德政何以善治：村域干群關系如何影響農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化？
——來自四省1372份農(nóng)戶數(shù)據(jù)的驗證

張童朝，顏廷武，張俊飚

(華中農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070)

現(xiàn)階段，中國農(nóng)業(yè)面源污染加劇、農(nóng)村生態(tài)環(huán)境亟須改進，推進農(nóng)業(yè)廢棄物循環(huán)利用和農(nóng)村環(huán)境綜合治理迫在眉睫[1]。但是，由于鄉(xiāng)村社會特殊性和市場發(fā)育不完善，中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村環(huán)境污染治理表現(xiàn)出政府嵌入不暢、市場配置失靈的兩重特征[2-3]。在此形勢下，動員農(nóng)村基層組織，激發(fā)鄉(xiāng)村內生力量，充分調動農(nóng)民參與，成為克服農(nóng)業(yè)面源污染防控和鄉(xiāng)村環(huán)境治理困境的重要手段。農(nóng)村基層組織根植于鄉(xiāng)村土壤，是政府機構在村域的延伸，構成了國家行政力量的神經(jīng)末梢，村干部多世居于斯，與當?shù)剞r(nóng)民、習俗、傳統(tǒng)等具有天然聯(lián)系，形成了其在鄉(xiāng)村治理中的獨特優(yōu)勢。因此，在推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村污染治理中，其作用不容小覷。

然而，上述作用與優(yōu)勢并未在實踐中得到充分發(fā)揮，進入后稅費時代的中國[4]，裹挾經(jīng)濟理性的市場進程推進，使得鄉(xiāng)村社會內生性公共參與日漸式微[5]，村干部與村民的聯(lián)系互動也逐漸減弱，其相應的動員力也日趨低弭[6-7]，干群關系疏遠離散，這必然增加農(nóng)業(yè)污染防控的動員成本，削弱政策實施效果。研究表明，村干部作為村民溝通往來的橋梁樞紐，有助于個體間達成共識，破除集體行動的困境[8]，而村域干群關系對農(nóng)民收入增長、基礎設施管護與征地補償工作等[9-11]均具有顯著影響。那么，具有公共福利屬性的農(nóng)業(yè)面源污染治理“德政”卻未得以“善治”，是否與村干部動員力不足有關，干群關系增益能否對化解該問題有所裨益？若然，其具體影響如何，該影響又通過何種路徑產(chǎn)生作用？回答上述問題對于破解農(nóng)業(yè)污染治理難題，推動鄉(xiāng)村生態(tài)文明建設具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

簡要回顧文獻可知，相關問題的研究成果豐碩，這為本文奠定了堅實基礎，但仍有一定拓展空間：(1)村域干群關系的作用已得到廣泛認同，但對其如何影響農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)污染治理的討論并不多見，有研究關注到村干部受信任程度在其中的作用，并將其視為制度信任的替代變量[7]，但事實上，二者并不相同，制度對于任何個體都是無差別的，而在差序格局下，村干部卻不可能無差別對待所有村民，因此將之納入干群關系框架予以專門探究，十分必要；(2)作為一種人際關系，干群關系在很大程度上還受到農(nóng)民個體性格差異所帶來的人際交往特質的影響，如不加以控制，可能會使研究結論出現(xiàn)偏差；(3)明晰干群關系的作用路徑，對理解與揭示其影響鄉(xiāng)村環(huán)境治理的內在機理，制定有效的政策至為重要。盡管有文獻分析了干群關系對農(nóng)戶行為的作用渠道[10]，但未區(qū)分直接路徑和間接路徑，從而未闡明干群關系影響農(nóng)民行為的直接效應與調節(jié)效應的作用來源。

鑒于此，本文擬基于社會資本理論視角，以秸稈還田利用為例，嘗試探究農(nóng)村干群關系現(xiàn)狀及其對農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行為的影響，厘清其作用機制，并利用冀魯皖鄂1372份農(nóng)戶調查數(shù)據(jù)，借助Binary Probit模型予以檢驗，以期對現(xiàn)有研究進行有益補充，并為中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展和農(nóng)村環(huán)境治理工作提供參考。

一、理論分析框架

(一)干群關系差異何以產(chǎn)生：村干部的多重角色

村干部在農(nóng)村社會生態(tài)中具有多重角色。一是政府代理人，在農(nóng)村地區(qū)，村干部是政府政策宣讀者、傳播者和執(zhí)行者，是國家農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策和工作在農(nóng)村地區(qū)賴以落實推進的重要主體；二是村民代言人，即代表村民向上級政府表達訴求、溝通協(xié)調村內事務等，以保證國家了解農(nóng)民動態(tài)，制定合理政策；三是理性經(jīng)濟人，村干部作為獨立的個人，同樣具有謀求自身利益最大化的行為特征[11-12]。以上三種村干部角色，前兩種可以概括為上傳下達，具有較強的職能屬性，而理性人角色則側重描述其態(tài)度行為特征，也恰恰是該角色，使得村干部行為方式多樣，工作風格迥然，而干群關系由此變得復雜，鄉(xiāng)村治理也展現(xiàn)出明顯的差異[13]。相異的村干部風格和行為形成了不同的干群關系，村干部若能勤于工作、增強聯(lián)系、解民所需，則干群關系緊密；若消極怠工、不作為甚至亂作為，則干群關系疏離[14-15]。干群關系疏離，村干部及村級基層組織公信力與影響力也隨之下降，其政府代理人和村民代言人的職能自然難以充分發(fā)揮，各項農(nóng)村政策與工作也因此難以收到預期效果。

(二)干群關系如何能產(chǎn)生影響：基于社會資本視角

本部分闡明的問題是：干群關系如何影響農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行動，及其在這一過程中的重要性。第一，干群關系如何影響村干部和村基層組織的工作開展？從村干部視角來看，干群關系是其在農(nóng)村社會生態(tài)中的一種特殊社會資本，是在村民中開展工作時可利用的一種資源。Bourdieu[16]認為，社會資本是實際或者潛在的資源集合，它存在于人們在長期相互熟悉和認知的關系中建立起來的網(wǎng)絡。社會資本表現(xiàn)形式有社會網(wǎng)絡、規(guī)范、信任、權威、行動的共識以及社會道德等，即個體或團體之間的關聯(lián)——社會網(wǎng)絡、互惠性規(guī)范和由此產(chǎn)生的對交往對象可靠度的概念化期望[17-18]。這其中，社會網(wǎng)絡參與是社會資本建立和提升的條件，而互惠規(guī)范指兩個行動者相互依賴的關系或一種行為狀態(tài)，這一規(guī)范既可限制掠奪性的利己行為，又可激勵人們從事公共事務[19]。社會資本在促進信息交流、減少交易成本方面具有顯著作用[20]。

第二，干群關系在動員農(nóng)民參與廢棄物資源化行動中有多重要？從理性小農(nóng)理論出發(fā)，農(nóng)民的任何行為都是綜合衡量成本收益后的結果，是否參與廢棄物資源化利用亦如此。但是，在鄉(xiāng)村語境下，熟人社會的運行規(guī)則并不完全基于市場規(guī)律[21]，污染治理的外部性和市場不完善也會使嚴格意義上的經(jīng)濟成本收益計算困難。以本文關注的秸稈還田為例，還田兼具污染防治與資源利用之效，被作為秸稈利用的主要方式，但實踐中，秸稈焚燒棄置每每上演，農(nóng)民參與行動遲緩。有學者指出成本收益[22]、資本稟賦[23]、個體和家庭特征[24]在農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物處置與環(huán)境治理中具有重要作用。然而，現(xiàn)實中，秸稈收儲運及銷售加工體系、還田社會化服務體系等均尚未成熟，加之其親環(huán)境屬性所致的外部性問題，秸稈市場價值難以在處置中得到充分反映與實現(xiàn)，這也是該問題市場配置失靈的主要原因。另一方面，于鄉(xiāng)村場域而言，政府干預屬于外生力量，難以嵌入基于關系與人情的熟人社會，或者說，若不能與鄉(xiāng)村社會生態(tài)有機結合，這種嵌入必然高成本而低成效，由此，關系的作用得到極大凸顯。熟人社會的特征是人與人之間存在著私人關系并且相互關聯(lián)構成了社會網(wǎng)絡，人情、面子等在這種社會生態(tài)運行中發(fā)揮著關鍵作用[25-26]。此時，相較于市場調節(jié)和政府干預，村干部及村基層組織的獨特優(yōu)勢體現(xiàn)在：他們本身就內嵌于這樣一個社會網(wǎng)絡中，是鄉(xiāng)村治理的內生力量。若干群關系緊密、村干部公信力強，則作為鄉(xiāng)村精英的村干部引導號召對于動員村民參與農(nóng)業(yè)污染治理的作用十分強大，如有人不遵從，則會與多數(shù)人行為相悖而在熟人社會中陷入“孤立”，沒有“面子”(1)熟人社會的面子還表現(xiàn)為避免特立獨行，過度張揚個性并不受歡迎。。由此可見，緊密有力的干群關系將有利于克服鄉(xiāng)村環(huán)境治理的動員難題。

綜上所述，農(nóng)業(yè)廢棄物利用與農(nóng)村環(huán)境治理表現(xiàn)出市場配置失靈與政府干預嵌入不暢的雙重特征，由此，村干部和村基層組織內嵌鄉(xiāng)村社會網(wǎng)絡的特殊地位，使干群關系的作用得到極大的凸顯?；谏鲜龇治觯扇宏P系可通過村干部(在村民中)的受信任程度、(對村民的)幫助頻率和(與村民的)交往頻率3個替代變量予以描述，3個概念變量分別從不同的角度體現(xiàn)了干群關系緊密程度。同時，干群關系的改進將有助于降低村干部引導農(nóng)民參與的交易成本，推動農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢物資源化。據(jù)此，本文提出假說1。

H1：干群關系增益有利于推動農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化，并對于農(nóng)村環(huán)境制度規(guī)則起到積極調節(jié)效應。

(三)干群關系發(fā)揮作用的路徑

作為一種特殊社會資本，良好的干群關系將通過形成一個以高信任度、強互惠性和密切往來為特征的農(nóng)村社會生態(tài)，從而降低村干部工作開展的交易成本，提升農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策的實施效果。這種作用通過何種路徑得以實現(xiàn)？干群關系對村民行為具有動員效應和制度規(guī)則的認同效應[10]。從直接路徑來看，伴隨著政府職能由管理向服務的轉變，后稅費時代的村干部與村級組織在絕大多數(shù)農(nóng)村事務中對農(nóng)民并無強制性權力，而越來越多地表現(xiàn)為一種引導和動員。關鍵群體對于集體的意愿達成與付諸行動具有重要作用[27]，作為鄉(xiāng)村精英，在相互熟稔的高信任度社會網(wǎng)絡中，村干部思想和行為無疑對村民具有強烈的帶動示范作用。而就間接路徑來看，干群關系將通過提升農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策效力影響農(nóng)民行為，一是政策宣傳路徑，村干部是農(nóng)民了解政策法規(guī)的主要渠道之一[28]，頻繁的干群交往將提高農(nóng)民對于國家政策的知悉度，使農(nóng)民更好地理解國家政策；二是規(guī)則認同路徑，干群關系是影響農(nóng)民政策評價的重要因素[28]，對村干部的高度信任和對政策的良好知悉可提升農(nóng)戶對制度規(guī)則的認同，有助于明確其行為準則并強化其內在責任感[29]。以上三者構成了干群關系影響農(nóng)民行為的作用路徑，其中帶動示范為其直接效應的傳導路徑，而政策宣傳和規(guī)則認同構成了其調節(jié)效應的傳遞渠道。據(jù)此，本文提出假說2。

H2：干群關系通過帶動示范、政策宣傳和規(guī)則認同三種路徑對農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化產(chǎn)生影響。

綜上所述，村干部角色的多重性，特別是理性經(jīng)濟人角色，使得干群關系表現(xiàn)出差異化的特征，這種差異將會通過帶動示范、政策宣傳與規(guī)則認同路徑作用于農(nóng)民的農(nóng)業(yè)廢棄物利用行為。據(jù)此，本文給出了相應的分析框架示意圖，如圖1。

二、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)為混合截面數(shù)據(jù)，來自課題組于2016年和2017年暑期開展的農(nóng)村入戶調查。調研內容主要圍繞農(nóng)民的作物秸稈利用情況展開。具體調研地點方面，2016年為山東省平度、萊西、安丘3個縣級市和湖北省武漢市新洲區(qū)；2017年為河北省滄州市新華區(qū)、滄縣和南皮縣，安徽省靈璧縣和湖北省武穴市。選取上述調研地點主要基于以下考慮：從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來看，上述省份均為玉米、小麥或水稻等糧食作物主產(chǎn)區(qū)，其中，河北、山東和安徽為中國秸稈綜合利用試點省份，而湖北也早已開展秸稈綜合利用專項工作(2)參見《農(nóng)業(yè)部辦公廳 財政部辦公廳關于開展農(nóng)作物秸稈綜合利用試點 促進耕地質量提升工作的通知》和《湖北省農(nóng)業(yè)廳關于推進農(nóng)作物秸稈綜合利用的指導意見》。，因此，將其作為作物秸稈利用抽樣地區(qū)具有較強代表性；就鄉(xiāng)村社會而言，河北、山東及安徽所選地區(qū)屬于黃宗智筆下典型的華北農(nóng)村，而湖北則屬于南方農(nóng)村，二者在文化傳統(tǒng)與鄉(xiāng)村治理等方面存在諸多差異，兼取二者有利于提升樣本收集的科學性。為保證問卷質量，所有調研人員均接受了問卷內容和調研技巧方面的相關培訓，并開展了預調查，進而根據(jù)預調查反饋對問卷設計進行了論證修改。調研采取隨機抽樣、入戶調查的形式。先在選定省份中，隨機抽取4～6個縣(區(qū))作為調研縣，然后隨機選取樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)和樣本村。為使抽樣原則不被人為組織因素干擾，調研員兩人一組，進村開展隨機的入戶調查。兩次調研共得到有效問卷1372份，其中2016年536份，2017年836份，問卷有效率97.03%。

(二)方法設定和變量描述

1.方法設定

農(nóng)民是否參與秸稈還田這一農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行動是典型的二元選擇變量，可選取Binary Probit模型進行考察。該模型的簡化形式可以表達為[30]：

P(Yi=1)=φ(α+β·Fi+∑jγj·Xij+εi)

(1)

其中，Yi表示第i個農(nóng)民是否參與秸稈還田的虛擬變量，0表示未參與，1則表示參與。α、β、γ表示待估計的參數(shù)，ε是擾動項。F表示本文所關注的關鍵變量，即干群關系。Xij則表示一系列控制變量，即包括相關制度規(guī)則在內的其他可能影響農(nóng)民參與秸稈還田的因素。

2.變量描述

變量設定與描述性統(tǒng)計見表1。

因變量：農(nóng)民是否參與秸稈還田的評定以其是否對所種植的作物秸稈進行還田處理為依據(jù)。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1372個樣本中，有833位農(nóng)民已參與秸稈還田，占比60.71%。

表1 變量設定與賦值說明

Ostrom提出的關于制度分析與發(fā)展框架(IAD框架)致力于解釋包括應用規(guī)則在內的外生變量如何影響公共池塘資源自主治理中的政策結果，被廣泛應用于公共管理和政策研究領域[31]。借鑒這一框架，本文自變量設置如下。

關鍵變量：干群關系。本文設定村干部在農(nóng)民中的受信任程度、對農(nóng)民的幫助頻率與農(nóng)民的交往頻率3個核心概念作為干群關系的表征變量，并通過因子分析得出干群關系綜合值。數(shù)據(jù)統(tǒng)計顯示，干群關系指標按均值排序為：信任程度(3.90)>交往頻率(3.03)>受助頻率(2.85)，三者無一達到優(yōu)秀水平(5分為滿分，4分以上為優(yōu)秀)，表明干群關系緊密度不高。

控制變量：制度規(guī)則方面，根據(jù)IAD框架，制度規(guī)則是影響行動者行為的重要變量。具體到農(nóng)民秸稈還田參與問題，本文選取農(nóng)村地區(qū)秸稈利用補貼和禁燒處罰兩項予以考量。個體特征方面，本文從受訪農(nóng)民的性別、年齡、文化程度、有無兼業(yè)及職業(yè)經(jīng)歷予以考察。鑒于村干部與黨員身份會對干群關系產(chǎn)生不可避免的影響，即村干部群體內部交往互動通常更為頻繁，而在農(nóng)村地區(qū)，黨員多為村干部或由于黨務活動與村干部來往更為密切，本文對樣本的身份角色進行了控制。家庭特征方面，本文按家庭年收入來評定農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況，同時考察了其家庭勞動力數(shù)量和耕地經(jīng)營面積，還引入地形和耕地質量來對農(nóng)民所面臨的自然條件進行度量。還田認知方面，作為理性經(jīng)濟人，農(nóng)民的行為必然是預期到該行為具有某一方面價值而做出的選擇。具體到秸稈還田，本文選取農(nóng)民對還田利用的生態(tài)價值、經(jīng)濟價值和社會價值認知予以觀測。社區(qū)條件是農(nóng)民生產(chǎn)生活活動發(fā)生的場所，是IAD框架中行動場景的重要組分，本文選取了與農(nóng)民生產(chǎn)生活密切相關的供水、供電情況以及廢棄物處理設施予以衡量。此外，鑒于南方水田區(qū)和北方旱作區(qū)在氣候水文、作物品種、耕作制度、熟制等諸多方面的不同，以及地區(qū)間相關政策差異等，本文設置了地區(qū)虛擬變量，以控制其他方面因素的潛在影響。

三、實證結果與分析

(一)回歸結果分析

本文對Binary Probit模型進行回歸：先對所有控制變量進行回歸分析，得到方程(1)，然后，分別將表征干群關系的信任程度、受助頻率和交往頻率納入模型，依次得到方程(2)、(3)、(4)，最后將干群關系綜合值引入回歸模型得到方程(5)。具體的回歸結果見表2。由表2可知，相較于方程(1)，引入干群關系變量的方程(2)、(3)、(4)、(5)，其PseudoR2有了不同程度的提升，可認為本文對干群關系在農(nóng)民秸稈還田參與行為中的影響進行考察是有意義的。

表2 模型回歸結果

注：①*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著，括號中為相應系數(shù)的標準誤。②干群關系變量通過對信任程度、受助頻率和交往頻率提取公因子得到，KMO值為0.582，Bartlett’s球狀檢驗Sig.為0.000，公因子累計解釋方差為65.91%。

1. 干群關系

信任程度、受助頻率、交往頻率依次通過了顯著性檢驗，系數(shù)為正，說明在其他條件不變的情況下，村民對村干部的信任程度提升、受到村干部幫助及與村干部交往的頻率增加，均可顯著提高農(nóng)民參與秸稈還田的概率。上述三者的綜合值，干群關系同樣通過了1%水平的顯著性檢驗，系數(shù)為正。由此可見，營造村干部與村民的緊密關系，將顯著促進農(nóng)民參與秸稈還田等農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行動。

2. 控制變量

制度規(guī)則中，有無處罰在5個方程中均通過了10%水平的顯著性檢驗，系數(shù)為正，表明當前的禁燒處罰對于改進農(nóng)民秸稈處理行為起到了一定作用；但是有無補貼未通過顯著性檢驗，這可能與相關補貼覆蓋面較窄有關，據(jù)調查統(tǒng)計，僅有5.32%的農(nóng)民領取到了秸稈處置方面的補貼。

個體特征中，文化程度和職業(yè)經(jīng)歷在5個方程中均通過了顯著性檢驗，其中，文化程度系數(shù)為正，說明在其他條件不變的情況下，文化程度的提高對于農(nóng)民秸稈還田的參與概率提升具有積極作用；職業(yè)經(jīng)歷系數(shù)為負，說明有打工經(jīng)歷或做過技術工的農(nóng)民還田利用可能性較低，這可能是由于這類農(nóng)民具有非農(nóng)就業(yè)技能，因而農(nóng)業(yè)依賴度較低所致。身份角色中，政治面貌僅在方程(1)和(2)中通過了10%水平上的顯著性檢驗，說明具有黨員身份的農(nóng)民有著更高的秸稈還田參與概率，但這一作用并不穩(wěn)定。家庭特征中，家庭收入和經(jīng)營規(guī)模均通過了顯著性檢驗，前者系數(shù)為負，后者系數(shù)為正，表明經(jīng)營規(guī)模較大的高收入農(nóng)民比經(jīng)營規(guī)模小的低收入農(nóng)民更有可能參與秸稈還田。

還田認知中，經(jīng)濟價值認知通過了10%水平上的顯著性檢驗，系數(shù)為正，表明在當前，經(jīng)濟價值是農(nóng)民決定是否參與還田等環(huán)境治理行動的主要因素，而生態(tài)價值和社會價值的認知影響則不明顯。社區(qū)條件中，供水情況的影響系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，良好的供水狀況有助于推動農(nóng)民參與秸稈還田。

值得注意的是，自然條件中耕地質量雖然通過了5%水平上的顯著性檢驗，但系數(shù)為負，說明耕地質量較高的農(nóng)民進行還田的概率更低?？赡艿慕忉屖?，結合經(jīng)濟價值認知是還田認知中的唯一顯著影響因素來看，農(nóng)民作為理性經(jīng)濟人，經(jīng)濟收益是其最為重要的生產(chǎn)目標。根據(jù)邊際報酬遞減規(guī)律，相較于質量較差的耕地，高質量耕地的地力提升空間也更為有限，且較高的耕地質量一般是農(nóng)民良好耕作保護的結果，經(jīng)營農(nóng)戶已經(jīng)為其付出較多成本，因而，在當前秸稈還田需要多付費的情況下，其參與的可能性自然也就相對較低。

(二)調節(jié)作用檢驗

干群關系對相關政策在農(nóng)村地區(qū)實施效果的影響已為學者們關注并研究[10]。鑒于此，本文在Binary Probit模型中加入了干群關系變量與制度規(guī)則的交互項，以考察干群關系對于秸稈污染治理政策的調節(jié)效應。具體的模型檢驗結果如表3所示。由表3可知，信任程度、受助頻率及干群關系和有無處罰的交互項依次通過了10%、5%和5%水平上的顯著性檢驗，且系數(shù)為正。由此，可認為在制度規(guī)則調控農(nóng)民秸稈還田行為中，干群關系起到了顯著的積極作用。

表3 干群關系的調節(jié)作用回歸模型檢驗結果

注：①*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著，括號中為相應系數(shù)的標準誤。②四個方程的交互項分別是有無補貼和有無處罰與相應的干群關系變量所構建的交互項，其余控制變量與上文回歸模型相同，篇幅所限，具體結果未予呈現(xiàn)。

(三)穩(wěn)健性檢驗：基于個體性格特質

一個必須指出的問題是，所謂干群關系，無論是信任程度、受助頻率還是交往頻率，都取決于村干部與村民兩方面。從村民角度來看，作為一種人際關系，其與村干部的關系不可避免地受自身的性格特質影響。性格開朗、善于交際的農(nóng)民自然更容易與村干部形成和諧緊密且頻繁的互動關系，因此，有必要在剔除農(nóng)民這種人際交往特質影響的基礎上，進一步檢驗本文研究結論的穩(wěn)健性。對此，本文選取了農(nóng)民一般人際關系中的信任、互助和交往3個變量，并將其引入Binary Probit模型，以檢驗干群關系影響效應的穩(wěn)健性。具體的模型回歸結果如表4。由表4可知，在對農(nóng)民的人際交往特質進行控制后，干群關系及其與制度規(guī)則交互項的影響系數(shù)、顯著性與上文的回歸結果均無較大差異。因此，可認為干群關系的影響效應較為穩(wěn)健，本文研究結論較為可靠。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

注：①*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著，括號中為相應系數(shù)的標準誤。②人際信任、人際互助、人際交往分別以農(nóng)民對親朋鄰里的信任程度、接受親朋鄰里幫助及與親朋鄰里聊天交流的頻率予以表征，賦值方法與干群關系的3個變量相同；其余控制變量與上文回歸模型相同，篇幅所限，其具體結果未予呈現(xiàn)。

(四)影響路徑檢驗

根據(jù)本文分析，干群關系將通過三個路徑對農(nóng)民的農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行動產(chǎn)生影響，分別是帶動示范、政策宣傳和規(guī)則認同。為檢驗干群關系是否在三個路徑中發(fā)揮作用，本文依次以三個路徑為因變量，以干群關系為關鍵自變量，通過Binary Probit模型進行回歸檢驗。具體檢驗結果如表5所示。根據(jù)表5可知，干群關系對帶動示范、政策宣傳和規(guī)則認同三個因變量的影響系數(shù)均通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明緊密的干群關系可以增強村干部對農(nóng)民的帶動示范效應，使得村干部言行可以在農(nóng)民群體中展現(xiàn)出強大的輻射力與號召力，并且可以更好地將國家資源環(huán)境政策傳播給農(nóng)民，進而有效地增強農(nóng)民對于國家法規(guī)政策認同度，強化政策法規(guī)在農(nóng)村的執(zhí)行效力，從而引導農(nóng)民更好地進行農(nóng)業(yè)廢棄物資源化利用。

表5 干群關系的影響路徑檢驗結果

注：①*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著，括號中為相應系數(shù)的標準誤。②3個因變量：帶動示范、政策宣傳和規(guī)則認同，依次通過農(nóng)民對“村干部的觀點和行為對我影響很大”“國家生態(tài)資源環(huán)境政策法規(guī)”“國家政策法規(guī)是正確的或對我影響很大”回答是否同意(或了解)予以測度，完全不同意/了解或不太同意/了解賦值為0，否則為1；其余控制變量與上文回歸模型相同，但不包括制度規(guī)則中的有無補貼和有無處罰變量，篇幅所限，其具體結果未予呈現(xiàn)。

四、結論和建議

本文嘗試在理論層面討論了農(nóng)村干群關系差異化特征產(chǎn)生的前置原因，及其對農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化的后置影響路徑，闡明了在農(nóng)業(yè)面源污染防控和鄉(xiāng)村環(huán)境治理面臨著市場配置失靈與政府干預嵌入不暢的背景下，村域干群關系的重要地位；在實證層面，相較于以往文獻，進一步控制了農(nóng)民人際交往特質的影響，提升了結論的穩(wěn)健性?；窘Y論如下：

第一，現(xiàn)階段干群關系整體緊密度不高，村干部隊伍結構有待優(yōu)化。干群關系的3個替代變量按均值排序為：信任程度(3.90)>交往頻率(3.03)>受助頻率(2.85)，三者無一達到優(yōu)秀水平?，F(xiàn)階段村干部以初中文化水平為主，50歲以下的村干部僅占比25.68%，受教育水平與年齡結構有待優(yōu)化。

第二，干群關系增益有助于推動農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化，且對相關政策實施具有積極的調節(jié)作用。在控制了農(nóng)民個體性格差異所帶來的人際交往特質影響后，信任程度、受助頻率和交往頻率及其綜合值的提升依然被證明可顯著促進農(nóng)民參與秸稈還田。同時，干群關系與制度規(guī)則的交互項通過了計量模型的顯著性檢驗，說明其對相關政策的實施具有積極調節(jié)作用。

第三，緊密型干群關系通過帶動示范、政策宣傳和規(guī)則認同三種途徑促進農(nóng)民的農(nóng)業(yè)廢棄物資源化行動。基于理論分析和實證檢驗結果，干群關系改善將以帶動示范為其直接效應的傳導路徑，而政策宣傳和規(guī)則認同構成了其調節(jié)效應的傳遞渠道，對促進農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化起到顯著的積極影響。

上述結論有助于明確新時期村域干群關系的優(yōu)化思路，重塑環(huán)境治理中農(nóng)民集體行動的內生力量。2018年中央一號文件《中共中央 國務院關于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的意見》明確指出“鄉(xiāng)村振興，生態(tài)宜居是關鍵”，而“治理有效是基礎”，要“加強農(nóng)村基層基礎工作，構建鄉(xiāng)村治理新體系”。結合實地調研來看，一些農(nóng)村基層組織影響力不高、干群關系疏離的現(xiàn)象是存在的，如何強化村干部隊伍建設，塑造緊密有力的干群關系，以充分發(fā)揮“新鄉(xiāng)賢”在鄉(xiāng)村環(huán)境內發(fā)性治理[32]中的天然優(yōu)勢，克服村域資源環(huán)境“脫嵌式開發(fā)”[33]，促進國家農(nóng)業(yè)污染治理“德政”在農(nóng)村實現(xiàn)“善治”，是貫徹落實鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略極為重要的“最后一公里”。具體建議如下：

一是要優(yōu)化村干部隊伍結構，強化農(nóng)村基層組織建設。應注重吸引優(yōu)秀青年人才，加入村干部隊伍，完善包含干群關系指標的村干部選拔、管理與考評機制，鼓勵、支持和引導村干部在村莊環(huán)境治理中創(chuàng)新工作方法和思路，重視干群關系塑造；同時，強化村干部綜合培訓，特別是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略下的鄉(xiāng)村環(huán)境建設理論、要求和技術應用等培訓，提升村干部環(huán)境保護意識與村莊治理能力；還應適當提高村干部待遇，特別是對業(yè)績突出的村干部給予表彰和獎勵，對青年村干部予以重點培養(yǎng)，從而為農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)轉型和農(nóng)村環(huán)境綜合治理提供人才和組織保障。

二是塑造緊密型干群關系，走好農(nóng)村“德政善治”最后一公里。問計于民，村干部應多接觸、聯(lián)絡和關心村民，可通過村民大會、劃分干部責任區(qū)、定期走訪等傳統(tǒng)方式和建立微信群等新途徑就村莊治理問題與村民互動，聽取建議，增進感情；問需于民，建立村民訴求受理與反饋機制，村干部要關注并善于發(fā)現(xiàn)本村污染治理中的群眾需求與矛盾，及時解決村民最為關切的問題，幫助困難群眾；立信于民，在具體工作中，要時刻把村民利益作為村莊環(huán)境治理工作重點，通過公告欄、微信微博等平臺做到村務公開，公平公正，樹立良好形象與公信力。由此，推動干群關系不斷由疏離走向緊密，以降低農(nóng)村各項工作執(zhí)行成本，提升國家農(nóng)業(yè)污染防控和農(nóng)村環(huán)境治理政策的實施效果。

此外，鑒于制度規(guī)則、文化水平和收入、價值認知等個體和家庭特征等對農(nóng)民參與農(nóng)業(yè)廢棄物資源化的顯著影響，還應細化完善現(xiàn)行農(nóng)業(yè)面源污染治理政策，大力發(fā)展農(nóng)村教育和相關培訓，同時促進農(nóng)民增收、發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營、培育職業(yè)農(nóng)民等，從而全方面推進農(nóng)業(yè)綠色生產(chǎn)與農(nóng)村環(huán)境綜合治理。