制度安排對河湖治理中農(nóng)民參與意愿與行為悖離的影響研究

朱玉春，張亞亞，付陽奇

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

一、引言與文獻(xiàn)綜述

農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理是建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的關(guān)鍵一環(huán)。隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，農(nóng)村生態(tài)環(huán)境問題日益凸顯，其中河湖環(huán)境問題尤為突出［1］。《第二次全國污染源普查公報》顯示，全國水污染物排放中農(nóng)業(yè)源的化學(xué)需氧量高達(dá)1 067.13 萬噸，農(nóng)村約有2.27 億人口存在飲用水不安全問題，農(nóng)村水環(huán)境治理刻不容緩。2016 年中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于全面推行河長制的意見》，使治理權(quán)責(zé)落實(shí)到地方黨政主要負(fù)責(zé)人，由其擔(dān)任河長負(fù)責(zé)轄區(qū)內(nèi)流域資源的保護(hù)和管理，為解決我國水環(huán)境治理難、體系雜的困局提供了一項制度創(chuàng)新。然而這種自上而下的科層治理模式囿于過度依賴政府的行政化運(yùn)作手段而缺乏公眾的參與力量，常常發(fā)生效率失散［2］。善治理論認(rèn)為：“治理是一個持續(xù)互動、相互協(xié)調(diào)的過程；善治實(shí)則是國家權(quán)力向社會的回歸，是一個還政于民的過程；政府與公民的合作，是社會和諧的實(shí)質(zhì)性要素，也是善治的本質(zhì)?！保?］作為村域河湖環(huán)境治理的受益者、污染制造者和在場者［4］，農(nóng)民參與是充分發(fā)揮“河長制”制度優(yōu)勢的必要條件，也是實(shí)現(xiàn)善治的內(nèi)在要求。由于基層治理設(shè)計和動員能力的不成熟、公眾參與體制和利益表達(dá)機(jī)制的不健全，目前我國農(nóng)村水環(huán)境治理中呈現(xiàn)出高參與意愿、低參與行為的現(xiàn)象。調(diào)查結(jié)果①根據(jù)調(diào)研結(jié)果整理而得。中有91%的農(nóng)民均表達(dá)出較高的意愿響應(yīng)，但僅有42%的農(nóng)民有實(shí)際參與行為，參與意愿和行為之間存在較大的差距。因此，探究如何抑制這種悖離，促進(jìn)農(nóng)民參與意愿向行為的轉(zhuǎn)化，對村域河湖環(huán)境建設(shè)具有重要的理論價值和實(shí)踐意義。

關(guān)于公眾參與意愿與實(shí)際行為相悖的文獻(xiàn)頗多，涉及綠色消費(fèi)［5-6］、綠色技術(shù)采納［7-8］、環(huán)境保護(hù)［9-10］、資源節(jié)約［11-12］以及土地流轉(zhuǎn)［13］等諸多領(lǐng)域。通過梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，已有研究大多從農(nóng)民層面出發(fā)，探究性別、年齡、收入水平、知識水平和風(fēng)險感知等因素的影響，也有研究集中于技術(shù)環(huán)境方面，如農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模、地塊要素和原料獲取等。值得注意的是，農(nóng)戶參與意愿與行為之間的悖離與農(nóng)民自身因素、技術(shù)環(huán)境因素等的相互作用是在一定的制度環(huán)境中發(fā)生的，且本文的研究背景是河湖環(huán)境治理，屬于公共池塘資源的范疇，其自身具有非排他性和競用性等特殊屬性，單從個體層面和技術(shù)環(huán)境方面的研究似乎不足以分析農(nóng)民參與意愿與行為的關(guān)系。近年來，公眾參與領(lǐng)域中新出現(xiàn)的一系列文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)，制度安排在影響親環(huán)境態(tài)度和推動個人開展親環(huán)境行為等方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用。正式制度和非正式制度的相互組合形成制度組態(tài)，二者相互支撐，對農(nóng)民綠色生產(chǎn)行為有顯著的促進(jìn)作用［14-15］。同時，對有獎懲政策地區(qū)的農(nóng)民而言，其親環(huán)境意愿和行為正一致的概率顯著提高［16］。然而，也有學(xué)者對制度安排的有效性提出質(zhì)疑：由于各村莊歷史文化特征和社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展異質(zhì)性的存在，政府出臺的環(huán)境政策治理效果不盡如人意［17-18］，正式制度對“搭便車”行為的影響有限，凡村莊內(nèi)涉及到的公共物品，其供給能力仍然不足［19］。毋庸置疑，農(nóng)民是在一定的制度環(huán)境下作出其行為選擇，但制度安排的作用機(jī)理尚不明晰，同時，制度安排能否抑制農(nóng)民參與意愿與行為的悖論，正式制度和非正式制度對農(nóng)戶參與行為的影響是否有顯著差異，還有待深入研究。鑒于此，本文利用陜西、寧夏兩省680 份農(nóng)民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，探究制度安排對農(nóng)民參與意愿與行為悖離的作用機(jī)理，采用傾向得分匹配法（PSM）建立反事實(shí)研究框架，測算制度安排（正式制度、非正式制度）對農(nóng)民參與意愿與行為悖離的影響效應(yīng)，并實(shí)證分析影響效應(yīng)在不同村莊規(guī)模、農(nóng)民年齡和性別下的組群差異。本文的研究結(jié)果有益于拓寬制度安排對農(nóng)民參與行為的研究視域，以期為實(shí)現(xiàn)村域河流環(huán)境治理提供實(shí)踐參考依據(jù)。

二、理論分析與研究假說

計劃行為理論（TPB）為人類研究意愿與行為的關(guān)系搭建橋梁。Ajzen［20］提出行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制是決定行為意愿的三大主要變量，感知行為控制的增強(qiáng)有助于個體意愿向行為的轉(zhuǎn)化。以往研究中，個人意愿和行為通常是相通的［21］，即愿意參與河湖治理的農(nóng)民也很可能付諸實(shí)際行動。然而，諸多理論和實(shí)踐已證實(shí)，意愿并非行為的充分必要條件［9，22］，特別是當(dāng)面臨河湖環(huán)境這一明顯具有外部性的公共池塘資源時，易陷入個體理性選擇而集體非理性結(jié)果的集體行動困境。在這種情況下，意愿和行為的悖離通常需要一種外在或內(nèi)在力量加以約束，如法律或契約的正式約束、宗族或道德文化的非正式約束［23］。新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，任何經(jīng)濟(jì)活動都是在制度安排下實(shí)現(xiàn)效用最大化，制度安排可被視為社會的“博弈規(guī)則”，包括正式制度和非正式制度［24］。在中國農(nóng)村社會中，不同制度形式往往相互替代或相互補(bǔ)充［17］，正式制度通過合法、強(qiáng)制等特性為非正式制度提供引領(lǐng)和支撐［25-26］；非正式制度內(nèi)生于村莊生活實(shí)踐，通過發(fā)揮其“本土優(yōu)勢”彌補(bǔ)正式制度在農(nóng)村社會應(yīng)用中的不足。

首先，正式制度通常是指書面的、被正式接受且實(shí)施的法律法規(guī)或規(guī)章制度，由官方或法律授權(quán)，賦予農(nóng)民參與資格并保障其參與權(quán)力［27］。一方面，由于公共池塘資源屬性和人們固有的自利、機(jī)會主義等行為動機(jī)相沖突，河湖環(huán)境治理易陷入無人參與的困境［28］。而一套明晰的公眾參與治理政策通過對違反規(guī)定的行為邊界進(jìn)行清晰界定，增加農(nóng)民規(guī)避責(zé)任的風(fēng)險，建構(gòu)集體合作行動的效率秩序［29］；另一方面，在當(dāng)前的農(nóng)村社會中，農(nóng)民尚不具有獲取充足信息的能力，面對模糊不清的參與流程，選擇“不參與”也無可厚非。有效的正式制度可以減少交易成本，增加可預(yù)見性，同時為農(nóng)民參與環(huán)境治理提供必要制度支持，如合法性地位的確認(rèn)、組織資源的支持及治理信息的獲取等［30］，進(jìn)而在一定程度上減少農(nóng)民所面臨的障礙，提高參與效率?；诖?，提出如下研究假說：

H1：參與式的環(huán)境政策對農(nóng)民參與意愿與行為的悖離有負(fù)向影響。

其次，雖然法律法規(guī)、環(huán)境政策等正式制度的加入能為村民參與提供合法性基礎(chǔ)，但是可能真正根植于農(nóng)民日常生活的是鄉(xiāng)村社會的日常行為規(guī)范，是隱藏在合法性背后的一套顯性邏輯，這種非正式制度被斯科特［31］稱為“隱藏的文本”。在中國的鄉(xiāng)土社會中，聲譽(yù)、面子觀念、道德習(xí)俗等村規(guī)民約深深地扎根于農(nóng)民的互動交往中，這種“隱藏的文本”對鄉(xiāng)土秩序的構(gòu)建與維系起著決定性作用［32］。一方面，通過建立穩(wěn)定的、慣例化的行為，形成一套特有的行為準(zhǔn)則和價值規(guī)范，使村集體成員“默契地”支持村莊共識或一致性；另一方面，非正式制度往往內(nèi)化于個人的行為之中，是嵌入個體的內(nèi)在“偏好”，約束人們本能的短視和機(jī)會主義，減少集體合作中的協(xié)調(diào)成本［33］。相比較而言，非正式制度是集體成員之間通過傳承、習(xí)俗、經(jīng)驗(yàn)、互動等方式形成的，能夠使成員自覺遵守和服從，在政策法規(guī)較難顧及的鄉(xiāng)土地區(qū)，村規(guī)民約在引導(dǎo)、規(guī)范農(nóng)民行為上的作用比正式制度更為有效［34-35］?；诖?，提出如下研究假說：

H2：環(huán)境管護(hù)類的村規(guī)民約對農(nóng)民參與意愿與行為的悖離有負(fù)向影響；

H3：村規(guī)民約較環(huán)境政策在抑制農(nóng)民參與意愿與行為的悖離中更為有效。

感知行為控制（Perceived Behavior Control，PBC）主要是指個體自我感覺對行為后果的控制能力［36］。在本文中，感知行為控制主要反映的是農(nóng)民對參與村域河湖環(huán)境治理的能力認(rèn)知和條件評估［37］。能力認(rèn)知主要反映農(nóng)民對自身是否具有參與環(huán)境治理能力的評判，表現(xiàn)為環(huán)境知識的儲備、時間精力、年齡大小等因素；而條件預(yù)期則是農(nóng)民對參與環(huán)境治理條件是否充分的評估，表現(xiàn)為參與權(quán)力的認(rèn)同、制度保障的健全、治理信息是否及時等因素。正式制度通過保障農(nóng)民參與權(quán)力的保障，提升農(nóng)民對自身參與能力的感知，使河湖環(huán)境治理條件得以有效改善，同時提高利益相關(guān)者的參與預(yù)期，使空泛、高漲的“口號”逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)殚L期共贏的合作［38］。非正式制度是嵌套于村莊內(nèi)部的行為規(guī)范，通過激發(fā)村民間的情感力量和內(nèi)生動力促進(jìn)合作的達(dá)成，緩解環(huán)境治理的參與困境，提升微觀主體的參與效能感，引導(dǎo)村民作出有利于提升農(nóng)村社會福利的決策行為［33］?；诖耍岢鋈缦卵芯考僬f：

H4：正式制度通過提升能力感知、條件預(yù)期，顯著抑制農(nóng)民參與意愿與行為悖離；

H5：非正式制度通過提升能力感知、條件預(yù)期，顯著抑制農(nóng)民參與意愿與行為悖離。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于課題組2020 年10—11 月在陜西、寧夏兩省（區(qū)）開展的實(shí)地調(diào)研和深度訪談。課題組綜合考慮各村的水環(huán)境狀況、人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素，采取分層抽樣和簡單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方式，選取漢中市、安康市、中衛(wèi)市、吳忠市、銀川市5 個市13 個縣45 個村作為調(diào)查區(qū)域，每個縣隨機(jī)選取1～2 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取2～3 個自然村，再在每個抽樣的自然村中隨機(jī)選取10～15 位農(nóng)民，依次形成截面數(shù)據(jù)。此次調(diào)查共獲得772 份問卷，在剔除缺失值樣本后共獲得有效樣本749 份，樣本有效率達(dá)97.02%。

本次調(diào)查的受訪者主要是50～65歲（53.81%）非黨員（67.29%）男性（63.82%），學(xué)歷水平大多集中在初中及以下（63.69%）；年收入在1～3 萬元的農(nóng)民占樣本總數(shù)的35.65%，7 萬元以上的農(nóng)民僅占12.42%。參與意愿與行為相悖的農(nóng)民有371人，比例高達(dá)49.53%，其中，“有意愿而無行為”的農(nóng)民有360人，比例達(dá)48.06%。本文旨在探究制度安排能否抑制農(nóng)民參與意愿與行為的悖離，因此重點(diǎn)關(guān)注“有意愿且有行為”“有意愿而無行為”這兩個樣本，對其進(jìn)行回歸分析并討論。

（二）變量選取與描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量 本文的被解釋變量為農(nóng)民參與意愿與行為的悖離（gap）。借鑒相關(guān)研究［39-40］，將農(nóng)民參與環(huán)境治理劃分為投資和投勞兩種方式。對應(yīng)的問卷題項為：“目前，您是否有參與河流環(huán)境治理的投資行為？”“目前，您是否有參與河流環(huán)境治理的投勞行為，如出工清理河道等？”。被調(diào)查個體只要存在一個維度的參與行為即視為有參與行為，賦值為1，若都無則賦值為0。本文中參與意愿的衡量依據(jù)調(diào)查問卷中的題項“你是否愿意參與河長制進(jìn)行河湖治理（包括投資、決策、監(jiān)督、管護(hù)、宣傳任意環(huán)節(jié)）？”，選項為“是”（賦值為1）和“否”（賦值為0），進(jìn)而將存在參與意愿與行為相悖的樣本賦值為1，不存在時賦值為0。

2.解釋變量 本文解釋變量為制度安排。以問卷中的題項“在當(dāng)前社區(qū)，是否有參與河湖治理的明文規(guī)章制度”來表征正式制度；選取問卷中的題項“當(dāng)前社區(qū)是否存在河湖管護(hù)的一些習(xí)俗或者習(xí)慣，如在固定節(jié)日，集體出工清理河道垃圾，進(jìn)行河岸綠化”來表征非正式制度，選項為“是”（賦值為1）和“否”（賦值為0）。

3.控制變量 參考Fang等［12］的研究，將控制變量分為三大類：個體特征、經(jīng)濟(jì)因素和主觀因素。首先，受訪農(nóng)民的個體異質(zhì)性與意愿向行為變遷之間存在一定的相互作用，如受訪者的性別、年齡、戶口類型、學(xué)歷水平、從眾心理等；其次，個人年收入、職業(yè)相關(guān)性等經(jīng)濟(jì)因素使得參與意愿與行為之間存在顯著差異；再次，考慮所在社區(qū)是否設(shè)立民間河長這一因素，并加入省份虛擬變量。上述變量說明與描述性統(tǒng)計如表1所示。

4.機(jī)制變量 借鑒已有研究［37］，分別選取“您個人有能力參與河湖治理”“您可以參與政府組織的河流清污、清理河道、維護(hù)河岸等河流治理活動”“您有能力對污染行為進(jìn)行監(jiān)督并問責(zé)”3 個指標(biāo)來衡量能力感知變量；選取“在當(dāng)前社區(qū)（村），您能夠及時獲取河流治理狀況的信息公示”“在當(dāng)前社區(qū)（村），公眾參與河湖治理較為便捷”2 個指標(biāo)來衡量條件預(yù)期變量。指標(biāo)測度使用李克特5 級量表，同意程度從1 到5 逐級增加：完全不同意=1，比較不同意=2，一般=3，比較同意=4，完全同意=5。本文使用Stata15.1 對上述指標(biāo)進(jìn)行探索性因子分析，上述指標(biāo)的KMO 值分別為0.602 3 和0.612 2（均大于0.60），卡方值分別為120.19（P＜0.001）、298.77（P＜0.001），表明所選指標(biāo)適合進(jìn)行因子分析。各變量說明與描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

（三）模型選擇

研究制度安排對參與意愿和行為悖離的影響時，需考慮到農(nóng)村居民的行為選擇會受到性別、家庭、教育等各方面因素影響，并非隨機(jī)發(fā)生，同時一些不可觀測的因素可能會混淆對“制度安排”和“農(nóng)民參與意愿與行為悖離”之間因果關(guān)系的判斷。本文采用傾向得分匹配，定義制度安排對農(nóng)民參與意愿與行為一致性的平均處理效應(yīng)（ATT）為：

式（1）中，Di=1 表示處理變量，Xi是個體i特征變量的集合，Yi表示農(nóng)民參與意愿和行為的悖離。PSM 反事實(shí)框架分析步驟包括傾向得分、匹配方法選擇、共同支撐假設(shè)、平衡性檢驗(yàn)和估計平均處理效應(yīng)。本文使用Logit模型進(jìn)行傾向得分估計，計算處理組和控制組的個體受到制度安排影響的概率為：

式（2）中，p為要估計的傾向性得分。本文采用k近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、卡尺內(nèi)k近鄰匹配和局部線性回歸5種匹配方法，并對這些結(jié)果進(jìn)行比較。如果不同匹配方法的結(jié)果相似，則表明匹配結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)果與分析

（一）制度安排對農(nóng)民參與意愿與行為悖離的影響效應(yīng)

1.共同支撐域檢驗(yàn) 為了保證樣本數(shù)據(jù)的匹配質(zhì)量，繪制密度函數(shù)圖（圖1）以檢驗(yàn)匹配后的共同支撐域。由圖1可知，處理組和對照組的傾向得分具有較大范圍的重疊，且多數(shù)觀察值都在共同取值范圍內(nèi)，表明匹配效果良好，因此滿足模型的共同支撐假設(shè)。

圖1 傾向得分匹配后的密度函數(shù)圖

2.平衡性檢驗(yàn) 由表2可知，在樣本匹配后方程的總體偏誤整體下降，分別由最初的24.1和22.2下降至5.3 和3.8；LR 卡方值統(tǒng)計量在目標(biāo)模型中分別下降至8.76 和5.16；偽R2在匹配后都顯著降低且均低于0.01；B值均下降至25%以下①根據(jù)Rubin的建議，該數(shù)值小于25時，樣本的匹配是充分平衡的。。此外，均值偏差和中位數(shù)偏差均有大幅度降低，匹配后各項偏差值較小。綜上所述，各匹配變量在統(tǒng)計上不存在顯著性差異，該模型滿足平衡性假設(shè)檢驗(yàn)。

表2 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

3.平均處理效應(yīng)估計 表3 的回歸結(jié)果顯示，經(jīng)過傾向得分匹配的反事實(shí)估計后，正式制度對農(nóng)民參與意愿和行為的悖離有顯著的負(fù)向影響，影響的平均凈效應(yīng)為-0.134，表明公眾參與的環(huán)境政策能夠顯著抑制農(nóng)民參與意愿和行為的悖離，有效促進(jìn)農(nóng)民參與意愿向行為的轉(zhuǎn)化，H1得以驗(yàn)證。從非正式制度來看，平均處理效應(yīng)（ATT）為-0.254，表明在排除其他因素的影響下，表明環(huán)境治理相關(guān)的村規(guī)民約能夠顯著抑制農(nóng)民參與意愿和行為的悖離，H2得以驗(yàn)證。模型結(jié)果還表明，不論是何種匹配方法，非正式制度對農(nóng)民參與意愿和行為悖離的約束作用均大于正式制度的約束作用，即環(huán)境治理相關(guān)的村規(guī)民約較公眾參與的環(huán)境政策在抑制農(nóng)民參與意愿與行為悖離的程度上更為有效，H3得以驗(yàn)證。

表3 傾向得分匹配的處理效應(yīng)

（二）組群差異分析

前文雖選用處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）測度正式制度與非正式制度對農(nóng)民參與意愿與行為悖離的影響效應(yīng)，但ATT僅能反映該結(jié)果的平均值，無法體現(xiàn)調(diào)查樣本的結(jié)構(gòu)性差異。曼瑟爾·奧爾森［41］認(rèn)為集團(tuán)規(guī)模是影響集體行動的重要因素，集團(tuán)規(guī)模越大，集體行動參與者擁有的收益份額越小，就越難以激勵個人參與集體行動，因此農(nóng)戶的參與行為可能會因村莊規(guī)模而存在差異。另外，即便在同一集體內(nèi)部，不同類型的農(nóng)民參與行為也存在較大差異。伴隨著大量青壯年勞動力外流，農(nóng)村社會空心化、老齡化及女性化現(xiàn)象嚴(yán)重［42］，留守老人、婦女參與能力不足致使農(nóng)民參與河湖環(huán)境治理進(jìn)入新的困境。因此，為深刻揭示農(nóng)民參與河湖環(huán)境治理的內(nèi)在機(jī)理，有必要以村莊規(guī)模、農(nóng)民年齡和性別為分組依據(jù)，使用核匹配法，聚焦于正式制度與非正式制度對農(nóng)民參與河湖治理的影響效應(yīng)展開組群差異分析，比較結(jié)果如表4所示。

表4 制度安排對農(nóng)民參與意愿和行為悖離影響的組群差異

在村莊規(guī)模層面，制度安排對農(nóng)民參與意愿與行為的悖離有顯著抑制效應(yīng)，但相比大型村，特大型村和中小型村的抑制作用更大?？赡艿脑蚴?，特大型村有更完善的水環(huán)境合作治理制度，知識資源和關(guān)系資源較為豐富，能夠從不同層面動員村民參與環(huán)境治理；中小型村人口密度較低，資源相對集中，激勵和動員村民的成本較低，參與環(huán)境治理所獲得的收益份額更大，更有助于個體參與意愿向?qū)嶋H行為的轉(zhuǎn)化。在農(nóng)民個體層面，年齡處于49歲以下的農(nóng)戶受非正式制度的影響最為顯著。可能的原因是，處于該年齡段的農(nóng)民尚具有較強(qiáng)的參與能力，其依托自身較為充足的精力及較高的環(huán)保意愿，在制度安排的推動下，更易將參與意愿轉(zhuǎn)化成實(shí)際的參與行為。除年齡之外，不同性別之間也存在較大差異：男性在非正式制度的支持下，其參與意愿與行為的一致性明顯提高，且幅度較大，而女性則并不顯著?？赡艿脑蚴?，留守婦女在資源、話語權(quán)和文化水平上處于相對弱勢地位，而男性群體對新知識新觀念的接受能力較強(qiáng)，面對村內(nèi)集體組織活動有較高的參與能力和自我控制能力，從而其參與意愿與行為的一致性更高。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到傾向得分匹配法（PSM）雖能解決樣本自選擇問題，但未考慮不可觀測因素帶來的估計偏誤問題，為此，借鑒Ma 等［43］的研究，通過構(gòu)建內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率模型來控制可觀測和不可觀測因素帶來的樣本自選擇偏誤，并通過工具變量來處理模型的內(nèi)生性。選取“在本社區(qū)（村莊）是否有河長湖長公示牌”作為正式制度的工具變量，村莊內(nèi)的河長湖長公示牌可在一定程度上表征正式制度在村莊的設(shè)立，而設(shè)立公示牌對村民的參與意愿和參與行為無明顯的影響。選取“本社區(qū)（村莊）是否設(shè)有居民（村民）議事會”作為非正式制度的工具變量，居民議事會是農(nóng)村居委會擴(kuò)大民主參與、了解農(nóng)民訴求的方式，促進(jìn)村莊內(nèi)部達(dá)成一致約定和規(guī)則，但與農(nóng)民自身的參與行為不存在顯著的關(guān)聯(lián)。兩個工具變量均通過不可識別檢驗(yàn)（P1＜0.001；P2= 0.002），且Cragg-Donald Wald 檢驗(yàn)統(tǒng)計量F值分別為13.32 和10.081，說明不存在弱工具變量問題。表5 報告了制度安排對農(nóng)民意愿與行為悖離的平均處理效應(yīng)，與PSM 模型的檢驗(yàn)結(jié)果一致。

表5 內(nèi)生轉(zhuǎn)換概率模型的平均處理效應(yīng)

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

本文采用Bootstrap 法檢驗(yàn)?zāi)芰Ω兄?、條件預(yù)期2 個變量在制度安排影響農(nóng)民參與意愿與行為悖離中的中介效應(yīng)。與傳統(tǒng)的逐步回歸法相比，Bootstrap法能夠得到更加精確的置信區(qū)間，在檢驗(yàn)多重中介渠道方面具有更強(qiáng)的檢驗(yàn)力。

表6回歸結(jié)果顯示，以能力感知為中介變量時，在路徑I、II中，間接效應(yīng)的置信區(qū)間為［-0.089，-0.035］、［-0.061，-0.019］，該區(qū)間不包含0，對應(yīng)的P值均小于0.001，表明間接效應(yīng)顯著，這也進(jìn)一步說明能力感知在制度安排和農(nóng)民參與意愿與行為悖離之間發(fā)揮著中介作用，H4得以驗(yàn)證。以條件評估為中介變量時，在路徑III、IV 中，間接效應(yīng)的置信區(qū)間為［-0.027，-0.001］、［-0.025，-0.002］，該區(qū)間不包含0，對應(yīng)的P值為0.029、0.020，表明間接效應(yīng)顯著，這意味著條件預(yù)期在制度安排和農(nóng)民參與意愿與行為悖離之間發(fā)揮著正向中介作用，H5得以驗(yàn)證。在中國農(nóng)村社會中，農(nóng)民對環(huán)境政策的了解程度和政策設(shè)計的認(rèn)同程度等體現(xiàn)了農(nóng)民對環(huán)境政策的感知程度，當(dāng)農(nóng)民感知到其參與河湖環(huán)境治理所具備的信息和資源越多、阻礙越少，則對該行為的感知行為控制就越強(qiáng)，那么選擇參與河湖環(huán)境治理的可能性就越大。同時，村莊河湖環(huán)境范圍廣、面積大，僅憑農(nóng)民個人的力量難以收獲顯著成效，而非正式制度能夠整合村集體的力量，改變農(nóng)戶對參與河湖環(huán)境治理的條件預(yù)期，增強(qiáng)農(nóng)民參與熱情，從而抑制其參與意愿與行為的悖離。

表6 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策建議

基于陜西、寧夏兩省680份農(nóng)民微觀數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法（PSM）實(shí)證分析制度安排對農(nóng)民參與意愿和行為悖離的影響及機(jī)制，并比較不同村莊規(guī)模、農(nóng)民年齡和性別的組群差異。研究結(jié)果表明：相當(dāng)比例的農(nóng)民存在參與意愿與行為不一致現(xiàn)象，且“有意愿而無行為”的最多，比例高達(dá)48.06%；制度安排能夠顯著抑制農(nóng)民參與意愿與行為的悖離，且非正式制度的作用效果大于正式制度，正式制度的影響凈效應(yīng)為13.4%，非正式制度的影響凈效應(yīng)為25.4%；制度安排對特大型村和中小型村的村民作用效果更顯著，相較于其他年齡段，制度安排對49歲以下的農(nóng)民影響效應(yīng)更顯著，且男性較女性更易于參與意愿向行為的轉(zhuǎn)化。進(jìn)一步的機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，制度安排能夠抑制農(nóng)民參與意愿與行為悖離的深層原因在于激發(fā)農(nóng)民能力感知、提高參與條件預(yù)期。

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：第一，實(shí)現(xiàn)環(huán)境政策等正式制度的多元化推進(jìn)機(jī)制。將農(nóng)民參與納入到環(huán)境政策設(shè)計環(huán)節(jié)中，給予農(nóng)民充分表達(dá)利益訴求的空間，對于參與方式的制定、獎懲標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)立應(yīng)賦予農(nóng)民一定的決策權(quán)，以避免政府制定環(huán)境政策的偏差造成農(nóng)民參與的低效性和利益的損害性。第二，營造有利于農(nóng)民參與環(huán)境治理的積極氛圍，強(qiáng)化非正式制度。基層政府應(yīng)充分發(fā)揮自身的引領(lǐng)帶頭作用，引導(dǎo)村民們合作規(guī)范的達(dá)成，激勵農(nóng)民環(huán)境參與行為，宣傳科學(xué)治理理念，營造良好的集體合作氛圍。同時，建立具有懲戒措施的村規(guī)民約，降低合作行為造成的風(fēng)險損失，以充分發(fā)揮非正式制度在農(nóng)戶參與行為轉(zhuǎn)變過程中的內(nèi)在驅(qū)動作用。第三，增強(qiáng)農(nóng)民對參與河湖環(huán)境治理的感知行為控制是政策實(shí)施的重要切入點(diǎn)。要依靠村級組織、社會組織持續(xù)關(guān)注農(nóng)民對河湖治理的意見和訴求，切實(shí)保障微觀主體的參與權(quán)、知情權(quán)和監(jiān)督權(quán)，進(jìn)行資源整合與策略化動員，增強(qiáng)農(nóng)民對參與環(huán)境治理的評估預(yù)期，提升農(nóng)民參與積極性，破解農(nóng)村水環(huán)境治理難題。第四，制度設(shè)計向農(nóng)村基層推行過程要因地制宜制定差異化策略，不同類型的村莊應(yīng)采用靈活的激勵形式，避免無效激勵和資源錯配。同時，應(yīng)根據(jù)異質(zhì)性農(nóng)民特征實(shí)施差異化激勵政策，不同群體的參與能力有所差距，可嘗試根據(jù)不同群體的農(nóng)民特征采取側(cè)重點(diǎn)不同的策略，予以相應(yīng)的激勵機(jī)制。