社会资本会促进城市居民向政府提出环境诉求吗？——基于CGSS2013数据的实证分析

易承志， 林佳怡

(上海交通大学 国际与公共事务学院， 上海 201620)

一、引言

自改革开放以来，中国经济高速增长，取得了举世瞩目的成绩。同时，中国经历了世界上规模最大的城市化，截至目前，已经有超过一半的人口生活在城市。在工业化和城市化的过程中，城市推动了经济的快速增长，也消耗了大量资源，并引发了环境问题。环境问题不仅成为制约经济发展的瓶颈，也严重影响人民美好生活需求的满足。在此背景下，越来越多的城市社会公众通过各种方式向政府提出环境诉求。城市社会公众的环境诉求受到哪些因素的影响？其影响机制是什么？深入探讨并认真回答上述问题，对于有效回应和更好满足人民日益增长的美好生活需要具有重要意义。

围绕上述主题，学术界已经进行了一系列相关研究。纵观现有研究文献发现，目前关于环境诉求的研究较多将公众的环境诉求作为自变量，分析公众环境诉求对政府环境治理政策或绩效的影响。例如，Dasgupta和Wheeler 对1987—1993年中国省级面板数据的分析发现, 环境投诉为政府环境监管机构提供了重要的信息。[1]郑思奇等基于2004—2009年中国86个城市的面板数据分析了公众环境诉求对于城市环境治理的推动机制，研究发现, 公众对于环境的关注能够有效推动地方政府更加重视环境问题, 并通过各种措施来改善城市的环境污染状况。[2]也有一些研究者将公众环境诉求作为因变量，对公众环境诉求的影响因素进行了分析，如冯仕政基于全国数据的研究发现，中国城镇居民面对环境危害时的环境诉求受到差序格局的影响和政府环境回应政策的影响。[3]但相对而言，把公众环境诉求作为因变量的研究还较少，不利于厘清公众环境诉求的影响因素及其机制。现有研究对于影响公众提出环境诉求的政府政策、环境绩效等因素已经进行了较多的研究，但对影响公众环境诉求的其他因素尤其是社会资本因素还分析不够。虽然一些研究已经触及了社会资本的研究，如有学者从信任机制、关系网络等角度进行了分析[4][5]，但未全面检验社会资本对于公众提出环境诉求的影响。

为了弥补已有研究的不足，本文利用2013年中国综合社会调查数据(Chinese General Social Survey 2013,以下简称CGSS 2013)，基于社会资本的分析框架，聚焦于城市居民的环境诉求，考察社会资本的三个维度即社会信任、社会规范和交往网络分别对城市居民向政府提出环境诉求的影响。研究发现，社会信任与交往网络显著影响到城市居民的环境诉求提出，而社会规范对城市居民的环境诉求提出没有显著影响。

二、研究回顾与研究假设的提出

(一)研究回顾

1.社会资本的研究回顾。近些年来学术界对社会资本的研究兴趣与日俱增。Coleman认为社会资本作为一种特殊的资本形式存在于行动者与行动者之间的关系结构中，其具有生产性，能促进个体行动者或团体行动者特定行动或特定目标的达成。[6]Putnam认为社会资本是指社会组织的特征，如网络、规范和社会信任，它们通过促进协调合作以实现互惠互利。[7]林南认为社会资本不是存在于个体行动者自身，而是存在于行动者与行动者之间，可以被定义为嵌入社会结构和社会网络的资源。这些嵌入式资源只有在被行为者识别和定位时才能被获得或运用。[8]福山认为社会资本虽然有许多不同的定义，但其中许多定义只是社会资本的表现形式，而不是社会资本本身，在此基础上，他指出社会资本是有助于促进两个或多个个体之间合作的非正式规范，能够促进人与人之间的互惠，但这种互惠只有在个体的交往中才能真正实现。[9]

通过对社会资本相关研究文献的梳理，本文最终确定使用以下三个指标来测量社会资本：社会信任、交往网络和社会规范。

2.社会资本影响环境诉求提出的研究回顾。目前学术界对社会资本影响公众参与的研究成果较为丰富，但对环境领域公众向政府提出环境诉求这一特定参与行为的研究较少。这一特定参与可能表现为积极提出要求、建议、意见的形式，但也较多表现为抱怨、抗议等形式。冯仕政通过对2003年CGSS数据的分析发现，个人社会经济地位越高、社会关系网络规模越大以及关系网络的疏通能力越强，对环境危害采取抗议的方式进行应对的可能性就越高；反之，选择沉默的可能性越高。[3]石发勇的研究支持了这一观点，他通过比较相邻两个小区截然不同的环境抗议过程和结果，发现善于运用关系网络的社区居民在维权行动中表现更为积极，并更容易取得成功。[5]周志家也提出，厦门PX环境行动并不是靠少数个人组织，而是在普通居民的日常交流和沟通中形成的，居民的交流促进了参与。[10]祁毓等则认为社会资本总体上有利于提升环境治理绩效，其中尤以社会信任和交往网络的效应最为明显，但社会资本与环境治理之间并不是一种线性关系，而是一种倒 U 型的非线性关系，其中社会资本存在着一个促进环境治理的最优水平。在此基础上，他们认为中西部地区环境群体性事件的发生较多是由于社会资本的不足，公众与政府之间缺乏信任所致，而东部地区环境群体性事件的出现较多是由于社会资本相对过度，公众对环境污染问题十分关注且公众行动能力较强。[11]

(二)研究假设

通过对现有研究文献进行梳理发现，社会资本及其核心构成因素与城市居民向政府提出环境诉求之间的关系并不明确，研究者对它们之间的关系也没有达成共识。但总的来说，人们倾向于认为社会资本的提升有助于促进公众向政府提出环境诉求。因此，本文提出如下三个假设，将社会资本的三个核心衡量指标纳入对城市居民提出环境诉求的分析框架中，利用一个具有代表性的全国大样本数据来检验社会资本与城市居民向政府提出环境诉求之间的关系。

H1：社会信任越强，城市居民向政府提出环境诉求的概率越高。

H2：城市居民在交往网络中的互动越频繁，向政府提出环境诉求的概率越高。

H3：城市居民对社会规范的认同度越高，向政府提出环境诉求的概率越高。

三、社会资本影响城市居民环境诉求提出的研究设计

(一)数据来源

本研究使用的数据来源于中国人民大学中国调查与数据中心2013年开展的中国综合社会调查。本次调查使用的是多阶分层抽样方式，在全国抽取了100个县(区)和北京、上海、天津、广州、深圳5个大城市，共调查480个村/居委会，每个村/居委会调查25个家庭，覆盖12000个家庭，共获得有效调查样本11438个。(1)关于CGSS2013数据的概况和获取，请参见http://www.cnsda.org/index.php?r=site/article&id=42。

(二)变量设计

1.因变量。本研究将城市居民环境诉求提出行为设置为因变量，主要对城市居民是否参与提出过环境诉求行为进行测量。CGSS2013调查问卷中，有一个对应的问题询问被访者在最近的一年里是否积极参加过要求解决环境问题的投诉、上诉。问卷中的这个问题虽然没有明确指出投诉和上诉向谁提出，但由于解决环境问题属于政府的基本职责，因而可以认为上述投诉和上诉是向政府提出的。对于该问题，本文根据受访者提供的答案建立了定序变量“环境诉求提出频率”。如果受访者回答“从不”，则将该变量赋值为1；回答“偶尔”，则将该变量赋值为2；回答“经常”，则将该变量赋值为3。

2.自变量

本文将社会资本概念操作化为社会信任、交往网络和社会规范三个维度。(1)对于社会信任的测量，CGSS2013调查问卷中对应的问题是：“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”答案分别为“非常不同意” “比较不同意”“说不上同意不同意”“比较同意”“非常同意”，赋值分别为1—5。在实际操作中，笔者将上述组别整理为“非常不同意或比较不同意”“说不上同意不同意”“非常同意或比较同意”三个组别，并重新赋值为1—3。(2)对于社会规范的测量，CGSS2013调查问卷中对应的问题是：“您是否同意以下陈述：‘我很难选择应该遵循什么准则。’”答案分别为“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”，赋值分别为1—5。同理，笔者将其整理为“非常同意或同意” “一般”“非常不同意或不同意”三个组别，并重新赋值为1—3。(3)对于交往网络的测量，CGSS2013调查问卷中对应的问题是：“请问您与邻居进行社交娱乐活动(如互相串门，一起看电视，吃饭，打牌等)的频繁程度是？”答案分别为“几乎每天”“一周1到2次”“一个月几次”“大约一个月1次”“一年几次”“一年1次或更少”“从来不”，赋值分别为1—7。在操作中，笔者将上述组别整理为“从来不”“一年几次/一年1次或更少”“一个月几次/大约一个月1次”“一周1到2次”“几乎每天”，并重新赋值为1—5。

3.控制变量。为获得社会资本各个子维度对城市居民环境诉求提出的净效应，需要构造出相应的控制变量。本研究选取的主要控制变量包括：

人口经济学变量。性别、年龄、年龄平方、受教育年限、婚姻状况、收入状况是相关研究中广泛采用的人口学和社会经济地位控制变量。本研究设置性别为虚拟变量，其中男性为1，女性为0；受教育年限重组为“小学及以下”“初中”“高中(含职高、中专、技校)”“大专及以上”，并分别赋值为1—4；婚姻状况为虚拟变量，其中未婚为0，否则为1；收入状况为受访者个人去年全年的总收入。

心理感知变量。公平感、幸福感、阶层认同等心理因素也可能对城市居民是否提出环境诉求产生影响。本研究将CGSS问卷中公平感一题中的5个选项，重组为“完全不公平或比较不公平”“说不上公平但也不能说不公平”“比较公平或完全公平”三个组别，并分别赋值为1—3。将幸福感一题的5个选项重组为“非常不幸福或比较不幸福”“说不上幸福不幸福”“比较幸福或非常幸福”三个组别，同样分别赋值为1—3。将阶层认同赋值为1—10，其中1代表最底层，10代表最顶层。

政治身份变量。该控制变量在问卷中对应的是政治面貌。本文将其设置为虚拟变量，其中，中共党员为1，否则为0。

(三)描述性统计分析

本研究对各变量进行了描述性统计分析，以便对各个变量有一个总体性的了解，具体的描述性统计分析结果见表1。

从表1可以看出，城市居民中向政府提出环境投诉或上诉的人较少，从来没参与提出过环境诉求的居民人数高达88.24%，参与提出过环境诉求的居民其参与频率不高，只有1.87%的居民回答说自己是经常参与，9.89%的人只是偶尔参与。从表中可以看出，我国城市居民的社会信任水平处于中等状态，虽然有54.33%认为当今社会上大多数人是值得信任的，但同时也有30.49%的人选择了相反的回答。城市居民与邻居的交往比较少，只有27.7%的人与邻居的互动比较频繁，达到了几乎每天或一周1到2次的水平，这也间接证实了之前部分研究的结论。不少学者认为关系网络对环境诉求提出起到促进作用，我国城市居民间关系网络的疏远或许是居民环境诉求提出频率低的原因之一，不过这一结论还需要在接下来的具体分析中进行深入研究。我国城市居民社会规范意识总体来说处于中等或者中等偏下水平，仅有38.36%的人很清楚自己应该遵循什么样的准则。

表1 变量的描述性统计

注：部分变量的比例之和不为100%，是由四舍五入的计算所致。

四、社会资本影响城市居民环境诉求提出的模型分析

(一)模型设定

由于本研究考察的解释变量是一个编码为1、2、3的有序多分类变量，因此使用Ologit(ordinal logit)模型进行分析。考虑到Ologit回归模型基于累积Logit模型，假定因变量为1到J的定序值，则因变量小于等于j与大于j的累积Logit可以表示为：

(1)

在上述公式中，x表示影响城市居民环境诉求提出的解释变量，β表示解释变量的回归系数，j表示环境诉求提出的类别，aj是估计的截点。对于解释变量的回归系数，可以将其转换为发生比，以解释自变量对因变量的影响。[12]Ologit回归模型须满足proportional odds假定或者说平行线假设。

(二)实证分析结果

本文运用计量分析模型在控制多方面因素的情况下，进一步分析社会资本的三个子维度，即社会信任、交往网络和社会规范对城市居民环境诉求提出行为的影响。在开始数据分析前，首先运用贝尔斯利与韦尔施(Belsley&Welsch)提供的方法(coldiag 2)检验自变量之间是否存在多重共线性问题。[13]运行coldiag 2命令得到的结果如表2所示，条件数为29.86，小于30，因此，可以认为不存在明显的多重共线性问题。

表2 多重共线性分析结果

1.社会资本对城市居民环境诉求提出的影响

社会资本影响城市居民环境诉求的模型估计结果见表3。其中，模型1是仅包括全部控制变量在内的基准模型。模型1表示，城市居民提出环境诉求行为受到一系列因素的影响，其中控制变量中的受教育程度、收入、幸福感和阶层认同都对居民环境诉求行为具有显著影响。从模型1可以看出，每增加一年教育，城市居民偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性比从不提出环境诉求高22.87%(2)odds(经常参与环境抗议+偶尔参与环境抗议)/odds(从不参与环境抗议)=e^(0.2059)=1.2287。。这说明受教育程度对环境诉求提出有正向影响，并且从表2中可以看出，这种影响具有统计上的显著性。

为了更好地对回归结果进行解读，模型2将模型1的回归系数转换成更容易解释的发生比，之后的Ologit模型均以发生比替代回归系数。从模型2可以看出收入对环境诉求提出的影响显著，但影响作用十分微弱。具体而言，每增加一元收入，相对于从不提出环境诉求而言，偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性提升程度微弱到接近于0(3)发生比的精度为小数点后四位。。同时模型2表明幸福感与阶层认同对环境诉求提出具有相反的影响，其中幸福感对环境诉求提出具有负向影响，而阶层认同对环境诉求提出具有正向影响。具体而言，幸福感每提升一个等级，城市居民偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性比从不提出环境诉求低30.3%；而阶层认同每提升一个层次，城市居民偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性比从不提出环境诉求高13.35%。

接下来将社会信任、交往网络、社会规范逐个代入到模型3、4、5中。模型3显示，城市居民的社会信任每增加一个等级，其偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性比从不提出环境诉求低10.98%，即社会信任与城市居民环境诉求提出行为呈现负相关关系，城市居民的社会信任程度越高，其向政府提出环境诉求的可能性越低。这一结果与假设1相反。

模型4主要显示的是交往网络对城市居民环境诉求提出行为的影响。估计结果显示，交往网络对城市居民环境诉求提出行为具有显著影响，并且交往网络与城市居民环境诉求提出行为具有正向关系。从表2中可知，城市居民的交往网络每增加一个等级，城市居民偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求的可能性比从不提出环境诉求高19.12%。这一结果验证了假设2。

模型5报告了社会规范对城市居民提出环境诉求行为影响的回归结果。估计结果表明，社会规范对城市居民环境诉求提出行为的影响并不显著，这说明假设3不成立。

模型6将所有的变量都纳入模型中，发现社会信任、交往网络、社会规范的结果与模型3、4、5中逐步回归的结果一致，即社会信任与城市居民提出环境诉求呈负相关关系，交往网络与城市居民提出环境诉求呈正相关关系，而社会规范对城市居民提出环境诉求的影响不显著。除两个解释变量之外，控制变量中的收入、受教育程度、幸福感和阶层认同对城市居民提出环境诉求也具有显著影响，除收入因为影响程度太过微弱可以忽略不计外，另外三项控制变量即受教育程度、幸福感与阶层认同与城市居民提出环境诉求分别呈正相关、负相关和正相关关系，且在六个模型中结果均表现一致。

由于使用Ologit模型需要满足平行线假设，如果平行线假设无法通过，可以采用一般定序逻辑斯蒂模型(Generalized ordered logitmodel)进行分析。首先使用Brant命令对模型中的所有变量进行平行线检验，总的P值为0.216，虽然总体来看P值不显著，不能拒绝原假设(原假设为满足平行线要求)，但社会信任这一变量的P值为0.01，没有通过平行线检验。因此接下来采用一般定序逻辑斯蒂模型通过放宽平行线假设进行分析。运用Gologit2命令将所有变量纳入模型，结果显示除了社会信任(P= 0.0289)与幸福感(P=0.0148)之外，大部分变量都满足平行线假设，与Brant结果基本一致。然后使用一般定序逻辑斯蒂模型进一步拟合，具体的分析结果如表4所示，为更直观地呈现出各自变量对因变量的影响，表格中为各回归系数转换为发生比之后的结果。模型1-3分别将社会信任、交往网络、社会规范三个关键自变量代入到模型中进行分析，模型4将所有解释变量及控制变量纳入模型中进行回归。

模型1显示，第一组中社会信任对城市居民偶尔提出环境诉求或经常提出环境诉求相比从不提出环境诉求的影响显著，一定程度上说明了社会信任能够显著降低城市居民的环境诉求提出概率，可能性降低了11.63%，与表3中Ologit模型3的分析结果10.98%相差不大。模型2的估计结果显示，在控制了相关变量之后，交往网络的存在能够显著增加城市居民提出环境诉求的可能性，可能性提升了19.12%，与前述Ologit模型4的分析结果一致。模型3的估计结果显示，社会规范对城市居民提出环境诉求并没有显著影响。模型4将所有变量纳入模型当中，三个关键自变量的分析结果没有发生太大变化。除此之外，受教育程度、收入、幸福感和阶层认同对城市居民环境诉求提出的影响与Ologit模型中的结果相一致：受教育程度、收入和阶层认同显著提升城市居民的环境诉求提出可能性，虽然收入对环境诉求提出可能性的提升程度仍微弱到接近于0；幸福感显著降低城市居民的环境诉求提出可能性。总体来看，Gologit2模型对关键解释变量和控制变量的估计结果与前面的Ologit估计基本一致。

表3 社会资本对城市居民提出环境诉求的影响(Ologit模型)

注：* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001；括号内报告稳健标准误。

2.社会资本对城市居民环境诉求提出的影响机制。为了探究受教育程度、收入是否在社会信任与环境诉求提出之间以及交往网络与环境诉求提出之间起到了调节作用，即社会信任对环境诉求提出之效果以及交往网络对环境诉求提出之效果是否可能受到受教育程度、收入的影响，接下来分别构造社会信任与教育程度、收入的两个交互项以及交往网络与教育程度、收入的两个交互项，并纳入模型7和8中考察可能的调节效应(见表5)。从表5可以看出，受教育程度会对交往网络之于环境诉求提出行为的效果产生影响，并且由于0.0777大于0，所以交往网络对环境诉求提出行为的影响效果会随着受教育程度的增加而增加。这一点其实是不难理解的，受教育程度高的城市居民由于其具有较高的文化影响力，相比于受教育程度较低的人来说，其社会关系网络规模可能更大，因而可能具有更多关系网络资源，更愿意也更可能参与环境诉求提出行动。现在对社区精英在社区自治中发挥作用的研究间接支持了这一观点，如卢学晖认为社区精英是发挥社区自治能动性的重要领导力量，并且通过声望机制等发挥其自治能动作用。[14]

表4 社会资本对城市居民提出环境诉求的影响(Gologit2模型)

注：* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001；括号内报告稳健标准误。

(三)稳健性检验

针对实证分析结果，本文进行了稳健性检验。主要采用三种方式：其一，根据不同的标准对变量进行重新编码，检验结果是否依然稳健。本研究将因变量重组为“参与”和“未参与”的二分变量，将“从未参与”赋值为0，“偶尔参与”“经常参与”赋值为1，然后运用Logit对本文的研究假设重新进行检验，结果如表6模型1所示，各个变量的显著性与前述模型基本一致。其二，根据问卷中的类似问题对变量进行替换，检验结果是否依然稳健。本研究改变交往网络这一变量的测量方式，使用CGSS2013问卷中另一个测量交往网络的题目，即“请问您与其他朋友进行社交娱乐活动(如互相串门，一起看电视，吃饭，打牌等)的频繁程度是”这一题对其进行测量，如表6模型2所示，主要结果仍基本一致。其三，用不同的计量方法进行估计，检验结果是否依然稳健。本文用OLS模型进行回归，如表6模型3所示，主要结果仍基本一致。上述结果表明，本文的主要研究发现是稳健的。

表5 交互变量与调节效应

注：* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001；括号内报告稳健标准误。

表6 稳健性检验结果

注：* p<0.05, ** p<0.01, *** p<0.001；括号内报告稳健标准误。

五、结论与讨论

本文基于2013年中国综合社会调查数据，对社会资本的三个子维度即社会规范、社会信任和交往网络与城市居民的环境诉求提出行为之间的关系进行了分析。研究发现，在控制一系列变量后，社会规范并没有对城市居民的环境诉求提出行为产生显著影响，而社会信任和交往网络是影响城市居民环境诉求提出行为的重要因素。城市居民的社会信任程度越高，其提出环境诉求的概率越低；城市居民之间交流越频繁，其提出环境诉求的可能性越高，即交往网络有助于促进城市居民提出环境诉求。进一步的机制分析发现，受教育程度在交往网络与环境诉求提出之间发挥了调节作用。也就是说，交往网络对城市居民提出环境诉求的影响会随着受教育程度的增加而增加。

本文的研究结论对现阶段中国环境治理相关政策的设计具有较强的启示意义。首先，城市居民向政府提出环境诉求尤其是具有抗议性的诉求，与一段时期内地方政府过分强调经济发展而忽视了环境保护的责任有关。其次，社会信任在城市居民的环境诉求提出中扮演了重要的角色。社会信任的不足，可能使不同社会群体难以在环境保护上达成团结协作的一致行动，转而促使其向政府提出环境诉求。此外，受教育程度更高的城市居民由于其具有更广泛的社会关系网络，相比受教育程度较低的人群来说，更容易向政府提出环境诉求。针对以上问题，政府应当从以下方面采取措施：一是强化政府在环境治理中的主导作用。回应公众环境诉求，解决突出的环境问题，是政府的职责所在。这就要求政府在理念创新、制度建设和行动推进上形成合力，进一步增强政府在环境治理中的主导作用。二是建立健全多元主体共同参与的城市环境治理体系。政府承担着回应公众环境诉求、提供环境公共产品的重要职责，但这并不意味着政府独自就能完成上述重任。实际上，面临着日益复杂的城市环境治理任务，政府一方的力量显然是有限的，这就要求建立健全以政府为主导、多元主体共同参与的环境治理体系，更好地发挥企业、社会组织和社会公众的参与作用。三是加强生态权益的平等保障。政府应该为弱势群体提供平等反映环境诉求和参与环境公共决策的制度性保障，比如建立健全环境权益受到侵害时的维权、救济与补偿机制等，对不同群体的环境权益进行一视同仁的保障。

本文还存在一些不足和值得进一步讨论的地方。首先，本文选用的数据来源于CGSS2013这一现有的数据，问卷中并没有专门针对社会资本进行标准测量的问题，笔者选取的只是相近的替代性问题，这或许会导致对社会资本这一变量的考察存在偏差。其次，本文的实证检验结果也提出了一个值得进一步进行深入探究的问题，即同样作为社会资本的子维度之一，社会信任和交往网络对于城市居民环境诉求提出行为的影响却呈现了两个不同的方向，其中社会信任对城市居民环境诉求提出行为的影响是负向的，而交往网络对城市居民环境诉求提出行为的影响却是正向的。对这种不一致背后的原因还需要进行深入的调查与研究。最后，社会信任和交往网络对城市居民环境诉求提出行为的影响机制如何，本文还未进行深入的分析，而这对于理解我国城市居民环境诉求提出行为十分重要，需要之后的研究聚焦到我国城市居民环境诉求提出的微观层面进一步分析，以更扎实的数据或结合定性的案例材料等来揭示这一重要而复杂的过程。