河长制公众参与现状调查与意愿分析

姚文捷，宋 湘

（浙江水利水电学院经济与管理学院，310018，杭州）

河长制是水环境治理模式的一种创新， 它结合流域分布与行政区划，将河流管理分散的事权集中在各级党政负责人手中，本质上是对现有河流管理的制度统筹、权威加强与职责监管。 然而，河长制的产生、运行与决策需要加强公众参与的引导。 雷明贵从流域治理公众参与制度化实践角度探讨了“双河长”模式实施机制与内在关系，认为“民间河长制”是对河长制的重要补充。 郑雅方指出，加强河长制中的公众参与机制应以现行四级河长制为制度依托，将发动公众参与增设为各级河长的基本职责，明确河长在集聚民心、 吸纳民智、动员民力、 引入民资等方面的工作内容， 并实行工作绩效目标责任考核。王园妮等认为，以民间组织为中介的公众参与需要建立在地方政府的信任与需求、民间环保组织的社会资本积累、精准的身份定位以及利益表达的集中与理性化基础上，一定程度上能弥补河长制实施过程中社会动员不足、短暂化与形式化、治理成本高、合法性与有效性不足等 “运动式治理”弊端。

现有的多数研究已对河长制公众参与问题从多个视角作了较为深刻的定性分析，但相关定量分析却尤为罕见。 我们通过问卷调查获得河长制公众参与现状的第一手数据，考察河长制公众参与意愿的影响因素，为河长制再建设中架构公众参与机制提供实证支持与决策参考。

一、调查问卷设置

1.变量构造

河长制公众参与意愿即公众的治水参与意愿。 将其作为被解释变量， 涉及0—1 型二分类因变量与有序多分类因变量两种。 设置0—1 型二分类因变量，对愿意参与治水的赋值为1，不愿意参与治水的赋值为0；设置有序多分类因变量， 对绝不愿意、勉强愿意、一般愿意、较为愿意、非常愿意参与治水的依次赋值为0、1、2、3、4，如表1 所示。

影响治水参与意愿的因素主要来源于个体特征与心理特征两个方面。 在个体特征中，年龄、受教育程度、住所、政治面貌是影响治水参与意愿的直接因素。 年龄越大则相对的闲暇时间越多，受教育程度越高则环保意识越强，住所城市规模越小甚至在农村则环保监督力度越弱，政治面貌越先进则社会责任感越强，因而愿意参与治水的可能性就越大。 在心理特征中，河长制工作了解程度、河长制必要性认知、对水环境信息公开满意程度、目前水质状况评价、水质变化状况评价、对政府治水的信心是影响治水参与意愿的直接因素。 河长制工作了解程度越高、河长制必要性认知倾向越积极、对水环境信息公开满意程度越高、 对政府治水的信心越强， 愿意参与治水的可能性就越大；而目前水质状况评价与水质变化状况评价对治水参与意愿的影响方向则不明确。 个体特征变量4 个，即年龄、受教育程度、住所、政治面貌；心理特征变量6 个， 即河长制工作了解程度、河长制必要性认知、对水环境信息公开满意程度、 目前水质状况评价、水质变化状况评价、对政府治水的信心。

2.模型设定

鉴于被解释变量的定性特征，构建了二元logit 模型与有序多分类logit 回归模型来考察河长制公众参与意愿的影响因素。

3.样本选取

为实际了解河长制公众参与状况， 在浙江杭嘉湖地区随机发放了1 000 份问卷，对公众在2019 年这一整年内的有关情况展开调查。 之后，经信息筛选和可靠性评估，获得有效问卷994 份，有效率达到99.4%。

二、调查结果与分析

1.描述性统计

调查问卷变量描述性统计结果见表2。 结果显示， 受访公众中75.05%（746 位） 关注过河长公示牌，29.28%（291 位） 参与过巡河，49.09%（488 位）参与过有关水环境治理与保护的宣传活动，61.37%（610 位） 及时反映过水污染问题；并且54.33%（540位）愿意参与治水，其中43.96%（437位） 非常愿意，7.75%（77 位） 较为愿意，2.01%（20 位） 一般愿意，0.60%（6位）勉强愿意。

对受访公众个体特征的调查显示，42.35%（421 位）居住农村，34.61%（344 位）为中共党员（含预备党员）；年龄均值为37.28， 受教育程度均值为4.26。 总体上受访公众年富力强，受教育程度较高，居住城镇偏多。

表1 变量定义

表2 变量描述性统计

对受访公众心理特征的调查显示， 河长制工作了解程度均值为3.30，河长制必要性认知均值为4.42，对水环境信息公开满意程度均值为4.09，目前水质状况评价均值为4.01，水质变化状况评价均值为4.35，对政府治水的信心均值为4.62。 总体上受访公众的心理倾向较为积极。

2.回归分析

综合两个回归模型结果来看，在个体特征变量中，年龄、受教育程度、政治面貌这3 个因素对治水参与意愿都有正向的显著影响，住所对治水参与意愿具有负向的显著影响，符合预期。 在心理特征变量中，河长制工作了解程度、对水环境信息公开满意程度、对政府治水的信心这3 个因素对治水参与意愿都有正向的显著影响，符合预期。 目前水质状况评价对治水参与意愿具有正向的显著影响，但水质变化状况评价对治水参与意愿没有显著影响，说明参与治水是立足于目前水质状况而非水质变化状况的，目前水质状况评价越高则维护与提升水质的行为倾向越积极，因而参与治水意愿就越强烈。 与预期不一致的是，河长制必要性认知对治水参与意愿没有显著影响， 可见在心理上，河长制必要与否并非治水参与与否的直接依据。 参与治水要求加大水环境信息公开力度，必须了解河长制的具体工作，需要党员干部起带头示范作用。

3.稳健性检验

为保证回归结果的稳健性，改用OLS 回归模型进行了再估计。 两个回归结果中各解释变量系数的符号和显著性与之前的实证结果均保持一致，说明研究结论是稳健的。

三、结论与启示

通过调查发现河长制公众参与意愿有待提高。通过考察河长制公众参与意愿的影响因素， 发现在个体特征中， 年龄越大、 受教育程度越高、住所城市规模越小甚至在农村、政治面貌越先进， 参与意愿就越强烈；在心理特征中，河长制工作了解程度越高、对水环境信息公开满意程度越高、 目前水质状况评价越好、对政府治水的信心越强，参与意愿就越强烈。

建立河长制公众参与机制， 应着力从加大水环境信息公开力度、公布河长制年度工作任务、发挥党员干部的带头示范作用这3 方面入手，并确保畅通公众环保监督渠道，持续构建政府与公众之间的信任机制， 逐步提升治水效率，有效组织退休人员、在校大学生、志愿者等进行协商管理与自主管理，可有效提高河长制公众的参与度，有利于河湖保护工作的开展和落实。 ■