SFIC模型視角下農村“廁所革命”協同治理研究

陳沛羽

摘要：為了探究農村“廁所革命”協同治理與治理效果之間存在的關系機理，文章基于SFIC模型并結合我國農村改廁現狀構建了綜合模型，運用江西省X市G區農村改廁的調查問卷數據進行實證分析，并通過多元線性回歸模型檢驗各變量之間的關系機理，最后確定農村改廁中的協同治理對其治理效果是否有正向促進作用。結果表明：依據SFIC綜合模型所提出的五個假說均得到驗證，優良的起始條件、有力的催化領導、合理的制度設計、充分的監督評估、流暢的協同過程均是對農村“廁所革命”治理效果產生顯著正向影響的重要因素。其中，協同過程在起始條件、催化領導、監督評估與治理效果之間發揮完全中介作用，在制度設計與治理效果之間發揮部分中介作用。基于以上結論，筆者提出應采取協同治理這一新的治理模式破解農村改廁困境，并通過SFIC綜合模型五個層面構建促進農村“廁所革命”治理效果的優化對策。

關鍵詞：農村“廁所革命”；協同治理；治理效果；SFIC綜合模型

文章編號：1674-7437（2022）12-0020-06? ? ?中國圖書分類號：F323.22；D630? ? ?文章標識碼：A

廁所是衡量文明的標尺，也是國家發展的注腳。農村改廁與廣大農民群體的切身利益息息相關，既是整治農村人居環境、建設美麗和諧宜居鄉村的民生工程，更是實施鄉村振興戰略的關鍵抓手。自黨的十九大以來，我國堅持不懈推進“廁所革命”，并將其作為農村人居環境整治的“當頭炮”納入鄉村振興戰略來推進落實[1]。由此看來，“廁所革命”承載的意義遠比人們想象中寬廣。

1? ?文獻回顧

在全國范圍內推行農村“廁所革命”，不僅遵循了習近平總書記“兩山”理論，更踐行了我黨“以人民為中心”的治國理政核心理念。我國農村改廁工作已取得積極進展，截至2020年底，我國農村衛生廁所普及率近七成[2]。然而，農村“廁所革命”在全方位提升農村群眾幸福感的同時，也暴露出來了諸如村民主體性缺失、治理碎片化、重建設輕管護等突出問題，亟需社會多方力量合作才能得以解決，因此，政府迫切需要以滿足公眾需求為導向，采用多方協同治理的模式來消解治理碎片化等問題。劉寶林（2019）[3]指出，解決農村廁所問題，應構建“一主多元”治理格局，集村民、村集體、市場等多方力量積極參與，從而實現“善治”。姜勝輝（2019）[4]針對當前農村治理模式主體單一化、治理方式碎片化和治理過程粗放化的問題，提出政府應主動消除其控制模式轉向合作治理。Shaomin Guo，Xiaoqin Zhou，Prithvi Simha等人（2021）[5]提出在中國農村改廁過程中，村民對待糞便施肥的態度會對農村人居環境整治效果帶來影響。Shikun Cheng，Zifu Li，Heinz-Peter Mang等學者（2018）[6]通過調查中國農村改廁情況，認為政策支持不充足、區域發展不平衡、群眾認知薄弱是其面臨的主要挑戰，并提出部門的統籌調配、技術實施的考量、群眾接受度都是推行農村改廁需要考量的范圍。

縱觀學者們的研究，農村改廁治理的問題和對策層面均蘊藏著協同治理的重要內容。在美麗鄉村建設背景下，多方協同治理能否提高農村“廁所革命”治理效果？文章在大量文獻研究基礎上，并結合自身調查實踐將SFIC模型進行優化調整，構建了SFIC綜合模型并將其作為理論分析框架，隨之提出了在農村“廁所革命”中協同治理與治理效果關系機理的五個假說，有針對性地設計調查問卷并將江西省X市G區實地調研數據進行統計分析，而后驗證假設是否成立，用實證數據回答農村“廁所革命”的協同治理能否提升治理效果，最后，從SFIC綜合模型五個層面提出相應的優化對策。

2? ?研究設計

2.1? ?模型選取與綜合模型的構建

選取SFIC模型作為文章的基礎理論模型。SFIC模型是Ancell和Gash兩位學者基于協同治理理論構建的，對于解決協同治理問題具有良好普適性的協同治理模型[7]。SFIC模型由S起始條件（Starting Conditions）、F催化領導（Facilitative Leadership）、I制度設計（Institutional Design）、C協同過程（Collaborative Process）四個自變量與治理效果這一因變量組成，每個變量中又包含了更為細粒度的變量。雖然SFIC模型對于解決協同治理問題具有良好的適用性，但具體問題具體分析，在解決中國農村改廁問題時需納入更多本土化的考量，因此，筆者將進行相應的調整與優化：其一，增加監督評估這一新變量。對協同過程的有效監督與反饋，與針對階段性成果的規范評估及相應獎懲措施，在保障協同過程有序進行、維系最終協同治理效果等方面意義重大。但筆者通過實地調研發現，我國農村改廁中部分地區缺乏對治理過程中監督和評估環節的考量，而農村改廁涉及到的建設項目眾多，若不能建立起有效的監督評估機制，將嚴重影響最終治理效果。其二，在推進我國治理體系與治理能力現代化過程中，中國本土化的“協同治理”過程中離不開黨政力量的介入，因此，需強調黨委及政府在治理的的催化領導角色。基于此，文章在Ancell和Gash兩位學者所構建的SFIC模型基礎上，結合我國農村改廁現狀加入監督評估這一新變量以及強化黨委與政府的催化領導角色，經調整形成綜合模型框架（見圖1）。

2.2? ?研究假說

為了驗證協同治理能否提升農村改廁治理效果，文章依據SFIC綜合模型的五個維度提出以下五個假說（見表1）。

2.3? ?研究方法與問卷指標體系

文章從SFIC綜合模型的六個維度設計調查問卷，并運用從江西省X市G區收集的數據進行實證分析，通過SPSS軟件采用多元線性回歸模型檢驗各變量之間的關系機理。

問卷的一級指標包括六個潛變量，而后依次細分二級指標，問卷指標體系如表2所示。

2.4? ?樣本數據來源

筆者通過網上問卷與實地發放相結合的方式在江西省X市G區多個地區進行調查，調研對象主要為政府部門工作人員、農村居民、農村基層組織成員（主要為村“兩委”）、企業員工（施工項目承包方），共發放問卷360份，回收問卷336份，有效率為93%。從調研對象的性別分布來看，女性占比39.88%，男性占比60.12%；從年齡分布來看，31-50歲的青壯年居多，占比69.05%；除此以外，受訪者的受教育程度大多集中在大專、高中水平，占比61.02%，由此可以看出，大多數受訪者對問卷問題具備一定程度的理解能力，能夠給予有效的反饋（見表3）。

3? ?實證分析

3.1? ?研究變量設置及分析模型建構

3.1.1? ?研究變量設置

文章將SPSS 19.0作為統計分析軟件，問卷的核心問題運用李克特五級評分法進行賦值，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。本研究共有6個潛變量，其中治理效果為因變量，起始條件、催化領導、制度設計、監督評估作為自變量，協同過程作為中介變量。將人口統計學變量，例如，性別、年齡、受教育程度、受訪者身份作為控制變量，依次建構模型一到模型六，從而檢驗各變量之間的關系。

3.1.2? ?分析模型構建

將協同過程作為被解釋變量，性別、年齡、受教育程度、受訪者身份等人口統計學變量作為解釋變量，建立回歸模型1；將協同過程作為被解釋變量，起始條件、催化領導、制度設計、監督評估作為解釋變量，再控制人口統計學變量，建立模型2；將治理效果作為被解釋變量，人口統計學變量作為解釋變量，建立回歸模型3；將治理效果作為被解釋變量，起始條件等四個自變量作為解釋變量，再控制人口統計學變量，建立模型4；將治理效果作為被解釋變量，協同過程作為解釋變量，再控制人口統計學變量，建立模型5；將治理效果作為被解釋變量，將起始條件等四個自變量與中介變量協同過程一同作為解釋變量，再控制人口統計學變量，從而檢驗中介效應，建立模型6。各回歸模型公式如下：

3.2? ?信效度分析

3.2.1? ?信度分析

本研究共有六個潛變量，筆者逐一對每個變量進行信度分析，其中起始條件等六變量的Cronbachs α系數分別為0.894、0.921、0.912、0.865、0.855和0.924，均大于0.7的判定標準，證明問卷有較好的內部一致性。

3.2.2? ?效度分析

根據Podsakoff等學者的建議[8]，筆者通過Mplus 7.0軟件對樣本進行結構效度檢驗，來驗證各變量之間的獨立性。根據驗證性因子分析結果可知，六因子模型中χ2/df=2.818，小于3以下判定標準，RMSEA為0.065，小于0.08；SRMR為0.049，小于0.05；CFI為0.903，TLI為0.901，二者均達到0.9以上。以上各擬合指標均滿足一般研究標準，證明模型的配適度較好。

3.3? ?多元線性回歸分析

筆者按照問卷數據劃分的維度取得各維度的平均值，作為潛變量分值，從而展開相應統計分析。文章以模型1～4進行回歸預測（見表4）。模型1結果顯示，性別、受教育程度對協同過程有顯著正向影響（B=0.127，P<0.01；B=0.255，P<0.01）；模型2結果顯示，起始條件、催化領導、制度設計、監督評估四個自變量對協同過程有顯著正向影響（B=0.188，B=0.280，B=0.235，B=0.237；P<0.05）；模型3結果顯示，性別、受教育程度對協同治理效果同樣有顯著正向影響（B=0.118，P<0.01；B=0.296，P<0.001）；模型4結果顯示，起始條件等四個自變量對協同治理效果具有顯著正向影響（B=0.193，B=0.198，B=0.448，B=0.106；P<0.05），同時也驗證前文的假說H1-H4成立。

3.4? ?中介檢驗

文章采用Baron和Kenny所提出的逐步分析法[9]來對協同過程在自變量與因變量之間的中介效應進行檢驗，由前文可知，筆者已通過多元線性回歸分析完成了自變量對中介變量與因變量的回歸，只需再探究中介變量在自變量與因變量之間的作用（見表5）。首先，在模型3基礎上，將協同過程作為解釋變量置于回歸方程中構建模型5，結果顯示：排除控制變量的干擾，協同過程與治理效果呈顯著正相關（B=0.740，P<0.001），同樣也可驗證前文的假設H5成立；其次，在模型4基礎上，筆者將中介變量協同過程置于模型6中，結果顯示：協同過程與治理效果呈顯著正相關（B=0.430，P<0.001）；起始條件、催化領導、監督評估的相關系數不顯著（P>0.05），這表明協同過程在以上三個自變量與治理效果之間存在完全中介效應；制度設計與治理效果呈顯著正相關（B=0.347，P<0.001），這表明協同過程在制度設計與治理效果之間存在部分中介效應。

4? ?結論與優化對策

4.1? ?結論

通過以上驗證，文章的五個假說（H1-H5）均成立，這表明協同治理對于農村“廁所革命”治理效果具有顯著正向促進作用，同時也驗證了協同過程的相應中介效應。

4.2? ?優化對策

文章以SFIC綜合模型為理論框架，從起始條件、催化領導、制度設計、監督評估、協同過程五個層面提出促進農村改廁治理效果的政策建議。

第一，起始條件應對等。一是要強化各方對綠色發展理念的理解，將 “兩山”理論、生態文明觀等可持續發展理念貫徹到治理過程始終。二是應加大政策解釋力度，信息的不對稱會影響參與方參與治理的動機。三是要落實區包鄉鎮、鄉鎮包村、村包組、組包人的分片包干責任制，此外，還要充分發揮基層黨支部的戰斗堡壘作用，形成基層黨組織引領、黨員帶頭宣傳并普及政策，農村社會組織參與宣傳的良好局面。

第二，政府引導應有力。在政府內部，政府要通過對治理要素與信息的重組突破條塊分割與層級鴻溝；在鄉村場域，政府應以村“兩委”干部為橋梁充分引導村民自治，實現農戶在改廁過程中的主客體步調一致；在社會力量方面，政府在改廁項目建設、后期管理維護與糞污防治等多環節都需引入市場機制。

第三，制度設計應合理。一是要調動村民的主體性，廣納群眾意見，要因地制宜、分類施策，從而建設出能適應當地生產生活、滿足村民需求的廁所。二是要建立數字化管護制度，應在區、鄉、村三級逐級建立農村改廁臺賬、問題戶廁臺賬、整改臺賬管理制度，詳細記錄改廁戶主類型、廁所類型、化糞池結構、資金來源、改廁時間、改廁前中后過程管控照片等信息。三是政府可依托互聯網技術構建一個多方共治的信息交流合作平臺，群眾可在此平臺發表意見，改廁農戶還可實現線上的后期管護報修，同時，社會環保組織可在此平臺共享發布改廁技術、環保知識，助推改廁工作的高質量推進。

第四，監督評估應充分。政府需強化對農村改廁項目的督促檢查，實行月評比、季督察、年考核以及末位管理制度，采取督察人員負責制。同時，政府需完善多元主體的監督機制，形成制度化與非制度化并行的橫縱雙維度監督。

第五，協同過程應流暢。首先，建立多元主體的利益協調機制，以村“兩委”為主導吸納鄉賢理事會、婦聯、環保組織等共建利益協商平臺；其次，加強統一規劃部署，地方政府可在各級黨委領導下，分級成立領導小組或工作專班，明晰農村改廁方案、任務清單、改廁獎補、改廁建設范圍與方式等。

參考文獻：

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[2]中國政府網.全國農村衛生廁所普及率超68%[EB/OL].（2021-04-08）[2021-04-08].http：//www.gov.cn/xinwen/2021-04/08/content_5598294.htm.

[3]劉寶林.治理學視域下的鄉村“廁所革命”[J].西北農林科技大學學報（社會科學版），2019，19（02）：28-34.

[4]姜勝輝.消解與重構：農村“廁所革命”的體制性障礙與制度化策略——一個治理的分析視角[J].中共寧波市委黨校學報，2019，41（06）：119-127.

[5]Shaomin Guo，Xiaoqin Zhou，Prithvi Simha，Luis Fernando Perez Mercado，Yaping Lv， Zifu Li.Poor awareness and attitudes to sanitation servicing can impede China's Rural Toilet Revolution： Evidence from Western China[J].Science of The Total Environment，Volume 794，10 November 2021，148660.

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