河長制框架下公眾參與河湖治理行為分析

朱賽林，朱玉春

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西楊凌712100）

水是生命之源、生產(chǎn)之要、生態(tài)之基，河湖水系作為水資源的重要載體，對于支撐區(qū)域發(fā)展、保護(hù)生態(tài)環(huán)境具有十分重要的作用。然而，由于人類活動的加劇，河湖水系承受了極大的壓力，導(dǎo)致河流斷流、湖泊萎縮、水污染加重［1］。鑒于此，一些地方政府開始積極探索河長制。主流的觀點認(rèn)為河長制發(fā)軔于2007年太湖藍(lán)藻危機(jī)。隨后，因其簡單易行、有效實用，很快在全國形成擴(kuò)散效應(yīng)［2］。2016年底，《關(guān)于全面推行河長制的意見》（下稱《意見》）的出臺，標(biāo)志著河長制從地方實踐上升到國家行動，也預(yù)示著河長制從臨時性的水危機(jī)應(yīng)急之策向著常規(guī)化、長效化方向發(fā)展［3］。根據(jù)《意見》的規(guī)定，河長制是維護(hù)河湖健康生命、實現(xiàn)河湖功能永續(xù)利用的制度保障。另一方面，河湖資源具有環(huán)境資源所共有的復(fù)雜性與開放性，無論是政府還是市場，在單一向度下，都難以妥善處理好河湖治理這一艱巨的任務(wù)。因此，公眾參與是對政府與市場失靈的有效彌補(bǔ)［4］。《意見》中也明確提出了在河長制中引入公眾參與。然而，在實踐中，由于民眾對河長制中的公眾參與政策理解不到位，政府應(yīng)急與社會旁觀形成了鮮明的對比［5］。在全面推行河長制背景下，為打破這一局面，吸引公眾參與是進(jìn)一步加強(qiáng)河湖管理保護(hù)工作的關(guān)鍵。

公眾是否參與環(huán)境治理，其實是一個心理決策的過程。從已有文獻(xiàn)來看，對這一心理決策過程研究的邏輯起點在于參與意愿的研究［6］。但也有學(xué)者認(rèn)為，公眾在參與過程中，會發(fā)生意愿與行為悖離［7］，因此，還需要進(jìn)一步對公眾的參與行為進(jìn)行研究。計劃行為理論是結(jié)合意愿與行為，研究個體心理決策過程的經(jīng)典理論，且在環(huán)保領(lǐng)域應(yīng)用廣泛［8，9］。另一方面，將計劃行為理論模型引入公眾參與河湖治理的意愿和行為研究中，河長制作為當(dāng)前維護(hù)河湖健康生命的制度保障，是一個不容忽視的政策因素變量。政策是政府作為一個公共權(quán)威組織，為解決社會問題和維護(hù)社會公平而采取的福利性行動，它體現(xiàn)了政府的意志。而一個開放的政府會提高公眾的環(huán)保參與率，一個開放性不足的政府會導(dǎo)致“參與失靈”，瓦解政府的公信力。這里的開放性是指政府對公眾參與行為所采取的公開、回應(yīng)、包容的態(tài)度，也即政府行為規(guī)范。由此推測，政府行為規(guī)范與公眾參與河湖治理行為之間存在某種內(nèi)在聯(lián)系。因此，在決策過程中，除心理因素外，政府行為規(guī)范也是影響公眾參與河湖治理意愿和行為的重要因素。心理因素與政府行為規(guī)范對公眾參與河湖治理的影響孰大孰??？心理因素的不同維度對公眾參與意愿的作用有何不同？

基于此，本文結(jié)合計劃行為理論，在綜合公眾心理因素不同維度的基礎(chǔ)上，考慮政府行為規(guī)范對公眾參與河長制的影響，利用實地調(diào)研數(shù)據(jù)分析公眾心理因素與政府行為規(guī)范對公眾參與意愿與行為的影響，試圖為激發(fā)公眾參與河湖治理的活力提供對策建議與科學(xué)路徑。

1 研究設(shè)計與研究方法

1.1 理論模型

計劃行為理論由多屬性態(tài)度理論［10］、理性行為理論［11］演化而來，是基于心理學(xué)視角解釋個體決策過程［12］。計劃行為理論認(rèn)為意愿是影響行為的直接因素，而行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是通過作用于意愿進(jìn)而影響行為。自提出后，它被廣泛應(yīng)用于解釋各種行為決策。在國內(nèi)，計劃行為理論在綠色消費［13］、農(nóng)地流轉(zhuǎn)［14］、垃圾分類［15］、小型農(nóng)田水利建設(shè)［16］等領(lǐng)域運用廣泛，證明了其良好的跨領(lǐng)域適應(yīng)性和解釋力［17］。在實踐中，學(xué)者們還對該理論進(jìn)行了拓展以提升其對實際問題的解釋力。因其在行為解釋方面的效果顯著，它被認(rèn)為是社會心理學(xué)中最著名的態(tài)度行為關(guān)系理論［18］。

在“河長制”全面推行的背景下，將計劃行為理論引入到公眾參與河湖治理的研究中，“河長制”政策因素不容忽視。在河長制長效機(jī)制尚未完全建立的前提下，規(guī)范政府行為是避免“參與失靈”的有效手段。因此，公眾參與河湖治理的行為除了受到計劃行為理論提出的心理因素影響以外，還受到政府行為規(guī)范的影響，并且政府行為規(guī)范不僅能夠通過參與意愿間接影響參與行為，還會對參與行為產(chǎn)生直接的影響。在具體的模型構(gòu)建中，本文將政府行為規(guī)范作為重要變量引入模型中，從而形成拓展的計劃行為理論模型（如圖1）。

圖1 概念模型圖Fig.1 Diagram of the conceptual model

1.2 變量描述與研究假設(shè)

完整的結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）包含兩個方程：表示潛變量與可觀測變量之間關(guān)系的測量方程和表示潛變量與潛變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程［19］。依據(jù)理論模型，本文對公眾的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府行為規(guī)范、河湖治理參與意愿以及參與行為等相關(guān)變量進(jìn)行界定并推出待檢驗假設(shè)。

（1）行為態(tài)度AB。行為態(tài)度是個體對執(zhí)行某特定行為而持有的積極或消極評價的程度。借鑒史恒通［20］的研究，將行為態(tài)度分為生態(tài)理性和經(jīng)濟(jì)理性。若公眾認(rèn)為公眾參與河湖治理可以改善水質(zhì)、改善周圍的植被環(huán)境，甚至創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價值，將激發(fā)公眾的參與興趣并表現(xiàn)出強(qiáng)烈的參與意愿。因此，本文關(guān)于行為態(tài)度的命題為：

H1：公眾積極的行為態(tài)度能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（2）主觀規(guī)范SN。主觀規(guī)范是指個人在決定是否實施某項行為時感知到的社會壓力。借鑒張高亮［21］的研究，將主觀規(guī)范分為指令性規(guī)范和示范性規(guī)范。這里的指令性規(guī)范源于當(dāng)?shù)刂嗡块T，如河長辦。當(dāng)治水部門大力倡導(dǎo)公眾參與河湖治理時，公眾出于尊重或服從，形成參與壓力，促使其產(chǎn)生主動或被動的參與行為。示范性規(guī)范源于身邊其他人的行為示范與壓力示范。公眾感知到的政府與他人的社會壓力越強(qiáng)烈，將激發(fā)公眾參與河湖治理的積極性。關(guān)于主觀規(guī)范的命題為：

H2：公眾積極的主觀規(guī)范能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（3）知覺行為控制PBC。知覺行為控制是指個人感知到實施某項行為的難易程度。公眾參與河湖治理的知覺行為控制可以理解為公眾響應(yīng)政府河湖治理號召難易程度的認(rèn)知。若公眾對參與行為有較強(qiáng)的控制力，能夠掌握充分的資源，如知識、體力、財力等來應(yīng)對參與過程中的不確定性，就會更加積極地參與。因此，關(guān)于知覺行為控制的命題為：

H3：公眾強(qiáng)烈的知覺行為控制能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（4）參與意愿W。計劃行為理論的核心觀點是行為主體積極的心理因素會加強(qiáng)其進(jìn)行行為選擇的積極意愿，而這種積極的意愿必然會帶來正向的行為選擇。本研究中是指，當(dāng)河湖所在地附近公眾的河湖治理態(tài)度越積極、認(rèn)為有能力參與河湖治理的自我感知越強(qiáng)烈、受到周圍他人或者組織的示范影響越大，其參與意愿越強(qiáng)烈。本文從公眾的關(guān)注意愿、宣傳意愿、管護(hù)意愿、支付意愿4個方面進(jìn)行測度。關(guān)于參與意愿的命題為：

H4：公眾積極地參與意愿能夠正向影響河湖治理的參與行為。

（5）政府行為規(guī)范GR。公眾參與環(huán)境治理的實質(zhì)是將政府在執(zhí)行層面的自由裁量權(quán)轉(zhuǎn)化為公眾的主動參與權(quán)。按照治理－善治理論的邏輯，一個公開、回應(yīng)、包容的政府才能迎來更多更廣的公眾參與［22］。一個開放的政府會提高公民的參與率［23］，而一個開放性不足的政府容易被特殊利益集團(tuán)所俘獲，滋生腐敗，導(dǎo)致“參與失靈”，從而引發(fā)公眾的不滿，瓦解政府的公信力基礎(chǔ)［24］。這里的開放性是指政府對公眾參與行為所采取的公開、回應(yīng)、包容的態(tài)度，也即政府公信力的基石——政府行為規(guī)范［25］。由此推測，政府行為規(guī)范與公眾參與河湖治理行為之間存在聯(lián)系。其內(nèi)在邏輯為在嚴(yán)格的約束下，政府行為往往是可預(yù)期的；相反地，在缺乏必要約束時，由于政府可信承諾無法預(yù)期，公眾參與將面臨較大的風(fēng)險，參與熱情受到抑制。不規(guī)范的政府行為降低了政府承諾的可信性，政策法規(guī)的可執(zhí)行性特征被削弱［26］，公眾參與將束之高閣。政府行為規(guī)范的目標(biāo)就是通過與社會之間的良性互動以實現(xiàn)其職責(zé)的有效履行或提高其整體績效。而政府與公眾之間的良性互動主要體現(xiàn)在政府對公眾意見的重視程度、政府對公眾意見反饋的及時性、政府對公眾反映的違規(guī)行為是否執(zhí)行三個方面。因此，本文將依據(jù)公眾對“政府會重視居民在參與河湖治理過程中所提的意見建議”、“政府會對居民的河湖污染監(jiān)督舉報行為予以回應(yīng)”、“政府會積極處理居民反映的企業(yè)違規(guī)排污行為”這3個問題表述的評價來衡量政府行為規(guī)范。當(dāng)公眾的訴求得到政府的即時反饋，更多的公眾關(guān)注河湖治理，產(chǎn)生巨大的生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益，這樣良性循環(huán)，使公眾產(chǎn)生了強(qiáng)烈的參與意愿甚至直接的參與行為。因此，關(guān)于政府行為規(guī)范的假設(shè)為：

H5：規(guī)范的政府行為能夠正向影響公眾河湖治理的參與意愿。

H6：規(guī)范的政府行為能夠正向影響公眾的河湖治理的參與行為。

（6）參與行為B。環(huán)境治理中的公眾參與，可分為對各類環(huán)保行為的事后監(jiān)督和環(huán)保決策的事前參與兩大類［27］。在《意見》中，有兩處提到公眾參與?！盎驹瓌t”部分要求“拓展公眾參與渠道，營造全社會共同關(guān)心和保護(hù)河湖的良好氛圍”；“保障措施”部分強(qiáng)調(diào)“加強(qiáng)社會監(jiān)督”。再結(jié)合調(diào)研實踐可知，當(dāng)前河長制中的公眾參與多數(shù)屬于事后監(jiān)督行為。因此，本文將從監(jiān)督企業(yè)行為、監(jiān)督個人行為、舉報行為3個方面對公眾參與河湖治理的行為進(jìn)行測量。

根據(jù)以上對相關(guān)變量的界定，將變量的度量整理成表1。

表1 結(jié)構(gòu)方程模型潛變量度量表Tab.1 Variables in structural equation modeling（SEM）

2 研究對象與抽樣方式

本研究以江蘇、湖北兩省長江流域河湖沿岸的居民為研究對象。長江是我國第一長河，湖北省與江蘇省分別位于長江的中游和下游，兩省河網(wǎng)密布，水系發(fā)達(dá)，河流的生命健康與民眾的生活息息相關(guān)。河長制發(fā)軔于江蘇省無錫市，且在湖北省得到較快發(fā)展。因此，將湖北、江蘇兩省的公眾作為調(diào)研對象，對河長制中公眾參與的研究具有代表性。

基于此，課題組組建了由碩士生和博士生共同組成的11人調(diào)研團(tuán)隊，于2019年7、8月前往湖北、江蘇兩省實地調(diào)研。調(diào)研采取簡單隨機(jī)抽樣，在江蘇、湖北9個縣（區(qū)）隨機(jī)發(fā)放題目為“河長制的公眾參與狀況調(diào)查問卷”，居民當(dāng)場填寫完立即收回，剔除無效問卷后得到有效問卷580 份。本次調(diào)查主要在河流附近的居民區(qū)展開。性別、年齡和受教育程度問卷發(fā)放數(shù)均比較合理，能夠滿足研究需要。運用SPSS22.0 作描述性統(tǒng)計（表2）。

表2 樣本描述性統(tǒng)計Tab.2 Demographic composition of the samples

3 實證分析

3.1 模型的檢驗

3.1.1 收斂效度檢驗

驗證式因子分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）為SEM 分析的一部分。測量模型可以正確的反映研究的潛變量，故在正式分析之前，應(yīng)先分析測量模型。本研究針對所有潛變量進(jìn)行CFA 分析，模型的6 個潛變量為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府行為規(guī)范、參與意愿與參與行為，除AB3 與SN4 以外，其他潛變量的因素負(fù)荷量均在0.6～0.95 之間，且都顯著；其組成信度在0.7～0.9 之間，平均方差萃取量在0.5 以上，符合Fornell&Larcker［28］的標(biāo)準(zhǔn)。因此，本模型除了AB3 與SN4 因素負(fù)荷量較低外，但仍屬可接受的范圍，其他均符合標(biāo)準(zhǔn)，因此6個潛變量均具有收斂效度（如表3）。

表3 收斂效度檢驗結(jié)果Tab.3 Results of convergent validity tes

3.1.2 區(qū)別效度的檢驗

區(qū)別效度分析是檢驗不同的兩個潛變量相關(guān)在統(tǒng)計上是否有差異。本研究采用計算平均方差萃取量（AVE）的方法來檢驗區(qū)別效度。在一階CFA的基礎(chǔ)上，將AVE開根號后，與相關(guān)潛變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行比較［29］，發(fā)現(xiàn)前者均大于后者，說明潛變量之間具有明顯的區(qū)別效度（如表4）。

表4 區(qū)別效度檢驗結(jié)果Tab.4 Results of the discriminant validity test

3.1.3 結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗

應(yīng)用SEM 來檢驗理論模型時，必須要有良好的模型擬合優(yōu)度，擬合優(yōu)度越好即代表模型矩陣與樣本矩陣越接近。本研究參考Jackson，Gillaspy & Purc-Stephenson［30］所整理的以往文獻(xiàn)中模型擬合優(yōu)度指標(biāo)報告頻率表，選取了報告次數(shù)位于前十的擬合優(yōu)度指標(biāo)（表5），報告次數(shù)位于前十的Chi-square（χ2）、df值，由于二者所反映的信息在χ2/df中已經(jīng)包含，故在表格中未展示。事實上，Chi-square（χ2）=594.271；df=158。絕對擬合優(yōu)度指標(biāo)為樣本異方差矩陣被模型異方差矩陣解釋的比例，類似于R2；相對擬合優(yōu)度指標(biāo)研究模型的擬合優(yōu)度與統(tǒng)計基本模型比較改善的程度。各指標(biāo)數(shù)值都符合接受值的要求，說明模型的總體擬合情況較好。

表5 模型擬合優(yōu)度評價指標(biāo)及擬合結(jié)果Tab.5 Model fitting indexes and the fitting results

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

根據(jù)模型分析，運用AMOS 22.0 軟件得到測量模型（如表6）、結(jié)構(gòu)模型（如表7）結(jié)果。由表7 結(jié)果可知，各潛變量的路徑系數(shù)均在5%的顯著性水平下通過檢驗，表明3個心理因素與政府行為規(guī)范均對參與意愿有顯著正向的影響，且參與意愿與政府行為規(guī)范對參與行為有顯著的正向影響，前文各假設(shè)基本得到證實，具體來看：

（1）行為態(tài)度AB。由表7 可知，行為態(tài)度對參與意愿影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.203，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗，命題H1 得證。在測量方程中，由表6 可知代表生態(tài)理性的可觀測變量AB1、AB2 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.881 和0.871。長江流域水系發(fā)達(dá)，河湖水質(zhì)與周邊植被環(huán)境與居民的生活質(zhì)量的息息相關(guān)，河長制推行前后河湖生態(tài)環(huán)境的對比使得公眾切身感受到水環(huán)境的變化。因此，對生態(tài)的理性認(rèn)知激發(fā)了公眾的參與意愿。代表經(jīng)濟(jì)理性的可觀測變量AB3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.434。長江流域的農(nóng)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重依賴于水生態(tài)，水生態(tài)環(huán)境的改善能夠為農(nóng)民創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)收益，公眾認(rèn)為參與河湖治理能帶來收入的增加，就會產(chǎn)生積極地參與意愿。然而，經(jīng)濟(jì)理性的因子載荷明顯小于生態(tài)理性。一種可能的解釋為：水生態(tài)環(huán)境的改善帶來的經(jīng)濟(jì)效益直接受益者是農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民未能切身感受到收入的變化，而生態(tài)效益不存在這種地域的差別。

（2）主觀規(guī)范SN。由表7 可知，主觀規(guī)范對參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.167，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，命題H2 得證。在測量方程中，由表6 可知，表示指令性規(guī)范的可觀測變量SN1、SN2的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.903、0.816。近年來，在河長制的推行過程中，政府大力宣傳河湖治理的作用、普及參與河湖治理的相關(guān)知識，將治理措施落到實處，改善了河湖環(huán)境，激發(fā)了公眾參與河湖治理的熱情。表示示范性規(guī)范的可觀測變量SN3、SN4的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.750、0.621，周圍重要他人的參與行為產(chǎn)生了良好的效果或破壞行為受到了懲罰，那么公眾會出于從眾心理或為了避免懲罰，而產(chǎn)生內(nèi)在的參與意愿。

（3）知覺行為控制PBC。由表7可知，知覺行為控制對參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.103，且在5%的顯著性水平下通過檢驗，命題H3得證。在測量方程中，由表6可知，知覺行為控制的3 個可觀測變量PBC1、PBC2、PBC3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.867、0.933、0.791，表明居住在河流附近的公眾對自己參與河湖治理的知識水平、參與能力以及風(fēng)險承擔(dān)能力均充滿信心。在河長制推行的背景下，公眾的河湖治理知識得到普及，且當(dāng)前公眾參與主要是參與監(jiān)督，基本不需要公眾付出經(jīng)濟(jì)成本，故公眾對自己的參與能力信心十足。

（4）政府行為規(guī)范GR。由表7 可知，政府行為規(guī)范對參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.237，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗，命題H5 得證。政府行為規(guī)范對參與行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.342，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗，命題H6得證。在測量方程中，由表6 可知，政府行為規(guī)范的3 個可觀測變量GR1、GR2 和GR3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.761、0.892、0.806，這表明政府對公眾所提意見的重視程度、回應(yīng)程度和執(zhí)行的積極性3 個變量對政府行為規(guī)范的貢獻(xiàn)較大，且對公眾參與河湖治理意愿有顯著正向影響，并對公眾參與行為也有正向作用。

（5）參與意愿W。由表7可知，參與意愿對參與行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.434，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗，命題H4得證。在測量方程中，由表6可知，公眾參與意愿的4個可觀測變量W1、W2、W3 和W4 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.745、0.799、0.792和0.693，即公眾關(guān)注河湖治理信息的意愿、公眾為河湖治理進(jìn)行宣傳的意愿、當(dāng)河湖生態(tài)遭到破壞參與治理的意愿與為良好的河湖環(huán)境進(jìn)行支付的意愿對公眾參與河湖治理的行為具有正向的影響。

表6 測量方程擬合指標(biāo)結(jié)果Tab.6 Fitting results of measurement equation

表7 結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果Tab.7 Fitting results of structural equation model

3.3 中介效應(yīng)分析

根據(jù)Baron& Kenny［31］指出所謂中介變量是指在自變量與因變量之間加入第3 個變量，這個變量會影響自變量與因變量之間關(guān)系。完全中介是指加入中介變量后，使原來的自變量與因變量之間的關(guān)系不顯著，部分中介是指加入中介變量以后，使原來的自變量與因變量之間關(guān)系的強(qiáng)度改變。結(jié)合本文的概念模型，在心理因素、政府行為規(guī)范與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿充當(dāng)了中介變量的作用。而且，在心理因素與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿充當(dāng)完全中介的作用。在政府行為規(guī)范與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿起到部分中介還是完全中介的效果，需要進(jìn)一步進(jìn)行檢驗。

為檢驗中介效應(yīng)，根據(jù)Preacher 和Hayes［32］的建議，本研究采用置信區(qū)間法，計算上下限的置信區(qū)間。若政府行為規(guī)范對參與行為的間接效應(yīng)上下限的置信區(qū)間不包含零，則存在中介效應(yīng)；反之，則不存在中介效應(yīng)［33］。本研究在95%的置信區(qū)間下，執(zhí)行5 000 次bootstrap［34］，估計上下限的置信區(qū)間，結(jié)果如表8 所示。間接效應(yīng)點估計值上下限的置信區(qū)間均不包含零，說明存在中介效應(yīng)，且間接效應(yīng)為0.103。由于間接效應(yīng)只占總效應(yīng)的23.1%（0.103/0.445），因此，參與意愿是政府行為規(guī)范與參與行為之間關(guān)系的部分中介變量。政府行為規(guī)范通過參與意愿對參與行為的間接效應(yīng)為0.103；政府行為規(guī)范對參與行為的直接效應(yīng)為0.342；政府行為規(guī)范對參與行為的總效應(yīng)為0.445。通過分析可知，政府行為規(guī)范既能夠直接提高公眾的參與行為，也能夠在一定程度上通過提高公眾參與意愿間接提高參與行為。

表8 中介變量的影響效應(yīng)Tab.8 The effect of the mediation variable

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

本文以長江流域公眾參與河湖治理為例，在河長制框架下系統(tǒng)分析了心理因素、政府行為規(guī)范對公眾參與河湖治理意愿與行為的影響。實證研究表明：

（1）表征長江流域河湖附近居民心理因素的3 個維度行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制均對公眾參與河湖治理意愿有顯著正向影響，且影響系數(shù)行為態(tài)度（0.203）＞主觀規(guī)范（0.167）＞知覺行為控制（0.103），三者均通過參與意愿的中介作用對參與行為有顯著的正向影響。

（2）政府行為規(guī)范不僅能通過參與意愿間接影響參與行為，且政府行為規(guī)范對參與意愿的影響系數(shù)為0.240，大于各心理因素對參與意愿的影響，還能夠直接影響參與行為，政府行為規(guī)范對參與行為的總效應(yīng)為0.445，略小于參與意愿對參與行為的影響?？傮w而言，政府行為規(guī)范對參與意愿與參與行為均有顯著且正向的影響。

（3）長江流域河湖附近居民的河湖治理參與意愿對參與行為的影響系數(shù)為0.467，這充分說明參與意愿是引發(fā)參與行為的關(guān)鍵，且心理因素與政府行為規(guī)范通過參與意愿的中介作用對參與行為產(chǎn)生了間接影響。

4.2 政策啟示

河長制已經(jīng)進(jìn)入常態(tài)化建設(shè)階段，為建立其長效機(jī)制，調(diào)動公眾參與的積極性和主動性，營造全社會共同關(guān)心和保護(hù)河湖的良好氛圍，本文的政策啟示如下。

（1）政府應(yīng)該從各個維度注重公眾積極心理因素的培育。行為態(tài)度是公眾參與河湖治理的基石。教育是培育積極態(tài)度的有效工具，社會需要加強(qiáng)公眾的水生態(tài)文明教育，以提高公眾認(rèn)知能力。此外，通過開展特殊體驗活動，如組織示范河湖參觀活動等，以深化公眾對河湖治理的感知與體會，進(jìn)而有效提高公眾的河湖治理意愿。主觀規(guī)范是公眾參與河湖治理的催化劑。各級河長應(yīng)積極加強(qiáng)正面宣傳，讓民眾感受到示范性規(guī)范的作用，以提升公眾對參與河湖治理的接受能力，進(jìn)而內(nèi)化為參與意愿的驅(qū)動力。知覺行為控制是公眾參與河湖治理的有效保障。當(dāng)?shù)睾娱L辦應(yīng)該提高公眾對河長制中公眾參與基本制度和運行機(jī)制的認(rèn)識，幫助他們掌握參與其中的基本知識和能力，以增強(qiáng)公眾參與的信心，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為積極地參與意愿。

（2）完善河長制中公眾參與的法律法規(guī)建設(shè)，分別從公眾與政府兩方面著手。公眾方面：一是明確參與渠道，避免參與活動的臨時性、隨意性；二是明確公眾參與的邊界，避免“參與爆炸”導(dǎo)致的社會公眾無序參與的極端結(jié)果。政府方面：規(guī)范其在處理河長制中公眾參與問題時的行為，提高政府公信力。確保政府行為的公開性、回應(yīng)性，對公眾的監(jiān)督及時處理，并將處理結(jié)果公開，提高公眾參與有效性感知，激發(fā)公眾的參與熱情。

（3）完善河長制的信息公開制度，除已公開的信息以外，對公眾所關(guān)注的河湖治理的政策行動、治理所達(dá)效果、流域環(huán)境數(shù)據(jù)以及監(jiān)督反饋的結(jié)果等進(jìn)行公開，并利用公眾喜聞樂見的方式，如：微信公眾號、微博、河長APP、抖音等，拉近政府與民眾的距離，營造良好的溝通氛圍，提升公眾的參與水平。 □