“多主體協同”對流域生態補償運行績效的影響研究

趙晶晶，葛顏祥，李 穎

（山東農業大學經濟管理學院，山東 泰安 271018）

1 引言

流域生態補償是保護流域生態環境、調節利益相關者間沖突、維護上下游經濟社會“公平”發展的一項有效政策工具。目前，我國已在29個省份開展流域生態補償工作，并取得顯著成效。但具體實踐中仍舊存在失當環節，比如，補償標準較低、資金來源單一且使用低效等都對流域生態補償運行績效造成一定負面影響，致使人們對現有生態補償政策能否實現既定的預期目標、該政策能否可持續運行仍存有疑慮。識別出流域生態補償運行績效的影響因素，有助于實現流域生態補償政策的可持續運行[1]，進而破解現實實踐中的難題[2]。理論上，流域生態補償可持續運行僅靠政府這一單一主體顯然具有一定局限性，政府獨自行動產生的效益總是低于多主體共同行動所產生的效益。協同學理論認為，流域生態補償運行績效的提升需要多主體間的有效協同，進而避免單一主體行為發生偏離對流域生態補償運行績效產生“牽一發而動全身”的不利影響。多主體協同行動可以激發全社會共同參與流域生態補償的潛在動力[3]，發揮多主體間相互協調、合作或同步的聯合作用，有助于產生“1+1+1＞3”的行動協同效應[4]。這為打破政府“唱獨角戲”、其他利益相關者“缺位”的僵局提供了一條可行路徑。因此，“多主體協同”能否影響流域生態補償運行績效，亟需得到回答。

在生態補償政策績效的早期研究中，國外學者主要依據生態補償的有效性、效率及公平性三項指標評估政策績效，重點關注政策實施的成本有效性與長期行為動機的可持續性[5]、生態補償對利益相關者的經濟影響（改善生計?）與減貧效果[6]、政策前后生態環境或某一資源要素指標的變化情況[7]、集體補償與個人補償在改善生態環境方面的對比[8]以及生態系統服務提供者在生態補償實施之后是否具備可替代的生活資源或生計?[9]等方面。結合我國生態補償現實實踐情景，有學者提出對生態補償政策績效的考察應當涉及政策實施對生態環境的影響，對政策參與者經濟、社會地位及意識的影響兩大方面[10]。總的來講，生態效應、經濟效應以及社會效應成為評估生態補償運行績效的重點關注目標[11-12]。生態補償項目的主要參與者對生態資源的利用方式及環境行為受其所擁有的生計?資本及生計?策略選擇的影響[13]，通過對參與者生計?資本與生計?方式變化的考察也可以評估政策的運行績效[14]。此外，生態補償標準[15]、生態補償實施方案[16]以及參與者社會資本[12]等因素都與生態補償政策績效存在相關關系。

從現有研究來看，主要將宏觀層面上生態、經濟的實測數據作為評價生態補償政策績效的基礎[17]，基于微觀主體感知的流域生態補償運行績效研究相對較少。事實上，異質性微觀個體存在自身能力、積極性方面上的顯著差異[18]，在交互過程中會發展和衍生出各種關系，進而對集體行動效果產生影響。這意味著表征“多主體協同”的各利益相關者自身因素（協同態度、協同能力）以及利益相關者間的關系因素也可以作為衡量政策績效的重要標準[19]。鑒于此，本文從微觀主體感知視角出發，具體分析各主體自身因素（協同態度、協同能力）以及主體關系因素對流域生態補償運行績效的影響機理。旨在為多主體協同參與流域生態補償提供一個解釋框架，并為我國流域生態補償提質增效與可持續運行提供新的視角。

2 理論分析與研究假設

2.1 主體關系與流域生態補償運行績效

主體關系是多主體行為協同效應的關鍵觸發點，兩者間存在一定的邏輯關系[20]。學術界有關主體關系的研究常見于企業管理、風險治理等領域。通常認為，主體關系作為一個高階構念，包含信任、承諾、公平、溝通、權力、沖突、合作、氛圍、聯結等多個維度。主體關系的概念構成與使用情景密切相關，不同使用情境下，主體關系的概念構成也會有所差異。在現有研究基礎上，結合多主體參與流域生態補償的現實情境，選取信任、公平、承諾、溝通4個關鍵維度來衡量主體關系的質量。信任被看作是一種對各主體間機會主義行為發生率降低的信心[21]，是主體關系的核心維度；承諾是利益相關者間的一種主觀行為約定，能反映出個體決策或實施某一項特定行為時，對維持自身與其他利益相關者間互動關系的意愿與期望[22]；公平是影響個體對參與某一特定行動滿意程度與行為意向的重要因素[23]；溝通也是影響達成集體行動共識的關鍵因素[24]。

主體關系對流域生態補償運行績效具有重要影響。從信任維度出發，擁有較高信任水平的參與者，越愿意相信其他利益相關者會履行生態保護或補償責任，這種傾向性有助于縮短主體間的協商時間，降低交易成本，提升流域生態補償運行績效[25]。從承諾維度來看，基于對未來行為的承諾，多主體協同行為會保持一定穩定性。基于公平維度，當個體感知參與流域生態補償是公平的，往往會表現出信任、溝通及合作意向；反之，個體認為自身利益訴求未被考量，更多表現為“搭便車”機會主義行為。此外，從溝通維度來看，有效溝通既能夠加深個體對流域生態補償目標的理解與認可，促使其履行自身職責，又可以避免因主體間利益訴求得不到滿足、風險承擔劃分不明確等問題引發的矛盾沖突對運行績效產生不利影響。因此，高質量的主體關系可能對流域生態補償運行績效具有提升作用。

據此，提出研究假設，H1：主體關系對流域生態補償運行績效具有正向影響。

2.2 協同態度與流域生態補償運行績效

態度是個體或組織對實施某一特定行動的潛在意志，能夠有效預測個體或組織在集體行動中付出與投入的積極性[26]。協同態度反映了協同各方對集體行動的認同程度以及資源、精力的投入程度。一般來說，個體態度越積極，其投入的時間、精力、資金、知識等資源越多，其在行動中的高努力程度往往會促成理想的行動效果。理論上，個體對某一特定行動的態度包含興趣、風格（行動方式）與支持（情感與物質支持）三個方面[27]。基于流域生態補償情景，當個體認同多主體共同參與流域生態補償的價值并期待達成多主體共同行動狀態時，往往會表現出對參與生態補償的強烈興趣，其對不同參與方式的心理接納度可能越強，提供物質與情感支持的動機就會越明顯，進而有助于提升流域生態補償運行績效。因此，積極的協同態度可能對流域生態補償運行績效具有提升作用。

此外，對多主體協同參與流域生態補償持積極態度的行為主體通常具備與其他利益相關者互動溝通協商的傾向性。李波等[22]研究指出，在頻繁互動中，利益相關者間建立信任互惠關系的可能性會增大。因此，正向積極的協同態度有助于促成高質量的主體關系、降低集體行動參與成本，進而有助于提升流域生態補償運行績效。

據此，提出研究假設，H2：協同態度對流域生態補償運行績效具有正向影響；H3：協同態度通過主體關系間接影響流域生態補償運行績效。

2.3 協同能力與流域生態補償運行績效

能力是考察個體能否真正參與到流域生態補償政策中的關鍵因素。協同能力實質指整合、構建、重新配置資源的能力，其對促成協同行為產生實際成果至關重要[27]。HOOF等[28]認為協同能力越強的行為主體更有可能提供理想方案來提升集體行動效果。意味著個體參與某一特定集體行動的資源整合能力、信息獲取能力、抵抗風險能力以及參與能力越強，越能提升集體行動效果。此外，曾賢剛等[12]研究發現參與者的能力（生態保護能力、自我發展能力等）會影響生態補償績效，通過參與流域生態補償轉變生產方式，可能會達成通過流域生態補償提高參與者收入的經濟效果。倘若個體具備及時關注政府發布的流域生態補償相關信息與參與流域生態補償并支付補償費用的能力以及具有和其他參與者合作的相關經驗，這種較高水平的協同能力可能對提升流域生態補償運行績效具有積極作用。

此外，協同能力較強的個體或組織通常擁有更多知識儲備、良好聲譽及影響力，在促成高質量協同伙伴關系方面發揮積極作用[27]。意味著擁有較強協同能力的主體與其他利益相關者形成良好伙伴關系的可能性越大，共同解決參與流域生態補償過程中所遇問題的傾向性越強，往往會產生較為理想的流域生態補償運行績效。

據此，提出研究假設，H4：協同能力對流域生態補償運行績效具有正向影響；H5：協同能力通過主體關系間接影響流域生態補償運行績效。

綜上，本文構建理論模型如圖1所示。

圖1 理論框架圖Fig.1 Theoretical framework

3 數據來源、變量選取與模型設定

3.1 數據來源與樣本基本特征

基于利益相關者理論，本文研究對象重點關注流域生態補償中的核心利益相關者，涉及政府、企業、流域居民三方主體。研究所用數據來源于課題組2021年12月—2022年2月在山東省大汶河流域開展的實地調研。根據大汶河流域水系圖，課題組對大汶河流域流經的7個樣本縣市區進行調查。根據各樣本地區的經濟發展水平及與大汶河的距離，同時考慮實地調研可行性與便利性，與各地區政府部門協商后，每個區各選取3個典型鄉鎮，并在各地區城鄉水務局以及河長辦公室協調下，確定各鄉鎮的3～5個行政村。受訪者主要涉及政府工作人員、企業負責人以及流域居民。其中，政府工作人員主要包括城鄉水務局、河道水利局（河長辦）、大汶河管理處以及樣本鎮政府的工作人員，企業負責人從流域周邊企業中選取；政府問卷發放采用辦公室隨機調查，企業負責人與流域居民為一對一訪談。

調研結束后，對問卷進行篩選并剔除無效問卷，最終獲得適用于研究所用的有效問卷979份。受訪樣本中（表1），政府工作人員占比12.6%，企業人員占比19.3%，居民占比68.1%。樣本以男性居多，占比64.2%；受訪者年齡以46～55歲及56～65歲這兩個年齡段居多，占比48.3%；受訪者受教育程度以初中和中專/高中學歷居多，占比64.7%；從受訪者家庭總收入來看，41.7%的受訪者的家庭年收入水平低于3萬元，36.3%的受訪者的家庭年收入處在3萬～7萬元的水平內。此外，78.1%的受訪者對流域生態補償政策有一定了解。

表1 受訪者的基本特征Tab.1 Basic characteristics of interviewees

3.2 變量的選取與測量

為更好的測量主體關系變量，本文將其設計?為二階變量，并由信任、公平、承諾、溝通4個一階變量測度。考慮到流域生態補償運行績效需要考察生態、經濟、社會3個層面，故分別設立生態效應、經濟效應、社會效應3個潛變量，具體指標設置見表2。

表2 變量含義及描述性統計Tab.2 Variable meanings and descriptive statistics

3.2.1 因變量

因變量為流域生態補償運行績效，包含生態效應、經濟效應、社會效應3個維度。借鑒曾賢剛等[12]、王慧杰等[1]的研究，結合流域生態補償實施現狀與受訪者實際情況對流域生態補償運行績效各維度指標的具體測量題項進行適當調整。生態效應、經濟效應、社會效應各分別設置3個題項，均按照受訪者的回答情況分別賦值1～5。

3.2.2 預測變量

（1）主體關系：由信任、公平、承諾、溝通4個一階變量進行測度。①信任量表參考趙佳佳等[29]的研究，主要考察受訪者對其他利益相關者（政府、企業、街坊鄰居）履約自覺性的信任程度以及多主體間信任程度的感知，共設置4個題項。②公平量表參考COLQUITT等[30]提出的4維度公平量表，具體包括結果公平、程序公平、人際公平和信息公平4個指標下的4個題項。③承諾量表參考RUSBULT等[31]、劉剛等[32]的研究，設置3個題項。④溝通量表參考劉波等[33]的研究，設置2個題項。上述各題項均按照受訪者的回答程度依次賦值1～5。

（2）協同態度：參照姚引良[27]、史桓通等[34]、劉波等[35]的研究，設置3個題項，均按照受訪者的同意程度從“非常不同意”到“非常同意”依次賦值1～5。

（3）協同能力：參照姚引良等[27]、楊柳等[36]、曾賢剛等[12]的研究，設置3個題項，均按照受訪者的同意程度從“非常不同意”到“非常同意”依次賦值1～5。

3.3 模型設定

按照本文的研究設計?，協同態度、協同能力、主體關系以及流域生態補償運行績效間可能存在多重關系，故采用結構方程模型（Structural Equation Model，SEM）來探究4個潛變量之間的影響機理，構建的SEM模型具體形式如下：

式（1）為結構方程，用來說明外生潛變量與內生潛變量之間的線性關系。B為內生潛變量η的系數矩陣；Γ為外生潛變量ξ的系數矩陣；μ表示潛變量尚且無法解釋的部分。

式（2）和式（3）為測量方程，是由潛在變量和觀測變量組成的測量模型，用來界定潛變量和觀測變量之間的線性關系。η為內生潛變量，本文中表示流域生態補償運行績效；ξ為外生潛變量，本文中表示協同態度、協同能力、主體關系；Λy表示內生潛變量與其觀測變量的因子載荷矩陣；Λx表示外生潛變量與其觀測變量的因子載荷矩陣；ε、δ均表示殘差項。

4 研究結果與分析

4.1 信度及效度檢驗

SPSS 26.0運行結果見表3所示，協同態度、協同能力、主體關系（包含信任、公平、承諾、溝通4個一階變量）以及流域生態補償運行績效（包含生態效應、經濟效應、社會效應3個維度）9個潛變量的Cronbach’sα值均高于理想值0.7，且各潛變量的組合信度值（Composite Reliability,CR）均滿足大于0.7的可接受標準，表明模型具有較高的信度水平。

表3 信度與效度檢驗結果Tab.3 Test results of reliability and validity

問卷整體效度檢驗的KMO檢驗值為0.869，Bartlett球形檢驗的χ2為11 549.262（Sig= 0.000），表明樣本適合進行因子分析。采用最大方差法（Varimax）進行直交轉軸，28個題項可以提取出9主成分，9個主成分的累積貢獻率為 70.585%，與模型設計?內容保持一致，表明模型具有良好的結構效度。通過探索性因子分析，28個可觀測變量的標準因子載荷系數均大于0.5，表明各變量內部一致性較好。通過驗證性因子分析，各潛變量的平均方差萃取值（Average Variance Extracted,AVE）均大于0.5的預置條件，表明模型具有較好的收斂效度。此外，各潛變量AVE平方根均高于潛變量本身與其他潛變量的相關系數，表明模型具有較好的區別效度（表4）。

表4 區別效度Tab.4 Discriminant validity

4.2 模型適配度檢驗

運用AMOS 26.0對構建模型進行適配度檢驗。檢驗結果見表5，各適配度指標均在可接受范圍內，由此驗證模型適配理想。

表5 模型適配度檢驗結果Tab.5 Test results of model fitness

4.3 結構方程模型分析

模型運行結果見表6、圖2。首先，從主體關系對流域生態補償運行績效的影響看，主體關系對生態效應、經濟效應、社會效應均表現出顯著的正向影響（β= 0.216，p＜0.001；β= 0.284，p＜0.001；β= 0.613，p＜0.001），驗證假設H1成立。意味著主體關系質量越好，越能提升流域生態補償運行績效。其中，主體關系對社會效應的影響強度要高于其對經濟效應與生態效應的影響。可能的解釋是，參與主體間溝通水平越高，獲取流域生態補償相關信息的能力越強，對其他利益相關者自覺履行保護責任的信任感也會增強，自己做出行動承諾的同時相信其他主體也會做出同樣的承諾以維持雙方間的公平，其對流域生態補償的參與傾向、對更多參與者加入流域生態補償的信心及對多主體共同行動提升流域生態補償運行效果的信心都會得到顯著提升。此外，從主體關系的一階觀測變量來看，溝通對主體關系的貢獻最大（β= 0.879），其次是信任（β= 0.753）和公平（β= 0.740），最后是承諾（β= 0.679）。這一結果表明，在流域生態補償領域，個體決策是否與其他利益相關者建立良好關系主要考量的是雙方間的溝通情況、信任程度及公平情況。

圖2 模型標準化回歸結果Fig.2 Regression results of model standardization

表6 模型運行結果分析Tab.6 Analysis of model running results

其次，從非標準化路徑系數看，協同態度對生態效應、經濟效應、社會效應的影響系數分別為0.360、0.229、0.278，均0.001的水平上通過檢驗，影響方向為正，驗證假設H2成立。從協同態度對生態效應的影響（β= 0.312）看，參與者積極正向的協同態度源于其對集體行為結果的感知，其對多主體共同參與流域生態補償的態度越積極，產生參與行為的傾向性越明顯。原因在于參與者可能更加了解流域生態補償實施狀況與流域水質、水量及整體環境的改善情況，當生態改善程度較大時，其感知到的生態效應會越高。這意味著現階段流域生態補償政策在改善生態環境方面取得了顯著效果。從協同態度對經濟效應的影響（β= 0.185）看，態度積極的主體可能在流域生態補償政策實施后享受到了政策紅利，家庭收入水平提高且穩定性增強，生計?方式更多樣，由此感知到較高的經濟效應。從協同態度對社會效應的影響（β= 0.218）看，協同態度會影響主體參與積極性以及對多主體共同參與流域生態補償的信心，這意味著擁有積極態度的主體保護流域生態的觀念更強，其自身參與積極性以及對多主體共同參與流域生態補償的信心更高，由此產生了較高的社會效應。此外，也不排除受訪者實際并未參與流域生態補償活動，憑借其對國家政策的信任進而產生較高的參與積極性及從中獲益的期待與信心。

再次，協同能力對生態效應表現出顯著的正向影響（β= 0.205，p＜0.001），對經濟效應（β=-0.437，p＜0.001）與社會效應（β=-0.086，p＜0.05）則表現出顯著的負向影響，這與理論預期并不一致，驗證假設H4部分成立。可能的原因在于，受訪者協同能力越強，其在參與流域生態補償中解決問題的能力也會越強，當流域生態環境得到明顯改善時，其會感知到較高的生態效應。但從協同能力對經濟與社會效應的影響來看，主體參與流域生態補償付出的時間、精力等個人資源越多，在放棄經濟發展機會的同時其家庭收入可能會有所減少，在此過程中，協同能力更多受自身經濟實力的影響，參與流域生態補償后未獲得足夠的經濟補償或合理收益，致使經濟實力下降，可能會削弱其參與積極性以及對多主體共同參與流域生態補償的信心，不利于提升流域生態補償的經濟效應與社會效應。

最后，基于偏差校正的Bootstrap法來檢驗研究模型中主體關系變量中介效應的顯著性，如表7所示。協同態度、協同能力均通過主體關系對流域生態補償運行績效產生顯著間接影響。一方面，從協同態度、協同能力對主體關系的直接影響來看，兩者均對主體關系產生顯著的正向影響（β= 0.203，p＜0.001；β= 0.334，p＜0.001），且協同能力對主體關系的影響程度要高于協同態度。這意味著擁有較高協同能力的參與者是建立利益相關者間高質量關系的關鍵因素。主體在流域生態補償中的參與程度（關注度、支持度）會被其他利益相關者所感知，進而影響雙方間的關系質量。另一方面，在主體關系的中介作用下，協同態度間接影響生態效應（β= 0.051）、經濟效應（β= 0.072）、社會效應（β= 0.159），驗證假設H3成立；協同能力同樣對生態效應（β= 0.075）、經濟效應（β= 0.107）、社會效應（β= 0.237）具有間接影響作用，驗證假設H5成立。

表7 中介效應檢驗結果Tab.7 Test results of mediation effect

4.4 多群組穩健性檢驗及異質性分析

本文利用結構方程多群組分析對模型進行穩健性檢驗。將主體所屬地區（依據國家主體功能區進行劃分，保護區為濟南市的萊蕪區與鋼城區，受益區為泰安市的泰山區、岱岳區、肥城市、寧陽縣、東平縣）作為調節變量進行多群組分析，最終在5類模型中采用基線模型作為多群組分析模型。運行結果顯示，模型χ2/df均小于3，GFI、AGFI、NFI、IFI、TLI、CFI均高于0.9，RMSEA、RMR均小于0.5，PGFI、PNFI均在高于0.5的適配范圍內，表明多群組模型與樣本數據的適配理想。與基線模型相比，其余模型均滿足擬合檢驗指標p＞0.05或各模型擬合指數與基線模型的擬合指數差異值小于0.05的穩健性要求，故研究結果具有穩健性。

從圖3顯示的路徑系數來看，除“主體關系→對流域生態補償運行績效”這一影響路徑外，其余影響路徑中，保護區群體的協同態度、協同能力對流域生態補償運行績效的影響均強于受益區群體。可能的解釋是，保護區群體作為流域生態補償政策的主要實施者，為輸出優質生態服務犧牲了一部分發展機會，補償及時到位的情況下，更能激勵其保護動機，提升流域生態補償運行績效。對于受益區群體而言，其享受到優質的生態服務理應付費，高質量的主體關系（β= 0.63，p＜0.001）更能提升其參與流域生態補償的積極性，形成更好的社會效應。

圖3 不同地區“多主體協同”對流域生態補償運行績效的影響效應Fig.3 The impact of “multi-agent collaboration” in different regions on the operation performance of watershed eco-compensation

5 結論與啟示

本文基于山東省大汶河流域所屬7個縣市區的979份調研數據，運用結構方程模型，實證檢驗“多主體協同”對流域生態補償運行績效的影響機理。研究結果表明：（1）主體關系、協同態度對流域生態補償的生態效應、社會效應、經濟效應均具有顯著正向影響。（2）協同能力對流域生態補償的生態效應具有顯著正向影響，但對經濟效應與社會效應則表現出顯著的負向影響，側面反映出現階段流域生態補償運行績效仍不盡人意。（3）主體關系是影響流域生態補償運行績效的關鍵變量，在協同態度、協同能力對運行績效的影響過程中起中介作用。參與者決策是否與其他利益相關者建立高質量關系主要受溝通、信任以及公平的影響。（4）多群組分析結果顯示，高質量的主體關系更能提高受益區群體參與流域生態補償的積極性，進而提升流域生態補償的社會效應。

對此，本文得到如下政策啟示：

第一，重視加強異質性主體對共同參與流域生態補償的期待與信心。參與者正向積極的協同態度是產生集體行為的關鍵，也是促成多主體間高質量關系的重要因素，并最終影響流域生態補償運行績效。對此，政府應推行多主體共同參與流域生態補償運行模式的試點示范與價值宣傳，優化流域生態資源的市場交易環境，提高多主體預期收益與價值感；疏通各主體參與渠道，鼓勵參與者在與其他利益相關者溝通互動中表達其行為意向，借此達成多主體共同行動的一致承諾，促成多主體協同行動以提升流域生態補償運行績效。

第二，提高各主體的生態保護能力、可持續發展能力。研究表明，協同能力是影響流域生態補償生態效應的重要指標，但引導較高協同能力的參與者進入流域生態補償并不一定會產生符合政策預期的經濟效應與社會效應，側面反映現階段流域生態補償并未完全發揮出理想的政策激勵作用。對此，政府部門需綜合考量異質性主體的利益訴求，開展生態環境導向的開發模式（EOD）試點，增設信息發布平臺，提供新的就業空間，保障各主體參與流域生態補償后仍可獲取穩定生計?來源與保持可持續發展能力。此外，還需防止將協同能力較弱的利益相關者排除在外對改善主體關系質量與提升流域生態補償運行績效產生的不利影響。

第三，優化利益相關者間關系質量。初期階段，政府可引導各參與者簽訂共同行動協議，對行動目標、行動計?劃、責任劃分、利益共享、風險共擔、補償標準、補償方式、效果監督等一系列影響主體關系的主要環節進行逐一完善，強化主體間信任水平，維護主體間公平正義。進一步設立組織協調機構，提供主體間溝通協商的有效方式，提高主體間溝通水平。此外，考慮到流域水資源作為公共產品無法做到完全私有化，應明晰生態資源產權，提供各方主體參與流域生態補償項目的激勵、稅收、排污權交易、綠色金融等政策優惠，為政府、企業、居民形成高質量關系提供良好的外部環境，進而提升流域生態補償整體運行績效。