干群關(guān)系、收入水平與農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿

潘子純 朱玉春 馬林燕

摘 要：為探究干群關(guān)系、收入水平對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的影響，基于902份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，利用雙欄模型（Double Hurdle Model）進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：（1）農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理參與意愿較高;（2）干群關(guān)系、收入水平對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理參與意愿、支付意愿有顯著正向影響;（3）收入水平在干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的影響中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。因此建議在政策層面，應(yīng)通過(guò)重視干群關(guān)系培養(yǎng)、提升農(nóng)戶收入水平和完善政策瞄準(zhǔn)精度促進(jìn)農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理。

關(guān)鍵詞：干群關(guān)系;收入水平;村域河湖環(huán)境治理;雙欄模型

中圖分類號(hào)：F323.22?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1009-9107（2023）02-0151-10

收稿日期：2022-08-16DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2023.02.16

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目（18AZD003）;清華大學(xué)中國(guó)農(nóng)村研究院博士論文獎(jiǎng)學(xué)金項(xiàng)目（202216）

作者簡(jiǎn)介：潘子純，男，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理。

村域河湖環(huán)境是指分布在農(nóng)村地區(qū)的全部中小河湖，包括河流、湖泊以及各地納入河湖長(zhǎng)制管理的農(nóng)村溝渠、山塘等。其是農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)村生態(tài)環(huán)境的重要載體，對(duì)當(dāng)?shù)丨h(huán)境保護(hù)、農(nóng)民健康及經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展具有重要作用。然而，伴隨中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)村環(huán)境污染問(wèn)題也相伴而生^［1-2］。尤為嚴(yán)重的是，在廣大農(nóng)村地區(qū)，村民濫捕亂挖、污水亂排、生活垃圾隨意堆放，加之城市污染、工業(yè)污染轉(zhuǎn)嫁，村域河湖環(huán)境“臟亂差”現(xiàn)象日益嚴(yán)峻，不僅破壞村容村貌，更危及村民健康^［3-4］。因此，如何緩解村域河湖環(huán)境污染已成為亟待解決的核心問(wèn)題。

村域河湖環(huán)境治理屬于公共環(huán)境治理問(wèn)題，具備很強(qiáng)的外部性，政府介入必不可少^［5-6］。2018年12月，水利部辦公廳印發(fā)《關(guān)于實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略加強(qiáng)農(nóng)村河湖管理的通知》，要求著力解決農(nóng)村河湖突出問(wèn)題，打造干凈整潔、生態(tài)宜居、管理有序的農(nóng)村河湖;2021年12月，中辦、國(guó)辦印發(fā)的《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動(dòng)方案（2021-2025年）》也明確指出“深入實(shí)施鄉(xiāng)村綠化美化行動(dòng)，突出保護(hù)鄉(xiāng)村山體田園、河湖濕地”。村域河湖資源作為一類具備非排他性和競(jìng)爭(zhēng)性、開(kāi)放性（水資源、生物資源的流動(dòng)性與跨界性）和封閉性（河道、河岸乃至河砂資源位置與占用者的相對(duì)固定）特征的公共池塘資源^［7］，其治理不僅依賴政府等外部主體，更迫切需要村集體和村民的廣泛參與^［4］。農(nóng)戶作為村域河湖環(huán)境污染的制造者、受害者以及環(huán)境改善的直接受益者^［8］，他們具備自發(fā)參與村域河湖環(huán)境治理的內(nèi)生動(dòng)力，可以通過(guò)村民參與來(lái)改變當(dāng)前村域河湖環(huán)境治理形式主義嚴(yán)重、參與效度不足等“運(yùn)動(dòng)式治理”弊端。因此，研究農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理意愿，將有利于改善農(nóng)村河湖環(huán)境現(xiàn)狀，有助于提升農(nóng)戶的生態(tài)獲得感。

學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理的研究主要以“公眾參與基層治水”^［9-11］“公眾參與河長(zhǎng)制河流治理”^［12-13］“公眾參與流域生態(tài)治理”等^［2］為主題，對(duì)農(nóng)戶參與現(xiàn)狀、困境及參與影響因素等展開(kāi)分析。在參與現(xiàn)狀及困境方面，有學(xué)者認(rèn)為當(dāng)前多元主體治理的參與機(jī)制尚未形成，由政府主導(dǎo)的一元環(huán)境治理格局限制了生態(tài)治理的有效性，農(nóng)戶面臨參與自主性弱化、參與治理成本高、參與深度不足等現(xiàn)實(shí)困境^［14］。在影響因素方面，農(nóng)戶心理感知^［15］、物質(zhì)資本^［16］、社會(huì)信任^［17］、群體認(rèn)同^［18］等是影響農(nóng)戶水環(huán)境治理意愿的內(nèi)因;正式制度、非正式制度、治水技術(shù)應(yīng)用等作為外因已被學(xué)者進(jìn)行探討^［19-20］?，F(xiàn)有研究也關(guān)注到收入水平對(duì)農(nóng)戶基層治水行為的影響。但農(nóng)戶分層演化趨勢(shì)明顯，不同收入水平的農(nóng)戶基于“效用最大化”原則做出的村域河湖環(huán)境治理行為帶有“收入差異印跡”，當(dāng)前文獻(xiàn)未能對(duì)該現(xiàn)象背后的收入異質(zhì)作用進(jìn)行探討。此外，干群關(guān)系作為社會(huì)信任的主要維度在農(nóng)戶參與村莊集體行動(dòng)影響的研究中已較為深入，但其對(duì)農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理影響的研究存在不足。因此，有必要結(jié)合干群關(guān)系、收入水平探究農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理意愿的影響因素。

基于此，本文在相關(guān)理論分析的前提下，采用南京、蕪湖、西安3市902個(gè)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙欄模型對(duì)干群關(guān)系、收入水平對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿展開(kāi)實(shí)證分析，檢驗(yàn)收入水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)并厘清干群關(guān)系的發(fā)生路徑，以期為促進(jìn)村域河湖環(huán)境改善提供借鑒。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）干群關(guān)系與農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿

社會(huì)資本理論認(rèn)為，在以親緣、血緣和地緣相結(jié)合的農(nóng)村社會(huì)中，情感信任、村莊規(guī)范等“集體層面”的因素不僅影響農(nóng)戶自身的認(rèn)知行為，更有助于通過(guò)增強(qiáng)信任程度、減少?zèng)_突以解決集體困境^［21］。作為一種特殊的社會(huì)關(guān)系資本和農(nóng)村社會(huì)情景的結(jié)構(gòu)性力量，干群關(guān)系是指村民與村干部形成的關(guān)系或行為狀態(tài)，往往成為村干部在村民中開(kāi)展工作時(shí)可利用的內(nèi)生力量。其變化會(huì)影響個(gè)體行動(dòng)者的決策環(huán)境及行為偏好^［22］，對(duì)農(nóng)戶參與公共資源治理具備重要影響效應(yīng)。具體看，一是動(dòng)員效應(yīng)。作為鄉(xiāng)村精英，村干部思想及行為在鄉(xiāng)村熟人社會(huì)語(yǔ)境下無(wú)疑會(huì)對(duì)農(nóng)戶參與公共資源治理產(chǎn)生強(qiáng)烈的帶動(dòng)示范作用^［23］，對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的意愿達(dá)成及付諸行動(dòng)具有重要影響。二是規(guī)則效應(yīng)。良好的干群關(guān)系有利于搭建政府與村民雙方的合作與承諾，提升村民對(duì)規(guī)則執(zhí)行的概率與效力，促使理性農(nóng)戶能夠?yàn)榇逵蚝雍h(huán)境治理而努力維護(hù)制度規(guī)則^［24］，進(jìn)而提升農(nóng)戶的參與意愿及支付意愿。三是政策宣傳效應(yīng)。頻繁的干群交往會(huì)提高村民對(duì)國(guó)家環(huán)境政策法規(guī)及村莊環(huán)境規(guī)約的了解程度^［21］，進(jìn)一步明確行為準(zhǔn)則并強(qiáng)化治理責(zé)任感，有效約束農(nóng)戶在村域河湖環(huán)境治理中的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而提升農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的參與意愿和支付意愿?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H₁：干群關(guān)系越好的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理意愿越高。

H_1a： 干群關(guān)系越好的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理參與意愿越高。

H_1b： 干群關(guān)系越好的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理支付意愿越高。

（二）收入水平與農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿

農(nóng)戶在收入增長(zhǎng)誘發(fā)下呈現(xiàn)出明顯的分層演化趨勢(shì)，隨之帶來(lái)的是不同收入水平農(nóng)戶表現(xiàn)出帶有個(gè)體特征的需求及行為偏好^［25］。農(nóng)戶對(duì)生活生產(chǎn)垃圾治理、村域河湖環(huán)境治理等集體事務(wù)的參與均會(huì)因收入差異而呈現(xiàn)異質(zhì)性^［26-27］。理性小農(nóng)理論認(rèn)為，農(nóng)戶的任何參與行為都是綜合衡量成本收益后的結(jié)果^［28］。收入水平較高的農(nóng)戶比起收入水平較低的農(nóng)戶，往往具備滿足參與村域河湖環(huán)境治理的支付能力，其對(duì)貨幣費(fèi)用支付、不確定風(fēng)險(xiǎn)等成本或損失的感知較弱。但值得注意的是，收入水平較高的農(nóng)戶傾向于追求更高的生活質(zhì)量，對(duì)村域河湖環(huán)境改善所帶來(lái)的生態(tài)價(jià)值、功能價(jià)值甚至社會(huì)價(jià)值的感知更深^［29］。因此，綜合考慮成本收益結(jié)果后，收入水平高的農(nóng)戶往往更具備改變村域河湖環(huán)境現(xiàn)狀的環(huán)保意識(shí)和生態(tài)責(zé)任感，進(jìn)而提升其村域河湖環(huán)境治理的參與意愿及支付意愿?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2。

H₂： 收入水平越高的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理意愿越高。

H_2a： 收入水平越高的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理參與意愿越高。

H_2b： 收入水平越高的農(nóng)戶，其村域河湖環(huán)境治理支付意愿越高。

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)：收入水平的間接影響

高收入水平農(nóng)戶往往具備較高的社會(huì)責(zé)任感、環(huán)境保護(hù)意識(shí)及支付能力，易于獲取和理解河湖環(huán)境治理信息及政策^［25］。收入水平較高的農(nóng)戶家庭一般屬于農(nóng)村社會(huì)中的精英階層，具備較好的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，能夠緩解利益主體間的沖突，使得干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理的正向激勵(lì)作用得以強(qiáng)化，促進(jìn)集體行動(dòng)的形成^［30］。相反，低收入水平農(nóng)戶，即使干群關(guān)系良好，但受自身收入水平制約，也不一定能表現(xiàn)出較高的參與意愿和支付意愿?？梢?jiàn)，農(nóng)戶收入水平在干群關(guān)系對(duì)村域河湖環(huán)境治理意愿的影響過(guò)程中可能存在調(diào)節(jié)作用?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H₃：收入水平對(duì)干群關(guān)系與村域河湖環(huán)境治理意愿的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

H_3a：收入水平對(duì)干群關(guān)系與村域河湖環(huán)境治理參與意愿的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

H_3b：收入水平對(duì)干群關(guān)系與村域河湖環(huán)境治理支付意愿的關(guān)系起到正向的調(diào)節(jié)作用。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2021年10-11月在南京、蕪湖、西安3地開(kāi)展的題為“村域河湖環(huán)境治理與公眾參與行為調(diào)查”的實(shí)地調(diào)研。其中，西安、蕪湖為國(guó)家水生態(tài)文明城市，南京曾因河湖管理保護(hù)成效明顯獲得國(guó)務(wù)院表?yè)P(yáng)，三地治水經(jīng)驗(yàn)豐富，有必要展開(kāi)研究。共計(jì)發(fā)放問(wèn)卷983份，剔除無(wú)效問(wèn)卷后，最終獲得902份有效問(wèn)卷，有效率達(dá)91.76％。問(wèn)卷內(nèi)容主要圍繞村域河湖環(huán)境治理情況展開(kāi)，并涉及樣本農(nóng)戶基本信息、農(nóng)戶社會(huì)評(píng)價(jià)、村級(jí)治理情況等。如表1所示，被調(diào)查農(nóng)戶以男性為主，平均年齡56歲，受教育程度普遍偏低，黨員占比較低。從家庭特征來(lái)看，有4.99％的受訪農(nóng)戶家中有村干部，家庭規(guī)模3～5人占比最高，家庭距河湖距離在1 km以下的有 640戶。與相應(yīng)年鑒數(shù)據(jù)信息對(duì)比，樣本具有較好的代表性。

（二）模型設(shè)定

本文將農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理劃分為參與意愿和程度兩階段。為避免兩階段決策方程帶來(lái)的內(nèi)生性，選用雙欄模型（DHM）對(duì)干群關(guān)系、收入水平與農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的關(guān)系展開(kāi)分析。

首先，分析農(nóng)戶對(duì)村域河湖環(huán)境治理的參與意愿，構(gòu)建第一階段方程如下：

式中：P^*_i為潛在參與變量，當(dāng)P_i為1時(shí)，表明農(nóng)戶愿意參與村域河湖環(huán)境治理，反之表示沒(méi)有參與意愿;Z_i為影響參與意愿的變量;α為待估參數(shù);μ_i為服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

其次，考慮農(nóng)戶對(duì)村域河湖環(huán)境治理的支付意愿，構(gòu)建第二階段方程如下：

式中，A^*_i為潛在支付變量;X_i為影響支付意愿的變量;b為待估參數(shù);v_i為服從期望值為0的正態(tài)分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。若P^*_i＞0且A^*_i>0，表明農(nóng)戶愿意支付村域河湖環(huán)境治理費(fèi)用，治理額度為A_i=A^*_i，否則A_i=0，表示沒(méi)有支付意愿。雙欄模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)為：

（三）變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)

因變量：本文將農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理分為參與意愿和程度兩階段。其中參與意愿為二元虛擬變量，在調(diào)查問(wèn)卷中以“您是否愿意參與村域河湖環(huán)境治理”表征，即愿意參與賦值為1，否則為0。支付意愿為連續(xù)變量，以“您愿意為村域河湖環(huán)境治理支付的金額（元/年）”來(lái)表征。

自變量：（1）收入水平。家庭年收入5 000元以下賦值為1;5 000～＜25 000元賦值為2;25 000～＜50 000元賦值為3;50 000～＜90 000元賦值為4;90 000元及以上賦值為5。（2）干群關(guān)系。干群關(guān)系作為一種特殊的社會(huì)資本，已成為農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策實(shí)施的重要依托。本文采用熵值法從接觸頻率、關(guān)系治理和信任程度三個(gè)維度（每項(xiàng)指標(biāo)均賦值為1～5）對(duì)干群關(guān)系進(jìn)行測(cè)量，具體指標(biāo)設(shè)置和權(quán)重如表2所示。

在以“熟人社會(huì)”為顯著特征的中國(guó)農(nóng)村，村干部與村民形成了較為密切的互動(dòng)頻率和良好的治理關(guān)系。接觸頻率、關(guān)系治理和信任程度的權(quán)重分別為0.341、0.326和0.333。接觸頻率的權(quán)重最大，反映村民與村干部的日?；?dòng)和接觸，是影響干群關(guān)系最直接的維度，進(jìn)而影響村干部與村民的關(guān)系治理和信任程度。接觸頻率、關(guān)系治理和信任程度測(cè)度后的得分均值分別為0.488、0.778和0.750，干群關(guān)系得分的均值為0.670。

控制變量：參考已有研究^{［3，9］}，本文選取農(nóng)戶性別、年齡、是否擔(dān)任公益崗等個(gè)人特征及家中是否有村干部、家庭到河湖的距離等家庭特征作為控制變量。具體含義及描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

三、結(jié)果分析

（一）農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿分析

1.農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理參與意愿?？傮w看，在902個(gè)受訪農(nóng)戶中，有72.39％的農(nóng)戶愿意參與河湖治理。本文根據(jù)受訪農(nóng)戶的性別、受教育程度將樣本劃分為男性組和女性組、高學(xué)歷組（受教育程度為高中或中專以上）和低學(xué)歷組（受教育程度為初中及以下）進(jìn)行分析。發(fā)現(xiàn)女性農(nóng)戶的參與意愿稍強(qiáng)于男性農(nóng)戶，高學(xué)歷農(nóng)戶強(qiáng)于低學(xué)歷農(nóng)戶（見(jiàn)表4）。

2.農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理支付意愿。農(nóng)戶支付意愿之間存在差異，調(diào)整頻度最大值所對(duì)應(yīng)的支付意愿為每年每戶50～100元（388個(gè)樣本，占比59.42％），其次為每年每戶100～200元（74個(gè)樣本，占比11.33％）（見(jiàn)表5）。參考顏廷武等^［31］對(duì)農(nóng)戶支付意愿的區(qū)間算法計(jì)算出農(nóng)戶愿意對(duì)村域河湖環(huán)境治理支付的金額為122.49～171.58元/年。

（二）農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿影響因素分析

1.基準(zhǔn)回歸。多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，方差膨脹因子遠(yuǎn)小于1，變量間不存在多重共線性。運(yùn)用雙欄模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表6。模型的卡方檢驗(yàn)值在1％的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，說(shuō)明模型整體擬合效果較好。從干群關(guān)系、農(nóng)戶收入水平及控制變量3方面展開(kāi)分析得出以下結(jié)論。（1）干群關(guān)系。干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的參與意愿與支付意愿有顯著的正向影響。原因是良好的干群關(guān)系能在河湖環(huán)境治理過(guò)程中降低農(nóng)戶治理信息的搜尋成本及農(nóng)戶參與溝通、決策的成本，規(guī)避“搭便車”心理及行為，這在一定程度上提升了農(nóng)戶的參與意愿和支付意愿。假設(shè)H_1a和假設(shè)H_1b得到驗(yàn)證。（2）收入水平。農(nóng)戶收入水平對(duì)其村域河湖環(huán)境治理的參與意愿與支付意愿有顯著的正向影響。原因是伴隨農(nóng)戶收入水平的提高，其生態(tài)認(rèn)知水平、集體責(zé)任感日益增強(qiáng)，參與村域河湖環(huán)境治理決策的主導(dǎo)因素也逐步轉(zhuǎn)向生態(tài)理性，進(jìn)而其治理意愿和支付意愿也隨之提高。假設(shè)H_2a和假設(shè)H_2b得到驗(yàn)證。（3）控制變量。性別對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的參與意愿有顯著的負(fù)向影響，這表明女性更愿意參與村域河湖環(huán)境治理;但性別對(duì)治理的支付意愿呈現(xiàn)為顯著的正向影響，這反映出男性在治理過(guò)程中投入金額的意愿更高，女性的高參與意愿未能轉(zhuǎn)化為支付意愿。原因是，受鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)條件限制和文化封閉的影響，農(nóng)村女性經(jīng)濟(jì)地位偏低，導(dǎo)致其支付意愿較低^［32］。受教育程度對(duì)農(nóng)戶村域河湖治理行為有顯著的正向影響，受教育程度越高，農(nóng)戶對(duì)“綠水青山就是金山銀山”等生態(tài)理念的認(rèn)知越深刻，對(duì)農(nóng)村環(huán)境防污政策的了解越清晰，進(jìn)而其參與意愿和支付意愿也越高。家中是否有村干部對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的支付意愿有顯著的正向影響。原因是村干部對(duì)環(huán)境治理重要性和困難程度認(rèn)知相對(duì)較高，有利于帶動(dòng)家庭對(duì)村域河湖環(huán)境治理投入資金。擔(dān)任保潔員、護(hù)河員等公益崗能夠正向影響農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理的支付意愿。擔(dān)任公益崗有助于加強(qiáng)農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)意識(shí)，提升參與村莊集體事務(wù)的熱情，進(jìn)而影響支付水平。

2.收入水平的調(diào)節(jié)作用。本文根據(jù)受訪農(nóng)戶收入水平原始數(shù)據(jù)的均值，將全樣本劃分為高收入組和低收入組，并運(yùn)用雙欄模型進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)收入水平在干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿影響中的調(diào)節(jié)作用^［33］。由表7可知，干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理的參與意愿和支付意愿在低收入組和高收入組的影響均顯著，且高收入組的系數(shù)顯著高于低收入組，即在高收入水平下，干群關(guān)系與農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿之間的正向關(guān)系得以增強(qiáng)。原因是農(nóng)戶收入水平越高，對(duì)環(huán)境保護(hù)認(rèn)知就越清晰，加之具備支付能力，參與意愿及支付意愿就越高;相反，收入水平相對(duì)較低的農(nóng)戶，即使具備環(huán)境保護(hù)認(rèn)知，也有參與村域河湖環(huán)境治理的意愿，但受其自身收入水平制約，參與意愿難以轉(zhuǎn)化為支付意愿。此外，高收入組農(nóng)戶作為村中的精英階層，更容易處理社會(huì)關(guān)系中的沖突，其干群關(guān)系正向激勵(lì)作用的實(shí)現(xiàn)更為可靠。假設(shè)H₃得到驗(yàn)證。

3.內(nèi)生性檢驗(yàn)。干群關(guān)系與農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理意愿在理論上可能存在相互影響，由逆向因果關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題會(huì)干擾估計(jì)結(jié)果，采取工具變量法可解決該問(wèn)題。借鑒相關(guān)研究^［34］，本文選取同村其他農(nóng)戶干群關(guān)系的均值作為工具變量。理由如下：由群體效應(yīng)理論可知，個(gè)體行為特征會(huì)受到同區(qū)域其他個(gè)體同一行為特征的重要影響，加之干群關(guān)系具備高度聚類特征，即可說(shuō)明工具變量滿足與內(nèi)生變量相關(guān)性的要求;同時(shí)，其他農(nóng)戶干群關(guān)系與受訪者的參與意愿并不存在直接關(guān)聯(lián)，滿足外生性，故選取合理。但豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示p值為0.999 8遠(yuǎn)大于0.1，未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，無(wú)法拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為干群關(guān)系與農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理意愿不存在內(nèi)生性問(wèn)題。因此，沒(méi)有必要使用工具變量，本文將不再采用工具變量法對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文采用算術(shù)平均法對(duì)干群關(guān)系進(jìn)行重新測(cè)度，回歸結(jié)果顯示核心變量的顯著性、方向均與表6基本一致?？紤]到農(nóng)戶可能存在“低報(bào)”或“高報(bào)”收入的現(xiàn)象而導(dǎo)致樣本出現(xiàn)異常值，本文選取winsorize方法對(duì)樣本上下5％的異常值進(jìn)行縮尾處理，縮尾后的回歸結(jié)果與表6結(jié)果基本一致。上述回歸表明前文分析結(jié)果具有穩(wěn)健性（見(jiàn)表8）。

5.異質(zhì)性分析。參考已有研究^［35］，本文從農(nóng)戶的個(gè)體異質(zhì)性出發(fā)，根據(jù)受訪農(nóng)戶性別、受教育程度對(duì)全樣本進(jìn)行分群估計(jì)，進(jìn)一步討論收入水平和干群關(guān)系在不同群體中對(duì)意愿的影響。表9顯示，收入水平在5％的顯著水平上影響女性農(nóng)戶的參與意愿，在1％的顯著水平上影響男性農(nóng)戶和女性農(nóng)戶的支付意愿。這表明，無(wú)論男性或女性農(nóng)戶，伴隨收入水平的提升，其參與意愿轉(zhuǎn)化為支付行為的能力均會(huì)提高，進(jìn)而支付意愿更高。女性農(nóng)戶支付意愿的影響系數(shù)相對(duì)較低，這主要由女性相對(duì)弱勢(shì)的經(jīng)濟(jì)地位所致。干群關(guān)系分別在5％和1％的顯著性水平上正向影響男性和女性農(nóng)戶的參與意愿、支付意愿。從系數(shù)大小來(lái)看，女性組明顯大于男性組，可能原因是大多男性外出務(wù)工無(wú)法及時(shí)參與村莊日常治理，給了女性更多融入集體的機(jī)會(huì)。在逐步具有參與決策能力的同時(shí)，女性農(nóng)戶在此過(guò)程中與村干部有較多的來(lái)往互動(dòng)，這為其參與村域河湖環(huán)境治理起到了幫扶作用。因而干群關(guān)系對(duì)女性農(nóng)戶參與意愿和支付意愿的影響大于男性農(nóng)戶。

表10顯示，隨著受訪者學(xué)歷的提升，收入水平對(duì)農(nóng)戶參與意愿和支付意愿的正向作用并不顯著，這可能由高學(xué)歷農(nóng)戶駐村時(shí)間普遍較短，對(duì)村域河湖環(huán)境治理的參與熱情不高所致。特別地，干群關(guān)系對(duì)低學(xué)歷和高學(xué)歷農(nóng)戶參與意愿的影響均顯著為正，但對(duì)支付意愿的影響則呈現(xiàn)出低學(xué)歷組顯著、高學(xué)歷組不顯著的特征。原因是，低學(xué)歷農(nóng)戶作為村中“弱勢(shì)”群體，往往缺乏河湖環(huán)境治理信息的獲取渠道，參與能力薄弱，故干群關(guān)系通常是其了解河湖治理信息、提升參與能力、消除參與滯后性和不確定性的重要手段。因此，低學(xué)歷組農(nóng)戶受干群關(guān)系“動(dòng)員效應(yīng)”及“認(rèn)同效應(yīng)”的影響更大。

6.進(jìn)一步分析。根據(jù)前文分析，干群關(guān)系將通過(guò)動(dòng)員效應(yīng)、規(guī)則效應(yīng)及政策宣傳效應(yīng)對(duì)農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理意愿產(chǎn)生影響。本文分別以動(dòng)員效應(yīng)、規(guī)則效應(yīng)、政策宣傳效應(yīng)的代理指標(biāo)為因變量，以干群關(guān)系為核心自變量，選用Ordered Probit模型進(jìn)行回歸，以期檢驗(yàn)干群關(guān)系在三條路徑中的影響效應(yīng)是否成立。如表11所示，干群關(guān)系對(duì)動(dòng)員效應(yīng)、規(guī)則效應(yīng)及政策宣傳效應(yīng)的影響系數(shù)均通過(guò)了1％水平的顯著性檢驗(yàn)，表明良好的干群關(guān)系能夠增強(qiáng)村干部對(duì)村民的動(dòng)員效應(yīng)，使村干部的“職能”屬性得以充分發(fā)揮，在農(nóng)戶參與村域河湖環(huán)境治理過(guò)程中展現(xiàn)出強(qiáng)大的號(hào)召力和帶動(dòng)效能。同時(shí)，良好的干群關(guān)系能夠使村干部更好地將河湖環(huán)境治理政策傳播給村民，進(jìn)而增強(qiáng)村民對(duì)國(guó)家環(huán)境政策、村莊環(huán)境規(guī)約的認(rèn)同度，強(qiáng)化其參與村域河湖環(huán)境治理的意愿，體現(xiàn)出明顯的規(guī)則效應(yīng)和政策宣傳效應(yīng)。

四、結(jié)論與政策啟示

本文利用南京、蕪湖和西安3市902份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙欄模型，實(shí)證分析干群關(guān)系、收入水平對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的影響，得到四點(diǎn)結(jié)論。（1）農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理參與意愿水平較高，有72.39％的農(nóng)戶愿意為村域河湖環(huán)境治理支付費(fèi)用，支付金額為122.49～171.58元/年。（2）干群關(guān)系、收入水平對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理參與意愿、支付意愿均具有顯著正向影響。（3）在干群關(guān)系對(duì)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的影響過(guò)程中，收入水平發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。即在較高的收入水平下，農(nóng)戶干群關(guān)系與村域河湖環(huán)境治理意愿之間的正向關(guān)系得以增強(qiáng)，繼而推動(dòng)農(nóng)戶由道德情感上升為行為意愿。（4）干群關(guān)系能夠通過(guò)動(dòng)員示范、規(guī)則認(rèn)同及政策宣傳三條途徑促進(jìn)農(nóng)戶村域河湖環(huán)境治理意愿的提升。

基于以上研究結(jié)論，本文得到三點(diǎn)政策啟示。第一，重視干群關(guān)系培養(yǎng)。加強(qiáng)農(nóng)村基層組織隊(duì)伍建設(shè)，通過(guò)增強(qiáng)村干部在集體事務(wù)中的動(dòng)員組織、協(xié)調(diào)管理等能力，全面提升干群間的交往互動(dòng)，進(jìn)而激勵(lì)農(nóng)戶參與河湖環(huán)境治理。第二，提升農(nóng)戶收入水平。通過(guò)開(kāi)展技術(shù)培訓(xùn)等方式創(chuàng)造更多的農(nóng)戶就業(yè)崗位，提升農(nóng)戶收入;健全防止返貧機(jī)制，積極吸納貧困勞動(dòng)力、富余勞動(dòng)力為巡河員、保潔員，落實(shí)村域河湖環(huán)境治理。第三，完善政策瞄準(zhǔn)精度。對(duì)不同的農(nóng)戶群體采取差異性政策，如對(duì)女性、低收入農(nóng)戶群體，在繼續(xù)發(fā)揮干群關(guān)系帶動(dòng)作用的同時(shí)應(yīng)積極設(shè)法提升其個(gè)人收入，使其具備參與能力;對(duì)高收入、高學(xué)歷“新生代”群體而言，從“地方認(rèn)同”角度切入，通過(guò)鄉(xiāng)情傳播、情感引導(dǎo)等增強(qiáng)村莊歸屬感，積極引導(dǎo)其參與村域河湖環(huán)境治理。

參考文獻(xiàn)：

［1］ 杜焱強(qiáng)，劉平養(yǎng)，包存寬，等.社會(huì)資本視閾下的農(nóng)村環(huán)境治理研究——以欠發(fā)達(dá)地區(qū)J村養(yǎng)殖污染為個(gè)案［J］.公共管理學(xué)報(bào)，2016，13（04）：101-112.

［2］ 史恒通，睢黨臣，吳海霞，等.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶參與流域生態(tài)治理行為的影響：以黑河流域?yàn)槔跩］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2018（01）：34-45.

［3］ 黃振華.新時(shí)代農(nóng)村人居環(huán)境治理：執(zhí)行進(jìn)展與績(jī)效評(píng)價(jià)——基于24個(gè)省211個(gè)村莊的調(diào)查分析［J］.河南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2020，47（03）：54-62.

［4］ 胡乃元，蘇丫秋，朱玉春.河長(zhǎng)制背景下村域河流治理的多中心格局何以形塑——基于漢江流域S村的案例考察［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2022，43（03）：60-72.

［5］ 蘇敏，馮淑怡，陸華良，等.農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾治理的行為機(jī)制——基于大五人格特質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)［J］.資源科學(xué)，2021，43（11）：2236-2250.

［6］ 唐林，羅小鋒，張俊飚.社會(huì)監(jiān)督、群體認(rèn)同與農(nóng)戶生活垃圾集中處理行為——基于面子觀念的中介和調(diào)節(jié)作用［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2019（02）：18-33.

［7］ 袁方成，靳永廣.封閉性公共池塘資源的多層級(jí)治理——一個(gè)情景化拓展的IAD框架［J］.公共行政評(píng)論，2020，13（01）：116-139.

［8］ 黃森慰，唐丹，鄭逸芳.農(nóng)村環(huán)境污染治理中的公眾參與研究［J］.中國(guó)行政管理，2017（03）：55-60.

［9］ 楊衛(wèi)兵，豐景春，張可.農(nóng)村居民水環(huán)境治理支付意愿及影響因素研究——基于江蘇省的問(wèn)卷調(diào)查［J］.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（04）：58-65.

［10］ 蘇淑儀，周玉璽，蔡威熙.農(nóng)村生活污水治理中農(nóng)戶參與意愿及其影響因素分析——基于山東16地市的調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2020，34（10）：71-77.

［11］ 周茜，鄭林穎，周治強(qiáng).鄉(xiāng)村基層水利跳出社會(huì)：生態(tài)陷阱實(shí)踐研究——以廣西靈山縣Y村為例［J］.蘭州大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018，46（04）：53-60.

［12］ 沈亞平，韓超然.制度性集體行動(dòng)視域下“河長(zhǎng)制”協(xié)作機(jī)制研究——以天津市為例［J］.理論學(xué)刊，2020（06）：76-85.

［13］ 雷明貴.流域治理公眾參與制度化實(shí)踐：“雙河長(zhǎng)”模式——以湘江治理保護(hù)實(shí)踐為例［J］.環(huán)境保護(hù)，2018，46（15）：63-66.

［14］ 馬鵬超，朱玉春.農(nóng)戶參與河長(zhǎng)制治理意愿的影響機(jī)制研究：群體認(rèn)同與干群互動(dòng)［J］.華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，34（06）：80-91.

［15］ 詹國(guó)輝，熊菲.河長(zhǎng)制實(shí)踐的治理困境與路徑選擇［J］.經(jīng)濟(jì)體制改革，2019（01）：188-194.

［16］ 楊陽(yáng)，周玉璽，周霞.差序氛圍、組織支持與農(nóng)戶合作意愿——基于小型農(nóng)田水利建管護(hù)的調(diào)查［J］.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2015，15（04）：87-97.

［17］ 梁爽，姜楠，谷樹(shù)忠.城市水源地農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)支付意愿及其影響因素分析——以首都水源地密云為例［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2005（02）：55-60.

［18］ 汪紅梅，李金朋.農(nóng)戶節(jié)水灌溉設(shè)施合作供給意愿研究——基于社會(huì)資本的實(shí)證［J］.蘭州商學(xué)院學(xué)報(bào)，2014，30（05）：118-126.

［19］ 李芬妮，張俊飚.“面子”還是“里子”：聲譽(yù)激勵(lì)、經(jīng)濟(jì)激勵(lì)對(duì)外出務(wù)工農(nóng)戶參與村莊環(huán)境治理的影響［J］.農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2021（12）：90-98.

［20］ 周茜，鄭林穎.規(guī)則流變視角下農(nóng)村基層治水體系建設(shè)——以福建省永春縣農(nóng)田水利設(shè)施管護(hù)改革為例［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2020（02）：2-15.

［21］ 張童朝，顏廷武，張俊飚.德政何以善治：村域干群關(guān)系如何影響農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化？——來(lái)自四省1 372份農(nóng)戶數(shù)據(jù)的驗(yàn)證［J］.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2020，20（01）：150-160.

［22］ 劉輝.制度規(guī)則影響小型農(nóng)田水利治理績(jī)效的實(shí)證分析——基于湖南省192個(gè)小型農(nóng)田水利設(shè)施的調(diào)查［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（12）：110-117.

［23］ 史清華，陳凱.現(xiàn)階段農(nóng)民法律素質(zhì)與法律意識(shí)分析——對(duì)山西省農(nóng)民政策法規(guī)了解情況的問(wèn)卷調(diào)查［J］.中國(guó)農(nóng)村觀察，2002（02）：67-75.

［24］ 何凌霄，張忠根，南永清，等.制度規(guī)則與干群關(guān)系： 破解農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施管護(hù)行動(dòng)的困境——基于IAD框架的農(nóng)戶管護(hù)意愿研究［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2017，38（01）：9-21.

［25］ 朱凱寧，高清，靳樂(lè)山.收入水平、村干可信度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾治理意愿影響分析——基于云南省465個(gè)農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)［J］.長(zhǎng)江流域資源與環(huán)境，2021，30（10）：2512-2520.

［26］ 劉春霞，郭鴻鵬.鄉(xiāng)村社會(huì)資本、收入水平與農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)保公共品合作供給——基于分層模型的實(shí)證研究［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2016（11）：56-65.

［27］ 陳晶，李小悅，萬(wàn)寶宇.互聯(lián)網(wǎng)普及、小額貸款公司與普惠金融發(fā)展——基于中介效應(yīng)模型的分析［J］.沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021，14（06）：534-542.

［28］ 饒旭鵬.農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)理性問(wèn)題的理論爭(zhēng)論與整合［J］.廣西社會(huì)科學(xué)，2012（07）：52-56.

［29］ 晉榮榮，李世平，南靈.農(nóng)戶清潔取暖采納意愿的影響因素分析——基于汾渭平原微觀調(diào)查數(shù)據(jù)［J］.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（05）：41-47.

［30］ 蔡起華，朱玉春.農(nóng)戶參與農(nóng)村公共產(chǎn)品供給意愿分析［J］.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2014，13（03）：45-51.

［31］ 顏廷武，何可，張俊飚.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)民環(huán)保投資意愿的影響分析——來(lái)自湖北農(nóng)村農(nóng)業(yè)廢棄物資源化的實(shí)證研究［J］.中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2016，26（01）：158-164.

［32］ 廖嶸.生態(tài)環(huán)境視域下的農(nóng)村女性地位［J］.蘭州學(xué)刊，2015（04）：192-195.

［33］ 溫忠麟，侯杰泰，張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用［J］.心理學(xué)報(bào)，2005（02）：268-274.

［34］ 蘇嵐嵐，何學(xué)松，孔榮.金融知識(shí)對(duì)農(nóng)民農(nóng)地抵押貸款需求的影響——基于農(nóng)民分化、農(nóng)地確權(quán)頒證的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2017（11）：75-89.

［35］ 周業(yè)安，連洪泉，陳葉烽，等.社會(huì)角色、個(gè)體異質(zhì)性和公共品自愿供給［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2013，48（01）：123-136.

Relationship Between Cadres and Masses，Income Level and Farmers Willingness to Govern River and Lake Environment in Villages

PAN Zichun，ZHU Yuchun^*，MA Linyan

（College of Economics & Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：In order to explore the influence of the cadres-masses relationship and income level on farmers willingness to govern rivers and lakes in villages，based on 902 farmers research data，this paper uses the double hurdle model for empirical analysis.The results show that：（1）Farmers have a high willingness to participate in the environmental governance of rivers and lakes in villages;（2）The cadres-masses relationship and income level have a significant positive impact on farmers willingness to participate in the environmental governance of rivers and lakes in villages;（3）Income level plays a positive regulating role in the influence of the cadres-masses relationship on the farmers willingness to govern rivers and lakes in villages.Therefore，it is recommended that at the policy level，it is necessary to promote farmers participation in the environmental governance of rivers and lakes in villages by attaching importance to the cultivation of the relationship between cadres and the masses，improving the income level of farmers，and improving the precision of policies.

Key words：cadres-masses relationship;income level;environmental governance of rivers and lakes in villages;double hurdle model

（責(zé)任編輯：楊峰）