□ 馬鵬超，朱玉春

一、引言

全面推行河長制是解決我國復雜水環(huán)境問題、完善水治理體系、保障國家水安全的重大治理方略[1][2]。截至2018年6月底，全國31個省(自治區(qū)、直轄市)已全面建立河長制，并設立村級河長76萬名，打通了河長制“最后一公里”。但處在“治水第一線”、扮演“執(zhí)行末梢”和“輸出端口”角色的基層村級河長，擁有的體制內資源十分有限，面對面廣量大的中小河道、小微水體，很難做到全面了解、系統(tǒng)治理，“政府管不到、集體管不好、市場管不了”的基層治水困境依然留存[3][4]。黨的十九大報告明確指出解決環(huán)境突出問題必須堅持“全民共治”，構建全民參與的環(huán)境治理體系。已有研究指出，要破解農村基層治水困境、彌補基層河長“單核治理”能力短板，需要引入第三方治理，提升公眾參與度[5][6]。農戶不僅是農村水環(huán)境污染的產生者、受害者，也是農村水環(huán)境治理的主要受益者，他們具有自發(fā)參與水污染防治的內生動力，可以通過公眾參與來推動和完善這種帶有“運動式治理”特征的“河長制”治理模式，實現(xiàn)長效化。因此，研究河長制的農戶參與意愿，探究其影響因素，不僅對改善農村生態(tài)環(huán)境和提高農戶獲得感、幸福感具有重要現(xiàn)實意義，而且對河長制的落地生根和長效運行具有重要意義。

關于農村基層治水中的農戶參與問題，學者們進行了廣泛的研究。從農戶內部因素來看，現(xiàn)有文獻主要探討農戶的支付意愿、支付水平及影響因素[7][8]，農戶生態(tài)價值認知[9]、社會資本[10]、人力資本[11]、物質資本[12]是影響農戶水環(huán)境治理支付意愿、支付水平的重要因素。從農戶外部因素來看，現(xiàn)有文獻主要從治水規(guī)則[13]、治理技術[14]、管理體制[15]、正式制度[16]等視角來研究如何提升農戶參與度。通過對文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，雖然已有研究揭示了影響農戶參與的內外部因素，但鮮有將兩類因素置于統(tǒng)一框架下進行系統(tǒng)分析，而且對河長制推行中村干部(行政河長)和農戶各自發(fā)揮的作用以及干群互動效應產生作用的機理討論更是少之又少。農村水環(huán)境治理具有公共物品屬性，在村莊集體行動中個體易產生“搭便車”心理，導致治水效果難以到達最優(yōu)，而群體認同和干群互動作為影響農戶意愿的內外部因素為優(yōu)化這一效果提供了新的思路。一方面，群體認同能有效增強個體的集體認同感、歸屬感、責任感，對農戶參與村莊集體行動具有誘導作用，同時群體認同會使個體行為動機與群體行為模式趨向一致，從而有效規(guī)避農村水環(huán)境治理中的“搭便車”心理；另一方面，干群互動作為社會情景中的結構性力量，約束著個體行為偏好和行為選擇，干群互動能降低村干部與村民間的信息不對稱，增強農戶對組織的信任，規(guī)避機會主義行為發(fā)生，實現(xiàn)行政力量與社會力量的有效結合。那么，群體認同和干群互動對農戶參與河長制治理意愿有何影響？可能的影響機制是什么？對這些問題的回答，有助于我們更全面地理解河長制推行中公眾參與這一重要因素。

鑒于此，本文嘗試在以下三個方面對已有研究做出補充：第一，基于Ostrom的IAD分析框架系統(tǒng)梳理農戶參與河長制治理意愿的影響因素，并加入群體認同和干群互動變量以拓展已有研究；第二，分析群體認同和干群互動對農戶參與河長制治理意愿的影響，并探究干群互動如何影響群體認同對農戶參與意愿的作用；第三，考察干群互動影響農戶參與河長制治理意愿的可能渠道，并利用無錫、徐州、宜昌、潛江4個國家級水生態(tài)文明試點區(qū)728戶農戶的調查數(shù)據(jù)進行實證檢驗，以期為河長制推行中農村水環(huán)境的善治提供科學路徑與對策建議。

二、 理論框架與研究假設

圖1 群體認同、干群互動影響農戶參與河長制治理意愿的IAD分析框架

埃莉諾·奧斯特羅姆提出的制度分析與發(fā)展(IAD)框架是公共治理領域的重要理論框架，為研究不同情景下個體的集體行動邏輯提供了結構性的分析方法和制度分析的通用語言[17][18]。IAD框架主要由行動舞臺、互動模式、外部變量、結果和對結果的評估準則五部分組成，致力于解釋那些影響和決定行動舞臺特別是行動情景的外生變量如何產生特定的激勵和互動模式，從而形成特定的結果，并對其進行客觀評估，進而改善現(xiàn)行的制度安排。在IAD框架中，行動舞臺最為復雜和重要，構成個體行動者相互作用的社會空間，它主要包括行動情景和行動者兩組變量，其中行動情景是核心，決定著處于行動情景中的個體基于自身的認知系統(tǒng)如何通過行為決策把外生變量與行為結果有效聯(lián)合起來[18]。群體認同和干群互動作為行動情景中的關鍵因素，構成河長制農戶參與的結構性因素。村干部作為政府委托人與村民的代理人，發(fā)揮著政府與村民溝通的橋梁作用。村干部與村民建立的良性互動關系使信任、合作、規(guī)則成為治理的力量源泉，有效規(guī)避了參與者過度追求短期利益行為，使長期合作共贏成為常態(tài)。而感受到群體認同的農戶主觀責任感、群體效能感更強，因而傾向于在集體行動中做出積極的行為響應，最終提升河長制的農戶參與效能。此外，良好的外部環(huán)境和完善的制度規(guī)則能為農戶參與河長制提供有利的外部條件，農戶個體特征和家庭特征對其參與意愿也有重要影響。綜合已有研究，在IAD框架基礎上，本文設計了相應的分析框架示意圖，如圖1所示。

(一)農戶參與河長制治理意愿的衡量

2015年環(huán)境保護部印發(fā)的《環(huán)境保護公眾參與辦法》首次對公眾環(huán)保參與做出規(guī)定，2018年頒布的《公民生態(tài)環(huán)境行為規(guī)范》進一步明確了公眾環(huán)保參與的重要性，同時將公眾環(huán)保參與的范圍界定為“宣傳、監(jiān)督及決策”三個方面，為公眾參與提供了具體的制度支撐。河長制全面推行中，與黨政領導兼職的“行政河長”相比，“民間河長”屬純公益崗位，由熱衷公益和環(huán)保的群眾擔任，其職責主要是參與河長制宣傳、水資源管護、代表公眾參與水環(huán)境決策等，彌補“行政河長”的能力短板。而“雙河長”之外的公眾可以發(fā)揮自身主體性、廣泛性、靈活性和滲透性的特點進行水環(huán)境監(jiān)督，形成全民治水合力，彌補“雙河長”的監(jiān)管盲區(qū)。鑒于此，本文借鑒《環(huán)境保護公眾參與辦法》和《公民生態(tài)環(huán)境行為規(guī)范》對公眾環(huán)保參與的范圍進行界定，并依據(jù)河長制的具體運行機制進行適當調適，從農戶水環(huán)境監(jiān)督意愿和擔任民間河長意愿兩個維度對農戶參與河長制治理意愿進行考察。

(二) 群體認同與河長制的農戶參與意愿

學界主要通過計劃行為理論來構建公眾環(huán)保意愿的概念模型，隨著研究的不斷深化，一些學者發(fā)現(xiàn)與情景相適應的自我認同、群體認同在計劃行為理論模型中發(fā)揮了重要作用[19]。群體認同作為影響個體行為意愿的重要因素，直接影響其行為選擇和偏好，對個體行動者的集群行為意愿具有直接的動員作用。群體認同強度影響個體自發(fā)參與的內在動力，群體認同越強，個體越傾向于以群體成員身份作為自己的行為動機，表現(xiàn)出與群體身份相一致的意向[20]。農戶的群體認同是指生活在村莊中的農戶對村集體的歸屬感和認同感，以及對群體身份、文化、價值觀的認同，凸顯了農村熟人社會中的社會資本因素[21]。在農村基層治水行動中，農戶所屬群體對農村基層組織的認同感越強，農戶越傾向于關注農村基層治水情況，進而更積極地參與村域河湖環(huán)境治理等集體行動。群體認同既可以基于情感因素影響個人參與意愿，也可基于成本收益影響個人參與意愿。在情感因素方面，農戶對群體身份、群體價值觀的認同通過農戶心理歸屬感、主觀責任感影響其決策行為。在成本收益方面，農戶因村域水環(huán)境改善所獲得的收益(包括村域環(huán)境質量的改善和農戶間信任感的提升)要大于因個人的污染行為造成的農村水生態(tài)環(huán)境污染帶來的損失，進而選擇參與農村基層治水行動。根據(jù)以上分析，本文提出如下假設：

H1 群體認同對農戶參與河長制治理意愿有顯著的積極影響。

H1a 群體認同對農戶參與水環(huán)境監(jiān)督意愿有顯著的積極影響。

H1b 群體認同對農戶擔任民間河長意愿有顯著的積極影響。

(三)干群互動與河長制的農戶參與意愿

農戶環(huán)境參與不僅受理性經濟人邏輯的影響，同時還受村域社會人邏輯的影響。村干部作為國家行政力量的“神經末梢”，根植于鄉(xiāng)村土壤，與當?shù)剞r戶、環(huán)境等有天然的聯(lián)系，在動員農戶參與環(huán)境治理方面有明顯優(yōu)勢。干群互動作為一種特殊的社會資本和社會情景中的結構性力量，對農戶參與公共資源治理具有動員效應和規(guī)則認同效應[17]。村干部作為政府的委托人與村民的代理人，發(fā)揮著溝通政府與村民的橋梁作用；同時作為鄉(xiāng)村精英群體的村干部，其思想與行為對農戶環(huán)境參與具有示范帶動作用[22]。干群互動有助于提升農戶對村干部的信任度及對基層公共政策的熟悉度，促進環(huán)境信息的交流，減少信息不對稱，降低交易成本。雖然理性小農理論認為，農戶的任何行為都是基于成本收益做出的決策，但是在鄉(xiāng)村熟人社會的語境下，市場規(guī)律并不完全起決定作用，環(huán)境治理的外部性和市場機制的不完善使得成本收益計算困難，而人情、面子等關系資源在影響農戶行為意愿方面發(fā)揮著關鍵作用[23]。村干部與村民基于人情、面子、信任等關系資源建立的互動關系將通過塑造一個高信任度、強互惠性、多合作性的農村社會生態(tài)系統(tǒng)，使個體間達成共同的行為準則、形成互惠的處事模式，從而在一定程度彌補村干部工作開展中的能力短板，克服鄉(xiāng)村公共治理的動員難題，提升農村公共政策實施效率。據(jù)此，本文提出如下假設:

H2 干群互動對農戶參與河長制治理意愿有顯著的積極影響。

H2a 干群互動對農戶參與水環(huán)境監(jiān)督意愿有顯著的積極影響。

H2b 干群互動對農戶擔任民間河長意愿有顯著的積極影響。

(四)調節(jié)效應：干群互動的間接影響

群體認同與干群互動并不是孤立地作用于農村公共事務治理之中，干群互動等外部因素除直接影響公眾環(huán)保參與意愿外，還存在一定程度的間接影響。群體認同會增強個體環(huán)保參與的內驅力，而干群互動是個體行為意愿很重要的外在驅動因素，能夠增強個體的內驅力，這種影響在公共事務治理場域中尤為明顯[19]。組織支持理論認為，當成員感受到組織支持并且親自參與組織決策時，他對組織的認同感將進一步增強，同時會使組織的決策更有效。就農村基層治水這一公共事務治理而言，群體認同起著直接驅動作用，而在干群互動的外在驅動下，村干部與農戶之間的信任、合作等互動關系能促使農戶對基層組織形成較強的群體意識和心理認同感，從而使村干部與農戶之間建立起積極的情感紐帶，增強彼此間的信任感，激發(fā)農戶參與村莊公共事務的積極性，提升農戶參與河長制治理的意愿。據(jù)此，本文提出如下假設:

H3 干群互動會調節(jié)群體認同與農戶參與河長制治理意愿的關系，起促進作用。

H3a 干群互動會調節(jié)群體認同與農戶參與水環(huán)境監(jiān)督意愿的關系，起促進作用。

H3b 干群互動會調節(jié)群體認同與農戶擔任民間河長意愿的關系，起促進作用。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設定與變量定義

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7-8月在江蘇、湖北兩地開展的題為“河長制的公眾參與與運行機制研究”的實地調研，選取無錫、徐州、宜昌、潛江4個國家級水生態(tài)文明建設試點區(qū)作為調研區(qū)域。選取上述地區(qū)主要基于以下考慮：無錫、徐州、潛江作為首批水生態(tài)文明建設試點區(qū)，已于2018年高分通過了水利部和省政府驗收；2019年宜昌河長制工作榮列“河湖長制”獎勵和4000萬元激勵名單，作為湖北省唯一獲取河湖長制國家級獎勵的地區(qū)，有必要深入考察；無錫作為河長制發(fā)源地，治水經驗豐富，治水體系和制度有很強的參考價值。因此，選取以上4個區(qū)域作為抽樣地區(qū)具有較強的代表性。課題組充分考慮樣本區(qū)的群眾基礎、河湖自然資源、河長制推行等因素，并與當?shù)睾娱L辦負責人座談交流，采用分層抽樣方法，在每個樣本地區(qū)選取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取4個行政村，每個村莊隨機抽取20～25位農戶通過一對一訪談的方式進行調查。此次調查共發(fā)放765份調查問卷，剔除無效問卷后，最終獲得有效問卷728份，問卷有效率為95.16%。調查問卷的內容主要包括：樣本村莊及農戶家庭基本信息、農戶對河長制的認知情況、農戶對水生態(tài)環(huán)境的認知情況、農戶參與村莊集體行動情況、河長制的推行情況及政府的支持力度。

表1統(tǒng)計結果顯示，樣本農戶具有如下特征：首先，受訪者主要以45～65歲年齡段(占比為59.62%)且初中文化程度以下(占比為87.64%)的男性(占比為66.89%)為主，黨員人數(shù)有187人。其次，家庭規(guī)模以3～5人的農戶占到了樣本總數(shù)的59.89%；年收入在9萬元以下的家庭占樣本總數(shù)的76.52%。最后，樣本農戶情況與相應年鑒數(shù)據(jù)相關信息相近，可認為樣本數(shù)據(jù)具有一定的代表性。

表1 樣本農戶基本統(tǒng)計特征描述

(二)模型設定

根據(jù)上文的理論分析及已有研究，本文構建農戶參與河長制治理意愿的影響因素模型。模型的被解釋變量為農戶參與河長制治理意愿，衡量指標為“您在多大程度上愿意擔任民間河長，彌補行政河長能力短板”和“您在多大程度上愿意參與水環(huán)境監(jiān)督，彌補雙河長監(jiān)管盲區(qū)”兩個問題，并設有從“非常不愿意”到“非常愿意”5個選項，依次賦值1～5?？紤]被解釋變量為有序多分類變量，本文擬采用Ordered Logistics模型對農戶參與河長制治理意愿的影響因素進行分析，可設立如下潛在模型：

(1)

其中，p為農戶選擇參與河長制的主觀概率，p/(1-p)為幾率比；Xi、FAi、GRi、PFi、OEi為解釋變量，分別表示農戶特征及其家庭情況、農戶認知、制度規(guī)則、項目特征及外部環(huán)境變量，以上五類解釋變量基本涵蓋了IAD框架中可能影響農戶參與河長制治理意愿的因素；α是截距項，ε為隨機擾動項。

現(xiàn)階段，定量分析群體認同與干群互動對河長制農戶參與意愿的研究較少，為此，本文在模型(1)的基礎上加入群體認同(GIi)變量和干群互動(CFIi)變量,通過估計模型(2)考察群體認同和干群互動對農戶參與河長制治理意愿的作用。

(2)

本文重點關注系數(shù)a和b，通過其系數(shù)來識別群體認同和干群互動對農戶參與河長制治理意愿的影響。

(三)變量定義

表2 變量定義及其描述性統(tǒng)計

本研究共引入8個變量，各變量定義及描述性統(tǒng)計結果見表2。

1.農戶參與河長制治理意愿。實地調研過程中，調研人員為農戶詳盡地闡述了公眾參與河長制治理的具體績效(包括生態(tài)績效、社會績效、經濟績效等)和農戶需要的貢獻(水環(huán)境監(jiān)督和擔任民間河長)。在確保農戶充分理解河長制的具體內容后，詢問農戶“您在多大程度上愿意擔任民間河長，彌補行政河長能力短板”和“您在多大程度上愿意參與水環(huán)境監(jiān)督，彌補雙河長“監(jiān)管盲區(qū)”，以此來獲取農戶的參與意愿，并按照“非常不愿意=1，不愿意=2，一般=3，愿意=4，非常愿意=5”對河長制的農戶參與意愿程度進行賦值。調查發(fā)現(xiàn)，有78.7%的農戶愿意參與水環(huán)境監(jiān)督，61.9%的農戶愿意擔任民間河長。其可能原因是，在河長制全面推行中，地方政府對水環(huán)境治理的高度重視，提供了完善的參與渠道和反饋機制，加之農戶對涉及切身利益的水環(huán)境治理、水污染防治比較關心，致使農戶參與意愿較高。此外，由于“民間河長”權責更為明確，名額有限，村組織更傾向公益環(huán)保人士以及有威望、專業(yè)能力強的農戶擔任，這也是農戶擔任民間河長意愿相對于水環(huán)境監(jiān)督意愿低的原因。

2.群體認同。群體認同作為影響個體行為意向的重要因素，國內很多學者設置量表對其進行測度。借鑒唐林等(2019)的研究[21]，本文將農戶的群體認同分為三個方面：一是農戶對村莊的關心和對村集體的情感，二是農戶對村集體成員價值觀的認同，三是農戶對村莊治理方式的認同。基于此，設置 “我對村集體有一種歸屬感”“我與村里其他成員的價值觀一致，如果他們參與村莊集體行動，我也會參與”“我非常認同當前村莊的治理方式”三個議項來測度群體認同變量，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”對群體認同進行賦值。

3.干群互動。已有研究主要通過干群互動頻率和村干部對農戶的支持程度來測量干群互動程度。借鑒何凌霄等(2017)的研究[23]， 在問卷中設置“您與村干部(河長)關系好，互動頻率高”的議項來測度干群互動變量?？紤]干群互動是重點關注變量，為檢驗結論的穩(wěn)健性，作者選取干群互動的三個替代變量：“村干部(河長)非常重視你在水環(huán)境治理中所做的貢獻”“村干部(河長)經常邀請你參加河長制執(zhí)行座談會”“村干部(河長)會及時公布水環(huán)境治理的相關信息”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”對干群互動變量進行賦值。

4.個體特征和家庭特征變量。本文選取受訪者的性別，女性賦值為2，男性賦值為1；文化程度，依據(jù)小學到本科的順序依次賦值為1～5；政治面貌，群眾賦值為1，黨員賦值為2；用務農收入、工資性收入、財產性收入及轉移性收入之和來測量家庭收入(萬元)。

表3 Ordered Logistics模型基準回歸結果

5.農戶認知變量。借鑒已有研究[20]，用三個變量對農戶認知進行衡量，一是村莊水生態(tài)環(huán)境變化的認知，按照“非常差=1，較差=2，一般=3，較好=4，非常好=5”進行賦值；二是河長制對改善村莊水生態(tài)環(huán)境重要性的認知；三是村莊水環(huán)境對農戶生產生活重要性的認知，并按照“完全不重要=1，不重要=2，一般=3，重要=4，非常重要=5”對其進行賦值。

6.制度規(guī)則變量?！皞€人或者企業(yè)污染河流行為(非法排污、非法電魚、亂采亂挖河道)被舉報后，會被處罰嗎？”“個人或者企業(yè)在水環(huán)境治理中做出貢獻(比如舉報污染河流行為、發(fā)現(xiàn)水體污染、提出治理對策)會得到獎勵嗎？”，回答“不會”賦值為0，“會”賦值為1。

7.項目特征變量。該特征變量包括水環(huán)境治理中農戶投勞程度，根據(jù)家庭參與水環(huán)境治理的投工投勞次數(shù)來衡量(次/年)；農戶所在村莊的“民間河長”數(shù)量(人)。

8.外部環(huán)境變量。流經本村莊的河流有幾條，農戶所在村莊的水質監(jiān)測站數(shù)量(個)，本村河流兩岸垃圾桶數(shù)量(個)。

四、模型估計結果與分析

(一)Ordered Logistics模型基準回歸結果

為確保回歸結果的一致性和無偏性，在進行模型估計之前，本文對各變量進行了多重共線性檢驗。檢驗結果顯示，變量的方差膨脹因子(VIF)值最高為2.91，所有變量的VIF值均小于3，表明各解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性，滿足Ordered Logistics模型要求。

表3列出Ordered Logistics模型的基準回歸結果，共包含四個回歸方程，其中方程(1)和方程(2)的被解釋變量為農戶水環(huán)境監(jiān)督意愿，方程(3)和方程(4)的被解釋變量為農戶擔任民間河長意愿，方程(1)和方程(3)的解釋變量包括農戶認知、制度規(guī)則、項目特征、外部環(huán)境、個人特征和家庭特征，方程(2)和方程(4)分別在方程(1)和方程(3)的基礎上引入群體認同和干群互動變量。與方程(1)相比，方程(2)的PseudoR2由0.7118增加至0.7840，增幅達10.14%，說明群體認同和干群互動對農戶參與水環(huán)境監(jiān)督意愿具有重要影響；與方程(3)相比，方程(4)的PseudoR2由0.5395增加至0.5867，增幅達8.75%，說明群體認同和干群互動對農戶擔任民間河長的意愿具有重要影響。

方程(2)和方程(4)兩個回歸結果均表明群體認同和干群互動對河長制農戶參與意愿具有正向促進作用，假設1和假設2得到驗證。

1.集體歸屬感在1%的顯著性水平上正向影響農戶水環(huán)境監(jiān)督意愿和擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴牵m然城鎮(zhèn)化的快速推進以及農村勞動力大量外流導致農村社會結構逐漸由熟人社會向半熟人社會轉變，但是當前農村熟人社會的治理邏輯仍然發(fā)揮著重要作用，村民對集體的歸屬感仍然存在，希望得到他人的認同、贊賞和尊敬，農戶行為意愿更容易受到村集體行為的影響。農戶參與河長制水污染治理不僅取決于自身的成本收益，還取決于農民對村集體的歸屬感和村莊水環(huán)境改善后的榮譽感。

價值觀認同感在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，在5%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿?？赡艿慕忉屖牵L期根植于鄉(xiāng)村的農民群體在水環(huán)境治理中有共同的訴求，價值觀一致，相同價值觀驅動下的責任意識、權利意識與民主意識會潛移默化提升個體參與意愿。具有相同價值觀的群體越傾向于關注河長制執(zhí)行情況，農戶越容易形成較高的預期，進而激發(fā)其參與意愿。

治理方式認同感在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，在10%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿?？赡艿慕忉屖?，農戶對當前村莊治理方式的認同感會直接影響其行為選擇和偏好，對村組織及治水政策認同的農戶會表現(xiàn)出更高的參與意愿，降低農戶的“搭便車”心理。隨著河長制的全面推行和多元治理模式的發(fā)展和完善，農戶對河長制的認同感會增強，其參與意愿也將進一步增強。

2.干群互動在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長的意愿?？赡艿慕忉屖?，村干部作為政府與農戶溝通的橋梁，彼此之間的高頻互動，充分尊重農戶意見和訴求，顯著提升干群關系。在持續(xù)的干群互動過程中，農戶把村干部當做自己人，有利于降低河長制執(zhí)行的復雜性和信息搜尋成本，增進行政河長與農戶之間的理解和信任，農戶易于遵守規(guī)則、參與監(jiān)督和管護，規(guī)避“搭便車”心理，提高參與意愿。

3.在農戶的個體特征和家庭情況變量中，農戶的性別在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿。合理的解釋是，農村的公共事務治理多由男性主導，并且男性作為家庭主要勞動力，常年在外務工，樂于接受新事物，對城鄉(xiāng)環(huán)境差異有直觀的認知，對村莊認同感強烈。這一結果與史恒通、何可有關農戶性別對環(huán)境治理行為影響的結論一致[9][24]。農戶的年齡在10%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴?，與年輕人相比，中老年人對村莊的感情更深，鄉(xiāng)土情結更濃，有很強的面子觀念，希望得到村民的贊賞和肯定，更樂于擔任民間河長。農戶的受教育程度在1%的顯著性水平上反向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿。一種合理的解釋是，農戶的受教育程度越高，越容易接受新事物，對有效執(zhí)行河長制在農戶增收和農村發(fā)展中的重要性的理解較深。政治面貌分別在1%和10%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴?，與群眾相比，黨員與村干部接觸的頻率更高，在河長制推行中起示范帶動作用，在水環(huán)境治理中有更多的話語權。家庭收入在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴?，收入較高的農戶有較強的經濟實力來參與河長制，更注重自己的聲譽和生活質量。

4.農戶認知變量中，水生態(tài)環(huán)境變化認知在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，但對農戶擔任民間河長意愿影響不顯著。可能的解釋是，水生態(tài)環(huán)境變化認知是農戶的直觀感受，認知越強的農戶對農村水環(huán)境污染的現(xiàn)實問題認識越深刻，因此愿意參與水環(huán)境治理來恢復水生態(tài)的可能性越高。與全民參與水環(huán)境監(jiān)督相比，由于民間河長有名額限制，需要推選，并且擔任民間河長也需要相對專業(yè)的治水技能，導致農戶對擔任民間河長的敏感程度不高。河長制重要性認知分別在1%和10%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿?？赡艿慕忉屖牵胤秸畬娱L制政策的持續(xù)宣傳和支持，村干部對治水政策和水環(huán)境治理信息的及時公開，促使農戶相信河長制的全面推行對村莊水環(huán)境的改善具有重要作用，相應農戶有更高的參與預期，參與意愿也更高。水環(huán)境改善對農戶生產生活重要性的認知在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴?，農戶作為理性經濟人，河長制對農戶的生產生活越重要，農戶越傾向于投入勞動和資本來參與監(jiān)督和管護。

5.制度規(guī)則變量中，獎勵機制在10%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，在1%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿?？赡艿慕忉屖?，獎勵機制越完善，越有利于農戶參與監(jiān)督和管護。作為理性經濟人，當農戶意識到進行水環(huán)境監(jiān)督和擔任民間河長獲得的收益大于不參與時，參與意愿更強，這也符合當前生態(tài)環(huán)境部頒布的《關于加強生態(tài)環(huán)境違法行為獎勵工作的指導意見》(1)資料來源：http://www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk05/202004/t20200426_776341.html.，通過獎勵機制吸引公眾有效參與。懲罰機制對農戶參與意愿具有正向影響，但不顯著?？赡茉蚴?，處罰機制在抑制污染河流行為方面效果比較明顯，但是在提升農戶參與監(jiān)督和管護方面影響比較小。

6.項目特征變量中，農戶參與水環(huán)境治理的投勞程度在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，在10%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿。其中可能的解釋是，農戶的投勞程度并不會抑制河長制農戶參與意愿，農戶在勞動和時間上的投入增進了集體榮譽感、認同感和干群關系，進而影響農戶參與意愿。村莊民間河長數(shù)量在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿，在10%的顯著性水平上正向影響農戶擔任民間河長意愿?？赡艿慕忉屖?，民間河長越多，村莊治水氛圍越濃，進而促進農戶與其他村民的溝通交流，降低監(jiān)督、管護成本，規(guī)避集體行動中的“搭便車”心理，從而增強農戶參意愿。

7.外部環(huán)境變量中，水質監(jiān)測站數(shù)量在1%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和農戶擔任民間河長意愿?？赡艿脑蚴牵|監(jiān)測站的數(shù)量反映了地方政府和村組織對當?shù)厮h(huán)境的重視程度，也反映了河流對村莊的重要作用，為保持當前優(yōu)質的水環(huán)境，農戶更愿意參與河長制，履行監(jiān)督和管護的責任。流經村莊河流的數(shù)量分別在1%和5%的顯著性水平上正向影響農戶的水環(huán)境監(jiān)督意愿和擔任民間河長意愿。可能的原因是，村莊水系越發(fā)達，水環(huán)境對農戶的生產生活越重要，農戶對水環(huán)境的依賴程度越高，農戶的監(jiān)督和管護意愿越強烈。

(二)干群互動的調節(jié)作用

上文已經揭示了群體認同和干群互動對河長制農戶參與意愿有顯著的正向影響，一個值得思考的問題是，干群互動是否影響群體認同對河長制農戶參與意愿的的作用呢? 為此，本文在模型(2)的基礎上加入群體認同和干群互動的交互項來做進一步的分析。

(3)

其中，GIi×CFIi為群體認同和干群互動的交互項；h為交互項系數(shù)。

回歸結果見表4，共包含6個回歸方程，方程(5)-方程(7)的被解釋變量為農戶水環(huán)境監(jiān)督意愿，并加入群體認同和干群互動各項指標的交互項。方程(8)—方程(10)的被解釋變量為農戶擔任民間河長的意愿，并加入群體認同和干群互動各項指標的交互項。表4估計結果表明，群體認同和干群互動的交互項系數(shù)顯著為正，假設3得到證實。值得注意的是，在加入交互項后，治理方式認同感變得不再顯著，可能的原因是，干群互動是治理方式認同感的一個驅動因素，只有在干群高效互動的情況下治理方式認同感才能發(fā)揮有效作用。因此，作為政府和農戶代理人的村干部在基層治水中的作用非常重要，群體認同能有效促進農戶參與河長制的意愿，但干群互動能為農戶參與河長制創(chuàng)造良好的治水氛圍。當農戶的治水貢獻得到足夠的重視、訴求得到及時反饋、信息獲取渠道暢通時，農戶與村干部間的信任感會顯著增強，農戶的參與預期顯著提升，集體行動得以實現(xiàn)。同時，村組織對治水中的污染行為進行處罰和約束，保障了農戶的有效參與以及治水的公平公正，實現(xiàn)了農村水環(huán)境的善治。此外，用三個替代變量“農戶治水貢獻的受重視程度”“農戶治水信息獲取的直接程度”“農戶參加村莊治水座談會頻率”進行相同的交互項回歸，結果均顯著穩(wěn)健。

表4 干群互動對群體認同影響河長制農戶與參與意愿的調節(jié)作用

表5 群體認同和干群互動影響河長制農戶參與意愿的穩(wěn)健性檢驗(剔除老年人樣本)

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗表3中回歸結果的穩(wěn)健性，考慮老年人在從事河長制監(jiān)督和擔任民間河長的管護活動中的劣勢較為明顯，對此，本文借鑒已有研究[22][23]，將樣本中受訪年齡在65歲以上的男性和60歲以上的女性進行剔除，重新進行Ordered Logistics回歸。表5中方程(11)—方程(14)回歸結果顯示，與上文沒有剔除老年人樣本的表3的結果基本一致。剔除老年人樣本后，群體認同和干群互動變量均對河長制的農戶參與意愿有顯著影響，作用方向也未發(fā)生變化，表明基準回歸結果較為穩(wěn)健。

由于干群互動是本文的重點關注變量，為進一步檢驗實證結果的穩(wěn)健性，使用干群互動的三個代理變量(農戶治水貢獻的受重視程度、農戶治水信息獲取的直接程度、農戶參加村莊治水座談會頻率)估計干群互動對河長制農戶參與意愿的影響。表6中方程(15)—方程(20)穩(wěn)健性檢驗結果顯示，干群互動的三個替代變量均顯著正向影響河長制的農戶監(jiān)督意愿和擔任民間河長意愿，這與表3的估計結果相一致，再次證實了干群互動能顯著提升河長制的農戶參與意愿，說明本文的分析結果較為穩(wěn)健。

表6 干群互動影響河長制農戶與參與意愿的穩(wěn)健性檢驗結果

表7 干群互動影響村干部對農戶的動員效應

(四)干群互動影響河長制農戶參與意愿的渠道

上文基準回歸結果顯示，干群互動對河長制的農戶參與意愿具有顯著的正向影響，那么干群互動是通過什么渠道發(fā)揮該作用的呢？下文主要從村干部對農戶的動員效應和信任效應兩個方面來對干群互動的影響渠道做進一步分析。

1.動員效應。在農村公共事務治理中，村干部作為政府的代理人和村民的代言人，具有很強的權威性(聲望權威、專家權威、政治權威)[25]，在一定程度上能夠影響農戶的行為意愿。產生這種影響的一個重要渠道是干群互動對農戶的動員效應，對此，本文設置問題“如果村干部號召大家參與河長制污染治理，我愿意參與”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”對群體認同進行賦值，對設置的問題作為被解釋變量進行Ordered Logistics模型回歸，如表7所示。方程(21)-方程(24)的被解釋變量為村干部對農戶的動員效應，解釋變量分別為干群互動及其代理變量。表7的回歸結果顯示，解釋變量干群互動及作為其代理變量的信息獲取程度、貢獻受重視程度、參加討論會頻率均顯著促進村干部對農戶的動員。在農村基層治水中，農戶作為農村水環(huán)境治理主體，邀請其參與座談會，充分尊重農戶的意見和訴求，強調農戶的主人翁意識，減少基層治水中精英俘獲等權力不對等現(xiàn)象，提升了農戶的監(jiān)督和管護預期，這在一定程度能夠激勵農戶更愿意參與水環(huán)境監(jiān)督和擔任民間河長，發(fā)揮農戶的監(jiān)督、宣傳、管護作用，彌補行政河長的監(jiān)管盲區(qū)和能力短板。

2.信任效應。隨著社會的進步，制度信任作為一種“軟約束”將成為一種重要的約束機制。農戶對村干部及治水相關制度的信任度越高，對于河長制的前景越看好，農戶參與態(tài)度和意向越明確，參與的廣度及深度就越大，為此，本文選取“我對農村水環(huán)境治理的相關制度和政策十分信任”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”對群體認同進行賦值，對設置的問題作為被解釋變量進行Ordered Logistics模型回歸，如表8所示。方程(25)-方程(28)的被解釋變量為農戶對治水制度規(guī)則的信任，解釋變量分別為干群互動及其代理變量。表8的回歸結果顯示，解釋變量干群互動及作為其代理變量的信息獲取程度、貢獻受重視程度、參加討論會頻率均顯著均能顯著促進農戶對治水制度規(guī)則的信任。干群互動有助于農戶對治水制度的信任，形成穩(wěn)定的心理預期，而這一信任和預期對提升農戶的參與意愿具有重要作用。

表8 干群互動影響農戶對制度規(guī)則的信任效應

五、結論與政策啟示

本文利用無錫、徐州、宜昌、潛江4個國家級水生態(tài)文明建設試點區(qū)728戶農戶的微觀調查數(shù)據(jù)，采用Ordered Logistics模型，在IAD框架基礎上揭示了群體認同、干群互動及兩者的交互效應對河長制農戶參與意愿的影響。研究表明，群體認同及其各維度對河長制農戶參與意愿具有顯著的正向影響。干群互動及其各維度對河長制農戶參與意愿具有顯著的正向影響。群體認同與干群互動對河長制農戶參與意愿有一定的交互影響，干群互動可以影響農戶的動員效應和信任效應來增強群體認同對河長制的農戶參與意愿。

上述結論具有重要的政策啟示：第一，完善環(huán)境信息公共平臺，為農戶參與提供基礎性的數(shù)據(jù)支持，重視干群關系的培養(yǎng)，構建信任、合作、互惠的干群互動關系，形成融洽的治水氛圍，提升農戶對村集體的歸屬感、認同感；第二，加強農村基層組織隊伍建設，增強村干部在基層治水中的動員能力、組織協(xié)調能力，全面提升村組織的治理能力；第三，完善和創(chuàng)新農村基層治水中的需求表達機制、決策機制與獎懲機制，地方政府及村組織在河長制執(zhí)行中要形成及時、透明的信息披露習慣和典范，發(fā)揮黨組織的示范和引領作用，保障河長制的落地生根和長效運行。