社會互惠、社會資本對農戶參與農村環境治理意愿的影響

李潔 翁藝青 黃森慰

摘 要：【目的/意義】調動環境自治主體的參與意愿是農村環境自治的基礎，是解決農村環境治理農戶參與度低問題的重要途徑?！痉椒?過程】基于福建省、安徽省和陜西省調研數據，采用多層中介模型，探討社會資本以及社會互惠對農戶參與環境治理意愿的影響，并在此基礎上進一步分析社會互惠對社會資本的作用邏輯?！窘Y果/結論】研究結果顯示：農戶的政治身份顯著正向影響農戶參與環境治理的意愿;社會規范、社會網絡以及歸屬感均對農戶參與環境治理意愿具有顯著的促進作用，而社會信任對農戶參與環境治理意愿具有顯著的抑制作用;不同的社會互惠內容對農戶參與環境治理意愿有不同的影響方向;社會信任、社會網絡、歸屬感在農戶社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間起完全中介作用，也即農戶社會互惠水平越高，農戶的歸屬感越強，社會信任和社會網絡水平越高，也就越有意愿參與環境治理。

關鍵詞：社會互惠;社會資本;參與意愿;農村環境治理

Abstract： 【Objective/Meaning】Mobilizing the participation willingness of the subject of environmental autonomy is the basis of rural environmental autonomy， and it is an important way to solve the problem of low participation of farmers in the rural environmental governance. 【Methods/Procedures】Based on the survey data of Fujian， Anhui and Shanxi provinces， the effects of social capital and social reciprocity on the willingness of farmers to participate in the environmental governance were explored by using the multi-layer mediation model， and then the logic of the effect of social reciprocity on the social capital was further analyzed. 【Results/Conclusions】The results showed that： the political identity of farmers had a significant positive impact on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social norms， social network and the sense of belonging all had significant promoting effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance， while the social trust had a significant inhibiting effect on the willingness of farmers to participate in the environmental governance; different contents of social reciprocity had different effects on the willingness of farmers to participate in the environmental governance. The social trust， social network and the sense of belonging played a full mediating role between the social reciprocity of farmers and the willingness of farmers to participate in the environmental governance. In other words， the higher the level of social reciprocity of farmers was， the stronger the sense of belonging of farmers was， and the higher the level of social trust and social network were， the more willing the farmers were to participate in the environmental governance.

Key words： social reciprocity;social capital;willingness to participate;rural environmental governance

農村環境問題成為當前群眾反映最突出的問題之一。嚴重的環境污染不僅導致各種疾病頻發，還使農產品質量下降。這既影響新農村建設的進程，也影響農民的身心健康。近年來，隨著政府部門的高度重視和大力投入，農村環境治理已經取得了初步的成效。但不難發現，經過整改后的農村環境存在長效機制尚未建立、重建設輕管理等問題。農戶作為農村環境治理的關鍵一環，是破解環境治理困局的內生動力。因此，如何調動農戶積極性，不僅對解決農村環境治理成效短等問題，也對完善農村環境治理政策具有重要的參考意義。

學界對社會資本影響農民參與農村環境治理的問題做了大量研究。從社會信任角度來看，Miao等[1]研究指出，社會信任程度越高，集體行動的傾向性越高;He等[2]通過分析農民農業廢棄物再利用的意愿研究發現，制度信任是農戶參與最大的驅動力;盧秋佳等[3]通過分析農戶參與環境治理意愿的研究指出，農戶對親人、外鄉人、村干部、鄰居、政府的信任顯著正向影響農戶參與環境治理的意愿。從社會網絡角度來看，史恒通等[4]通過研究黑河流域農戶參與流域生態治理行為的影響因素發現，社會網絡和社會參與對農戶流域生態治理參與意愿有顯著的促進作用，強連接網絡對農戶流域生態治理參與程度也有顯著的促進作用;王蕾等[5]通過對農戶參與小型農田水利設施供給意愿的研究發現，社會網絡關系中網絡緊密度對農戶的供給意愿具有顯著的正向影響。從社會規范角度來看，Kaljonen[6]指出，農民可能會因為身邊人的壓力，而開展相應的環境管理活動，否則就會有失去社會資本的風險。毛馨敏等[7]指出，社會資本對農戶參與環境治理意愿具有顯著的正向影響，其貢獻程度依次為，社會規范>制度信任>人際信任>關系網絡。從已有研究來看，社會互惠同樣會對農戶的參與意愿產生影響，羅東玲[8]通過對農戶參與灌溉管理改革意愿的影響因素的研究發現，社會互惠指數對農戶參與意愿影響最大。從歸屬感角度來講，嚴奉憲等[9]研究發現，歸屬感是影響村委會供給職能的主要因素之一。綜上所述，國內外學者對社會資本含義的側重點不同，但基本認為社會網絡、信任、規范、歸屬感等是其核心要素。眾多學者已強調社會資本和社會互惠在農戶參與環境治理中起到重要的作用。然而，結合已有文獻，研究社會資本與社會互惠之間相互作用的文獻較為少見。鑒于此，本文利用509份農戶微觀調查數據，通過構建有序Logistic模型，分析了社會資本與社會互惠對農戶參與環境治理意愿的影響。為分析社會資本與社會互惠之間的內在作用，本文進一步將社會資本作為中介變量，構建多層中介模型，研究社會互惠對農戶參與環境治理意愿的影響。1 理論與假說Bourdieu[10]首次提出社會資本概念，指出“社會資本是實際的或潛在的資源的集合體”。其后，Coleman和Putnam關于公民參與和機構績效的開創性研究為目前的民主和治理、集體行動以及公共衛生和環境等方面的研究提供了靈感[11-15]。Coleman從社會資本功能的角度界定社會資本，社會結構資源作為個人擁有的資本財產，即社會資本。Putnam在《讓民主的政治運轉起來》一書中使用社會資本來分析意大利地區政府質量的差異，并指出“社會資本是指社會組織的特征，諸如信任、網絡及規范，它們能夠通過促進合作行為來提高社會的效率”[14]。對群體來說，擁有更為充足的社會資本會使他們更有能力面對貧窮和脆弱性[16-17]、解決爭端[18]、并利用新的機會[19]?；赑utnam的定義，本文將社會規范、社會信任、社會網絡以及歸屬感納入社會資本框架中，以做進一步的研究。1.1 社會規范社會規范是指個體依從于各種社會壓力的信念，它是個體對于其所在乎的人如何看待其特定外顯行為的信念[20]。具體地說，其形成了一種“軟約束”來調節人們的行為，包括正式規范和非正式規范。社會規范可以有效抑制諸如“搭便車”之類的機會主義行為，避免“囚徒困境”[21]。遵守共享的規范將有助于降低環境保護活動的交易成本，形成集體性的環境意識[22-23]。在農村熟人社會中，農戶更在意他人的輿論以及自己人際關系的維護，往往會自覺遵循著村莊中的非正式規范，相比硬性約束的正式規范，非正式社會規范可以從心理層面約束農戶的行為，促使農戶更有意愿自覺選擇符合社會期望的理性行為。因此，本文選擇非正式社會規范來表征社會規范，并提出如下假設：H1：社會規范對農戶環境治理具有顯著的正向影響。1.2 社會互惠社會互惠指的是日常交往中親友之間互幫互助的程度[24]?；セ莺献魇菂f調社會關系的一項規則，是人們為了實現共同利益而自行聯合起來行動的一種互動形式。本文認為，互惠是社會資本的源動力和重要基礎。中國鄉村社會深受儒家倫理的影響，互惠合作已融入于村民生活中的點點滴滴，其合作意識來源于對人際關系的重視和維護，這為農戶的合作提供了精神動力。在互惠的基礎上，農戶之間共同達成了“現在己予人，將來人予己”的期望，正是這種期望增強了農戶長期合作的意愿，提升了農戶的合作能力。在農村環境治理方面，農戶合作意愿越高，越有意愿參與集體行動，因此，本文提出以下假設：H2：社會互惠對農戶環境治理具有顯著的正向影響。1.3 歸屬感歸屬感是指個人參與并融入到一個環境或系統中的體驗。當個體在其環境中感到被重視被需要時，就會產生歸屬感[25]。如果個體對群體具有較強的歸屬感和緊密的心理聯系，其動機會從個人層面轉變為群體層面，群體利益會內化為自我利益，加強群體的歸屬感和認同感會增加人們對群體福利和個人福利的重視程度[26]。在農村環境治理過程當中，若農戶對村集體的認同感和歸屬感越強，就會越渴望融入到集體環境當中，主動關心村集體事務，保障村集體利益，也就越有可能為環境治理做出貢獻?；セ菥哂袔由鐣系淖饔?，良好的社會互惠對于村莊發展、村民關系以及村民行為有著重要影響[27]。中國社會是一個人情社會，以人情觀念為基礎的互助資源的交換組成了現有的鄉村社會，村莊的互惠不僅僅是物質交換，更是精神上的互利，不僅保障了農村的經濟生產和村莊生活的正常發展，更加深了村民之間的情感。因此，農戶的互惠合作水平越高，村民之間情感越深，歸屬感和集體認同度就越強，歸屬感較強的農戶，往往更愿意參與集體合作，為集體內其他成員提供便利。因此，本文提出以下假設：H3：歸屬感對農戶環境治理具有顯著的正向影響。H4：歸屬感在社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間發揮中介作用。1.4 社會信任Welch[28]提出，社會信任是指人們在與他人的交往中表現出明智的、必要時互利的行為的共同期望。這種共同的期望產生了人們之間牢固和穩定的關系?；谇度胍暯?，信任被視為人與人之間社會關系的一種財產，在社會交往中起著重要的作用。當參與者考慮到自身社會聲譽時，社會信任往往會引導參與者產生更多的集體行為[29]。因此，當農戶參與到環境治理時，社會信任有利于促進農戶集體行動。本文借鑒史恒通的做法，將社會信任分為一般信任和特殊信任[4]。一般信任表現在農戶對外鄉人的信任;特殊信任表現在農戶對村莊、村委會的信任程度。長期以來，信任與一般的合作行為有關，互惠解決了農戶之間的信任和承諾問題，協調了集體行動。陳欣等[30]提出，屢次發生的互惠交換使人們培育出社會信任，合作產生的互惠能有效加強信任。程莉娜等[31]同樣認為，互惠是中國農民生活的常態，其對農民的信任產生重要的作用，遵循互惠能夠很好的培育信任?；セ菁仁且环N利己行為，也是一種利他行為，從長期來看，良好的互惠可以使每個人都受益。人是理性的經濟人，基于信任基礎的合作成本最低，為了確保自我利益的實現，農戶一般不會選擇損人利己的行為，而互惠為此提供了約束機制，減少了機會主義行為，可以促進長期合作并產生信任，信任作為社會資本的核心，能夠有效增強農民參與集體行動的自主性。因此，本文提出假設：H5：社會信任對農戶參與社會治理具有顯著的正向影響。H6：社會信任在社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間發揮中介作用。1.5 社會網絡Woolcock[32]提出社會網絡是人與人之間以及社區團體等組織內部和之間關系的縱向和橫向聯系。生活在某一區域，必然會與這一區域發生物質及人際關系等方面的聯系，人們共同的價值取向以及各層級人、組織發生的聯系共同構成了密集的網絡關系。在中國的農村社會，人際關系和社會結構存在差序格局的特點[33]，農戶的社會網絡對其家庭生產、經營決策的影響會更加突出。Putnam[14]將社會網絡分為橫關系網絡和縱關系網絡?？v關系網絡有助于將新信息融入社會系統，但是，橫關系網絡下的成員社會地位相近，獲取的利益相對對稱，彼此之間更容易傳播信息，也更有助于成員參與集體行動。因此，本文僅用橫關系網絡表征社會網絡?；セ莶皇菫榱酥\求眼前的經濟利益，而是為了在長期交往中建立強大的社會網絡[34]。在互惠過程中，人們逐漸從缺少責任感向充滿責任感過渡，更愿意共享資源，交換信息。程莉娜等[31]指出，社會互惠具有資源的傳遞性，3個或多個行動者之間的互惠在社會網絡中形成了良性的循環，從對方獲得的幫助，卻回報給第三方，長此以往，農戶擁有更多的社會資本，就會建立起更多的聯系。因此，社會互惠的增強有助于農戶社會網絡拓展。從另一方面講，農戶間的社會互惠水平越高，越傾向于擁有相似的價值觀和態度，農戶之間的信息共享也就越充分，社會網絡更加穩定、連接更加緊密;社會網絡的穩定有利于強化農戶參與集體行動的意愿，減少非理性行為的出現。因此，本文提出以下假設：H7：社會網絡對農戶參與環境治理意愿具有顯著的正向影響。H8：社會網絡在社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間發揮中介作用。2 模型設定與變量選擇2.1 模型選擇為分析影響農戶參與環境治理意愿的影響因素，本文依照相關的研究成果，將農戶參與環境治理的意愿分為5個等級（1=不同意，2=比較不同意，3=一般，4=比較同意，5=非常同意），以此作為因變量。農戶參與意愿變量的定義與賦值具有等級次序的性質，有序Logistic模型可以有效反映不同農戶之間參與意愿差異的性質，因此，本文選擇有序Logistic模型作為數據分析方法。本文計量模型具體設定如下：

式（1）中，y表示農戶參與農村環境治理的意愿，包括不愿意、較不愿意、一般、比較愿意、非常愿意5個選項，用j（j=1，2，3，4，5）表示;x為影響農戶參與環境治理意愿的自變量;αj為截距參數，βi為回歸系數;p（y≤j/xj）為因變量y在各個j取值下的積累概率。2.2 變量選取2.2.1 被解釋變量 問卷中設置了“您是否愿意參與農村環境治理”這一問題來反映農戶參與環境治理的意愿，受訪者從“不愿意=1”到“非常愿意=5”5個等級選項中選擇農戶參與環境治理意愿。2.2.2 解釋變量 基于理論分析及數據可得性，社會信任層面，本文設置特殊信任和一般信任這2個變量來測度。調查問卷中用“村委會是值得信任的”來表征特殊信任，用“我相信來到村里的外鄉人”來表征一般信任。社會網絡層面，用橫關系網絡進行測度，調查問卷中用“鄰里之間經常見面”“親戚之間經常見面”來表征。歸屬感采用“為了村子整潔，我不會亂扔垃圾”來表征。社會規范采用“我按照規定分類放置垃圾”來表征。社會互惠采用“農忙時，村民之間會相互幫忙”“村里人結婚，會義務幫忙”來表征。社會資本與社會互惠測量表中，所有測量指標均采取李克特五點量表法，其中，社會規范、歸屬感、社會信任以及社會互惠測量指標將同意程度設置為“不同意”“比較不同意”“一般”“比較同意”“非常同意”5種，依次賦值為1～5分，社會網絡測量指標將次數設置為“從不”“一年數次”“一月數次”“一周數次”“每天”5種，依次賦值為1～5分，社會資本及社會互惠測量指標含義及其描述性統計見表1。2.3 數據來源和樣本描述性統計2.3.1 數據來源 本研究所使用的數據來源于2017年7月至2018年7月課題組在福建省、安徽省和陜西省開展的問卷調查。選取這3個省主要考慮到以下2個方面：一是這3個省是最早開展農村環境整治的省份，但目前各省農村環境治理體系的現狀和完善程度有所差別，這可以有效區分樣本的變異度;二是3個省份分別位于東、中、西部，其當地風俗和社會經濟發展水平都具有一定的代表性;而且，3個省之間距離較遠，一定程度上可以防止空間內生性。課題組一共選取了14個縣，每個縣區選取了4～5個鄉鎮，每個鄉鎮選取了2～6個村，共34個鄉鎮，102個村。為了確保調查結果的真實性和有效性，調查采取一對一訪談的方式進行。內容主要包括：農戶的個體及家庭特征、農戶對環境的心理感知情況、農戶的社會資本、社會互惠等。共發放問卷532份，剔除無效問卷后，最終獲得509份有效問卷。2.3.2 樣本描述性統計 本研究調查的樣本情況詳見表2。

3 模型擬合結果分析3.1 實證結果考慮到農戶是否村干部、是否黨員、農戶社會互惠，以及其他社會資本變量之間可能存在的多重共線性問題，本文在回歸分析之前，先對各自變量進行多重共線性診斷。檢驗結果顯示，所有變量的方差膨脹因子（VIF）均小于2，最高為1.37，變量之間不存在多重共線性問題，滿足Logistic回歸的要求。本文使用Stata 16.0軟件對農戶參與農村環境治理意愿的影響因素模型進行分析，從表3可以看出，模型對樣本的擬合度較好，回歸方程有效，該模型具有統計學意義。

3.2 估計結果分析不考慮中介分析，本文先對社會資本及社會互惠進行回歸。表3介紹了分別引入解釋變量對農戶參與環境治理意愿的回歸結果?；貧w一僅用控制變量對被解釋變量進行回歸，loglikelihood值為-696.63097，Pseudo R2為0.0185?；貧w二用社會資本變量和社會互惠變量對模型進行回歸，得到loglikelihood值為-675.6419，Pseudo R2為0.0480?；貧w三在回歸二的基礎上引入了所有控制變量，loglikelihood值為-668.27769，Pseudo R2為0.0584。loglikelihood值不斷降低，Pseudo R2不斷上升，可見模型解釋力不斷增強?；貧w四和回歸五采用了OLS估計方法對回歸一和回歸三選取的變量進行回歸，本文將此作為穩健性檢驗。根據回歸三和回歸五的結果，變量的顯著性和系數正負號均未發生變化，可見估計結果穩健。以下主要分析回歸三的結果。（1）控制變量的影響。根據表3中回歸三的估計結果，農戶的年齡在10%的水平上顯著正向影響農戶參與環境治理意愿。即農戶年齡越大，越愿意參與環境治理。年齡越大的農戶，在村莊生活時間越長，對村莊的情感更加深厚，也就更愿意自覺參與到農村環境治理當中。農戶是否為村干部、是否是黨員分別在5%和10%的水平上顯著正向影響農戶的參與意愿。這兩項指標與黃森慰、盧秋佳及唐林有關農戶政治身份對參與環境治理行為的影響結論一致[3，35-36]。在農村環境治理過程當中，村干部和黨員往往起著帶頭和示范作用，承擔著上傳下達的重要任務，在這個過程中，村干部和黨員獲取政策信息的渠道和速度比普通村民更廣更快，這在一定程度上提高了他們對農村環境治理重要性的認識，進而影響了其參與農村環境治理的意愿。（2）解釋變量的影響。表3中回歸三的結果顯示，社會規范在5%的顯著性水平上正向影響農戶參與農村環境治理的意愿;即在其他解釋變量不變的條件下，社會規范作用越強，農戶參與環境治理意愿越高。假說H1得到驗證。相比于硬性規則的約束，軟規則的約束能夠自覺增強農戶參與環境保護的意識，幫助解決農村環境治理過程當中相關法律法規等硬性約束無法解決的問題，非正式社會規范可以有效促進農戶的參與環境治理意愿。社會互惠對農戶參與農村環境治理意愿具有顯著的影響。以“農忙時，村民之間會相互幫忙”為表征的社會互惠在1%的顯著性水平上正向影響農戶參與環境治理的意愿，這與假說H2相符。農戶間良好的互惠合作可以有效提升農戶的集體精神，培育農戶的集體環境意識，提升農戶的環境保護意愿。但以“村里人結婚，會義務幫忙”為表征的社會互惠在10%的顯著性水平上負向影響農戶參與意愿，這與假說H2不相符，可能的原因是：為了維護鄰里關系，對于個別農戶亂扔垃圾的行為大部分人選擇“多一事不如少一事”，而他人的行為會直接或間接影響到其他農戶，這導致農戶主動參與環境治理的意愿越來越低。歸屬感變量在1%的顯著性水平上正向影響農戶參與環境治理的意愿，即在其他解釋變量不變的條件下，農戶的歸屬感越強，其參與環境治理的意愿越強，假說H3得到驗證。農戶歸屬感越強，其做決定時會更加考慮周圍人對自己的評價，為獲得他人的認可，農戶更有意愿選擇對自己形象有幫助的決策;在農村環境治理方面，歸屬感強的農戶更有意愿主動參與環境治理。社會信任對農戶參與農村環境治理意愿具有顯著的負向影響。這與假說H5不符。從回歸三可以看出，以“村委會是值得信任的”為表征的社會信任水平越高，農戶參與環境治理的意愿越低。對此可能的解釋是：如果農戶對村委會具有較高的信任水平，這在一定程度上會增強農戶對村委會的依賴，提升農戶在參與農村環境治理中的“搭便車”傾向，降低主動參與村中集體事物的意愿。因此，農戶的社會信任水平越高，其農戶參與環境治理的意愿就越低。社會網絡分別在5%和1%的顯著性水平上正向影響農戶參與農村環境治理的意愿。即在其他解釋變量不變的條件下，農戶的社會網絡越廣泛越穩固，農戶參與環境治理意愿越高。假說H7得到驗證。一方面，在實踐中，農戶的社會網絡越廣泛、農戶可以獲取社會資源的渠道越多，信息收集的速度越快，獲取異質性信息的可能性越大，農戶對環境治理的認知也就越全面。另一方面，社會網絡較穩固的農戶也更愿意分享環境治理的信息資源，其作為信息傳遞的載體有助于環境信息和知識的傳播，且社會網絡較穩固的農戶之間也在無形中形成了一定的環境治理監督和約束機制，這有利于提升農戶對農村集體行動的參與意愿。3.3 社會互惠影響的內在傳導機制Bootstrap法是一種從樣本中重復取樣的方法，其原理是從原始數據中重復抽樣得到bootstrap樣本及系數乘積的估計值，將其按數值大小進行排列，第2.5百分位點和第97.5百分位點就構成了一個95%置信度的置信區間，如果置信區間不包含0，則系數乘積顯著[37]。用偏差校正的非參數百分位Bootstrap法比Sobel法得到的置信區間更精確，有更高的檢驗力[37]。因此，本文選擇Bootstrap法檢驗多層中介效應。多重中介模型將多個中介變量放在同一個中介模型中進行檢驗，其相比簡單中介模型而言，可以降低由于遺漏變量導致的參數估計偏差[38]?；诖?，本文首先將變量中心化，后運用Bootstrap法進行多層中介效應檢驗，以驗證社會資本的中介效應是否顯著。

如表4所示，本文參照Preacher和Hayes提出的多個并列的中介變量的檢驗方法，進行bootstrap中介變量檢驗[39]，設置95%的置信區間，對樣本進行5000次有放回的重復抽樣。檢驗結果表明，3個中介變量共同發揮的中介作用顯著（0.0488，0.1211），作用大小為0.0823，在3個中介路徑中歸屬感（0.0106，0.0598）、社會信任（0.0009，0.0369）、社會網絡（0.0132，0.0600）均發揮了顯著的中介作用，中介作用大小依次為0.0318、0.0165、0.0340。與此同時，剔除掉社會網絡、社會信任以及歸屬感這3個變量共同的中介作用之后，自變量（社會互惠）對因變量（農戶參與農村環境治理意愿）的直接作用并不顯著（-0.0482，0.1361）?？梢?，農戶的歸屬感、社會信任和社會網絡在社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間發揮著完全中介作用，也即農戶互惠水平越高，農戶的歸屬感越強，社會信任和社會網絡水平越高，也就越有意愿參與農村環境治理。假說H4、H6、H8得到驗證。由相關分析可知，農戶的互惠水平與農戶參與農村環境治理意愿之間存在顯著相關，在剔除農戶歸屬感、社會信任和社會網絡3個中介變量后，回歸分析顯示農戶互惠效果不顯著，說明農戶社會互惠主要通過農戶的社會信任、社會網絡以及歸屬感對農戶的參與農村環境治理意愿產生影響。村民之間的互惠包含了幫助和報答2個方面，是以人情和道德為文化基礎建立的社會交換，社會互惠鞏固了村民之間的信任和社交網絡，由此逐漸形成的社會資本在無形中塑造了農戶的主人翁意識，使得農戶逐步明確自己在集體行動中所承擔的責任和義務，主動參與集體行動的意愿越來越強烈。4 結論與政策啟示本文以閩、皖、陜三省調研數據為例，采用有序Logistic回歸模型，分析了社會互惠以及社會資本對農戶參與農村環境治理意愿的影響機制。研究結果表明：首先，農戶的年齡和政治身份對提高農戶環境治理意愿具有顯著的正向影響;而性別、婚姻狀況在統計意義上不顯著。其次，社會資本及社會互惠均顯著影響農戶參與環境治理的意愿。其中，歸屬感的影響最強。社會資本變量中，社會規范、社會網絡以及歸屬感對農戶環境治理參與意愿均具有顯著的促進作用，而社會信任對農戶環境治理參與意愿有顯著的抑制作用。不同的社會互惠內容對農戶參與環境治理意愿有不同的影響方向。最后，社會互惠通過影響農戶的歸屬感、社會信任以及社會網絡，進而影響農戶參與環境治理的意愿，農戶的歸屬感、社會信任和社會網絡在社會互惠與農戶參與環境治理意愿之間發揮完全中介作用。根據研究結論，本文得出如下政策啟示：社會資本作為一種內在的激勵機制，對農戶參與環境治理具有較強的促進作用。因此，要積極培育鄉村社會資本，使其成為農戶參與集體行動的內在約束。首先，鼓勵農戶建立村莊外的社會網絡，積極發揮農戶社會網絡的重要作用，建立信息和資源的共享機制。其次，為了更好地培育農戶社會資本，以規范農戶集體行動參與行為，要培養農戶的法治精神和契約精神，通過加強農村地區基礎教育，不斷提升農戶的文化水平，提高農戶對環境治理的認知。最后，加強農村環保宣傳，強化農村居民的環保意識。弘揚中國傳統優秀文化，充分發揮風俗習慣和道德規范的價值，加強農戶間的互惠合作，豐富農戶的社會資本存量，繼而促使農戶形成“主動參與集體行動——社會資本得以鞏固和拓展”的長期良性循環，推動建立農村環境治理長效機制的建立。

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