農(nóng)戶參與度對(duì)河長(zhǎng)制政策獲得感的影響

劉 芳，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）

0 引言

村域河流資源作為基礎(chǔ)自然資源與經(jīng)濟(jì)資源，是鄉(xiāng)村振興建設(shè)中生態(tài)宜居、產(chǎn)業(yè)興旺的重要保障。隨著河流治理成效逐步凸顯，河長(zhǎng)制對(duì)公共資源治理的借鑒意義越來(lái)越受到政界和學(xué)界的重視，而公眾參與河湖治理被視為突破政府科層權(quán)威、釋放農(nóng)戶話語(yǔ)權(quán)、賦予農(nóng)民治理主體地位從而實(shí)現(xiàn)河流治理目標(biāo)并創(chuàng)造公共價(jià)值的重要途徑。農(nóng)戶參與村域水環(huán)境治理對(duì)公共資源治理提供了新的經(jīng)驗(yàn)。已有研究證明公眾參與能補(bǔ)齊基層河長(zhǎng)“單核治理”能力短板［1］，彌補(bǔ)河長(zhǎng)制“運(yùn)動(dòng)式治理”弊端［2］。現(xiàn)有少量研究實(shí)證分析公眾環(huán)境監(jiān)督行為對(duì)城市工業(yè)污染的治理效率［3］，但其研究結(jié)論未必適用于農(nóng)村地區(qū)。相較于近年高位運(yùn)行的輿情熱度，一方面，農(nóng)戶參與鄉(xiāng)村環(huán)境治理成效的實(shí)證研究相對(duì)稀少，主要集中于理論介紹、模式探討等方面；另一方面，關(guān)注農(nóng)戶自身需求滿足感與政策獲得感的研究尚缺，更多以政府投入-產(chǎn)出效率為研究視角探討公眾參與對(duì)政府管理的工具價(jià)值。

人民對(duì)環(huán)境治理政策的獲得感，是“以人民為中心”發(fā)展理論的重要體現(xiàn)，是檢驗(yàn)政策實(shí)施效果重要標(biāo)準(zhǔn)之一，是習(xí)近平生態(tài)文明思想的內(nèi)在要求。獲得感是人們付出勞動(dòng)使得自身需求得到滿足后的愉悅感，與自身需求緊密相關(guān)［4］。借鑒貧困人口扶貧政策獲得感定義［5］，本文將農(nóng)戶“河長(zhǎng)制”政策獲得感定義為其在參與“河長(zhǎng)制”政策實(shí)施中的客觀性滿足與主觀認(rèn)知評(píng)價(jià)。基于王力長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶河長(zhǎng)制政策推行的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)結(jié)果，實(shí)證檢驗(yàn)了河長(zhǎng)制的環(huán)境與經(jīng)濟(jì)雙重紅利效應(yīng)［6］，再結(jié)合實(shí)地調(diào)研情況，農(nóng)戶關(guān)注河流治理的生態(tài)績(jī)效，更關(guān)注村集體治理社會(huì)綜合效益溢出，故將政策獲得感分為生態(tài)獲得感和社會(huì)獲得感。本文研究聚焦農(nóng)村區(qū)域，以農(nóng)戶政策獲得感來(lái)衡量居民參與農(nóng)村環(huán)境治理的普惠性，基于江蘇、湖北兩省農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)，考察農(nóng)戶參與度、政府信任與政策獲得感的影響機(jī)理，用層次回歸線性模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，嘗試為激活農(nóng)民參與效能，提升“河長(zhǎng)制”政策獲得感，優(yōu)化河長(zhǎng)制制度提供針對(duì)性方案。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 農(nóng)戶參與度是否提升政策獲得感

“獲得感”概念源于2015年習(xí)近平總書(shū)記在中央全面深化改革領(lǐng)導(dǎo)小組會(huì)議上的講話，是基于客觀獲得而形成主觀感受與評(píng)價(jià)［7］。盡管獲得感是現(xiàn)實(shí)獲得的主觀感受呈現(xiàn)出個(gè)性化樣態(tài)，但其背后承載著以“勞動(dòng)-獲得”邏輯為支撐的客觀規(guī)定性［8］。少有研究論證公眾參與度與政策獲得感的關(guān)系，但公眾滿意度影響公眾參與關(guān)系被證實(shí)。以湘潭社區(qū)數(shù)據(jù)的實(shí)證證實(shí)公眾參與社區(qū)服務(wù)與公眾滿意度存在顯著正相關(guān)［9］；在江蘇省蘇州市數(shù)據(jù)實(shí)證中發(fā)現(xiàn)公眾參與對(duì)公共服務(wù)滿意度有積極作用［10］，側(cè)面論證公眾參與影響獲得感。農(nóng)戶參與村域河流環(huán)境治理是爭(zhēng)取自身談判權(quán)表達(dá)利益訴求，并降低整體交易成本提高治理績(jī)效的舉措。

首先，農(nóng)戶參與表達(dá)自身人居環(huán)境需求偏好，幫助政府調(diào)整治理績(jī)效目標(biāo)，契合農(nóng)戶治理需求。Ho證實(shí)公眾參與利于政府識(shí)別績(jī)效目標(biāo)，扭轉(zhuǎn)以資源投入和組織產(chǎn)出為績(jī)效標(biāo)準(zhǔn)的傾向［11］，縮小公共物品供給與民眾需求偏好間的差距［12］。農(nóng)民作為村域水資源直接受益者參與治理，根據(jù)自身需求與政策情景經(jīng)驗(yàn)獻(xiàn)策，可彌補(bǔ)領(lǐng)導(dǎo)與專(zhuān)家認(rèn)識(shí)理性有限性，實(shí)現(xiàn)行政決策科學(xué)性。農(nóng)民作為制度直接實(shí)踐者，更了解渠道構(gòu)建與機(jī)制設(shè)定缺陷，可幫助政府優(yōu)化參與制度建設(shè)，實(shí)現(xiàn)政民間良性協(xié)作契合農(nóng)戶環(huán)境需求，甚至效益溢出至社區(qū)綜合治理范疇。

其次，農(nóng)戶參與可建立自下而上信息反饋機(jī)制強(qiáng)化外部問(wèn)責(zé)，糾正基層政府政策執(zhí)行偏差，滿足農(nóng)戶治理期待。公眾參與減少信息傳遞扭曲概率，吸納多方政策資源，降低政府決策失誤［13］。農(nóng)民出于自身生存需求與產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求愿意對(duì)政府問(wèn)責(zé)，運(yùn)用信息資源優(yōu)勢(shì)約束政企共謀行為并矯正執(zhí)行偏差，確保政策落地實(shí)施。農(nóng)戶參與環(huán)境治理監(jiān)督-管護(hù)-決策，分擔(dān)部分環(huán)境治理職責(zé)，既降低政府對(duì)排污行為的監(jiān)察壓力與基層環(huán)境治理漏洞的檢查壓力，約束政府尊重農(nóng)戶意愿。高程度農(nóng)戶參與改善治理效率，滿足農(nóng)民人居環(huán)境治理期待，增強(qiáng)政策獲得感。

假說(shuō)1-1：農(nóng)戶參與度對(duì)生態(tài)獲得感有正向影響。

假說(shuō)1-2：農(nóng)戶參與度對(duì)社會(huì)獲得感有正向影響。

1.2 政府信任在農(nóng)戶參與度與政策獲得感中的中介作用

政府信任，指公眾與政府互動(dòng)中形成對(duì)政府組織自主承擔(dān)公共責(zé)任、實(shí)現(xiàn)公共利益的信任程度［14］。公眾參與治理可消除政府與公眾間隔閡進(jìn)而改善信任水平［15］。首先，公眾參與政策制定更易形成公眾對(duì)政府支持［16］。農(nóng)戶參與決策過(guò)程后更確信政府決策正確性與長(zhǎng)期收益性，并隨著參與程度越高更易接納各方利益矛盾最終形成利益共識(shí)。其次，在縱向?qū)蛹?jí)結(jié)構(gòu)中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府作為農(nóng)村環(huán)境治理的直接實(shí)施者，是距離農(nóng)民最近的體制末梢，其政府回應(yīng)性與農(nóng)民參與程度相輔相成［17］。農(nóng)戶參與程度越深越能與政府形成加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)，增強(qiáng)開(kāi)放性與回應(yīng)性，進(jìn)而改善農(nóng)戶對(duì)政府的信任度。

假設(shè)2：農(nóng)戶參與度對(duì)政府信任有正向影響作用。

政府信任是依賴(lài)于法律、政治等制度環(huán)境，建立在“非人際”關(guān)系社會(huì)現(xiàn)象上的信任［18］。隨著傳統(tǒng)鄉(xiāng)土社會(huì)消散，鄰里間日常往來(lái)頻率降低，人際信任日漸淡薄，政府信任成為環(huán)境治理重要工具。其一，高政府信任可提升行政決策認(rèn)同感與實(shí)際支持率，實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)改善治理績(jī)效［19］。政府信任代表著農(nóng)戶與村級(jí)河長(zhǎng)緊密合作關(guān)系，可提升農(nóng)戶政策支持度，節(jié)約政策執(zhí)行交易成本，調(diào)節(jié)農(nóng)戶對(duì)政府的期待值與回應(yīng)性，促使政府提供優(yōu)質(zhì)環(huán)境治理服務(wù)。其二，政治信任是一種倫理約束，要求治理政策制訂與實(shí)施要以民眾環(huán)境需求為導(dǎo)向，避免政策執(zhí)行扭曲，提高治理效率與效果。其三，高水平政府信任幫助公眾形成穩(wěn)定樂(lè)觀預(yù)期［20］，農(nóng)戶相信政策實(shí)施的短期低成益將通過(guò)持續(xù)措施得以轉(zhuǎn)變，提升政策的公眾支持率與公眾獲得感。

假設(shè)3-1：政府信任對(duì)生態(tài)獲得感有正向影響。

假設(shè)3-2：政府信任對(duì)社會(huì)獲得感有正向影響。

基于以下研究假設(shè)，本文為探討農(nóng)戶參與度對(duì)政策獲得感的影響，提出研究假設(shè)模型（圖1），重點(diǎn)考察農(nóng)戶參與度對(duì)政策獲得感的直接影響與政府信任的中介作用。

圖1 研究假設(shè)模型Fig.1 Research hypothesis model

2 模型、數(shù)據(jù)與變量

2.1 模型設(shè)定

本文選取Baron 和Kenny（1986）提出的因果逐步回歸方法直觀、形象地驗(yàn)證中介模型［21］，并輔以Preacher 和Hayes（2004）提出的Bootstrap方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)［22］。

（1）基準(zhǔn)回歸模型。被解釋變量是政策獲得感，衡量維度分為生態(tài)獲得感和社會(huì)獲得感。衡量指標(biāo)是主成分分析后的綜合得分值為連續(xù)變量，選擇普通最小二乘回歸模型進(jìn)行分析：

式中：Y為農(nóng)戶i對(duì)政策獲得感；k取1 和2，分別代表生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感；Ic、Rc以及P為解釋變量，分別表征個(gè)體特征、河流特征與農(nóng)戶參與度；?i表示誤差項(xiàng)。

（2）中介效應(yīng)檢驗(yàn)與分解。農(nóng)戶參與度會(huì)通過(guò)政府信任度影響政策獲得感。

式中：GT為政府信任度，根據(jù)系數(shù)χ、?1與?2差值的系數(shù)符號(hào)與數(shù)值大小，初步判斷政府信任中介效應(yīng)是否存在，再通過(guò)Bootstrap檢驗(yàn)中介效果并分析作用程度。

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2019年8月在湖北省和江蘇省開(kāi)展的實(shí)地調(diào)研。湖北省和江蘇省均位于長(zhǎng)江中下流、水網(wǎng)密布、河湖眾多，屬于水資源豐富、河流資源問(wèn)題復(fù)雜的代表性區(qū)域。在實(shí)地調(diào)研過(guò)程中，遵循分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則，采取問(wèn)卷調(diào)查與農(nóng)戶訪談相結(jié)合的方式，兩個(gè)省份80 個(gè)行政村共730戶農(nóng)戶被抽取，剔除缺失數(shù)據(jù)和有異常值的問(wèn)卷，最終獲取有效問(wèn)卷694 份，有效回收率為95.06%。本文選取長(zhǎng)期居住在流域附近的農(nóng)民作為樣本，對(duì)村域河流治理情況、政府信任、制度規(guī)則都有較高認(rèn)知，能充分反映不同性別、年齡、學(xué)歷人群對(duì)河流治理績(jī)效評(píng)價(jià)，樣本農(nóng)戶與河流基本情況見(jiàn)表1。

表1 樣本農(nóng)戶特征及河流特征統(tǒng)計(jì)性描述Tab.1 Statistical description of sample household characteristics and river characteristics

從樣本基本特征來(lái)看，受訪農(nóng)戶呈現(xiàn)如下特征：以男性為主，占79.39%；以46～55 歲和56～65 歲為主，分別占31.7%和24.93%；以初中文化為主，占比為41.50%，其次是高中或中專(zhuān)水平，占19.16%。樣本的基本情況符合農(nóng)村老齡化，農(nóng)民文化程度低的現(xiàn)實(shí)情況。從河流基本特征來(lái)看，58.21%的農(nóng)戶認(rèn)為河流資源在社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮較大或很大作用，只有6.63%的農(nóng)戶認(rèn)為河流資源對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用較小或很??；67.29%的被調(diào)查者認(rèn)為在過(guò)去三年本社區(qū)的生活、生產(chǎn)活動(dòng)未受到了水污染的影響，這表明農(nóng)戶基本認(rèn)可河流在農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)中的作用，并且有相當(dāng)部分的農(nóng)戶認(rèn)為環(huán)境影響到日常生活，說(shuō)明村域河長(zhǎng)制政策實(shí)施有其必然性。

2.3 變量說(shuō)明

被解釋變量：生態(tài)獲得感是指農(nóng)民因參與村域水環(huán)境治理而使得其人居環(huán)境中河流水質(zhì)、河流水量、流域植被、水土保持、河岸整潔發(fā)生變化而產(chǎn)生的愉悅感。社會(huì)獲得感是指農(nóng)戶因參與河湖治理而獲得對(duì)政府工作效率、公平公正作風(fēng)及村集體創(chuàng)收的認(rèn)可，進(jìn)而導(dǎo)致總體生存環(huán)境改善后愉悅感。在傅春建立的河流健康綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系基礎(chǔ)上［23］，結(jié)合被農(nóng)戶的參與需求，構(gòu)建生態(tài)獲得感與社會(huì)獲得感量表，題項(xiàng)設(shè)定見(jiàn)表2。經(jīng)檢驗(yàn)各維度指標(biāo)間相關(guān)性較強(qiáng)，KMO 值分別為0.89 和0.67，Bartlett 球形檢驗(yàn)值為0。本文利用主成分分析，分別求得生態(tài)獲得感綜合得分（EG）與社會(huì)獲得感綜合得分（SG），作為最終的被解釋變量。

表2 生態(tài)獲得感與社會(huì)獲得感題項(xiàng)設(shè)定、賦值與描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Item setting，assignment and descriptive statistics of ecological and social performance

核心解釋變量：農(nóng)戶參與度。公眾參與環(huán)境治理指環(huán)境利益相關(guān)個(gè)人或社會(huì)組織、直接或間接參與環(huán)境政策、計(jì)劃或項(xiàng)目決策過(guò)程［24］。本文基于2015年環(huán)保部制訂的《環(huán)境保護(hù)公眾參與辦法》結(jié)合調(diào)研農(nóng)民參與情況，將農(nóng)戶參與河流治理細(xì)分為前期的決策、后期的管護(hù)、全程的監(jiān)督三個(gè)部分。借鑒林建平采取參與項(xiàng)目環(huán)節(jié)數(shù)表征公眾參與度［25］，將農(nóng)戶參與度定義為參與環(huán)境治理監(jiān)督-管護(hù)-決策的環(huán)節(jié)數(shù)。具體賦值為：農(nóng)民未參與賦值為0，參與1 項(xiàng)賦值為1，以此類(lèi)推，參與3 項(xiàng)賦值為3，探討農(nóng)戶參與度與河長(zhǎng)制政策獲得感的關(guān)系。

中介變量：政府信任。借鑒鄒宇春等在研究自雇者與受雇者的社會(huì)資本差異過(guò)程中，將政府信任表征為農(nóng)戶對(duì)村域河長(zhǎng)的信任［26］，通過(guò)詢(xún)問(wèn)“您對(duì)村域河長(zhǎng)的信任程度？”，按照“很不信任”、“較不信任”、“一般”、“比較信任”、“非常信任”的回答從低到高賦值“1～5”。

控制變量：農(nóng)戶政策獲得感受個(gè)人稟賦特征、村域河流特征影響，本文將控制變量分為個(gè)體特征和河流特征兩類(lèi)，分別包含性別、年齡、文化程度、治理知識(shí)四個(gè)變量，河流的經(jīng)濟(jì)作用、河流對(duì)生活的影響兩個(gè)變量。

2.4 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

為比較農(nóng)戶參與度對(duì)各指標(biāo)的影響，本文將總樣本中參與程度低于1/4 分位數(shù)值列為低參與組，記為A 組；農(nóng)戶參與度高于3/4 分位數(shù)列為高參與組，記為B 組，對(duì)A、B 兩組進(jìn)行均值對(duì)比，描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。均值比較分析發(fā)現(xiàn)，高參與組的政策獲得感普遍高于低參與組，一定程度上證實(shí)了自我歸因理論，且高參與組普遍具有年齡偏低、教育好、治理知識(shí)多、政府信任高特點(diǎn)，初步證實(shí)農(nóng)戶參與度、個(gè)人特征、河流特征、政府信任與政策獲得感存在相關(guān)性。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)分析Tab.3 Descriptive statistical analysis

3 結(jié)果分析

3.1 農(nóng)戶參與度的直接效應(yīng)

表4中模型1和模型3為個(gè)體特征、河流特征與農(nóng)戶參與度對(duì)村域河長(zhǎng)制政策生態(tài)獲得感與社會(huì)獲得感的線性回歸結(jié)果，結(jié)果顯示農(nóng)戶參與度正向直接影響農(nóng)戶政策獲得感，假說(shuō)1a和假說(shuō)1b 得到了證實(shí)。其中，治理知識(shí)、河流特征也是影響政策獲得感的主要因素。

從個(gè)體特征看，性別、年齡、教育水平對(duì)政策獲得感的影響并不顯著，而民眾對(duì)河湖治理知識(shí)的掌握程度顯著正向影響治理績(jī)效。可能的原因是，隨著信息化發(fā)展，農(nóng)戶河湖生態(tài)環(huán)境治理常識(shí)與治理技能不再局限于傳統(tǒng)的個(gè)體特征。農(nóng)戶在村政府多方位宣傳以及自主獲取治理信息過(guò)程中，提高參與治理能力為村級(jí)河長(zhǎng)提供更具價(jià)值的政策建議并有效表達(dá)自身利益訴求。

從河流特征看，河長(zhǎng)制政策獲得感與河湖資源的經(jīng)濟(jì)價(jià)值正相關(guān)，與河流造成的生活影響呈負(fù)相關(guān)。該結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，因獲得感是對(duì)客觀獲得的主觀評(píng)價(jià)，當(dāng)河湖與農(nóng)戶日常生活及村經(jīng)濟(jì)發(fā)展息息相關(guān)時(shí)，農(nóng)民高度關(guān)注村河湖資源，參與意愿與行為增強(qiáng)，村政府基于民眾的輿論壓力與經(jīng)濟(jì)需求，尊重農(nóng)民治理意愿與發(fā)展需求以期獲取農(nóng)戶政策獲得感。

從農(nóng)戶參與度來(lái)看，農(nóng)戶參與度對(duì)生態(tài)獲得感與社會(huì)獲得感均有促進(jìn)作用，假說(shuō)1a 和假說(shuō)1b 得到證實(shí)。可能的解釋是，農(nóng)戶參與河湖治理范圍越廣，自下而上地信息傳輸鏈條愈完整，可彌補(bǔ)政府主導(dǎo)河流治理而出現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)失衡與監(jiān)督缺位，實(shí)現(xiàn)治理與農(nóng)戶需求相匹配。農(nóng)民作為河湖資源直接利益者，自發(fā)性監(jiān)督可降低政策執(zhí)行成本，強(qiáng)化農(nóng)戶參與的政策獲得感。公眾作為直接實(shí)踐者，擁有政策情景經(jīng)驗(yàn)可幫助政府修正政策目標(biāo)，實(shí)現(xiàn)公眾環(huán)境治理偏好。

3.2 政府信任的中介作用與檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)政府信任的中介效應(yīng)，分別構(gòu)建以生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感為因變量并納入政府信任為解釋變量的模型2和模型4，以政府信任為因變量的模型5，結(jié)果如表4?；貧w結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平上，模型2農(nóng)戶參與度對(duì)生態(tài)獲得感的直接影響程度小于模型1，同樣模型4 中農(nóng)戶參與度對(duì)社會(huì)獲得感的直接效應(yīng)要比模型3 小。另外，在1%的顯著性水平上，政府信任正向影響生態(tài)獲得感和社會(huì)獲得感，假說(shuō)2 得到證實(shí)且初步驗(yàn)證政府信任對(duì)農(nóng)戶參與度影響政策獲得感的中介作用。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Tab.4 Benchmark regression results

因偏差矯正的非參數(shù)百分位Bootstrap 方法可通過(guò)調(diào)節(jié)序列區(qū)間的百分位點(diǎn)糾正中介效應(yīng)計(jì)算值［27］，本文選擇processv3.4 中Bia-corrected 對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證與分解，以探討政府信任影響河流治理績(jī)效的中介機(jī)制與邊界條件。如表5所示，政府信任作為中介變量，其總效應(yīng)、直接效應(yīng)、間接效應(yīng)皆為正值，且95%偏置信區(qū)間皆不含0，再次驗(yàn)證政府信任的中介作用。這表明農(nóng)戶參與河湖治理可影響政府信任度，政府信任關(guān)系迫使政府關(guān)注農(nóng)戶人居環(huán)境偏好與利益訴求，實(shí)施以農(nóng)民為主體的河流環(huán)境治理。村政府與農(nóng)戶間良性互動(dòng)可節(jié)約溝通成本與信息搜尋成本，推動(dòng)政策實(shí)施。結(jié)果證明農(nóng)戶參與度對(duì)“河長(zhǎng)制”政策獲得感既有直接影響，也可通過(guò)政府信任對(duì)政策獲得感產(chǎn)生間接影響，驗(yàn)證了假說(shuō)3a和假說(shuō)3b。

表5 中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Test results of mediating effect

數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)戶參與度對(duì)生態(tài)獲得感的總效應(yīng)是直接效應(yīng)的1.43 倍，政府信任中介效應(yīng)占總效應(yīng)的29.89%；農(nóng)戶參與度對(duì)社會(huì)獲得感的總效應(yīng)是直接效應(yīng)的1.23 倍，政府信任中介效應(yīng)占總效應(yīng)的18.97%，表明政府信任在農(nóng)戶參與度與生態(tài)獲得感的中介效應(yīng)要比對(duì)社會(huì)獲得感的作用效果強(qiáng)。可能的解釋是，農(nóng)戶參與程度一定時(shí)，社會(huì)獲得感是依托于村域治理現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)與區(qū)域資源稟賦的綜合評(píng)價(jià)相較于更具化的生態(tài)獲得感而言，農(nóng)戶參與效能激活可能受到更多政府信任以外的因素影響。

3.3 異質(zhì)性分析與穩(wěn)定性檢驗(yàn)

進(jìn)一步來(lái)看，政府信任促使政策獲得感的提升，得益于農(nóng)戶參與者與村政府的履約與遵約能力建設(shè)。制度規(guī)則影響農(nóng)戶參與治理所需資源［28］與農(nóng)戶治理預(yù)期概率［29］，并約束政府的行為決策，利于加強(qiáng)兩者的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，改善治理效果。制度規(guī)則既有由政府組織制訂具有強(qiáng)制性的規(guī)章制度，也有基于群體共識(shí)經(jīng)年累月形成，用以約束成員的社會(huì)行為、維持社會(huì)秩序的思想工具［30］。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家諾斯曾界定：“制度是約束人們相互行為而人為設(shè)定的規(guī)則，包括正式規(guī)則（規(guī)章、法律）、非正式制度（習(xí)俗、倫理規(guī)范）與規(guī)則的執(zhí)行特征?！保?1］。正式制度通過(guò)選擇性激勵(lì)解決農(nóng)戶的搭便車(chē)行為強(qiáng)化農(nóng)戶參與獲得感。在熟人社會(huì)與強(qiáng)鄉(xiāng)土歸屬感的農(nóng)村，非正式制度對(duì)農(nóng)民與村領(lǐng)導(dǎo)均有著強(qiáng)約束作用，可推動(dòng)形成村集體共有價(jià)值觀，實(shí)現(xiàn)有序治理。政府官員迫于道德壓力與輿論譴責(zé)，更傾向做出符合集體利益的決定，將政府信任轉(zhuǎn)為化農(nóng)戶政策獲得感。由此，村莊正式制度與非正式制度完備情況可能會(huì)調(diào)節(jié)政府信任對(duì)政策獲得感的影響程度。為檢驗(yàn)村莊制度規(guī)則的異質(zhì)性對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本研究采用構(gòu)建交叉項(xiàng)回歸進(jìn)一步檢驗(yàn)，以驗(yàn)證制度規(guī)則的調(diào)節(jié)作用。

本文將正式規(guī)則表征為政府是否出臺(tái)治理河湖資源的規(guī)章制度，將非正式規(guī)則表征為社區(qū)集體治理河湖資源是否有自有風(fēng)俗習(xí)慣，回答“是”賦值為1，否則為0。因調(diào)節(jié)變量為二分類(lèi)顯變量，將其賦值為虛擬變量，為減輕共線性，故在原模型上將治理制度和政府信任度中心化處理后納入兩者的交叉項(xiàng)，構(gòu)成了模型6 和模型8，考察正式制度對(duì)政府信任度與生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感的調(diào)節(jié)作用；在原模型上將風(fēng)俗習(xí)慣和政府信任度中心化處理后納入兩者的交叉項(xiàng)，構(gòu)成了模型7 和模型9，考察非正式制度對(duì)政府信任度與生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果如表6。

表6 制度規(guī)則調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)與穩(wěn)定性檢驗(yàn)Tab.6 Regulatory effect test and stability test of institutional rules

結(jié)果顯示，模型6 與模型2 相比，主效應(yīng)的系數(shù)同向減小，治理規(guī)則與政府信任的交叉項(xiàng)系數(shù)為正，并通過(guò)統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。模型8 估計(jì)結(jié)果顯示，交叉項(xiàng)系數(shù)為正，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屖牵卫硪?guī)則強(qiáng)化信任關(guān)系下的輿論壓力，迫使政府以農(nóng)戶利益訴求為治理目標(biāo)，修正政府河流治理舉措改善生態(tài)獲得感，但制度規(guī)則專(zhuān)用性特點(diǎn)導(dǎo)致正式制度未能約束政府社會(huì)治理作為，無(wú)法調(diào)節(jié)政府信任與社會(huì)獲得感的關(guān)系。模型7 與模型9 中，風(fēng)俗習(xí)慣與政府信任地交叉項(xiàng)系數(shù)顯著，并通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屖?，在熟人社會(huì)的鄉(xiāng)村以地緣為基礎(chǔ)的人際關(guān)系是農(nóng)戶重要人力資源，且農(nóng)戶與同村村民擁有同樣河湖水資源訴求。因此，代表著集體共同價(jià)值觀的非正式制度會(huì)比正式制度更具有普遍約束力，故非正式制度對(duì)生態(tài)獲得感與社會(huì)獲得感均有調(diào)節(jié)作用。

借鑒何凌霄替換調(diào)節(jié)變量指標(biāo)檢驗(yàn)調(diào)節(jié)作用穩(wěn)定性檢驗(yàn)［32］，本文用“獎(jiǎng)懲制度”代替“治理規(guī)則”表征正式制度，用“道德譴責(zé)”代替“治理風(fēng)俗”來(lái)表征非正式制度，分別對(duì)生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感做回歸，驗(yàn)證制度規(guī)則對(duì)治理績(jī)效的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，獎(jiǎng)懲規(guī)則僅在政府信任影響生態(tài)獲得感中有調(diào)節(jié)作用，而道德譴責(zé)在政府信任影響生態(tài)獲得感、社會(huì)獲得感中均有調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)論與主回歸分析結(jié)論基本一致。

4 結(jié)論與建議

文中基于長(zhǎng)江流域兩省694 份農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用多層次回歸分析與bootstrap 方法分析農(nóng)戶參與度對(duì)政策獲得感的影響，主要研究結(jié)論如下。

（1）農(nóng)戶參與度對(duì)生態(tài)獲得感和社會(huì)獲得感均有顯著的提升效應(yīng)，并且個(gè)體治理知識(shí)特征、河流對(duì)日常生活影響程度均對(duì)雙重政策獲得感有影響。

（2）政府信任的中介效應(yīng)分別占農(nóng)戶參與度影響生態(tài)獲得感、農(nóng)戶參與度影響社會(huì)獲得感效應(yīng)的29.89%、18.97%。

（3）正式制度對(duì)政府信任影響生態(tài)獲得感有正向調(diào)節(jié)作用，而非正式制度對(duì)政府信任影響生態(tài)獲得感、政府信任影響社會(huì)獲得感均有正向調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)以上研究發(fā)現(xiàn)，提出以下建議：

（1）基層政府要注重農(nóng)民對(duì)政府信任的培育，可搭建信息監(jiān)督平臺(tái)做到政策執(zhí)行有反饋、公眾意見(jiàn)有回應(yīng)，實(shí)現(xiàn)政民間的良性互動(dòng)，滿足農(nóng)戶治理需求，增強(qiáng)農(nóng)戶參與意愿。

（2）政府要制訂選擇性激勵(lì)措施并為農(nóng)戶參與治理賦權(quán)賦能，激活農(nóng)戶參與內(nèi)生動(dòng)力滿足農(nóng)戶參與需求，增強(qiáng)農(nóng)戶參與效能。

（3）在正式制度尚不完善時(shí)，村組織要聯(lián)合鄉(xiāng)村精英力量形成規(guī)范、習(xí)俗、聲譽(yù)等非正式制度約束，促進(jìn)農(nóng)戶與村組織達(dá)成集體治理共識(shí)，強(qiáng)化農(nóng)民與政府的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，促使雙方共同維護(hù)治理目標(biāo)，提升農(nóng)戶政策獲得感。□