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JOURNAL OF NATURAL RESOURCES >

2024 , Vol. 39 >Issue 10: 2335 - 2349

DOI: https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20241005

Original article

The impact of livelihood capital on the pro-environmental behavior of indigenous residents in the Qinling National Park creation area: An analysis based on the perspective of fairness perception

  • SHI Heng-tong ,
  • REN Shuang-ni ,
  • FAN Hui ,
  • YU Le-shan
Expand
  • International Business School, Shaanxi Normal University, Xi'an 710119, China

Received date: 2024-01-02

  Revised date: 2024-05-09

  Online published: 2024-10-16

Fold

Abstract

The pro-environmental behavior of indigenous residents in neighboring communities can have a direct or indirect impact on the effectiveness of ecological conservation, which is a crucial factor driving the establishment of national parks. Based on the survey data of 513 indigenous residents in Qinling National Park creation area, OLS regression and Bootstrap method were used to investigate the impact of livelihood capital on indigenous residents' pro-environmental behavior and its mechanism. The findings of the study indicate that the participation of indigenous people in pro-environmental behavior is lower in the public domain compared to the private domain. Additionally, the residents surveyed possessed abundant financial capital and comparatively less natural capital. Livelihood capital was found to have a significant impact on pro-environmental behavior. Specifically, public pro-environmental behavior showed positive correlations with human capital and social capital, while private pro-environmental behavior displayed positive correlations with human capital and financial capital, but a negative correlation with natural capital. The study highlighted that distributive fairness, procedural fairness, and interactive fairness play mediating roles in the relationship between livelihood capital and pro-environmental behavior. Procedural fairness had the highest mediating effect, followed by interactive fairness and distributive fairness. Therefore, in the construction of national parks, it is necessary to enhance the accumulation of livelihood capital of indigenous residents through multiple channels, correct the inequity of existing policies, ensure community participation in decision-making, and strengthen communication with indigenous residents, so as to directly or indirectly increase the level of fairness perception of indigenous residents, and promote the implementation of pro-environmental behaviors by indigenous residents.

Key words： the pro-environmental behavior of indigenous residents; livelihood capital; fairness perception; Qinling National Park creation area

Cite this article

SHI Heng-tong , REN Shuang-ni , FAN Hui , YU Le-shan . The impact of livelihood capital on the pro-environmental behavior of indigenous residents in the Qinling National Park creation area: An analysis based on the perspective of fairness perception[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2024 , 39(10) : 2335 -2349 . DOI: 10.31497/zrzyxb.20241005

党的“二十大”报告指出，推进以国家公园为主体的自然保护地体系建设是生态文明建设的核心载体，在维护国家生态安全和实现人与自然和谐共生中居于首要地位[1]。世界自然保护联盟（International Union for Conservation of Nature，IUCN）提出自然保护地存在四种治理类型，包括政府治理、共同治理、社区治理和公益治理，其中社区治理强调当地原住居民的参与作用[2]。越来越多的文献指出，原住居民既是自然资源的使用者，又是生态保护的实践者，其日常行为可以影响生物多样性保护效果[3,4]。随着首批国家公园设立，社区在国家公园治理中扮演的新角色亟需得到重视，原住居民是否参与国家公园保护、建设、管理以及参与程度是国家公园可持续发展的关键[5,6]。但中国国家公园建设尚处初期，社区原住居民深受“依赖政府”等传统固化思维的影响，难以摆脱“搭便车”行为的诱惑，其环境保护参与度多被弱化[7,8]；加之国家公园“生态保护优先”的目标要求和原住居民“经济发展优先”的关系约束，势必限制原住居民传统生计、资源权属等发展，导致原住居民可能产生消极情绪和行为[5]。在该背景下，弥补当前政府单一治理模式的不足，缓解国家公园与原住居民的利益冲突是当前国家公园建设面临最棘手的问题之一。因此，充分调动原住居民参与生态环境保护工作，探索原住居民在国家公园建设过程中实施亲环境行为的驱动因素具有积极现实意义。
当前亲环境行为通常针对某个具体行为进行研究，如低碳农业技术采纳行为、清洁能源使用行为[9]、生活污水处理行为[10]、旅游地游客环保行为[11]等，影响因素集中于客观现实因素、心理因素、外部情境特征等方面[12]。客观现实因素指个体或家庭的资本禀赋特征，能直接影响或约束个体行为，如任重等[13]发现农户的社会资本能促进其采用低碳农业技术采纳行为；杨柳等[9]认为人力资本和经济资本能正向促进农户的清洁能源使用比例[9]。在心理因素中，马克思·韦伯的双重理性经济思想为亲环境行为产生机制提供了强有力的分析工具。一方面，个体亲环境行为会受到理性因素驱动，如农户会考虑耕地的经济、生态、社会等价值来决定自己是否采取耕地质量保护技术[14]；原住居民会衡量感知收益和感知成本来决定自身是否支持国家公园建设[5,15]。另一方面，敬畏[16]、情感依恋[17]、环境信念[11]等非理性因素也会对亲环境行为产生激发作用。在外部情境特征层面，政府约束规制[13]、社会规范[18]、大众媒介[19]等对亲环境行为的影响也受到了关注。
通过梳理文献发现：第一，目前关于亲环境行为的研究大都发生在可持续农业生产和绿色生活等背景下，而国家公园背景下的研究较少，且研究对象多为游客而非原住居民。第二，当前学术界亲环境行为有高成本和低成本[11]、公域和私域[20]、习惯性和偶然性[21]、规范型动机和工具型动机[22]等分类。其中，公域和私域是一个重要维度，前者被定义为个人在公共/社会一级的环境支持；后者是基于自己或家庭在日常生活中对环境负责的行为[23]。显然农业生产或绿色生活只属于私域范畴，而国家公园建设需要原住居民参与公共治理，属于公域范畴，且公域亲环境行为更能体现出原住居民对生态环境的关心程度。因此本文将亲环境行为划分为公域和私域维度，为后续研究提供启发。第三，在客观现实因素中，学者们通常仅考虑个体或家庭的单个或多个特征，存在局限性，而生计资本是原住居民开展生计活动的基础，能综合反映原住居民拥有的所有资源和能力。因此本文同时探究生计资本总量和生计资本各维度对亲环境行为的影响，弥补现有文献的不足。第四，公平是社会多方面追求的理想，公平的机会和结果影响教育、就业、医疗等诸多领域政策的实施[24]，国家公园也不例外，原住民对社会公平的积极认知可以解决生态保护和人类活动的冲突[25]。然而国内研究往往忽视由“社会公平”问题所产生的公平感知这类心理因素，且感知作为心理因素，通常受个体客观现实条件等的影响[26]。因此本文构建国家公园背景下的公平感知量表，不仅补充了当前的心理变量，也考察了生计资本影响原住居民亲环境行为的作用机制，具有一定理论意义。
基于此，本文以秦岭国家公园创建区社区原住居民为研究对象，将生计资本、公平感知和亲环境行为纳入同一分析框架，采用OLS回归检验生计资本总量和各类型资本对亲环境行为的影响，并用Boostrap法探究公平感知在这一过程中发挥的中介机制作用，以期丰富和深化相关研究，为促进原住居民实施亲环境行为提供思路。

1 理论分析与假设

1.1 国家公园内原住居民生计资本对亲环境行为的影响

国家公园内原住居民生计一直是学术界和决策层关注的重点问题。国际经验显示，抛开原住居民的生计发展需求[27]、不注重原住居民利益[28]的保护政策会导致国家公园的保护目标难以实现[29]。生计资本是个人或家庭用于生计发展的资源禀赋集合，基于理性经济人假设，为实现个人或家庭利益最大化，生计资本存量对原住居民生计方式等行为决策起着决定性的作用；不同资本禀赋的原住居民会对自然资源产生不同的利用方式，造成亲环境行为的差异化。英国国际发展部提出的可持续生计分析框架（DFID）确定了五种类型的生计资本，即人力、社会、金融、自然、物质五大资本[30]。
（1）人力资本指家庭可用劳动力的数量和质量。家中劳动力数量越多，则其可替代生计的选择越多，对自然资源依赖度越低；受教育年限越长，参与政府培训次数越多的原住居民越能深刻理解各项政策实施的含义，因此家庭人力资本水平较高的原住居民会表现出积极的亲环境行为[31]。
（2）社会资本指人们追求生计成果所使用的社会关系网络以及由此产生的信任与支持资源。一方面，和政府、社会组织等互动频繁的原住居民越容易投入到正式机构组织的活动中，体现出规制性[20]；另一方面，原住居民之间伴有“示范效应”，和亲朋邻居互动越频繁，越能加速保护政策的宣传和传播，迫于社会规范和压力，体现出弥散性[23]，二者共同促进原住居民实施亲环境行为。
（3）金融资本指家庭用于生产或消费的可获得的信贷资金及现金。金融资本对原住居民在村庄的话语权有一定影响，因此金融资本存量较高的原住居民为了维持其在村庄影响力而愿意参与到村庄事务中来[32]；同时家庭收入水平越高，农业收入占其家庭收入比例较少，原住居民拥有经济支付能力也更强，会减少传统低效的资源开采方式，因此呈现出积极的亲环境行为[33]。
（4）自然资本指对生计有用的自然资源或服务，如土地、森林、水等自然资源。靠耕地或林地生存的原住居民在村庄居住时间更长，参加公共领域的机会更多，促进公域亲环境行为的实施，但其可能经常遭受野生动物肇事事件，从而存在驱赶野生动物的行为，且林地多的原住居民有收集薪柴的机会，抑制其私域亲环境行为。
（5）物质资本指人们保障生活、维持生产所拥有的生产资料和基础设施，在一定程度上反映了原住居民的生活质量。马斯洛需求层次理论指出个体在满足基本需求后才会关注更高层次的追求，如牺牲自身精力和时间参与公共事务的管理，同时物质资本水平高的原住居民拥有更好的生活生产条件，通常会选择回报率较高的工作和生活方式，而不是依赖于自然资源的生产和使用（如用电力而不是用薪柴），因此实施亲环境行为可能性越大[34]。
综上，生计资本越丰富，其生计方式对自然资源的依赖性越低，表现出积极的亲环境行为[35]。另外，相比于私域亲环境行为与原住居民长久形成的生活习惯相关，公域亲环境行为是在各项保护政策出台后才能实施。基于此，提出以下假说：
H1a：原住居民生计资本总值对亲环境行为有正向影响；
H1b：不同生计资本子类型对亲环境行为的影响存在差异；
H1c：生计资本对公私域亲环境行为的影响程度存在差异。

1.2 国家公园内原住居民生计资本促进亲环境行为的机制分析

生计资本对原住居民亲环境行为产生直接影响的同时，还通过公平感知产生间接影响。一方面，个体对公平的判断被认为是由他们的社会文化背景和他们对该背景的主观感受所塑造的，包括物质财富、家庭劳动力数量、生计状况等因素[36]。另一方面，公平理论指出，个体决策时会考虑公平问题，借助公平感知能有效预测个体行为[37]。公平是一个多维度的概念，包括分配、程序和互动维度[38,39]。分配公平关注个体对利益分配结果的评价；程序公平关注决策参与和公正透明度；互动公平关注管理者对原住居民身份、价值观和需求的尊重[26]。
（1）生计资本通过分配公平感知影响亲环境行为。
研究发现，原住居民相对财富和生计数量能使其对分配公平产生积极影响[26]。当遭遇利益分配不公时，相比生计资本匮乏的原住居民，生计资本禀赋的原住居民边际损失更小，因此拥有更多资本的个体通常对利益分配持积极态度，而拥有较少资本的个体则倾向于持消极态度[40]。在“不患寡而患不均”的中国小农社会中，原住居民对于物质利益分配的感知能决定其对国家公园建设的态度和行为，当个体感到利益分配不公平时，他们会产生负面情绪，一方面容易对村干部、国家公园管理人员的宣传产生抵触和不信任，另一方面对其政策实施结果产生失望感甚至逆反心理，从而采取相应的行为来减少不公平感[41]，如原住居民会选择不采取亲环境行为来减少付出成本。
（2）生计资本通过程序公平感知影响亲环境行为。
根据社会参与理论，原住民是否参与决策过程、对政策透明度的评价等也会影响个体的态度和行为[42]。生计资本差异会形成不同形式和社会地位等级的群体，精英群体有资格参与关于国家公园建设的相关商讨和决策，促使其更为透彻地理解政策背后的逻辑，一旦原住居民感受到程序制定的公开性和透明性，就能提升自身的参与感、融入感和获得感，产生亲环境行为。反之，生计资本匮乏的原住居民容易在政策制定过程中被忽视或边缘化，同时他们缺乏相关渠道了解政策信息，存在信息不对称问题，只是机械地“服从命令”，从而对政策的公正透明性存在偏见，不愿意实施亲环境行为[27]。
（3）生计资本通过互动公平感知影响亲环境行为。
原住居民的心理情感的作用同样不可忽视。国家公园与原住居民之间关系质量影响原住居民对国家公园的态度、判断和认可，进而影响其行为[5]。若原住居民家庭生计能力较强，则与管理者互动交流中更能表现出乐观态度和生计自信，而当个体感受到国家公园管理者真诚、礼貌、平等地与他们沟通，尊重他们的利益和需求，履行承诺，他们就会加强对政府和国家公园管理者的信任，使得目标和价值观同一化，从而积极遵守各项保护政策，支持生态保护事业，采取环境友好的行为[28]。因此提出假设：
H2：生计资本通过提高公平感知促进原住居民实施亲环境行为。
基于以上分析，构建理论分析框架（图1）。
图1 理论模型图

Fig. 1 Theoretical model diagram

2 研究方法与数据来源

2.1 案例地概况

秦岭是中国南北气候的分界线，是中央造山带与南北构造带交汇的地方，也是长江和黄河流域的分水岭，独特的地理位置和气候特征赋予了秦岭地区丰富的动植物种质资源，使之成为重要的生态系统保护地[43]。为加强秦岭自然生态系统及长江黄河水源涵养地保护，国家公园管理局已复函同意开展秦岭国家公园创建工作，创建区拟设立总面积1.26万km2，将涵盖65个自然保护地和《陕西省秦岭生态环境保护条例》划定的部分核心保护区、重点保护区、一般保护区，涉及陕西省宝鸡、汉中、安康、商洛等6市的21个县（市、区）。当前创建区社区常住人口收入主要来源于农产品经营、打工等，大部分村民种植玉米、土豆等农作物以获得农业经营性收入，也有不少村民依靠采挖野生中药材、食用菌等山珍特产获得收入。而在国家公园正式建立后，对区域内生态的原真性、完整性、系统性的保护势必会对原住居民的生计造成冲击，加之野生动物数量增加、区域内限制人为活动等多种因素都会导致这些收入大幅减少甚至消失[43]，社会发展和环境保护的矛盾愈发突出。因此，秦岭国家公园是地理过程、环境保护和人地协调研究的典型区域[44]，以秦岭国家公园创建区为例探究原住居民亲环境行为具有一定代表性。

2.2 数据来源

本文采用广义的国家公园社区概念，即位于国家公园内或周边，共同受国家公园资源限制、生态补偿、生态管护等相关政策影响的社区[6]。调查由团队16名成员于2023年8月在秦岭国家公园创建区腹心地带四个自然保护区社区完成，包括佛坪自然保护区、长青自然保护区、平河梁自然保护区、牛背梁自然保护区。首先结合地理特征在每个保护区选取一个代表县，然后按照随机抽样的原则，每个县选取3个镇，每个镇选取4个村，最后从每个村随机抽取12名原住居民进行问卷调查，家庭户主是首选的访问对象；共计发放问卷576份，剔除无效问卷后，有效问卷513份，有效率89.1%。样本情况见表1。
表1 样本特征（N=513）

Table 1 Sample characteristics (N=513)

样本特征 自然保护地 选取样本县 有效样本数/户
地区 佛坪自然保护区 佛坪县 116
长青自然保护区 洋县 132
平河梁自然保护区 宁陕县 127
牛背梁自然保护区 柞水县 138
性别 男 329
女 184
年龄/岁 <31 26
31~45 100
46~60 207
61~75 149
>75 31

2.3 变量测量

（1）亲环境行为。结合定义，国家公园内亲环境行为更加关注个体对野生动植物的保护。结合研究需要，对马奔等[15]、段伟等[33]的亲环境行为测量题项进行了修正，并将其进一步分为公域和私域亲环境行为，回答采用李克特五点量表（“从不”~“总是”），利用熵值法对这两个维度进行处理，形成公域和私域亲环境行为指标。结合描述性统计情况看，原住居民的私域亲环境行为普遍优于公域亲环境行为，造成这一差异原因可能是公域亲环境行为的实施更受限于当地政府组织公共活动的频率[20]。
（2）生计资本。通过参考前人的研究项目[31,33,45]，编制了生计资本量表（表2）。采用熵值法得到生计资本总量值及其各维度资本水平，对各县生计资本进行统计发现（表3），研究区域内原住居民金融资本存量最多，自然资本存量最少，四县生计资本存量由高到低依次为宁陕县、佛坪县、洋县、柞水县。
表2 变量说明及描述性统计

Table 2 Description of variables and descriptive statistics

变量类别 定义与赋值 均值 标准差
公域亲环境行为 您参与植树造林公益性活动的频率 2.9 1.50
您参加集体生态保护宣传活动的频率 2.8 1.50
您参与林地经营技术培训的频率 2.3 1.40
私域亲环境行为 您碰见野生动物，不会去惊扰它 3.3 1.30
您不会砍伐树木和收集薪柴 3.3 1.30
您会捡拾秦岭山上的垃圾、农药、化肥瓶 3.0 1.20
分配公平 您认为野生动物肇事补偿政策是公平的 2.9 1.30
您认为生态移民政策是公平的 3.5 1.10
您认为生态护林员的雇佣政策是公平的 3.6 1.00
程序公平 保护地和村委会制定相关政策的时候，会征求村民的意见，您能表达您的观点和感受 3.4 1.20
保护地和村委会制定相关政策是公开透明的 3.5 1.10
村民可以对决策提出质疑和诉求 3.7 1.00
互动公平 保护地和村委会人员友善礼貌地对待您 3.9 1.00
保护地和村委会人员能积极倾听您的个人需要 3.8 0.90
保护地和村委会人员在宣传相关政策时，对您进行了真诚、公开、坦率的交流 3.9 1.00
生计资本 人力资本 家庭劳动力数量（16岁以上，无疾病、无残疾） 3.0 1.60
受过高中及以上教育人数 1.1 1.20
家庭成员参加政府技术培训（包括家政、育婴、种植、养殖、农机使用等多类型培训）的频率 （1从不~5总是） 2.5 1.50
社会资本 家中是否有人当村干部（1=没有；2=曾经有；3=现在有） 1.3 0.70
家庭去年一年人情礼品支出/万元 0.7 0.60
如果遇到困难，有人帮忙解决（1非常不同意~5非常同意） 4.1 0.90
金融资本 家庭年收入/万元 7.9 6.70
贷款容易度（1非常困难~5非常容易） 3.2 1.20
自然资本 可耕地面积/hm2 0.2 0.20
林地面积/hm2 2.2 4.70
土地质量1非常差~5非常好 3.2 0.90
物质资本 固定资产数量（电视机、洗衣机、空调、电脑等大件个数）/个 3.9 1.50
交通工具数量（摩托车、小汽车、拖拉机、三轮车、电动车数量）/辆 1.7 1.10
家庭现有房屋重置成本/万元 22.8 18.60
控制变量 性别 男=1，女=2 1.4 0.48
年龄/岁 30及以下=1；(30, 45]=2；(45, 60]=3；(60, 75]=4；75以上=5 3.1 0.96
受教育年限/年 没上过学=1；[1, 5]=2；(5, 10]=3；(10, 15]=4；(15, 20]=5 2.8 0.97
当地居住年限/年 30及以下=1；(30, 45]=2；(45, 60]=3；(60, 75]=4；75以上=5 2.8 1.13
身体状况 1非常差~5非常好 3.6 1.07
环境规制水平 当地政府针对破坏环境、伤害野生动物的行为制定了比较完善的法律法规和监管机制（1非常不同意~5非常同意） 4.3 0.83
表3 各县生计资本存量比较

Table 3 Comparison of livelihood capital stock by county

人力资本 社会资本 金融资本 自然资本 物质资本 均值
佛坪县 0.27 0.17 0.32 0.14 0.32 0.24
洋县 0.23 0.14 0.33 0.08 0.22 0.20
宁陕县 0.35 0.28 0.31 0.14 0.23 0.26
柞水县 0.19 0.15 0.22 0.09 0.25 0.18
均值 0.26 0.18 0.30 0.11 0.26
（3）公平感知。借鉴已有研究[26,36,46⇓-48]，采用原住居民对野生动物肇事、生态移民、生态护林员岗位三种政策的公平评价来衡量分配公平。程序公平通过决策参与、公开和透明、问责权三项来衡量。互动公平体现在保护区管理机构对当地居民是否体贴、平等、友好，是否尊重当地人的利益等方面，用李克特五点量表测量（“非常不同意”~“非常同意”），每个维度指标值由熵值法合成而得。由表2可知，原住居民对互动公平的评价最积极，其次是程序公平，最后是分配公平。
（4）控制变量。为进一步控制其他因素对结果的干扰，提高模型估计结果准确性，在参考已有研究变量选取的基础上，引入受访者性别、年龄、受教育年限、当地居住年限、身体健康状况、环境规制水平作为控制变量。

2.4 模型构建

经过熵值法处理后，自变量和因变量均为连续数据，基准计量模型设定如下：
P E B = α 0 + α 1 L C + α 2 X + ε
为了进一步探讨是哪类生计资本发挥作用，对此，同步构建如下线性回归模型：
P E B = α 0 + α 1 H C + α 2 S C + α 3 N C + α 4 P C + α 5 F C + α 6 X + ε
式中： P E B为原住居民亲环境行为实施水平； L C为生计资本； H C 、 S C 、 N C 、 P C 、 F C依次为人力、社会、自然、物质、金融资本； X为若干控制变量； α 0 ~ α 6为待估计系数； ε为随机扰动项。
基于理论机制分析，采用中介模型定量识别分配公平、程序公平、互动公平在生计资本影响原住居民亲环境行为的中介效应，构建如下中介模型：
P E B = α 0 + α 1 L C + α 2 X + ε
M e d = β 0 + β 1 L C + β 2 X + ε
P E B = γ 0 + γ 1 L C + γ 2 M e d + γ 3 X + ε
式中： M e d为中介变量； β 0~ β 2、 γ 0 ~ γ 3为待估计参数。

3 结果分析

在进行数据分析之前，有必要进行信效度检验（表4），结果显示各变量克朗巴哈系数（Cronbach's α）高于0.7，组合信度（CR）均在0.7以上，平均方差萃取量（AVE）高于0.5，表明数据满足信效度基本要求。
表4 信度与效度检验

Table 4 Reliability and validity tests

Cronbach's α CR AVE
分配公平 0.80 0.812 0.592
程序公平 0.87 0.878 0.706
互动公平 0.94 0.940 0.839
公域亲环境行为 0.84 0.836 0.631
私域亲环境行为 0.79 0.788 0.554

3.1 基准模型回归结果

表5展示了生计资本对亲环境行为的影响。模型1和模型3的结果表明，在1%水平下，生计资本总量对公域和私域亲环境行为均有正向影响。总体来看，生计资本对公域亲环境行为的影响更大，可能即使生计资本发生改变，原住居民也难以改变传统的私域生活方式，假设H1a、H1c成立。
表5 原住居民生计资本对亲环境行为的回归结果

Table 5 Regression results of indigenous people's livelihood capital on PEB

变量名称 公域亲环境行为 私域亲环境行为
模型1 模型2 模型3 模型4
生计资本 0.848***(8.07) 0.344***(3.80)
人力资本 0.538***(6.60) 0.544***(8.26)
社会资本 0.228***(4.92) 0.000(0.01)
金融资本 0.007(0.07) 0.338***(4.21)
自然资本 0.12(1.14) -0.213**(-2.33)
物质资本 -0.117(-1.08) -0.122(-1.39)
性别 -0.073***(-2.81) -0.076***(-3.00) -0.029(-1.31) -0.030(-1.44)
年龄 0.011(0.55) 0.014(0.65) 0.024(1.31) 0.015(0.91)
受教育年限 0.043***(3.23) 0.036***(2.63) 0.066***(5.74) 0.041***(3.74)
当地居住年限 0.008(0.48) 0.007(0.38) -0.021(-1.41) -0.015(-1.08)
身体健康水平 0.027**(2.21) 0.030**(2.47) 0.035***(3.37) 0.030***(3.12)
环境规制水平 0.091***(6.17) 0.079***(5.32) 0.060***(4.76) 0.041***(3.40)
Constant -0.338***(-3.03) -0.275**(-2.48) -0.067(-0.70) -0.003(-0.03)
R-squared 0.299 0.332 0.237 0.360
F 30.72*** 21.86*** 22.66*** 25.65***

注：**、***分别代表在5%、1%的水平上显著；括号内数值为t值，下同。

为进一步明确主要是哪类生计资本发挥作用，模型2和模型4将各生计资本子类型作为解释变量。结果看出，原住居民公域亲环境行为和私域亲环境行为的影响因素存在差异：人力资本、社会资本是促进原住居民实施公域亲环境行为的主要原因，而在私域亲环境行为的驱动因素中，人力资本和金融资本发挥显著的正向促进作用，自然资本发挥显著的抑制作用，假设H1b成立。
控制变量中，男性是公域亲环境行为参与的潜在力量[23]，这可能是因为男性更多关注公共领域的时事，符合中国传统文化性别规范。原住居民受教育年限越长，越能加深对各项保护政策的理解，从而遵守各项政策。身体素质是原住居民实施亲环境行为的前提，因此身体健康状况较好的原住居民更多实施亲环境行为。环境规制作为外部因素，能直接约束原住居民破坏生态环境的行为，因此对环境规制水平评价高的原住居民更愿意实施亲环境行为。

3.2 内生性处理

由于涉及反向因果、测量误差等问题，生计资本与原住居民亲环境行为之间的回归结果可能存在偏误。为缓解这一问题，本文运用工具变量法进一步进行内生性检验，选取“原住居民与县城的距离（km）”作为工具变量。首先，结合调研所知，秦岭山区生活不便，距离县城越远，国家扶持力度越大，会置办安置房，原住居民受到政府补贴的力度也越大；同时家中年轻人为了给下一代提供更好的教育和生活条件，迁移至县城的意愿和比例也更高，生活更努力，家庭生计资本存量会更高，符合相关性原则。其次，“距离”和原住居民实施亲环境行为没有直接联系，属于外生变量。
表6报告了内生性检验结果。根据第一阶段回归结果，工具变量在1%的水平上与内生变量显著正相关，F统计量大于10，不存在弱工具变量问题。模型5~模型6显示在控制了可能存在的内生性偏误后，生计资本仍然显著正向影响原住居民亲环境行为。
表6 内生性检验

Table 6 Endogeneity test

变量 模型5
公域亲环境行为		 模型6
私域亲环境行为
生计资本 3.225***(4.09) 1.662***(3.17)
控制变量 已控制 已控制
Wald chi2 98.50*** 120.56***
一阶段回归
与县城的距离 0.023***
弱工具变量检验F值 20.43

3.3 稳健性检验

为确保研究结果可靠性，本文用替换解释变量、限制样本两种方法对基准回归结果进行稳健性检验。首先，家庭生计资本和家庭生计来源种类密切相关，因此采用“家庭生计来源种类数”（包含种植、养殖、个体经营、正式或非正式务工、财政饭、转移性收入等）作为解释变量进行回归。其次，考虑到受访者需要对家庭生计资本具有充分了解，且亲环境行为实施对年龄有一定要求，因此剔除年龄25周岁以下、70周岁以上的样本群体进行回归分析，结果（表7）与前文回归结果一致，表明本文研究结果具有稳健性。
表7 稳健性检验

Table 7 Robustness test

方法 解释变量 公域亲环
境行为		 私域亲
环境行为
替换解释变量 家庭生计来源种类 0.039***(3.19) 0.022**(2.13)
控制变量 已控制 已控制
F (7505) 20.81*** 20.56***
限制样本 生计资本 0.813***(7.38) 0.300***(3.31)
控制变量 已控制 已控制
F (7436) 21.35*** 17.85***

3.4 机制分析结果

依据前文分析，原住居民生计资本存量不仅直接推动亲环境行为的实施，还可以通过提高公平感知间接推动其行为。为验证这个结论，在SPSS 22插件Process的帮助下，以95%的置信区间进行5000次重复的Bootstrap分析[49]。根据模型7~模型9结果发现，生计资本对分配公平、程序公平和互动公平的影响为正，置信区间不包含0，说明生计资本禀赋的原住居民对于利益分配、程序和互动过程有更积极的感知，即拥有更多社会经济优势的人可能比财富或机会较少的人受益更多，这种情况通常被描述为“精英捕获”[26]。
表8提供了在95%偏差校正置信区间内生计资本对亲环境行为的间接影响，结合表9中模型10~模型11回归结果，发现分配、程序和互动公平在“生计资本—公域亲环境行为”间发挥中介作用，而在“生计资本—私域亲环境行为”路径中，仅有程序公平和互动公平发挥中介作用，原因可能是在公共领域，人们更注重与他人比较的结果来预测行为，而私域的行为动机更多来自于自身，假设H2部分成立。从三者中介效应比例来看，程序公平是亲环境行为最直接、最重要的中介因素，其次是互动公平，而分配公平效应比例最小。可能的原因有：第一，程序公平影响了原住居民对于政策制定和实施的评价，一定程度上会影响其对分配公平的判断，能消除不公感；第二，农村属于关系型社会，原住居民更注重分配的程序和过程，而非分配的结果；第三，从目前农村家庭收入结构来看，各项生态补偿的收入占家庭收入比例较小，因此可能对分配公平的关注较少。
表8 中介效应模型显著性分析

Table 8 Significance analysis of the intermediary effect model

系数 Bootstrap标准差 95%置信区间 相对效应大小/%
生计资本
—公域亲环境行为		 总效应 0.848 0.105 [0.642, 1.055] 100.0
直接效应 0.579 0.098 [0.387, 0.772] 68.3
总间接效应 0.269 0.049 [0.177, 0.370] 31.7
间接效应1 0.041 0.022 [0.006, 0.090] 4.8
间接效应2 0.138 0.043 [0.063, 0.230] 16.3
间接效应3 0.091 0.034 [0.029, 0.163] 10.7
生计资本
—私域亲环境行为		 总效应 0.344 0.091 [0.166, 0.522] 100.0
直接效应 0.182 0.090 [0.006, 0.358] 52.9
总间接效应 0.162 0.035 [0.098, 0.234] 47.1
间接效应1 0.020 0.017 [-0.010, 0.056] 5.8
间接效应2 0.086 0.036 [0.019, 0.162] 25.0
间接效应3 0.056 0.029 [0.005, 0.120] 16.3
表9 生计资本对亲环境行为的影响机制分析

Table 9 Analysis of mechanism of impact of livelihood capital on PEB

回归方程 系数Β(t) P 95%置信区间
被解释变量 解释变量
模型7 分配公平 生计资本 0.330(3.333) <0.001 [0.136, 0.525]
模型8 程序公平 生计资本 0.542(6.016) <0.001 [0.365, 0.719]
模型9 互动公平 生计资本 0.405(4.871) <0.001 [0.242, 0.569]
模型10 公域亲环境行为 生计资本 0.579(5.886) <0.001 [0.386, 0.772]
分配公平 0.124(2.422) 0.016 [0.023, 0.225]
程序公平 0.254(3.813) <0.001 [0.123, 0.385]
互动公平 0.224(3.247) 0.001 [0.088, 0.360]
模型11 私域亲环境行为 生计资本 0.182(2.031) 0.043 [0.006, 0.358]
分配公平 0.060(1.283) 0.200 [-0.032, 0.152]
程序公平 0.159(2.612) 0.009 [0.039, 0.278]
互动公平 0.139(2.214) 0.027 [0.016, 0.263]

4 结论与讨论

4.1 结论

本文基于秦岭国家公园创建区社区513份调研数据，实证考察了原住居民生计资本对于亲环境行为的影响及机制，研究结论如下：
（1）研究区域内原住居民金融资本存量最多，自然资本存量最少；原住居民公域亲环境行为参与度低于私域，其对互动公平的评价最积极，其次是程序公平和分配公平。
（2）生计资本是影响原住居民亲环境行为的重要条件。具体来看，公域亲环境行为受到人力资本、社会资本的正向影响；私域亲环境行为受到人力资本、金融资本显著正向影响，但与自然资本负相关。
（3）公平感知在亲环境行为影响机制中起部分中介作用，中介效应比例从高到低依次为程序公平、互动公平、分配公平，即生计资本存量越多的原住居民，对公平的评价越高，从而实施亲环境行为的意愿更大。
（4）控制变量中，男性是实施公域亲环境行为的主力军；受访者受教育年限、身体素质水平会正向促进其实施公私域亲环境行为；当地政府环境规制水平也会外部约束原住居民的亲环境行为。

4.2 讨论

根据上述研究结论，在国家公园建设过程中，促进原住居民实施亲环境行为可以从以下几方面入手：
（1）增加原住居民生计资本，增强生计能力。中国大部分国家公园位于相对偏远的农村地区，导致生计面临基础薄弱的困境[29]，政府应多渠道提高原住居民的生计资本积累：第一，政府可以通过对当地受教育学生给予资金扶持、对适龄待业人群开展职业技能培训、发挥好“东西部劳务协作”等帮扶体系作用等方式切实提高居民人力资本水平；第二，政府要建立和完善农业保险制度，设立生态补偿基金、增设公益性岗位等，帮助原住居民减轻因自然灾害或野生动物肇事导致的经济压力；第三，要积极培育各种合作组织，增加不同组织、群体之间的联系，整体性地提高原住居民的综合素质和生计水平。另外，政府部门还可以制定政策支持当地小企业，帮助原住居民在家门口稳定就业，减轻生计对自然资源的依赖，实现秦岭国家公园建设和群众增收致富的“双赢”局面。
（2）注重分配公平，保障原住居民利益。随着秦岭国家公园建设的逐步推进，各项政策对原住居民影响将会加大。基于此，管理者要纠正现有不公平政策。第一，要完善野生动物致害补偿条例，结合农作物市场价格动态调整野生动物致害补偿标准，通过财政资金、保险理赔等多元化补偿经费来源及时弥补原住居民损失；第二，要动态调整护林员等公益性岗位选聘范围，不能局限于建档立卡脱贫户的限制，也要关注易致贫户和边缘户，尽力保障公益性岗位设置公平；第三，对于确需移民的原住居民，要根据每户人口、资产、自然资源数量等家庭特征指标实现差异化补偿，保障相对公平而非“一刀切”。总之，要确保原住居民为生态保护做出的牺牲与其获得的生态补偿之间相对公平。
（3）注重程序公平，保障社区参与决策。首先，国家公园建设要消除原住居民参与政策制定的障碍，增加参会群众代表比例，让当地社区成为秦岭国家公园的保护者、建设者和管理者。比如在国家公园立法中明确将公众参与规定为一项基本原则，并将公众参与原则在秦岭国家公园保护条例的相关部分予以落实，对公众参与的途径、方式和保障等作出明确规定。其次，公正透明的信息是原住居民采取亲环境行为的重要保障，国家公园管理局要及时披露相关信息，如生态补奖等政策实施结果，确保原住居民的知情权和问责权。
（4）注重互动公平，加强交流。国家公园和原住居民之间的良好关系质量是解决矛盾冲突的润滑剂。一方面，在做宣传工作时，礼貌、尊重、平等的处事态度和方式是使得原住居民合作的基础，也是国家公园管理者的基本原则，要承认原住居民的身份和地位，保障顺畅的沟通渠道，比如定期开展座谈会等；另一方面，国家公园管理局要如期履行各项承诺，让原住居民对国家公园产生信任和情感认同，从政策的被动接受者转变成主动参与者。
（5）多管齐下但有所侧重，“因地制宜”地调整策略。有学者认为保护目标的“三大底线”（经济发展、社会公平和生态保护）之间为此消彼长的关系[24]，但本文发现三者之间存在统一关系，因此任何一种手段都是必要的。但由于政策的完善和实施具有滞后性，且提升原住居民生计资本积累和分配公平需要一定的财政资金做为保障，同时相较于分配公平，原住居民更关注程序和互动公平。因此，为减轻财政压力，政府应根据实际情况动态配置策略，争取以最小经济成本、最快速度达到最优的政策效果，比如资金充裕时应多渠道提升原住居民生计资本和分配公平，而资金短缺时则以提升原住居民程序和互动公平感知为主要手段。
鉴于多方面因素，本研究仍存在进一步优化的空间：在变量选取方面，仅考虑客观现实因素和心理因素对亲环境行为的影响，未来应将外部情境因素纳入分析框架进行系统考虑；秦岭国家公园建设刚刚起步，未来研究可以考虑增加纵向比较，通过同期群研究探究国家公园处于不同生命周期时原住居民亲环境行为影响机制的动态变化；未来研究可按照国家公园域内外，距离国家公园边界距离等为标准划分不同群体，探究可能存在的异质性等，这些都是后续研究努力的重要方向。

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