ)償政策領(lǐng)域,社會信任的作用主要體現(xiàn)于居民對其他社會成員的認(rèn)知中——當(dāng)個體做出對公共物品保護(hù)行為時,居民傾向于認(rèn)為其他社會成員也會做出類似行為,進(jìn)而使自身保護(hù)行為長久化[24].即社會信任水平會影響居民對生態(tài)補(bǔ)償政策的遵從和協(xié)作的程度.且居民對制度的信任反映了居民對政策有效性和責(zé)任主體行為正當(dāng)性的認(rèn)知,對整個社會機(jī)構(gòu)以及法律法規(guī)有效性的認(rèn)知,及對各級政府所提供的環(huán)境信息真實性的認(rèn)可度.因此,社會信任與制度信任水平能夠影響生態(tài)補(bǔ)償績效.綜上本文假設(shè):

H1:社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效有顯著影響

圖1 社會資本與生態(tài)補(bǔ)償政策接受度之間的相互關(guān)系

A:一項高效益和低成本的政策在一個有著較高社會資本的社區(qū)中實施; B:一項低效益和高成本的政策在一個有著較低社會資本的社區(qū)中實施

1.2.1.2 農(nóng)戶能力 農(nóng)戶能力體現(xiàn)在自身發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力兩方面,其中自身發(fā)展能力與農(nóng)戶參與生態(tài)補(bǔ)償之后的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變有關(guān),從而關(guān)系到農(nóng)戶最關(guān)心的經(jīng)濟(jì)收入問題;而生態(tài)保護(hù)能力是農(nóng)戶能否真正參與到生態(tài)補(bǔ)償政策實施中的關(guān)鍵因素.個體社會資本可能對個體的自我發(fā)展能力有影響.個體社會資本是個體發(fā)展的動力資源,為個體的成長和發(fā)展等提供強(qiáng)有力的保障[25].研究表明社會資本存量較高的個體會獲得更多的教育、交流和培訓(xùn)學(xué)習(xí)的機(jī)會,從而促進(jìn)農(nóng)戶能力的提升.且農(nóng)戶的社會資本存量越高,其更愿意參與包括政治活動在內(nèi)的組織活動,尤其在我國農(nóng)村地區(qū),參與村莊事務(wù)決策的農(nóng)戶大都具有較高社會地位,占據(jù)更多資源,掌握一定政治權(quán)利,這也是農(nóng)戶能力的一種體現(xiàn).此外社會資本,作為一種“軟資本”,通過互相信任、平等互惠、合作精神、規(guī)范有序的社交網(wǎng)絡(luò),提高生態(tài)環(huán)境保護(hù)政策的支持和配合度以及自主生態(tài)保護(hù)能力.

而且,農(nóng)戶能力會影響生態(tài)補(bǔ)償績效.在社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響機(jī)制中,農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力可能在其中起到中介效應(yīng).農(nóng)戶利用社會網(wǎng)絡(luò)成員關(guān)系,獲得更多教育、培訓(xùn)與交流機(jī)會,提高自身獲取信息和新技術(shù)、參與政治選舉以及生態(tài)保護(hù)的能力,從而促進(jìn)農(nóng)戶在參與生態(tài)補(bǔ)償之后的生產(chǎn)方式有效轉(zhuǎn)變,實現(xiàn)生態(tài)補(bǔ)償政策在農(nóng)戶最關(guān)心的經(jīng)濟(jì)收入方面的效果,生態(tài)保護(hù)能力的提高也有利于農(nóng)戶真正參與到生態(tài)環(huán)境保護(hù)中.因此,本文假設(shè):

H2:自我發(fā)展能力在社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響過程中起中介作用.

H3:生態(tài)保護(hù)能力在社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響過程中起中介作用.

1.2.2 問卷調(diào)查法 分析所用數(shù)據(jù)來源于2015年6月對錫林郭勒盟農(nóng)戶開展的問卷調(diào)查.問卷內(nèi)容可分為以下五個部分:①社會資本:包括社會網(wǎng)絡(luò)、社會規(guī)范(體現(xiàn)在互助傾向、遵守規(guī)范或懲罰兩方面)、普遍信任與機(jī)構(gòu)信任;②自我發(fā)展能力:包括信息獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力、政治參與能力、新技術(shù)獲取能力;③生態(tài)保護(hù)能力:包括政策配合能力和自主保護(hù)能力;④生態(tài)補(bǔ)償績效:主要調(diào)查參與生態(tài)補(bǔ)償?shù)姆e極性(社會效應(yīng))、補(bǔ)償前后收入變化(經(jīng)濟(jì)效應(yīng))以及生態(tài)效應(yīng)三項;⑤農(nóng)戶基本信息:包括被調(diào)查者的性別、民族、年齡、婚姻狀況、受教育程度、個人收入、家庭年收入、職業(yè)及宗教信仰.

正式開展問卷調(diào)查之前,于2015年5月在錫林郭勒盟附近的毛登牧場和太仆寺旗的貢寶拉格實施預(yù)調(diào)查,修改問卷中存在的問題與不足.2015年6月開始根據(jù)生態(tài)補(bǔ)償政策實施情況、民族分布情況以及地理位置情況,在錫林郭勒盟的東烏珠穆沁旗、西塢珠穆沁旗、太仆寺旗、正鑲白旗、正藍(lán)旗、阿巴嘎旗面對面訪談的方式開展正式隨機(jī)抽樣調(diào)查,共發(fā)放問卷960份,回收樣本問卷840份,根據(jù)調(diào)查問卷的質(zhì)量控制方法,從邏輯錯誤和缺項出發(fā),剔除廢卷65份,獲得有效樣本問卷775份,問卷有效率為80.73%.農(nóng)戶基本信息統(tǒng)計如表1 所示.其中61.9%的被調(diào)查者為女性;36~45歲之間的比例達(dá)43.7%, 46~55歲的比例占29.0%;64.3%已婚;受教育程度集中在初中及以下(占54.2%)、高中(占30.3%)水平;家庭年收入水平集中在3~4萬,達(dá)42.8%,33.3%在4萬以上.

表1 農(nóng)戶信息統(tǒng)計

1.2.3 結(jié)構(gòu)方程模型 結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)是一種線性統(tǒng)計的建模技術(shù),以統(tǒng)計假設(shè)檢驗方法分析相關(guān)現(xiàn)象的內(nèi)在結(jié)構(gòu)機(jī)理. 本文應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型來檢驗社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效影響的作用機(jī)制理論分析模型.

結(jié)構(gòu)方程中包括測量變量(可直接測量)和潛變量(不可直接測量)這兩種變量.結(jié)構(gòu)方程模型可通過下式來表示[26]:

式中:式(1)、(2)表示測量變量與潛變量間關(guān)系,均為測量方程;式(3)表示潛變量間關(guān)系,為結(jié)構(gòu)方程.是外生測量變量向量,是內(nèi)生測量變量向量,^是外生測量變量在外生潛變量上的因子負(fù)荷矩陣,表示外生測量變量與外生潛變量間關(guān)系,^是內(nèi)生測量變量在內(nèi)生潛變量上的因子負(fù)荷矩陣,是外生潛變量,是內(nèi)生潛變量,是內(nèi)生潛變量間關(guān)系,Γ是外生潛變量對于內(nèi)生潛變量的影響,、和為相應(yīng)的誤差項.

2 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

2.1 樣本描述

對農(nóng)戶社會資本、自我發(fā)展能力、生態(tài)保護(hù)能力與生態(tài)補(bǔ)償績效感知的調(diào)查均采用5點(diǎn)量表形式,具體調(diào)查內(nèi)容與描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示.由表可知,社會資本中網(wǎng)絡(luò)均值略高于一般水平;互助傾向高于一般水平,但并不強(qiáng)烈,懲罰均值僅為2.83,表明并未形成較強(qiáng)的互助機(jī)制與強(qiáng)有力的約束機(jī)制;普遍信任均值均僅略高于一般水平,而機(jī)構(gòu)信任均值均大于3.90,表明社會普遍信任程度并不理想,但公眾對于政府機(jī)構(gòu)具有一定的信任度.

農(nóng)戶能力方面,大部分農(nóng)戶認(rèn)為自身擁有相對較強(qiáng)的信息獲取能力、技術(shù)獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力與政治參與能力,均值均在3.50左右;但在生態(tài)保護(hù)能力方面均表現(xiàn)出不足,均值大都低于一般水平,尤其是自主保護(hù)能力方面,僅13.9%的農(nóng)戶認(rèn)為在沒有政府強(qiáng)制政策情況下,其有能力進(jìn)行草原生態(tài)保護(hù)行動;12.2%表示其在周邊生態(tài)環(huán)境遭到破壞并影響到自己的生活與健康時,有能力維護(hù)生態(tài)權(quán)利.

生態(tài)補(bǔ)償社會效應(yīng)方面,農(nóng)戶的生態(tài)補(bǔ)償積極性并不高,若沒有生態(tài)補(bǔ)償補(bǔ)助,僅18.9%的農(nóng)戶表示愿意或非常愿意進(jìn)行生態(tài)保護(hù)活動,說明錫林郭勒盟生態(tài)補(bǔ)償實施后并未對當(dāng)?shù)鼐用裆鷳B(tài)保護(hù)意識起到顯著積極作用,更多的仍是依賴于經(jīng)濟(jì)激勵,并未實現(xiàn)可持續(xù).經(jīng)濟(jì)效應(yīng)方面,大部分農(nóng)戶(58.5%)表示生態(tài)補(bǔ)償前后家庭收入有少量增加,30.1%表示未有變化,僅9.4%和2.1%表示收入大量增加和有所下降,表明生態(tài)補(bǔ)償政策對于農(nóng)戶家庭收入影響相對較小,并未導(dǎo)致農(nóng)戶失去生活基礎(chǔ),也未使得農(nóng)戶收入有顯著改善.生態(tài)效應(yīng)方面,五項生態(tài)指標(biāo)均值均高于3.5,表明生態(tài)補(bǔ)償實施后,農(nóng)戶感知生態(tài)環(huán)境狀況有所改善,但程度并不高.

表2 描述統(tǒng)計

續(xù)表2

維度測量變量選項1選項5MeanS.D. 自我發(fā)展信息獲取能力DC1:我能夠通過各種渠道充分了解外部信息完全不同意完全同意3.560.86 技術(shù)獲取能力DC2:我經(jīng)常通過各種途徑尋找新技術(shù)信息完全不同意完全同意3.470.91 抗風(fēng)險能力DC3:我具有較強(qiáng)的抗風(fēng)險能力完全不同意完全同意3.530.87 信貸能力DC4:我具有較強(qiáng)的信貸能力完全不同意完全同意3.590.87 政治參與能力DC5:我會參與村委會選舉完全不同意完全同意3.511.01 生態(tài)保護(hù)政策配合能力PC1:我經(jīng)常關(guān)注政府生態(tài)保護(hù)信息公開完全不同意完全同意3.130.85 PC2:發(fā)現(xiàn)政府生態(tài)保護(hù)信息公開存在問題時,我有能力應(yīng)對完全不同意完全同意2.950.76 PC3:我有能力配合政府的生態(tài)補(bǔ)償政策完全不同意完全同意2.660.88 自主保護(hù)能力PC4:如果沒有政府強(qiáng)制政策,我有能力自覺進(jìn)行草原生態(tài)保護(hù)行動(輪牧,禁牧等)完全不同意完全同意2.560.93 PC5:當(dāng)周邊生態(tài)環(huán)境遭到破壞并影響到自己的生活與健康時,我有能力維護(hù)自己的生態(tài)權(quán)利完全不同意完全同意2.291.05 生態(tài)補(bǔ)償績效社會C1:如果沒有生態(tài)補(bǔ)償補(bǔ)助,您是否愿意進(jìn)行相應(yīng)保護(hù)活動非常不愿意非常愿意2.830.84 經(jīng)濟(jì)C2:生態(tài)補(bǔ)償前后,家庭總收入變化大量下降大量增加3.750.65 生態(tài)EE1:植被覆蓋情況大幅度惡化大幅度改善3.640.80 EE2:牧草成活情況大幅度惡化大幅度改善3.680.79 EE3:土地沙化情況大幅度惡化大幅度改善3.760.75 EE4:沙塵情況大幅度惡化大幅度改善3.950.62 EE5:水土流失情況大幅度惡化大幅度改善3.720.66

2.2 模型構(gòu)建與分析

擬采用結(jié)構(gòu)方程模型分析社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響,考慮模型簡潔性,擬采用二階潛變量構(gòu)造社會資本變量,而生態(tài)補(bǔ)償績效社會、經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益存在較大差異,因此分別構(gòu)建潛變量.結(jié)合前文文獻(xiàn)梳理構(gòu)建社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效影響機(jī)制理論模型,如圖2所示.

在對模型進(jìn)行分析之前,對各潛變量進(jìn)行信效度檢驗.結(jié)果表明問卷整體及各潛變量的Cronbach’s a系數(shù)均大于臨界值0.5,表明可信度度較高.為提高各潛變量聚斂效度,逐步刪除不顯著和因子負(fù)荷量低于0.5的測量變量,結(jié)果社會網(wǎng)絡(luò)中SW1和SW2被刪除,生態(tài)保護(hù)能力中PC1和PC2被刪除.采用AMOS21 采用最大似然估計進(jìn)行分析與修正,得最終結(jié)果如表3(圖2)所示.此外結(jié)構(gòu)方程模型的適配度是檢驗結(jié)果合理性的重要標(biāo)準(zhǔn),分析結(jié)果顯示各適配度指標(biāo)接近或滿足標(biāo)準(zhǔn)(2=1545.79,df=443,2/df=3.49,GFI=0.89, CFI=0.90,RMSEA=0.057),因此可認(rèn)為模型合理適配.

圖2 社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效影響機(jī)制的理論模型

由圖3可知,個體社會資本反映變量中,社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任和互助因子載荷量相對較高,而機(jī)構(gòu)信任和懲罰載荷量相對較低,且因子載荷量以及測量變量載荷量均為正.即可認(rèn)為個體社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助和懲罰程度越高,個體社會資本越高.此外自我發(fā)展能力、生態(tài)保護(hù)能力和生態(tài)效應(yīng)的測量變量因子載荷量亦均為正.

表3 模型分析結(jié)果

由表3可知,以參與積極性變化來反映生態(tài)補(bǔ)償社會效應(yīng),而社會資本并未對社會效應(yīng)表現(xiàn)出顯著直接影響(=-0.03,>0.10),表明個體社會資本的高低并不影響其參與積極性變化.目前生態(tài)補(bǔ)償政策更多體現(xiàn)于經(jīng)濟(jì)激勵手段,對農(nóng)戶觀念的影響甚小,當(dāng)經(jīng)濟(jì)激勵消除后,所有農(nóng)戶均表現(xiàn)出較低積極性,因此社會資本并未表現(xiàn)出顯著影響.以家庭總收入變化來反映生態(tài)補(bǔ)償經(jīng)濟(jì)效應(yīng),社會資本對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著負(fù)影響(=-0.12,<0.10),結(jié)合網(wǎng)絡(luò)和信任等對社會資本因子載荷量,即社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)影響系數(shù)分別為-0.09、-0.08、-0.02、-0.09和-0.05.與預(yù)期有所差異,這可能是因社會資本較高的農(nóng)戶在村落中擁有較高地位,早期可能擁有更多草場,養(yǎng)殖更多牲畜,即更加依賴于草原,而草原生態(tài)補(bǔ)償政策實施后,這部分群體受到更大沖擊,不得不轉(zhuǎn)變發(fā)展方式,家庭收入增長速度相對較低.以生態(tài)環(huán)境質(zhì)量變化反映生態(tài)補(bǔ)償生態(tài)效應(yīng),社會資本對生態(tài)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著正效應(yīng)(=0.76,<0.01),社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于生態(tài)效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.55、0.51、0.14、0.59和0.30.即個體社會資本越高,其感知到的生態(tài)補(bǔ)償生態(tài)效應(yīng)越高.個體社會資本越高,對于外部信息了解程度越高,因此可能更加了解草原的變化情況.且其可能對于外界與政府的信任程度相對較高,參與到生態(tài)補(bǔ)償活動中的可能性更大,當(dāng)生態(tài)環(huán)境有所改善時,其感知可能更加強(qiáng)烈.

社會資本對農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力均表現(xiàn)出顯著正效應(yīng)(分別為0.61和0.51,值均小于0.01),結(jié)合農(nóng)戶自我發(fā)展能力因子載荷量,社會資本對農(nóng)戶信息獲取能力、技術(shù)獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力和政治參與能力的影響系數(shù)分別為0.34、0.41、0.45、0.42和0.43.與預(yù)期一致,個體社會資本越高,獲得發(fā)展的機(jī)會更多,促進(jìn)自身各方面能力的提升,因此自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力均相對較高.但農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力對生態(tài)補(bǔ)償績效的影響表現(xiàn)出差異性.其中生態(tài)保護(hù)能力對社會效應(yīng)表現(xiàn)出顯著正效應(yīng)(=0.34,<0.01),而自我發(fā)展能力并未表現(xiàn)出顯著影響.這可能是因為在消除經(jīng)濟(jì)激勵后,農(nóng)戶的參與積極性更多反映的是農(nóng)戶的觀念,而生態(tài)保護(hù)能力在一定程度上表現(xiàn)著個體對于生態(tài)保護(hù)的重視性,生態(tài)保護(hù)能力越強(qiáng),其對于生態(tài)保護(hù)可能更加重視,因此參與積極性更高;而自我發(fā)展能力仍主要反映個體經(jīng)濟(jì)能力,自我發(fā)展能力更高的農(nóng)戶并一定表現(xiàn)出較高的參與積極性.在對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響中,自我發(fā)展能力顯著為正(=0.17,<0.01),農(nóng)戶信息獲取能力、技術(shù)獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力和政治參與能力對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響系數(shù)分別為0.09、0.12、0.13、0.12和0.12,與預(yù)期一致,自我發(fā)展能力越強(qiáng)的農(nóng)戶家庭收入增長越快;而生態(tài)保護(hù)能力顯著為負(fù)(=-0.11,<0.05),即農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)能力越強(qiáng),其家庭收入增長卻相對較低,這可能是因農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)能力越強(qiáng),其投入自我發(fā)展能力的時間可能相對降低,且可能因生態(tài)保護(hù)而放棄經(jīng)濟(jì)增長機(jī)會,從而導(dǎo)致家庭收入增長速度相對較低.但自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力在對生態(tài)效應(yīng)的影響中,表現(xiàn)出一致的顯著負(fù)效應(yīng)(均為-0.24,值均小于0.01),農(nóng)戶信息獲取能力、技術(shù)獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力和政治參與能力對生態(tài)效應(yīng)的影響系數(shù)分別為-0.13、-0.16、-0.18、-0.17和-0.17.農(nóng)戶能力越強(qiáng),獲取外界信息能力越強(qiáng),對生態(tài)環(huán)境要求越高,且參與生態(tài)補(bǔ)償?shù)哪芰υ綇?qiáng),對于生態(tài)補(bǔ)償給予的期望越高,當(dāng)現(xiàn)實生態(tài)環(huán)境未有顯著改善時,因失落感導(dǎo)致其感知到的生態(tài)環(huán)境相對較差.

分析社會資本對生態(tài)補(bǔ)償績效的總效應(yīng),其中社會資本對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)總影響系數(shù)為-0.08,則社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)總影響系數(shù)分別為-0.05、-0.05、-0.01、-0.06和-0.03;對社會效應(yīng)總影響系數(shù)為0.16,社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于社會效應(yīng)總影響系數(shù)分別為0.11、0.10、0.03、0.12和0.06;對生態(tài)效應(yīng)總影響系數(shù)為0.49,社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于社會效應(yīng)總影響系數(shù)分別為0.36、0.33、0.09、0.38和0.19.

圖3 模型標(biāo)準(zhǔn)化回歸結(jié)果

2.3 建議

生態(tài)補(bǔ)償通過經(jīng)濟(jì)激勵措施提高和改善當(dāng)?shù)鼐用竦膮⑴c意愿與行為,但實施過程中還應(yīng)識別影響生態(tài)保護(hù)的文化傳承,綜合考量政策實施的社會文化環(huán)境,提高政策有效性.居民生態(tài)保護(hù)意愿大都是文化積淀成果,是文化不斷積累過程中所形成的社會結(jié)構(gòu),也是地區(qū)社會資本的深層內(nèi)涵.但生態(tài)補(bǔ)償政策實施過程會產(chǎn)生擠出效應(yīng),外來資本會沖擊弱化原有的社會資本.

分析社會資本對生態(tài)補(bǔ)償政策的影響,有助于了解社會文化因素在生態(tài)補(bǔ)償政策實施中所起作用.測量社會資本水平,分辨社會資本中強(qiáng)弱要素,并將其融入政策制定過程,有助于提高生態(tài)補(bǔ)償政策實施績效,因此應(yīng)將社會資本測量融入生態(tài)補(bǔ)償政策制定過程.而且,參與式?jīng)Q策過程在生態(tài)補(bǔ)償政策中十分重要,測量社會資本有助于審慎合理地實施生態(tài)補(bǔ)償,通過社會網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行有效溝通,促進(jìn)政策信息被有效理解.

另外,應(yīng)進(jìn)一步提高農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力.在生態(tài)補(bǔ)償政策的制定及實施過程中應(yīng)因地制宜,考慮農(nóng)戶與地區(qū)差異,增加保障措施促進(jìn)生態(tài)補(bǔ)償政策實施后農(nóng)戶的生計轉(zhuǎn)型.如提供新的勞動技能培訓(xùn)、向其他產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移提供技術(shù)支持、提供新的就業(yè)空間,使其在補(bǔ)償結(jié)束后仍能維持可持續(xù)的生計,以此激勵農(nóng)戶的參與意愿和積極性,進(jìn)而提高生態(tài)補(bǔ)償績效.生態(tài)保護(hù)能力主要依賴于環(huán)境政策宣傳和生態(tài)環(huán)境保護(hù)相關(guān)的教育培訓(xùn).錫林郭勒盟地區(qū)多數(shù)農(nóng)戶對生態(tài)補(bǔ)償政策一詞感到陌生,說明政策實施中有所缺失,導(dǎo)致部分牧民對政策一知半解,影響政策參與積極性,亦影響到農(nóng)戶的生態(tài)保護(hù)能力.在生態(tài)補(bǔ)償政策實施之前,政府有必要做好宣傳教育,通過社區(qū)的宣傳講解,提高農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)能力,以產(chǎn)生更好的生態(tài)補(bǔ)償績效.

3 結(jié)論

3.1 大部分農(nóng)戶認(rèn)為自身擁有相對較強(qiáng)的自我發(fā)展能力.但在生態(tài)保護(hù)能力方面明顯不足,尤其是自主保護(hù)能力方面,僅13.9%的農(nóng)戶認(rèn)為在沒有政府強(qiáng)制政策情況下,其有能力進(jìn)行草原生態(tài)保護(hù)行動;12.2%表示其在周邊生態(tài)環(huán)境遭到破壞并影響到自己的生活與健康時,有能力維護(hù)生態(tài)權(quán)利.

3.2 生態(tài)補(bǔ)償績效并不容樂觀,消除經(jīng)濟(jì)激勵后農(nóng)戶表現(xiàn)出較低的參與積極性.大部分農(nóng)戶表示生態(tài)補(bǔ)償后家庭收入僅有少量增加,而且農(nóng)戶感知到的生態(tài)環(huán)境僅有小幅度改善.

3.3 社會資本對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著負(fù)影響;對生態(tài)效應(yīng)表現(xiàn)出顯著正效應(yīng);對社會效應(yīng)并未表現(xiàn)出顯著直接影響.社會網(wǎng)絡(luò)、普遍信任、機(jī)構(gòu)信任、互助與懲罰對于經(jīng)濟(jì)效應(yīng)影響系數(shù)分別為-0.05、-0.05、-0.01、-0.06和-0.03;對于社會效應(yīng)總影響系數(shù)分別為0.11、0.10、0.03、0.12和0.06;對于生態(tài)效應(yīng)影響系數(shù)分別為0.36、0.33、0.09、0.38和0.19.在社會資本5項維度中互助傾向反映度最高,機(jī)構(gòu)信任最低.

3.4 社會資本對農(nóng)戶自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力均表現(xiàn)出顯著正效應(yīng).社會資本對農(nóng)戶信息獲取能力、技術(shù)獲取能力、抗風(fēng)險能力、信貸能力和政治參與能力的影響系數(shù)分別為0.34、0.41、0.45、0.42和0.43.這表明個體社會資本越高,獲得發(fā)展的機(jī)會越多,這有利于促進(jìn)自身各方面能力的提升,因此自我發(fā)展能力和生態(tài)保護(hù)能力均相對較高.

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Influence mechanism of social capital on ecological compensation performance——A case on grassland ecological compensation in Xilin Gol League.

ZENG Xian-gang1, DUAN Cun-ru1, YU Hui-yi2*

(1.School of Environment and Natural Resources, Renmin University of China, Beijing 100872, China；2.Chinese Research Academy of Environmental Sciences, Beijing 100012, China)., 2019,39(2)：879~888

A survey on farmers and herdsmen in Xilin Gol League grassland has been done for evaluating the ecological compensation performance. The results showed that the ecological compensation performance is not optimistic. Farmers perceived that the ecological environment is only slightly improved, and showed less enthusiasm for participation if the economic incentives were eliminated. Based on the structural equation model, this paper constructed an influence mechanism of social capital on ecological compensation performance, with the self-development ability and the ecological protection ability of farmers as the mediator variables. The results showed that social capital had a significant negative impact on the economic effects and a significant positive impact on the ecological effects.The influence coefficients of social networks, universal trust, institutional trust, mutual aid and compliance with social norms on the economic effects were respectively -0.05、-0.05、-0.01、-0.06 and -0.03; the influence coefficients on the social effects were respectively 0.11、0.10、0.03、0.12 and 0.06; the influence coefficients on the ecological effects were respectively 0.36、0.33、0.09、0.38 and 0.19. Among the five variables used to reflect social capital, the tendency of mutual aid was the highest, which was 0.77, institutional trust was the lowest, which was 0.19. In addition, the ecological protection ability and self-development ability of farmers played a significant medium effect between social capital and the perception of ecological compensation performance.

social capital；ecological compensation performance；self-development ability；ecological protection capacity

X32

A

1000-6923(2019)02-0879-10

曾賢剛(1972-),男,江西九江人,中國人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院教授,博士,主要從事環(huán)境與資源經(jīng)濟(jì)學(xué)研究.發(fā)表論文100余篇.

2018-07-20

中央高校建設(shè)世界一流大學(xué)(學(xué)科)和特色發(fā)展引導(dǎo)專項資金(16XNL004)

* 責(zé)任作者, 助理研究員, huiyi6868@126.com