河長制背景下制度能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響
——基于Double-Hurdle模型

馬鵬超 朱玉春

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

農(nóng)村水環(huán)境是指分布在廣大農(nóng)村的河流、湖沼、溝渠、池塘、水庫等地表水體、土壤水和地下水體的總稱，是農(nóng)村生產(chǎn)生活不可或缺的基礎(chǔ)條件，直接關(guān)系著農(nóng)業(yè)發(fā)展、農(nóng)民健康及農(nóng)村經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。隨著我國農(nóng)村經(jīng)濟的快速發(fā)展，農(nóng)村環(huán)境污染問題也相伴而生，其中水環(huán)境污染問題尤為嚴(yán)重。同時，城鎮(zhèn)化的快速推進引發(fā)農(nóng)村地區(qū)大量勞動力外流，導(dǎo)致農(nóng)村空心化、非農(nóng)化、老齡化現(xiàn)象持續(xù)加重，農(nóng)村公共事務(wù)治理面臨著多重危機，農(nóng)村集體行動能力不斷衰落[1]。河長制是解決我國復(fù)雜水問題、完善水治理體系、保障國家水安全的一項制度創(chuàng)新。截至2018年6月底，我國共設(shè)立省、市、縣、鄉(xiāng)四級河長30萬多名，并設(shè)立村級河長76萬多名，打通了河長制“最后一公里”，實現(xiàn)河長制從“有名”到“有實”的轉(zhuǎn)變。自河長制實施以來，我國河湖管理和治理水平得到較大程度的提高，水環(huán)境日益改善。然而，河長制是水環(huán)境治理的一種長效機制，其效用的發(fā)揮具有一定的遲緩性，水環(huán)境問題很難在短時間內(nèi)得到徹底解決。尤其農(nóng)村水環(huán)境污染點小而多，污染面廣而散，水處理系統(tǒng)不完善，供給總量仍然不足，呈現(xiàn)供給主體單一化與政府責(zé)任集中化，其他供給主體特別是作為主要受益者的村民沒有很好的被調(diào)動起來，存在著“邊治理、邊衰退”和地方政府監(jiān)管乏力問題[2]。農(nóng)村水環(huán)境治理屬于公共資源治理，具有典型的集體行動屬性，需要公眾的有效參與才能實現(xiàn)善治[3]。黨的十九大報告明確指出解決環(huán)境突出問題必須堅持“全民共治”，構(gòu)建全民參與的環(huán)境治理體系。已有研究也指出，要破解基層治水困境，彌補基層河長“單核治理”能力短板，需要發(fā)揮公眾主體作用，鼓勵公眾積極參與[3-5]。

當(dāng)前農(nóng)村基層治水中，囿于公眾參與機制、利益表達機制供給不足，以及公眾長期形成的“政府依賴性”和“搭便車”心理，致使公眾參與的積極性和貢獻度不高，呈現(xiàn)出高關(guān)注度、低參與度狀態(tài)。如何有效動員村民參與村莊公共資源治理，提升村民對水環(huán)境治理的參與意愿和參與程度，成為解決當(dāng)前我國農(nóng)村“政府管不到、基層管不好、市場管不了”治水困局的關(guān)鍵所在。那么，那些因素能夠顯著影響村民水環(huán)境治理的行為決策呢？對于這一問題的回答，有助于厘清村莊集體行動的微觀邏輯，有效驅(qū)動宏觀層面農(nóng)村公共事務(wù)的善治。從現(xiàn)有文獻來看，村民水環(huán)境治理行為不僅受到社會資本、人力資本、物質(zhì)資本等內(nèi)部因素的影響，也受到環(huán)境規(guī)制、技術(shù)推廣、管理體制等外部因素的影響[3-9]。雖然已有研究系統(tǒng)論證了影響村民水環(huán)境治理行為的內(nèi)外部因素，但鮮有從廣義社會動力學(xué)的制度能力理論視角探討農(nóng)村公共資源治理。制度能力是指在一個特定的空間場域，為增強群體間的合作治理，政府通過協(xié)調(diào)地方資源、制定維系規(guī)則、塑造特定的地方能力及文化，為不同的利益群體提供相互欣賞、信任和溝通的環(huán)境和舞臺，實現(xiàn)政府、社會與公眾之間從過去短期、松散的、盈利驅(qū)動的合作轉(zhuǎn)變?yōu)殚L期穩(wěn)定共贏的合作關(guān)系[6-7]。在分析評估地方政府的制度能力水平時，目前應(yīng)用最廣泛的是制度能力靜態(tài)分析模型，此模型主要包括3個評估維度：知識資源、關(guān)系資源和動員能力[8]。孫小逸等[9]、劉毅等[10]和王博等[11]分別將此模型作為分析工具引入社區(qū)治理、地方治理和農(nóng)田灌溉系統(tǒng)治理研究之中，并發(fā)現(xiàn)制度能力對社區(qū)治理、地方治理和農(nóng)田灌溉治理績效影響顯著。但就農(nóng)村公共資源治理而言，鮮有研究系統(tǒng)分析制度能力與村民行為之間的互動關(guān)系及影響效應(yīng)。因此，本研究在河長制全面推行背景下將制度能力這一概念性分析框架引入農(nóng)村公共資源治理的討論之中，揭示制度能力分析框架中知識資源、關(guān)系資源、動員能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響，以期為農(nóng)村公共資源的有效治理提供新的分析工具。

1 理論分析與研究假設(shè)

根據(jù)個體行為理論，村民是否愿意參與公共資源治理和村民參與治理的程度是兩個不同的決策階段。其中，參與意愿決定村民參與的積極性，在識別參與意愿的基礎(chǔ)上，參與程度反映村民對集體行動的響應(yīng)程度。計劃行為理論認為，個體行為是其意愿在具體情境下的表達，村民行為受到特定場域、文化和規(guī)則的影響，而制度能力理論提供了一種綜合性的視角來分析驅(qū)動公共資源集體治理的影響因素。基于以上討論，本研究依據(jù)制度能力分析框架，從村民參與意愿和參與程度兩個方面探究制度能力的影響，其理論分析如下。

1.1 知識資源對村民水環(huán)境治理決策行為的影響

知識資源在制度能力分析框架中的含義表現(xiàn)為網(wǎng)絡(luò)管理者充分了解嵌入在社會互動及文化傳統(tǒng)之中的知識資源的存量和價值、知曉其應(yīng)用方式，并在此基礎(chǔ)上整合甚至創(chuàng)造新知識(地方共識)的能力[6-8]。這種地方性共識在村莊層面表現(xiàn)就是村莊共識，村莊共識喚起的情感力量是村民有效參與的基礎(chǔ)，也是村莊內(nèi)聚力的核心，為村民行為決策提供了無意識的依據(jù)，能夠有效規(guī)避集體行動中的搭便車行為[10]。在農(nóng)村水環(huán)境治理中，村組織及行政河長依據(jù)當(dāng)?shù)卮迕竦膬r值取向(價值觀、信仰)達成帶有村莊特色的治理共識，即制定一套完整的獎懲規(guī)則，使之成為本村水環(huán)境治理事宜的主要依據(jù)。這種構(gòu)建于村莊共識基礎(chǔ)上的知識資源，在一定程度能夠提升村民參與的積極性，克服農(nóng)村公共資源治理中的集體行動困境。因此，本研究提出:

假設(shè)1:知識資源越豐富，村民選擇參與水環(huán)境治理的可能性越大，參與程度可能越高。

1.2 關(guān)系資源對村民水環(huán)境治理決策行為的影響

制度能力框架中的關(guān)系資源衡量的是各利益群體與權(quán)力中心的情感距離[6-8]。在中國農(nóng)村傳統(tǒng)的鄉(xiāng)土關(guān)系型社會里，個體在行為決策時并不是完全獨立的，人情、面子和信任等本土性關(guān)系資源對其行為決策有一定的影響[9]。在農(nóng)村基層治水中，扮演“執(zhí)行末梢”和“輸出端口”角色的基層(村居級)河長，肩負著治水“最后一公里”的落實任務(wù)，但面對面廣量大的中小河道、小微水體，很難做到全面了解，僅僅依靠基層河長很難實現(xiàn)河湖治理長效化。因此，很有必要在借用原有組織化網(wǎng)絡(luò)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建一套以人情、信任和互惠為核心的關(guān)系性資源體系來輔助河湖治理的組織化管理。河長能否獲得村民的普遍信任和對村民水環(huán)境治理相關(guān)問題的及時解決是維系這種關(guān)系性資源體系的關(guān)鍵。因此，本研究提出：

假設(shè)2:關(guān)系資源越豐富，村民選擇參與水環(huán)境治理的可能性越大，參與程度可能越高。

1.3 動員能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響

資源動員理論認為，集體行動中關(guān)鍵群體對合作的動員和行動意愿的達成具有重要的引領(lǐng)作用，作為河湖管理神經(jīng)末梢的基層河長就屬于這類“關(guān)鍵群體”[5-6]。在農(nóng)村基層治水中，行政河長扮演著政府的代理人和村民的代言人角色，對河長制的落地和村民的需求和偏好有比較準(zhǔn)確的了解，并且具有較強的權(quán)威性和號召力，通過依靠自身的專業(yè)知識水平、通過口號、文本宣傳將動員過程的組織目標(biāo)和價值與動員對象的利益和信念有機聯(lián)系起來，能夠有效影響村民的行為和決策，引導(dǎo)村民做出有利于提升村莊社會福利的決策行為。當(dāng)通過關(guān)鍵群體動員出足夠強烈的個體參與意愿時，就會形成滾雪球式的集體參與行為。因此，為提升組織動員能力，需要發(fā)揮關(guān)鍵群體(村干部、骨干分子)的作用。因此，本研究提出：

假設(shè)3:動員能力越強，村民選擇參與水環(huán)境治理的可能性越大，參與程度可能越高。

2 模型、數(shù)據(jù)與變量

2.1 模型構(gòu)建

調(diào)查樣本地區(qū)村民是否愿意參與水環(huán)境治理這一村莊集體行動問題存在較多零值，很多文獻主要采用Tobit模型來處理，但在實際應(yīng)用中，Tobit模型無法處理兩階段問題。同時,估計兩階段意愿的Heckman模型的參與意愿與參與程度兩個方程并不是相互獨立的，這樣會導(dǎo)致估計偏差較大的問題。因此，本研究選擇了Cragg提出的雙欄模型(Double-hurdle model, DHM)來處理這一實證問題，DHM將個體行動者的決策過程分為參與意愿和參與程度兩個階段的彼此獨立方程, 通過對真實零值和抗議零值得解釋，避免低估結(jié)果的可行性及兩階段決策過程方程的內(nèi)生性問題。

首先，考察村民水環(huán)境治理的參與意愿，可構(gòu)建如下方程：

Prob[yi=0|X1i]=1-Φ(αxi)

(1)

Prob[yi>0|X1i]=Φ(αxi)

(2)

式(1)表示村民水環(huán)境治理參與意愿為0；式(2)表示參與意愿不為0；Φ(·)為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的累積分布函數(shù)，yi為因變量，即村民的參與意愿，x1i為自變量，即制度能力等變量，α為相應(yīng)的待估系數(shù)，i為第i個觀測樣本。

其次，考察農(nóng)戶水環(huán)境治理的意愿程度，可構(gòu)建如下方程：

E[yi|yi0,x2i]=βx2i+δλ(βx2i/δ)

(3)

式中：E(·)為條件期望，即村民參與水環(huán)境治理的意愿程度；λ(·)為逆米爾斯率；x2i為自變量，表示代表制度能力的變量；β為相應(yīng)的待估計系數(shù)；δ為截取正態(tài)分布的標(biāo)準(zhǔn)差；其他符號同上。

基于式(1)～(3)，可構(gòu)建對數(shù)似然函數(shù)如下：

(4)

式中：lnL表示對數(shù)似然函數(shù)值。根據(jù)式(4)，利用極大似然估計法，便可得到本研究所需的各參數(shù)數(shù)值。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究所用的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年4—5月在黃河流域陜西、河南兩省開展的實地調(diào)研。長期以來，黃河流域的工業(yè)、城鎮(zhèn)生活和農(nóng)業(yè)面源三方面污染，加之尾礦庫污染，使得水環(huán)境問題日益突出，流域生態(tài)系統(tǒng)退化，2018年劣V類水占比達12.4%，明顯高于6.7%的全國平均水平。陜西、河南地處黃河中下游，是黃河流域經(jīng)濟社會發(fā)展迅速、水生態(tài)保護和水污染防治嚴(yán)峻的地區(qū)，探究該地區(qū)村民水環(huán)境治理參與行為及影響因素，具有一定的代表性。課題組根據(jù)河長辦提供的信息，綜合考慮各村的群眾基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、河流資源、水環(huán)境質(zhì)量等因素，采用分層抽樣和簡單隨機抽樣相結(jié)合的方法，選取洛陽市、三門峽市、咸陽市、渭南市、華陰市5市15鎮(zhèn)30村作為調(diào)查區(qū)域，每個縣(區(qū)、市)選取4～7個樣本村，每個樣本村隨機抽取相應(yīng)數(shù)量的村民作為調(diào)查對象，共發(fā)放630份調(diào)查問卷，剔除無效樣本后獲得610份有效問卷，有效問卷率為96.82%。本次調(diào)查問卷的主要內(nèi)容包括：受訪者個人特征及家庭特征、受訪者對水環(huán)境感知、受訪者對水環(huán)境治理支付意愿，村莊的知識資源、關(guān)系資源、動員能力，問卷發(fā)放數(shù)均比較合理，能夠滿足研究需要。

樣本統(tǒng)計結(jié)果(表1)顯示，樣本家庭具有以下基本特征：受訪者主要以初中文化程度以下(占比為70.65%)的女性(占比為83.3%)為主，黨員人數(shù)有81人；家庭人口數(shù)量3～5人的占到了樣本總數(shù)的61.96%；年收入在4萬元以下的家庭占樣本總數(shù)的72.46%；樣本家庭情況與相應(yīng)年鑒數(shù)據(jù)相關(guān)信息相近，可認為樣本數(shù)據(jù)具有一定的代表性。

表1 樣本基本統(tǒng)計特征描述Table 1 Basic statistical characteristics of the sample farmers

2.3 變量選擇及描述

因變量。本研究的因變量為村民參與水環(huán)境治理的決策行為，具體可將其分解為參與意愿與參與程度為兩個決策階段。本研究使用村民是否愿意參與水環(huán)境治理作為參與意愿的代理變量，其為二元虛擬變量，即愿意參與賦值為1，反之則賦值為0；若第一階段選擇愿意參與，則繼續(xù)進行第二階段的調(diào)查，問題設(shè)置為“若愿意參與上述水環(huán)境治理，則您愿意為水環(huán)境治理支付多少金額”，即農(nóng)戶水環(huán)境治理參與程度，其為連續(xù)型變量。

關(guān)鍵自變量。本研究主要關(guān)注制度能力可能對村民水環(huán)境治理決策行為的影響。根據(jù)前述的理論分析并綜合已有研究，基于村莊治水共識，本研究分別設(shè)置了你所在的村莊是否有完善的水環(huán)境治理獎懲規(guī)則以及是否會公開公平公正的執(zhí)行規(guī)則兩個指標(biāo)來對知識資源進行衡量；基于村民參與公共資源治理程度及與村莊權(quán)力中心的情感距離，分別設(shè)置了當(dāng)前本村莊(社區(qū))水環(huán)境治理過程中，村民治水信息的獲取程度、干群關(guān)系的密切程度和村民治水貢獻的受重視程度三個指標(biāo)來衡量關(guān)系資源；基于村委會及河長動用內(nèi)部資源，吸引外部資源的能力，分別設(shè)置了村委會及河長治水的專業(yè)知識水平、調(diào)動村民參與集體行動的程度及獲取村外資源支持程度三個指標(biāo)來衡量動員能力。

控制變量。考慮到本研究所用數(shù)據(jù)是以問卷調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)為主，受訪村民家庭的異質(zhì)性與本研究所考察的水環(huán)境治理之間存在一定的相互作用，如樣本農(nóng)戶性別、受教育程度、家庭收入、家庭人口數(shù)量、水環(huán)境感知、政府投資力度、地域因素等都有可能對村民參與水環(huán)境治理產(chǎn)生影響。因此，本研究對可能影響到村民參與水環(huán)境治理決策行為的變量進行了控制(表2)。

3 實證結(jié)果分析

3.1 受訪村民水環(huán)境治理支付意愿程度分析

表2 變量含義及描述性統(tǒng)計Table 2 Definition of variables and descriptive statistics

表2(續(xù))

表3 村民水環(huán)境治理支付意愿程度累計頻率分布Table 3 Cumulative frequency distribution of farmers’ willingness to pay for water environment governance

3.2 制度能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響分析

估計結(jié)果。考慮到制度能力各測量變量之間可能存在內(nèi)部相關(guān)性而使模型估計失真, 因此本研究對雙欄模型進行分析之前對各解釋變量共線性問題進行了診斷。參照多重共線性診斷標(biāo)準(zhǔn), 若診斷結(jié)果同時滿足VIF>3，則說明變量間存在多重共線性。檢驗結(jié)果顯示，最大的VIF為2.80,由此可以確定變量間不存在顯著的共線性問題[注]由于篇幅有限，共線性檢驗結(jié)果沒有呈現(xiàn)在本研究中，如果需要，可以提供。。在此基礎(chǔ)上，運用雙欄模型分析制度能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響,Stata15.1軟件估計結(jié)果如表4所示。模型Wald卡方檢驗在1%的統(tǒng)計水平上通過了顯著性檢驗，這從整體說明，該模型對本研究的數(shù)據(jù)分析是適用的。

知識資源的影響。估計結(jié)果顯示，表征知識資源的水環(huán)境治理獎懲規(guī)則及規(guī)則執(zhí)行情況均對村民水環(huán)境治理的參與意愿有顯著正向影響，估計系數(shù)分別為1.359和2.035。這說明，制度能力分析框架中的知識資源水平可以顯著提升村民水環(huán)境治理的參與概率。其中，完善的村莊水環(huán)境治理規(guī)則對農(nóng)戶水環(huán)境參與程度影響系數(shù)為95.583，治水規(guī)則執(zhí)行力度對農(nóng)戶水環(huán)境參與程度影響系數(shù)為81.828。這說明知識資源水平不僅可以顯著提升村民水環(huán)境的參與概率，也可以顯著提升村民的支付意愿。在實踐中，基于地方共識形成的知識資源，其完善的治理規(guī)則是村民參與村莊集體行動的制度依據(jù)，而有效的獎懲措施則能反映村莊制度規(guī)則的權(quán)威性及公平性，其直接影響著村民對水環(huán)境長期投資的信心。可見這種基于地方品質(zhì)基礎(chǔ)上的非正式水環(huán)境治理的知識資源能夠增強村民的認同感，強化環(huán)境治理的的監(jiān)督和約束機制、抑制村莊公共品供給中的村民之間搭便車行為，從而有效提升農(nóng)戶水環(huán)境治理的參與意愿及參與程度。由此，知識資源越豐富，村民選擇參與農(nóng)村水環(huán)境治理的可能性越大，參與程度可能越高，假設(shè)1得到驗證。

關(guān)系資源的影響。估計結(jié)果顯示，關(guān)系資源變量均對村民水環(huán)境治理的參與意愿和參與程度具有正向影響。分開來看，關(guān)系資源內(nèi)部各變量對村民決策行為具有差異性，干群關(guān)系密切程度對村民參與意愿有顯著正向促進作用，估計系數(shù)為0.766，但對參與程度影響不顯著。良好的干群關(guān)系會增強村委會與村民間的溝通能力和村民的規(guī)則認同感、降低村委會或河長開展工作的交易成本，提升村民參與村莊集體行動的概率。村民貢獻受重視程度對水環(huán)境治理參與意愿和參與程度均有顯著正向影響，估計系數(shù)分別為0.408和4.161。受中國傳統(tǒng)社會面子觀念的影響，村民的貢獻若能得村委會重視，村民會有很強的獲得感、榮譽感、很有面子，會激發(fā)其環(huán)護意識，直接影響著村民的參與意愿及參與程度。村委會對治水信息的公示程度顯著正向影響對村民參與程度，但對其參與意愿不顯著，村委會或河長對治水信息的公開透明可以彰顯治水的公平性及權(quán)威性，激發(fā)村民的認同感，縮短河長與群眾之間情感距離，有效促進村民投資村莊于水環(huán)境治理。在鄉(xiāng)土關(guān)系型的農(nóng)村社會，村委會或河長與村民之間維持的本土性關(guān)系資源對水環(huán)境治理決策行為具有重要的影響。總體而言，干群關(guān)系越密切、村民貢獻受重視程度越高、治水信息越透明，村民對水環(huán)境治理效果的預(yù)期越高，參與水環(huán)境治理的意愿越強。由此可知，關(guān)系資源越豐富，村民選擇參與水環(huán)境治理的的可能性越大，參與程度可能越高，假設(shè)2得到驗證。

表4 基于雙欄模型的農(nóng)戶參與水環(huán)境治理決策行為影響因素模型估計結(jié)果Table 4 Model estimation results of influencing factors of farmers’ participation in water environmentgovernance decision-making based on the two-column model

動員能力的影響。估計結(jié)果顯示，動員能力變量均對村民水環(huán)境治理參與意愿和參與程度有正向影響。分開來看，動員能力內(nèi)部各變量對村民決策行為具有差異性，村委會或河長所擁有的治水專業(yè)知識水平顯著正向影響村民水環(huán)境治理的參與意愿和參與程度，估計系數(shù)分別為0.925和27.752。村內(nèi)組織動員能力顯著正向影響村民水環(huán)境參與意愿，但對參與程度不顯著；村外資源獲取能力顯著正向影響村民參與程度，但對參與意愿不顯著。實踐中，村干部的理性思維模式、知識權(quán)威將有助于增強村莊的凝聚力，吸引村民積極參與村莊集體行動。村委會村外資源的獲取能力越強，表明其開放程度越高，可以借助更多社會資源，增強與外部的信息交流，對村民水環(huán)境治理的參與意愿和參與程度均有一定的促進作用。村委會或河長村內(nèi)組織動員能力越強，其號召力與影響力越高，村民對村委會及河長的信任程度越高，這在一定程度上降低“搭便車”傾向，增強彼此間的互惠行為，提升村莊公共資源治理的集體行動能力。總體而言，表征動員能力的河長專業(yè)知識水平、村內(nèi)組織動員能力及村外資源獲取能力正向促進村民水環(huán)境治理參與行為。村委會動員能力越強，村民選擇參與水環(huán)境治理的可能性越大，參與程度可能越高，假設(shè)3得到驗證。

控制變量的影響。估計結(jié)果顯示，性別、受教育程度、家庭非農(nóng)收入、水環(huán)境感知對村民水環(huán)境治理參與意愿具有顯著影響。性別變量反向影響農(nóng)民水環(huán)境治理參與意愿和參與程度，這表明，與女性相比，男性村民在水環(huán)境治理中具有較高的參與意愿和參與程度，原因可能是男性作為家庭主要勞動力，常年在外務(wù)工，樂于接受新事物，對城鄉(xiāng)環(huán)境差異有直觀的認知，村莊認同感強烈，這一結(jié)果與史恒通等[4]有關(guān)農(nóng)戶性別對環(huán)境治理行為影響的結(jié)論一致。受教育程度正向影響村民參與意愿和參與程度，受教育程度越高，社會責(zé)任感和使命感越強，則參與意識越強烈。水環(huán)境質(zhì)量感知顯著正向影響村民水環(huán)境參與意愿，水環(huán)境感知是農(nóng)戶的直觀感受，水環(huán)境質(zhì)量感知越強的村民，對農(nóng)村水環(huán)境污染的現(xiàn)實問題認識越深刻，因此愿意參與水環(huán)境治理來恢復(fù)水生態(tài)的可能性越高。水環(huán)境重要性感知顯著正向影響村民的參與意愿和參與程度，這表明村民對水環(huán)境的依賴程度越高，水環(huán)境對村民的影響越大，村民越可能愿意參與治理，參與程度也相應(yīng)更高。政府投資力對村民水環(huán)境治理參與程度有顯著正向影響，對參與意愿有正向影響但不顯著。原因可能是，政府投資力度能夠彌補農(nóng)村水環(huán)境治理的資金緊張，提振村民投資的信心，但是對村民主觀參與意愿影響有限。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗表4中估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究采用新的變量替換制度能力中的個別變量，即對知識資源用“本村莊水環(huán)境治理的經(jīng)驗”、“是否被其它村莊(社區(qū))借鑒”，關(guān)系資源用“對河長的信任程度”來表征，動員能力采用“發(fā)放水環(huán)境治理宣傳冊”來表征，進而重新估計村莊制度能力對村民水環(huán)境治理參與行為的影響效應(yīng)，結(jié)果如表5所示。可知，村莊制度能力對村民水環(huán)境治理決策行為在影響程度、方向、顯著性等方面與表4的估計結(jié)果比較基本一致，表明本研究的估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 5 Robustness test results

4 結(jié)論及政策啟示

本研究基于制度能力分析框架,運用雙欄模型，從知識資源、關(guān)系資源和動員能力3個方面，實證分析了河長制背景下制度能力對村民水環(huán)境治理決策行為的影響。研究結(jié)果表明，村民對水環(huán)境治理有較強的參與意愿，有78%的樣本村民愿意參與水環(huán)境治理，其支付意愿區(qū)間為200.08～259.57元/年。知識資源變量中，治水規(guī)則和規(guī)則執(zhí)行力度對村民水環(huán)境治理的參與意愿及參與程度均有顯著促進作用；關(guān)系資源變量中，干群關(guān)系密切程度對村民水環(huán)境治理參與意愿有顯著正向促進作用，村民貢獻受重視程度對其參與意愿和參與程度均有顯著正向影響，村委會對村莊治水政策的公開透明程度顯著正向影響村民對水環(huán)境治理的參與程度；動員能力變量均對村民參與意愿和參與程度有正向影響，村委會或河長所擁有的治水專業(yè)知識水平顯著正向影響村民水環(huán)境治理的參與意愿和參與程度，村內(nèi)組織動員能力顯著正向影響村民參與意愿，村外資源獲取能力顯著正向影響村民參與程度。同時，村民的受教育程度、家庭非農(nóng)收入、水環(huán)境質(zhì)量感知、重要性感知對村民的參與意愿均有顯著的正向影響；與女性相比，男性在農(nóng)村水環(huán)境治理中具有較高的參與意愿和參與程度。

基于上述研究結(jié)論，本研究得出以下政策啟示：村莊制度能力作為一種促成農(nóng)村公共資源得以“善治”的環(huán)境舞臺，對村民參與集體行動具有較強的促進作用。因此，在農(nóng)村基層治水中有必要考慮制度能力因素的影響，提升村莊的制度能力建設(shè)，使其成為村民參與村莊集體行動的內(nèi)在約束與外在激勵。首先，在農(nóng)村水環(huán)境治理中，綜合考慮不同利益群體的價值傾向，文化傳統(tǒng)、地方共識、達成帶有本村特定信仰的水環(huán)境治理規(guī)則，使之成為本村水環(huán)境治理事宜的主要制度依據(jù)，發(fā)揮其內(nèi)在約束與外在激勵機制，使知識資源在農(nóng)村公共事務(wù)治理中發(fā)揮指引作用；其次，重視不同利益群體之間關(guān)系資源的維系，比如，尊重村民參與貢獻，強化干群關(guān)系，搭建村民參與平臺，實現(xiàn)村委會或河長與普通村民群體的良性互動，在平等參與的過程中逐漸由被動參與轉(zhuǎn)向主動參與，從而提高村民參與度；最后，培養(yǎng)行政河長的長效動員能力，行政河長要提升自身業(yè)務(wù)素質(zhì)，通過多方式多渠道的宣傳及學(xué)習(xí)，強化村內(nèi)組織動員和外部資源獲取能力，進而提升村民外在信任水平、內(nèi)在責(zé)任感和歸屬感，使信任、認同及合作成為農(nóng)村公共資源治理長效動員中的力量源泉。