社会资本对牧户参与草原生态治理意愿的影响——以甘南州黄河水源补给区为例

陈强强，陈文娟，马亚飞，杨婕妤，杨清

（1.甘肃农业大学财经学院，甘肃 兰州730070；2.甘肃省生态建设与环境保护研究中心，甘肃 兰州730070；3.甘肃农业大学理学院，甘肃 兰州730070）

草原生态安全既是国家生态安全的重要组成部分，又是国家生态安全的薄弱环节［1］。甘南黄河水源补给区位于青藏高原东北部，地处青藏高原和黄土高原过渡地带，是中国乃至世界最为独特的生态地域单元，境内拥有大面积的草地、湿地和森林等自然资源，生态系统服务功能价值巨大，是黄河、长江上游的重要水源涵养区和甘肃“两江一水”流域水土保持与生物多样性生态功能区。同时，甘南州作为青藏高原社会大系的窗口和“藏族现代化的跳板”［2］，又是“三区三州”深度贫困区之一，面临着全面脱贫与生态保护的双重任务。

近年来，在人类活动胁迫下，草原生态系统碎片化趋势明显，水源涵养功能下降、生物多样性减少等生态服务功能下降，已影响黄河流域乃至全国生态安全。为此，国家先后实施了“天然草原恢复与建设”“黄河重要水源补给区生态保护与建设”“甘南州国家主体功能区建设”以及“甘南州生态文明建设”等系列投资巨大的生态治理工程项目，有效提升了生态系统服务功能。然而，当前牧区普遍实行的以政府为主导，以围栏禁牧为核心的草场治理模式，明晰牧户草场边界的同时，打破了草原生态系统的整体性和稳定性［3］，削弱了牧户参与草原治理政策制定的主体地位，牧户日益被边缘化为政策的被动接受者和终极执行者，缺乏内在应激与配合，致使政策约束难以进入其生产决策，抑制了政策作用的发挥，甚至与监管部门发生冲突［4-5］。牧户是衔接自然生态系统和社会经济系相互作用的关键环节，源自牧户对草原环境认知的“愿”参与和“真”参与相统一的自我管理机制基础上的主动参与和有力监督是草原生态保护的根本和基础。人们长期交往过程中形成的社会网络、社会信任、社会规范等社会资本是建立牧户自我管理机制的关键。当前，以草为中心“就草论草”的传统工程措施，并不能从根本扭转当前状况，动用社会资源成为必然［6］。社会资本首次由Bourdieu［7］于1986年提出，认为社会资本是有助于行动者获得现实或潜在社会资源的关系网络。Putnam等［8］认为，社会资本是能够通过促进合作来提高社会效率的网络、信任与规范。万俊毅等［9］强调社会资本以规范、信任和网络化为核心特征，可以为社会结构中的个体或组织带来便利（或经济效益）的社会资源。研究表明［10］，理性主体农户具有“集体行动的逻辑”和“利他主义”的属性，社会资本对农户参与集体行动具有不可忽视的作用。史恒通等［11］研究表明，社会网络和社会参与对农户参与流域生态环境治理的意愿和支付意愿均有积极的促进作用；刘庆等［12］、郑重等［13］、杨柳等［14］分别探讨了社会资本对农户参与小型农田水利供给、投资意愿以及管护绩效的影响；颜廷武等［15］研究发现，制度信任、公民参与网络、人际信任、互惠规范等社会资本对农户环保投资意愿具有重要的影响。郭文献等［16］研究表明，社会资本（社会信任、社会规则、社会网络）是影响个人生态治理支付额度的重要因素。

尽管国内学者就社会资本对农户公共资源管理行为影响进行了诸多探讨，但现有研究更多侧重于农户参与意愿的分析，这些研究隐含一个基本假设，即将农户参与意愿等同于参与行为。同时，围绕草原生态治理牧户支付意愿的研究较多，但对参与程度及其驱动因子的研究较少。事实上，牧户的公共行为由“参与意愿”和“参与程度”两个阶段构成，个体决策过程中即使有强烈的参与意愿，也会因拮抗效应导致行为的落空。因此，如何将参与意愿转变为有效的实际行为尤为重要。本研究针对甘南黄河水源补给区生态安全的全域性战略影响与长期发展路径依赖导致的生态系统脆弱的矛盾，以及对当前甘南州草原生态治理过程中的农牧民行为响应［17］、生态补偿［18］、生计转变［19］、参与意愿等［20］研究领域的有效延伸和拓展，运用双栏模型，从牧户参与意愿和支付意愿两个维度探究社会资本对牧户参与草原生态治理意愿的影响，旨在为引导牧户环境友好型行为采纳和草原宏观政策制定提供参考。

1 材料与方法

1.1 理论分析框架

根据生态理性和集体行动的逻辑理论，公众参与是生态系统保护与治理的根本和基础，其行为选择与生态系统的相互作用决定着区域生态保护成效。草原生态保护不仅需要政府的大力投入，更需要广大牧户的积极参与和有力监督。从生态理性视角看，牧户不是一个完全理性的经济人，而是一个将已有自然资源和认知能力结合起来的生态理性人。牧户生态治理意愿和行为是在资源基础、社会经济条件以及政策引导等区域环境变化的过程中，不断适应，提升认知，形成了独特的社会适应性能力，从而做出相应的行为决策的过程。只有将公众的参与意愿（愿参与）、参与能力（真参与）和参与频度（常参与）三者合一，才能形成草原生态系统保护与治理的全民参与机制，进而实现区域自然生态系统与社会经济系统的协调发展（图1）。

牧户在长期交往过程中，彼此间形成的关系网络、社会信任与规范等社会资本是建立自我管理机制的关键［16］，进而决定着草原退化的状况和各项政策实施的绩效。社会网络即社会环境中的个体基于某种关系相互作用所形成的具有规律的模式或规则［15］。每个个体都被嵌入在一定社会网络中，并遵循特定的行为准则（社会规范）［21］，包括以制度安排为主的正式规范和以道德、禁忌、习惯、传统为主要内容的非正式规范［22］。社会规范对个体行为具有约束和引导作用，有利于激活个体内在的责任感，抑制机会主义行为，成为集体行动的协同力量。同时，人们彼此交往过程中，人的认知不可能获得他人的一切信息，而社会信任能够弥补“预见能力的有限性”［23］，打破彼此间信息不对称，形成信息共享与合作机制［24］，化解集体行为的困难。社会互惠意味着社会网络中的个体为得到别人的帮助而产生的利他行为［25］。社会互惠对农户的集体行为具有正向的“挤入效应”和负向的“挤出效应”［13］。农户通过彼此信任、互惠，有效降低其在集体行为中的“搭便车”心理，从而促进对集体行动的参与［26］。另一方面，农户可能因社会互惠所得的各类帮扶削弱对集体行为的内在需求，从而产生替代效应，抑制农户参与生态保护［13］。本研究遵循“社会资本→参与意愿→支付意愿→行为规范”的牧户行为研究逻辑，广泛借鉴相关研究成果，从社会网络、社会信任、社会规范、社会参与和社会互惠五个层面构建社会资本对牧户草原生态治理意愿分析框架（图1），为进一步规范牧户草原生态治理行为，提升政策绩效提供参考。

图1 理论分析框架Fig.1 Theoretical analysis framework

本研究选择草原超载过牧最为严重的合作市和夏河县作为调查区，采用调查问卷形式。其中，2018年12月在合作市共调查了达洒村、上知合么村、下知合么村、团结新村4个村，共105户。2019年3月在夏河县进行补充调查，调查区域为：多玛村、曼玛村、桑科村、日芒村4个村，83户。

1.2 模型构建

双栏模型（double-hurdle model）由经济学家Cragg提出并成功应用于家庭耐用品消费研究，其基本思想为消费者的购买行为必须跨越参与和支付两道“栏”才能实现［27］。双栏模型已广泛应用于经济学、生态学、旅游业等领域。牧户草原生态治理决策由两个彼此独立的阶段构成：第一阶段决定是否参与草原生态治理，即参与意愿；第二阶段为参与生态治理的程度。依据双栏模型特征和思路，本研究将其作为研究方法，构建牧户草原生态治理意愿分析的双栏模型［27］。

1.2.1 农户草原生态治理参与意愿模型 牧户参与草原生态治理意愿的因变量为“愿意”与“不愿意”二分变量，因此，构建一个Probit模型来分析参与决策。

（1）式表示牧户不愿意参与草原生态治理；（2）式表示愿意参与草原生态治理；yi表示牧户参与草原生态治理意愿；x1i为解释变量，代表社会资本和牧户基本信息；Φ（·）表示标准正态的累计分布函数；α为待估参数；i表示第i个观测样本。

1.2.2 牧户草原生态治理意愿模型 草原生态治理支付意愿只能观测到支付意愿＞0的数，故采用截尾回归模型分析支付决策行为。

（3）式表示牧户草原生态治理支付意愿。E（·）代表条件期望；λ（·）为逆米尔斯比率；x2i为解释变量，代表社会资本和牧户基本信息；β为待估参数；σ为截取正态分布的标准差；yi为被解释变量，代表牧户草原生态治理支付意愿；其他符号含义如上所述。

由（1）～（3）可建立对数似然函数：

式中：lnL代表对数似然函数值，利用极大似然函数估计，可求得实证分析所需的相关数据。

1.3 指标选取与数据来源

本研究各类型变量及其衡量指标的统计及分布描述见表1。

表1 变量含义、赋值及描述性统计Table 1 Variable meaning，assignment and descriptive statistics

1）被解释变量。被解释变量分为牧户参与意愿和支付意愿两方面。其中，参与意愿为二元虚拟变量，愿意参与时赋值为1，不愿意参与时赋值为0。当被调查牧户具有参与草原生态治理意愿时，采用连续型条件价值评估法中的支付卡式引导技术，继续进行牧户支付意愿额度调查，问题情境为“若您愿意参与当地草原生态治理，每年为此愿意支付的金额是多少元”。支付卡式支付意愿的测算办法为［15］：

式中：WTP（willingness to pay）表示支付意愿；A i表示支付意愿值，用支付范围的中值代替；Pi为受访者选择该数额的概率；n为投标数。

2）解释变量。本研究中的解释变量为社会资本，具体包括社会网络、社会信任、社会互惠、社会规范和社会参与五个方面。

基于社会网络强大的公众性和广阔性，社会个体可通过社会网络获得广泛的社会信息，拓宽视野，增强生态环保意识，刺激公众产生集体行为［28］。本研究用牧民之间，牧民与村干部之间的交往频率来表征社会网络。社会信任是连接村域间牧民生产合作的重要纽带［26］。个体彼此之间的信任有助于构建稳固的合作互惠机制，促进微观牧户个体和宏观集体行动联合，形成服从组织权威的正确方式，实现集体行动与草场生态保护的一致性。农户的社会信任可分为特殊信任和一般信任，前者主要指对家属等关系较为亲近的人的信任，后者主要指对村干部等关系较远的人的信任［29］。本研究采用牧民之间信任和牧民与村干部的信任来表征社会信任。社会规范通过模仿、暗示、指引和强制作用，促使个体成员的公众集体活动有效运转。正式的政策干预是遏制草地退化，保护和恢复草地资源的重要手段。同时，受非正式规范的约束，牧户的行为选择不仅要考虑个人利益，还要符合社会价值认同。本研究选取牧户对草原保护法、村规民约的遵守情况分别表征正式和非正式社会规范。

个体生态保护参与行为既可以因外部的制裁（或奖励）而发生作用，也可以内化成个人意识自觉形成［30］。长期聚居在一定村域范围内的牧民形成一个“熟人社会”，容易产生生态保护的“邻里效应”，可规训和塑造农村社会秩序，最终形成互助互惠的生活习惯，促进亲环境行为的实施［31］。本研究选取牧户对草原生态补偿政策、村干部选举、村域（村委会）活动和“一事一议”等村集体活动的参与情况来表征社会参与状况。研究表明［13］，基于社会交往和信任基础上的个体更容易产生彼此间的“借款”“互相帮忙”“照顾孩子”“拜托小事”等互助行为，通过询问牧户对邻里之间互助的认同程度来测量牧户的社会互惠。

3）控制变量。控制变量包括受访者的基本信息情况：性别、年龄、是否为家庭决策者、文化程度、家庭总人口、是否为党员及家庭年均总收入等。

本研究所采用的样本数据来源于2018年12月、2019年3月对甘南黄河水源补给区牧户的随机入户调查。课题组采用简单分层随机抽样选取样本牧户，根据牧区社会经济、草原生态状况，选择草原超载过牧最为严重的合作市和夏河县作为调查区，每个调查区选取2～3个乡（镇），每个乡镇抽取1～3个村，每个村随机抽取15～30户牧民进行入户调查。在调研过程中，为克服语言交流的巨大障碍，聘请甘肃民族师范学院当地的藏族学生协助调研。另外，由于当地农牧民居住十分分散，给调查带来了极大的不便和挑战，因此，本次共发放问卷210份，回收有效问卷188份，问卷有效率为89.53%，其中合作市105份，夏河县83份。调查问卷内容包括牧户基本信息、牧户生产经营状况、草原生态及其补助奖励政策、牧户草原生态治理意愿及牧户社会资本五部分。

1.4 数据统计与分析

从表1可看出，占样本总量88.3%的牧户愿意参与草原生态治理，体现出较强的草原生态治理意愿。草原生态治理户均支付意愿为277.71元·年-1，占平均家庭收入（2.845万元）的0.976%，支付意愿相对较低。牧民之间的交往和信任程度均高于牧民与干部之间的交往和信任，易形成“熟人社会”和“邻里效应”。当地牧民能够较好地遵守乡规民约、生态治理制度等社会规范，牧民之间保持着互帮互助的优良传统。牧户参与公共资源管理的积极性整体处于较低水平，均值小于3，自内而外的响应与参与动力不足。另外，牧民受教育程度普遍低下，生计方式以资源依赖型的种养业为主，兼顾简单的商业经营活动（民族特色产品销售）。家庭人口规模较大（均值为5.287人），户均年收入为2.845万元，且收入差距较大。

2 结果与分析

2.1 草原生态治理牧户支付水平分析

总样本牧户中，85.64%的牧户表现出10～1200元·年-1不等的草原生态治理支付意愿（表2）。牧户草原生态治理支付意愿最大调整频度为23.60%，相应的支付金额为200～300元·年-1，其次为100～200元·年-1（调整频度为22.98%），支付意愿低于300元的累计频度为65.83%，反映出当前牧户对草原生态治理支付意愿相对较低；根据支付意愿金额和支付数额调整频度，得到样本牧户草原生态治理户均支付意愿额为272.36元·年-1。总样本中14.36%牧户无支付意愿，根据公式（5），计算得到牧户支付意愿下限为272.36×（1%～14.36%）=233.25元·年-1，即牧户在草原生态治理过程中户均支付愿意为233.25～272.36元·年-1。

表2 牧户草原生态治理支付意愿累计频率分布Table 2 Cumulative frequency distribution of willingness to pay for grassland ecological governance of farmers

2.2 社会资本对牧户草原生态治理意愿的影响分析

为消除解释变量之间可能存在的共线性而导致模型估计偏差，本研究在进行双栏模型分析之前对各解释变量进行了多重共线性检验。检验结果显示，各指标的方差膨胀因子值（variance inflation factor，VIF）介于1.09～1.81，平均VIF值为1.26，远远小于10，说明变量之间不存在多重共线性问题。运用Stata 12.0分析软件，拟合得到牧户草原生态治理意愿分析的双栏模型（表3）。估计结果显示，牧户的参与意愿模型和支付意愿模型均在1%水平上达到显著，对数伪然值和对数似然值分别为-51.568和-1006.819，Wald chi2分别为29.48和78.03，说明模型整体拟合效果满意。

表3 模型估计结果Table 3 Model estimation results

同时，为了进一步分析社会资本和家庭特征对牧户参与草原生态治理意愿的影响强度，调用Stata12.0中的“margins”命令得到所有解释变量的平均边际效应（表4）。

1）社会网络。牧民与村干部的交往负向影响牧户参与草原生态治理意愿，干群交往每提升1单位，将会使牧户的参与意愿下降4.18%（表4）。村干部作为政府和牧民之间的桥梁和纽带，是国家政策的落实者和执行者，彼此间广泛而深入的交往不仅能很好的传播国家相关政策，开拓牧户的视野，同时有利于提升牧户对草原生态保护的认知能力和水平，激发牧户参与草原生态治理的意愿。然而，草原生态属于典型公共资源，作为经济理性的牧户，与村干部相比处于天然的弱势，极易产生对村干部治理草原生态的强依赖性，进而削弱牧户集体行为的内在需求。牧民之间紧密而频繁的交往可减少牧户在草原生态治理过程中的机会主义和“搭便车”，从而有助于将治理意愿转化为治理行为。牧户社会网络关系依据亲疏近远由内向外呈差序格局，彼此之间经常与频繁交往的频度分别为14.89%和27.66%。相比较之下，仅有13.83%的牧户与村干部保持经常或频繁交往，10.11%牧户甚至从未与村干部来往过，因此，干群之间的交往亟待加强和扩展，以形成强大的草原生态保护治理社会基础。

表4 平边际效应分析Table 4 Average marginal effects

2）社会信任（图2）。牧民信任对牧户草原生态治理参与意愿和支付意愿均产生正向作用，牧民信任每提升一个层次，其参与意愿将提升3.99%。调查结果显示，47.87%的牧户之间维持良好的信任关系，不信任牧户样本仅占3.71%。牧民之间的高度信任能产生“邻里效应”，有利于削弱彼此间的防范意识，降低交易成本，为牧户参与草原生态治理的集体行动奠定良好的群众基础。

图2 牧户社会交往与社会信任频率分布雷达图Fig.2 Radar char t of social inter action and social tr ust fr equency distribution of farmer s

3）社会规范。牧民遵守村规民约对其参与意愿具有显著的促进作用，对支付意愿影响不显著。草原生态文明、草原伦理等非正式制度安排具有极强的引导、约束作用，任何个体和群体成员之间在相互响应、相互感染下产生从众效应，并通过长期博弈形成的以声誉机制为基础的约束规范，受声誉机制的影响，牧户违反该行为规范的成本较高，为保证自身利益不受到损害，将注意力转移到群体规范和标准上，在意见和行为上保持与群体其他成员一致。非正式制度安排的平均边际效应表明，牧户对村规民约的遵守程度每提高一单位，参与意愿将提升6.89%。

4）社会参与。参与村集体活动在5%水平对牧户草原生态治理的参与意愿和支付意愿同时产生显著的负向影响。说明牧户对村级基础设施建设、干部选举、公共非制度文化的宣传教育、培训等公共事务的参与程度越高，对所在区域的各项事宜越清楚，越不利于治理集体观念的培养和行为的产生。究其原因，牧户参与集体活动过程中，容易对个体诱发社会惰化效应，加剧“搭便车”心理。其次，当前制度安排具有明显的“包容性”，“一刀切”式的管理导致分工不明确、职责不清，削弱了牧户在草原生态治理中的主体地位，草原生态补奖政策存在的政策机制与激励机制不相容、补偿资金来源单一、补偿标准偏低、补偿形式单一、社会保障配套制度缺乏、监管缺失和法律机制不完善等问题影响政策实施效果［32］。可见，有效消除草原生态治理“搭便车”的行为，对于提高牧户的社会参与尤为必要。

5）社会互惠。社会互惠因子对牧户参与草原生态治理意愿影响不显著。可能的原因在于，牧户因社会互惠所得的各类帮扶削弱了对集体行为的内在需求，从而产生替代效应，抑制了牧户参与草原生态保护。另一方面，尽管调查显示，80.85%的牧户认为牧民邻里之间存在互帮互助，但这些无偿的互助行为主要集中在诸如“照顾孩子”“帮工”“借用日常生产生活用品”“拜托小事”等日常生活，对草原生态治理这一公共集体行为方面涉猎甚微。

6）控制变量。家庭特征变量中，牧户年龄、家庭决策者对牧户参与草原生态治理意愿在10%显著水平具有正向影响，平均边际效应分别为0.036和0.084。年龄越大其生计能力越弱，对当地资源依赖将越强，保护意愿随之增强。家庭决策者扮演着“养家者”的角色，较家庭其他成员更需要面对新事物而进行全面的综合研判，尤其对当地资源依赖强的牧户，更需要判断草原生态环境变化对其生计的影响，因此，家庭决策者的生态意识更强。牧户党员身份不仅有助于参与意愿的提升，且有利于治理行为的产生。身份为党员的农牧民对气候贫困具有较高的认知度，其认知概率比非党员提高2.462倍［33］，更能理解“绿水青山”就是“金山银山”的深刻内涵。家庭总人口规模对牧户参与草原生态治理支付意愿具有显著正向作用。另外，家庭年收入在1%显著水平上对牧户参与意愿产生负向影响，而对支付意愿具有显著正向作用。究其原因，收入高的牧户反映其生计能力较强，受当地资源的约束较弱，同时，收入越高，对身边生活环境要求更高，体现出较高的支付意愿。

3 讨论与结论

基于双栏模型分析了社会资本对牧户参与草原生态治理意愿的影响，得到如下研究结论：农牧民是当地草原生态环境的直接利用者和最重要的保护者，源自牧民对草原环境认知的自我管理机制基础上的主动参与和有力监督是草原生态保护的根本和基础。基于牧户对甘南州脆弱的草原生态环境的认知，全员参与的草原生态保护与治理认知基本达成共识，牧户体现出较高的草原生态治理参与意愿，但因“搭便车”心理，内在意愿并未转变为实际治理行动。牧户彼此之间的信任有助于构建稳固的合作互惠机制，促进微观个体和宏观集体行动联合，实现集体行动与草场生态保护的一致性。同时，应注重非正式社会规范对牧民生态意识与牧区社会秩序的重塑作用，引导农牧民从被动地应付转变为主动参与的自觉行为。拓宽牧户生计能力，提升牧民收入，加强牧民党员培养和生态文明宣教，有利于牧户草原生态治理意愿。

本研究调查显示，88.3%的牧户表现出参与草原生态治理的意愿，但将较高的参与意愿转变为实际治理行为的动力不足，具有支付意愿的样本比例为85.64%，牧户草原生态治理户均支付意愿为233.25～272.36元·年-1，户均支付意愿占收入的比例不到1%，牧户对具有公共产品属性的草原生态治理的支付意愿不高，如何将较高的内在参与意愿转化为外在的治理行为仍需要进一步研究。马兵等［34］研究发现，牧户的草原生态治理支付意愿与其养殖规模呈正相关，当养殖规模超过100羊单位时，年户均支付意愿为118.28～162.90元。巩芳等［35］对内蒙古草原生态补偿意愿实证研究显示，91%的样本牧户具有草原生态治理支付意愿，平均支付意愿额度为94.63元·年-1。张新华［36］基于新疆城镇居民对草原生态保护补偿支付意愿的研究结果显示，83.11%的受访城镇居民具有草原生态保护补偿支付意愿，平均支付意愿为154.74～186.20元·年-1。追溯相关研究，牧户草原生态治理意愿研究应充分考虑到区域特性，因地制宜。本研究结果无论是参与意愿还是支付意愿均高于其他学者同类研究结果，一方面说明甘南草原牧区牧户参与草原生态治理意愿相对较强。同时，映射出甘南草原生态环境脆弱的现实。事实上，如前文所述，国家先后高额投资的各类草原生态建设工程项目也是当前生态退化的有力佐证。另一方面，现有研究均不同程度地折射出草原生态治理中，固化于牧户的认知逻辑，即国家是草原生态保护的投资主体而非个人，从而导致有“经济头脑”的牧户更具有“搭便车”倾向。

史雨星等［37］研究表明，开放而紧密的社会网络通过改善牧户的信息获取、传播，促进草原生态保护的认知和合作。本研究发现，干群交往对牧户草原生态参与意愿具有负向作用，客观反映了在现有政府主导的自上而下的草原监管体系下，草原生态治理中“政府一头热、公众一头冷”的局面仍未得到根本扭转，牧户在“活动型”“推动型”参与模式下，缺乏内在应激与配合，致使政策约束难以进入其生产决策，抑制了政策作用的发挥和实施效果，建立牧民“愿”参与和“真”参与统一的草原生态保护全民参与机制尤为必要。

牧民彼此长期稳定的信任关系，有助于打破牧户信息不对称，强化保护草原的一致观念，促进草场经营的互惠行为和草原保护的内在监督，消除草原资源利用过程中的“搭便车”心理［38-40］。本研究表明，牧民之间的信任度有利于牧民参与生态治理的意愿，这与学者们的研究结论相一致。另外，草原是传统游牧文化的载体，贯穿于游牧文化中珍惜草原、保护生态的理念，是游牧民族最基本的价值观念［41］。根植于牧民内心的这些价值观念有助于增强牧民通过减畜来促进草原恢复的意愿，认知水平每提高一个等级，牧民减畜的概率将增加0.3280倍［38］。本研究结论支持这一观点，非正式社会规范对甘南黄河水源补给区牧户生态治理意愿的影响强度为0.069。本研究表明，社会互惠对牧户草原生态治理意愿影响不显著，这与郑重等［13］就社会互惠对农户参与农田水利设施投资的意愿影响结论一致。需指出的是，这个结果并不能说明牧户的互惠因子对其参与意愿没有影响，可能的原因在于互惠的“挤入效应”和“挤出效应”相互抵消的结果。本研究发现，家庭收入负向影响草原生态治理参与意愿，本研究认为高收入家庭具有更广、更强的生计资本和能力，有助于减缓其对当地草原资源的依赖性，进而影响其参与意愿。另外，高收入家庭对所处的资源环境条件具有更高的质量追求，从而引致其更愿意为维护当地草原生态环境的稳定支付更高的治理投资，这与冯晓龙等［42］研究所得的家庭收入对牧户超载过牧行为有显著的抑制作用的结论相一致。

根据上述结论，提出以下政策建议：1）在持续完善当前草原补助奖励政策的同时，加强牧户草原生态文明社会价值观培育，促进草原生态治理全民共管的认同，完善非正式社会规范，规避“搭便车”倾向；2）加强牧区信息共享机制构建，扩大牧户交往信息网络关系，增进彼此信任与互惠，发挥“熟人社会”的“邻里效应”，推动草原生态治理的全民参与机制构建；3）加强牧区党政建设，将当地致富带头人、乡贤培养为党员，发挥带头模范作用；4）立足当地产业推动产业融合，拓宽牧户生计和增收渠道，增强牧户草原生态治理能力。