农户参与河长制治理意愿的影响机制研究：群体认同与干群互动

□ 马鹏超，朱玉春

一、引言

全面推行河长制是解决我国复杂水环境问题、完善水治理体系、保障国家水安全的重大治理方略[1][2]。截至2018年6月底，全国31个省(自治区、直辖市)已全面建立河长制，并设立村级河长76万名，打通了河长制“最后一公里”。但处在“治水第一线”、扮演“执行末梢”和“输出端口”角色的基层村级河长，拥有的体制内资源十分有限，面对面广量大的中小河道、小微水体，很难做到全面了解、系统治理，“政府管不到、集体管不好、市场管不了”的基层治水困境依然留存[3][4]。党的十九大报告明确指出解决环境突出问题必须坚持“全民共治”，构建全民参与的环境治理体系。已有研究指出，要破解农村基层治水困境、弥补基层河长“单核治理”能力短板，需要引入第三方治理，提升公众参与度[5][6]。农户不仅是农村水环境污染的产生者、受害者，也是农村水环境治理的主要受益者，他们具有自发参与水污染防治的内生动力，可以通过公众参与来推动和完善这种带有“运动式治理”特征的“河长制”治理模式，实现长效化。因此，研究河长制的农户参与意愿，探究其影响因素，不仅对改善农村生态环境和提高农户获得感、幸福感具有重要现实意义，而且对河长制的落地生根和长效运行具有重要意义。

关于农村基层治水中的农户参与问题，学者们进行了广泛的研究。从农户内部因素来看，现有文献主要探讨农户的支付意愿、支付水平及影响因素[7][8]，农户生态价值认知[9]、社会资本[10]、人力资本[11]、物质资本[12]是影响农户水环境治理支付意愿、支付水平的重要因素。从农户外部因素来看，现有文献主要从治水规则[13]、治理技术[14]、管理体制[15]、正式制度[16]等视角来研究如何提升农户参与度。通过对文献的梳理发现，虽然已有研究揭示了影响农户参与的内外部因素，但鲜有将两类因素置于统一框架下进行系统分析，而且对河长制推行中村干部(行政河长)和农户各自发挥的作用以及干群互动效应产生作用的机理讨论更是少之又少。农村水环境治理具有公共物品属性，在村庄集体行动中个体易产生“搭便车”心理，导致治水效果难以到达最优，而群体认同和干群互动作为影响农户意愿的内外部因素为优化这一效果提供了新的思路。一方面，群体认同能有效增强个体的集体认同感、归属感、责任感，对农户参与村庄集体行动具有诱导作用，同时群体认同会使个体行为动机与群体行为模式趋向一致，从而有效规避农村水环境治理中的“搭便车”心理；另一方面，干群互动作为社会情景中的结构性力量，约束着个体行为偏好和行为选择，干群互动能降低村干部与村民间的信息不对称，增强农户对组织的信任，规避机会主义行为发生，实现行政力量与社会力量的有效结合。那么，群体认同和干群互动对农户参与河长制治理意愿有何影响？可能的影响机制是什么？对这些问题的回答，有助于我们更全面地理解河长制推行中公众参与这一重要因素。

鉴于此，本文尝试在以下三个方面对已有研究做出补充：第一，基于Ostrom的IAD分析框架系统梳理农户参与河长制治理意愿的影响因素，并加入群体认同和干群互动变量以拓展已有研究；第二，分析群体认同和干群互动对农户参与河长制治理意愿的影响，并探究干群互动如何影响群体认同对农户参与意愿的作用；第三，考察干群互动影响农户参与河长制治理意愿的可能渠道，并利用无锡、徐州、宜昌、潜江4个国家级水生态文明试点区728户农户的调查数据进行实证检验，以期为河长制推行中农村水环境的善治提供科学路径与对策建议。

二、 理论框架与研究假设

图1 群体认同、干群互动影响农户参与河长制治理意愿的IAD分析框架

埃莉诺·奥斯特罗姆提出的制度分析与发展(IAD)框架是公共治理领域的重要理论框架，为研究不同情景下个体的集体行动逻辑提供了结构性的分析方法和制度分析的通用语言[17][18]。IAD框架主要由行动舞台、互动模式、外部变量、结果和对结果的评估准则五部分组成，致力于解释那些影响和决定行动舞台特别是行动情景的外生变量如何产生特定的激励和互动模式，从而形成特定的结果，并对其进行客观评估，进而改善现行的制度安排。在IAD框架中，行动舞台最为复杂和重要，构成个体行动者相互作用的社会空间，它主要包括行动情景和行动者两组变量，其中行动情景是核心，决定着处于行动情景中的个体基于自身的认知系统如何通过行为决策把外生变量与行为结果有效联合起来[18]。群体认同和干群互动作为行动情景中的关键因素，构成河长制农户参与的结构性因素。村干部作为政府委托人与村民的代理人，发挥着政府与村民沟通的桥梁作用。村干部与村民建立的良性互动关系使信任、合作、规则成为治理的力量源泉，有效规避了参与者过度追求短期利益行为，使长期合作共赢成为常态。而感受到群体认同的农户主观责任感、群体效能感更强，因而倾向于在集体行动中做出积极的行为响应，最终提升河长制的农户参与效能。此外，良好的外部环境和完善的制度规则能为农户参与河长制提供有利的外部条件，农户个体特征和家庭特征对其参与意愿也有重要影响。综合已有研究，在IAD框架基础上，本文设计了相应的分析框架示意图，如图1所示。

(一)农户参与河长制治理意愿的衡量

2015年环境保护部印发的《环境保护公众参与办法》首次对公众环保参与做出规定，2018年颁布的《公民生态环境行为规范》进一步明确了公众环保参与的重要性，同时将公众环保参与的范围界定为“宣传、监督及决策”三个方面，为公众参与提供了具体的制度支撑。河长制全面推行中，与党政领导兼职的“行政河长”相比，“民间河长”属纯公益岗位，由热衷公益和环保的群众担任，其职责主要是参与河长制宣传、水资源管护、代表公众参与水环境决策等，弥补“行政河长”的能力短板。而“双河长”之外的公众可以发挥自身主体性、广泛性、灵活性和渗透性的特点进行水环境监督，形成全民治水合力，弥补“双河长”的监管盲区。鉴于此，本文借鉴《环境保护公众参与办法》和《公民生态环境行为规范》对公众环保参与的范围进行界定，并依据河长制的具体运行机制进行适当调适，从农户水环境监督意愿和担任民间河长意愿两个维度对农户参与河长制治理意愿进行考察。

(二) 群体认同与河长制的农户参与意愿

学界主要通过计划行为理论来构建公众环保意愿的概念模型，随着研究的不断深化，一些学者发现与情景相适应的自我认同、群体认同在计划行为理论模型中发挥了重要作用[19]。群体认同作为影响个体行为意愿的重要因素，直接影响其行为选择和偏好，对个体行动者的集群行为意愿具有直接的动员作用。群体认同强度影响个体自发参与的内在动力，群体认同越强，个体越倾向于以群体成员身份作为自己的行为动机，表现出与群体身份相一致的意向[20]。农户的群体认同是指生活在村庄中的农户对村集体的归属感和认同感，以及对群体身份、文化、价值观的认同，凸显了农村熟人社会中的社会资本因素[21]。在农村基层治水行动中，农户所属群体对农村基层组织的认同感越强，农户越倾向于关注农村基层治水情况，进而更积极地参与村域河湖环境治理等集体行动。群体认同既可以基于情感因素影响个人参与意愿，也可基于成本收益影响个人参与意愿。在情感因素方面，农户对群体身份、群体价值观的认同通过农户心理归属感、主观责任感影响其决策行为。在成本收益方面，农户因村域水环境改善所获得的收益(包括村域环境质量的改善和农户间信任感的提升)要大于因个人的污染行为造成的农村水生态环境污染带来的损失，进而选择参与农村基层治水行动。根据以上分析，本文提出如下假设：

H1 群体认同对农户参与河长制治理意愿有显著的积极影响。

H1a 群体认同对农户参与水环境监督意愿有显著的积极影响。

H1b 群体认同对农户担任民间河长意愿有显著的积极影响。

(三)干群互动与河长制的农户参与意愿

农户环境参与不仅受理性经济人逻辑的影响，同时还受村域社会人逻辑的影响。村干部作为国家行政力量的“神经末梢”，根植于乡村土壤，与当地农户、环境等有天然的联系，在动员农户参与环境治理方面有明显优势。干群互动作为一种特殊的社会资本和社会情景中的结构性力量，对农户参与公共资源治理具有动员效应和规则认同效应[17]。村干部作为政府的委托人与村民的代理人，发挥着沟通政府与村民的桥梁作用；同时作为乡村精英群体的村干部，其思想与行为对农户环境参与具有示范带动作用[22]。干群互动有助于提升农户对村干部的信任度及对基层公共政策的熟悉度，促进环境信息的交流，减少信息不对称，降低交易成本。虽然理性小农理论认为，农户的任何行为都是基于成本收益做出的决策，但是在乡村熟人社会的语境下，市场规律并不完全起决定作用，环境治理的外部性和市场机制的不完善使得成本收益计算困难，而人情、面子等关系资源在影响农户行为意愿方面发挥着关键作用[23]。村干部与村民基于人情、面子、信任等关系资源建立的互动关系将通过塑造一个高信任度、强互惠性、多合作性的农村社会生态系统，使个体间达成共同的行为准则、形成互惠的处事模式，从而在一定程度弥补村干部工作开展中的能力短板，克服乡村公共治理的动员难题，提升农村公共政策实施效率。据此，本文提出如下假设:

H2 干群互动对农户参与河长制治理意愿有显著的积极影响。

H2a 干群互动对农户参与水环境监督意愿有显著的积极影响。

H2b 干群互动对农户担任民间河长意愿有显著的积极影响。

(四)调节效应：干群互动的间接影响

群体认同与干群互动并不是孤立地作用于农村公共事务治理之中，干群互动等外部因素除直接影响公众环保参与意愿外，还存在一定程度的间接影响。群体认同会增强个体环保参与的内驱力，而干群互动是个体行为意愿很重要的外在驱动因素，能够增强个体的内驱力，这种影响在公共事务治理场域中尤为明显[19]。组织支持理论认为，当成员感受到组织支持并且亲自参与组织决策时，他对组织的认同感将进一步增强，同时会使组织的决策更有效。就农村基层治水这一公共事务治理而言，群体认同起着直接驱动作用，而在干群互动的外在驱动下，村干部与农户之间的信任、合作等互动关系能促使农户对基层组织形成较强的群体意识和心理认同感，从而使村干部与农户之间建立起积极的情感纽带，增强彼此间的信任感，激发农户参与村庄公共事务的积极性，提升农户参与河长制治理的意愿。据此，本文提出如下假设:

H3 干群互动会调节群体认同与农户参与河长制治理意愿的关系，起促进作用。

H3a 干群互动会调节群体认同与农户参与水环境监督意愿的关系，起促进作用。

H3b 干群互动会调节群体认同与农户担任民间河长意愿的关系，起促进作用。

三、数据来源、模型设定与变量定义

(一)数据来源

本文的数据来源于课题组2019年7-8月在江苏、湖北两地开展的题为“河长制的公众参与与运行机制研究”的实地调研，选取无锡、徐州、宜昌、潜江4个国家级水生态文明建设试点区作为调研区域。选取上述地区主要基于以下考虑：无锡、徐州、潜江作为首批水生态文明建设试点区，已于2018年高分通过了水利部和省政府验收；2019年宜昌河长制工作荣列“河湖长制”奖励和4000万元激励名单，作为湖北省唯一获取河湖长制国家级奖励的地区，有必要深入考察；无锡作为河长制发源地，治水经验丰富，治水体系和制度有很强的参考价值。因此，选取以上4个区域作为抽样地区具有较强的代表性。课题组充分考虑样本区的群众基础、河湖自然资源、河长制推行等因素，并与当地河长办负责人座谈交流，采用分层抽样方法，在每个样本地区选取2个乡镇，每个乡镇选取4个行政村，每个村庄随机抽取20～25位农户通过一对一访谈的方式进行调查。此次调查共发放765份调查问卷，剔除无效问卷后，最终获得有效问卷728份，问卷有效率为95.16%。调查问卷的内容主要包括：样本村庄及农户家庭基本信息、农户对河长制的认知情况、农户对水生态环境的认知情况、农户参与村庄集体行动情况、河长制的推行情况及政府的支持力度。

表1统计结果显示，样本农户具有如下特征：首先，受访者主要以45～65岁年龄段(占比为59.62%)且初中文化程度以下(占比为87.64%)的男性(占比为66.89%)为主，党员人数有187人。其次，家庭规模以3～5人的农户占到了样本总数的59.89%；年收入在9万元以下的家庭占样本总数的76.52%。最后，样本农户情况与相应年鉴数据相关信息相近，可认为样本数据具有一定的代表性。

表1 样本农户基本统计特征描述

(二)模型设定

根据上文的理论分析及已有研究，本文构建农户参与河长制治理意愿的影响因素模型。模型的被解释变量为农户参与河长制治理意愿，衡量指标为“您在多大程度上愿意担任民间河长，弥补行政河长能力短板”和“您在多大程度上愿意参与水环境监督，弥补双河长监管盲区”两个问题，并设有从“非常不愿意”到“非常愿意”5个选项，依次赋值1～5。考虑被解释变量为有序多分类变量，本文拟采用Ordered Logistics模型对农户参与河长制治理意愿的影响因素进行分析，可设立如下潜在模型：

(1)

其中，p为农户选择参与河长制的主观概率，p/(1-p)为几率比；Xi、FAi、GRi、PFi、OEi为解释变量，分别表示农户特征及其家庭情况、农户认知、制度规则、项目特征及外部环境变量，以上五类解释变量基本涵盖了IAD框架中可能影响农户参与河长制治理意愿的因素；α是截距项，ε为随机扰动项。

现阶段，定量分析群体认同与干群互动对河长制农户参与意愿的研究较少，为此，本文在模型(1)的基础上加入群体认同(GIi)变量和干群互动(CFIi)变量,通过估计模型(2)考察群体认同和干群互动对农户参与河长制治理意愿的作用。

(2)

本文重点关注系数a和b，通过其系数来识别群体认同和干群互动对农户参与河长制治理意愿的影响。

(三)变量定义

表2 变量定义及其描述性统计

本研究共引入8个变量，各变量定义及描述性统计结果见表2。

1.农户参与河长制治理意愿。实地调研过程中，调研人员为农户详尽地阐述了公众参与河长制治理的具体绩效(包括生态绩效、社会绩效、经济绩效等)和农户需要的贡献(水环境监督和担任民间河长)。在确保农户充分理解河长制的具体内容后，询问农户“您在多大程度上愿意担任民间河长，弥补行政河长能力短板”和“您在多大程度上愿意参与水环境监督，弥补双河长“监管盲区”，以此来获取农户的参与意愿，并按照“非常不愿意=1，不愿意=2，一般=3，愿意=4，非常愿意=5”对河长制的农户参与意愿程度进行赋值。调查发现，有78.7%的农户愿意参与水环境监督，61.9%的农户愿意担任民间河长。其可能原因是，在河长制全面推行中，地方政府对水环境治理的高度重视，提供了完善的参与渠道和反馈机制，加之农户对涉及切身利益的水环境治理、水污染防治比较关心，致使农户参与意愿较高。此外，由于“民间河长”权责更为明确，名额有限，村组织更倾向公益环保人士以及有威望、专业能力强的农户担任，这也是农户担任民间河长意愿相对于水环境监督意愿低的原因。

2.群体认同。群体认同作为影响个体行为意向的重要因素，国内很多学者设置量表对其进行测度。借鉴唐林等(2019)的研究[21]，本文将农户的群体认同分为三个方面：一是农户对村庄的关心和对村集体的情感，二是农户对村集体成员价值观的认同，三是农户对村庄治理方式的认同。基于此，设置 “我对村集体有一种归属感”“我与村里其他成员的价值观一致，如果他们参与村庄集体行动，我也会参与”“我非常认同当前村庄的治理方式”三个议项来测度群体认同变量，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”对群体认同进行赋值。

3.干群互动。已有研究主要通过干群互动频率和村干部对农户的支持程度来测量干群互动程度。借鉴何凌霄等(2017)的研究[23]， 在问卷中设置“您与村干部(河长)关系好，互动频率高”的议项来测度干群互动变量。考虑干群互动是重点关注变量，为检验结论的稳健性，作者选取干群互动的三个替代变量：“村干部(河长)非常重视你在水环境治理中所做的贡献”“村干部(河长)经常邀请你参加河长制执行座谈会”“村干部(河长)会及时公布水环境治理的相关信息”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”对干群互动变量进行赋值。

4.个体特征和家庭特征变量。本文选取受访者的性别，女性赋值为2，男性赋值为1；文化程度，依据小学到本科的顺序依次赋值为1～5；政治面貌，群众赋值为1，党员赋值为2；用务农收入、工资性收入、财产性收入及转移性收入之和来测量家庭收入(万元)。

表3 Ordered Logistics模型基准回归结果

5.农户认知变量。借鉴已有研究[20]，用三个变量对农户认知进行衡量，一是村庄水生态环境变化的认知，按照“非常差=1，较差=2，一般=3，较好=4，非常好=5”进行赋值；二是河长制对改善村庄水生态环境重要性的认知；三是村庄水环境对农户生产生活重要性的认知，并按照“完全不重要=1，不重要=2，一般=3，重要=4，非常重要=5”对其进行赋值。

6.制度规则变量。“个人或者企业污染河流行为(非法排污、非法电鱼、乱采乱挖河道)被举报后，会被处罚吗？”“个人或者企业在水环境治理中做出贡献(比如举报污染河流行为、发现水体污染、提出治理对策)会得到奖励吗？”，回答“不会”赋值为0，“会”赋值为1。

7.项目特征变量。该特征变量包括水环境治理中农户投劳程度，根据家庭参与水环境治理的投工投劳次数来衡量(次/年)；农户所在村庄的“民间河长”数量(人)。

8.外部环境变量。流经本村庄的河流有几条，农户所在村庄的水质监测站数量(个)，本村河流两岸垃圾桶数量(个)。

四、模型估计结果与分析

(一)Ordered Logistics模型基准回归结果

为确保回归结果的一致性和无偏性，在进行模型估计之前，本文对各变量进行了多重共线性检验。检验结果显示，变量的方差膨胀因子(VIF)值最高为2.91，所有变量的VIF值均小于3，表明各解释变量之间不存在严重的多重共线性，满足Ordered Logistics模型要求。

表3列出Ordered Logistics模型的基准回归结果，共包含四个回归方程，其中方程(1)和方程(2)的被解释变量为农户水环境监督意愿，方程(3)和方程(4)的被解释变量为农户担任民间河长意愿，方程(1)和方程(3)的解释变量包括农户认知、制度规则、项目特征、外部环境、个人特征和家庭特征，方程(2)和方程(4)分别在方程(1)和方程(3)的基础上引入群体认同和干群互动变量。与方程(1)相比，方程(2)的PseudoR2由0.7118增加至0.7840，增幅达10.14%，说明群体认同和干群互动对农户参与水环境监督意愿具有重要影响；与方程(3)相比，方程(4)的PseudoR2由0.5395增加至0.5867，增幅达8.75%，说明群体认同和干群互动对农户担任民间河长的意愿具有重要影响。

方程(2)和方程(4)两个回归结果均表明群体认同和干群互动对河长制农户参与意愿具有正向促进作用，假设1和假设2得到验证。

1.集体归属感在1%的显著性水平上正向影响农户水环境监督意愿和担任民间河长意愿。可能的原因是，虽然城镇化的快速推进以及农村劳动力大量外流导致农村社会结构逐渐由熟人社会向半熟人社会转变，但是当前农村熟人社会的治理逻辑仍然发挥着重要作用，村民对集体的归属感仍然存在，希望得到他人的认同、赞赏和尊敬，农户行为意愿更容易受到村集体行为的影响。农户参与河长制水污染治理不仅取决于自身的成本收益，还取决于农民对村集体的归属感和村庄水环境改善后的荣誉感。

价值观认同感在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，在5%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。可能的解释是，长期根植于乡村的农民群体在水环境治理中有共同的诉求，价值观一致，相同价值观驱动下的责任意识、权利意识与民主意识会潜移默化提升个体参与意愿。具有相同价值观的群体越倾向于关注河长制执行情况，农户越容易形成较高的预期，进而激发其参与意愿。

治理方式认同感在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，在10%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。可能的解释是，农户对当前村庄治理方式的认同感会直接影响其行为选择和偏好，对村组织及治水政策认同的农户会表现出更高的参与意愿，降低农户的“搭便车”心理。随着河长制的全面推行和多元治理模式的发展和完善，农户对河长制的认同感会增强，其参与意愿也将进一步增强。

2.干群互动在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长的意愿。可能的解释是，村干部作为政府与农户沟通的桥梁，彼此之间的高频互动，充分尊重农户意见和诉求，显著提升干群关系。在持续的干群互动过程中，农户把村干部当做自己人，有利于降低河长制执行的复杂性和信息搜寻成本，增进行政河长与农户之间的理解和信任，农户易于遵守规则、参与监督和管护，规避“搭便车”心理，提高参与意愿。

3.在农户的个体特征和家庭情况变量中，农户的性别在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。合理的解释是，农村的公共事务治理多由男性主导，并且男性作为家庭主要劳动力，常年在外务工，乐于接受新事物，对城乡环境差异有直观的认知，对村庄认同感强烈。这一结果与史恒通、何可有关农户性别对环境治理行为影响的结论一致[9][24]。农户的年龄在10%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。可能的原因是，与年轻人相比，中老年人对村庄的感情更深，乡土情结更浓，有很强的面子观念，希望得到村民的赞赏和肯定，更乐于担任民间河长。农户的受教育程度在1%的显著性水平上反向影响农户的水环境监督意愿。一种合理的解释是，农户的受教育程度越高，越容易接受新事物，对有效执行河长制在农户增收和农村发展中的重要性的理解较深。政治面貌分别在1%和10%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。可能的原因是，与群众相比，党员与村干部接触的频率更高，在河长制推行中起示范带动作用，在水环境治理中有更多的话语权。家庭收入在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。可能的原因是，收入较高的农户有较强的经济实力来参与河长制，更注重自己的声誉和生活质量。

4.农户认知变量中，水生态环境变化认知在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，但对农户担任民间河长意愿影响不显著。可能的解释是，水生态环境变化认知是农户的直观感受，认知越强的农户对农村水环境污染的现实问题认识越深刻，因此愿意参与水环境治理来恢复水生态的可能性越高。与全民参与水环境监督相比，由于民间河长有名额限制，需要推选，并且担任民间河长也需要相对专业的治水技能，导致农户对担任民间河长的敏感程度不高。河长制重要性认知分别在1%和10%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。可能的解释是，地方政府对河长制政策的持续宣传和支持，村干部对治水政策和水环境治理信息的及时公开，促使农户相信河长制的全面推行对村庄水环境的改善具有重要作用，相应农户有更高的参与预期，参与意愿也更高。水环境改善对农户生产生活重要性的认知在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。可能的原因是，农户作为理性经济人，河长制对农户的生产生活越重要，农户越倾向于投入劳动和资本来参与监督和管护。

5.制度规则变量中，奖励机制在10%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，在1%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。可能的解释是，奖励机制越完善，越有利于农户参与监督和管护。作为理性经济人，当农户意识到进行水环境监督和担任民间河长获得的收益大于不参与时，参与意愿更强，这也符合当前生态环境部颁布的《关于加强生态环境违法行为奖励工作的指导意见》(1)资料来源：http://www.mee.gov.cn/xxgk2018/xxgk/xxgk05/202004/t20200426_776341.html.，通过奖励机制吸引公众有效参与。惩罚机制对农户参与意愿具有正向影响，但不显著。可能原因是，处罚机制在抑制污染河流行为方面效果比较明显，但是在提升农户参与监督和管护方面影响比较小。

6.项目特征变量中，农户参与水环境治理的投劳程度在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，在10%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。其中可能的解释是，农户的投劳程度并不会抑制河长制农户参与意愿，农户在劳动和时间上的投入增进了集体荣誉感、认同感和干群关系，进而影响农户参与意愿。村庄民间河长数量在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿，在10%的显著性水平上正向影响农户担任民间河长意愿。可能的解释是，民间河长越多，村庄治水氛围越浓，进而促进农户与其他村民的沟通交流，降低监督、管护成本，规避集体行动中的“搭便车”心理，从而增强农户参意愿。

7.外部环境变量中，水质监测站数量在1%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和农户担任民间河长意愿。可能的原因是，水质监测站的数量反映了地方政府和村组织对当地水环境的重视程度，也反映了河流对村庄的重要作用，为保持当前优质的水环境，农户更愿意参与河长制，履行监督和管护的责任。流经村庄河流的数量分别在1%和5%的显著性水平上正向影响农户的水环境监督意愿和担任民间河长意愿。可能的原因是，村庄水系越发达，水环境对农户的生产生活越重要，农户对水环境的依赖程度越高，农户的监督和管护意愿越强烈。

(二)干群互动的调节作用

上文已经揭示了群体认同和干群互动对河长制农户参与意愿有显著的正向影响，一个值得思考的问题是，干群互动是否影响群体认同对河长制农户参与意愿的的作用呢? 为此，本文在模型(2)的基础上加入群体认同和干群互动的交互项来做进一步的分析。

(3)

其中，GIi×CFIi为群体认同和干群互动的交互项；h为交互项系数。

回归结果见表4，共包含6个回归方程，方程(5)-方程(7)的被解释变量为农户水环境监督意愿，并加入群体认同和干群互动各项指标的交互项。方程(8)—方程(10)的被解释变量为农户担任民间河长的意愿，并加入群体认同和干群互动各项指标的交互项。表4估计结果表明，群体认同和干群互动的交互项系数显著为正，假设3得到证实。值得注意的是，在加入交互项后，治理方式认同感变得不再显著，可能的原因是，干群互动是治理方式认同感的一个驱动因素，只有在干群高效互动的情况下治理方式认同感才能发挥有效作用。因此，作为政府和农户代理人的村干部在基层治水中的作用非常重要，群体认同能有效促进农户参与河长制的意愿，但干群互动能为农户参与河长制创造良好的治水氛围。当农户的治水贡献得到足够的重视、诉求得到及时反馈、信息获取渠道畅通时，农户与村干部间的信任感会显著增强，农户的参与预期显著提升，集体行动得以实现。同时，村组织对治水中的污染行为进行处罚和约束，保障了农户的有效参与以及治水的公平公正，实现了农村水环境的善治。此外，用三个替代变量“农户治水贡献的受重视程度”“农户治水信息获取的直接程度”“农户参加村庄治水座谈会频率”进行相同的交互项回归，结果均显著稳健。

表4 干群互动对群体认同影响河长制农户与参与意愿的调节作用

表5 群体认同和干群互动影响河长制农户参与意愿的稳健性检验(剔除老年人样本)

(三)稳健性检验

为了检验表3中回归结果的稳健性，考虑老年人在从事河长制监督和担任民间河长的管护活动中的劣势较为明显，对此，本文借鉴已有研究[22][23]，将样本中受访年龄在65岁以上的男性和60岁以上的女性进行剔除，重新进行Ordered Logistics回归。表5中方程(11)—方程(14)回归结果显示，与上文没有剔除老年人样本的表3的结果基本一致。剔除老年人样本后，群体认同和干群互动变量均对河长制的农户参与意愿有显著影响，作用方向也未发生变化，表明基准回归结果较为稳健。

由于干群互动是本文的重点关注变量，为进一步检验实证结果的稳健性，使用干群互动的三个代理变量(农户治水贡献的受重视程度、农户治水信息获取的直接程度、农户参加村庄治水座谈会频率)估计干群互动对河长制农户参与意愿的影响。表6中方程(15)—方程(20)稳健性检验结果显示，干群互动的三个替代变量均显著正向影响河长制的农户监督意愿和担任民间河长意愿，这与表3的估计结果相一致，再次证实了干群互动能显著提升河长制的农户参与意愿，说明本文的分析结果较为稳健。

表6 干群互动影响河长制农户与参与意愿的稳健性检验结果

表7 干群互动影响村干部对农户的动员效应

(四)干群互动影响河长制农户参与意愿的渠道

上文基准回归结果显示，干群互动对河长制的农户参与意愿具有显著的正向影响，那么干群互动是通过什么渠道发挥该作用的呢？下文主要从村干部对农户的动员效应和信任效应两个方面来对干群互动的影响渠道做进一步分析。

1.动员效应。在农村公共事务治理中，村干部作为政府的代理人和村民的代言人，具有很强的权威性(声望权威、专家权威、政治权威)[25]，在一定程度上能够影响农户的行为意愿。产生这种影响的一个重要渠道是干群互动对农户的动员效应，对此，本文设置问题“如果村干部号召大家参与河长制污染治理，我愿意参与”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”对群体认同进行赋值，对设置的问题作为被解释变量进行Ordered Logistics模型回归，如表7所示。方程(21)-方程(24)的被解释变量为村干部对农户的动员效应，解释变量分别为干群互动及其代理变量。表7的回归结果显示，解释变量干群互动及作为其代理变量的信息获取程度、贡献受重视程度、参加讨论会频率均显著促进村干部对农户的动员。在农村基层治水中，农户作为农村水环境治理主体，邀请其参与座谈会，充分尊重农户的意见和诉求，强调农户的主人翁意识，减少基层治水中精英俘获等权力不对等现象，提升了农户的监督和管护预期，这在一定程度能够激励农户更愿意参与水环境监督和担任民间河长，发挥农户的监督、宣传、管护作用，弥补行政河长的监管盲区和能力短板。

2.信任效应。随着社会的进步，制度信任作为一种“软约束”将成为一种重要的约束机制。农户对村干部及治水相关制度的信任度越高，对于河长制的前景越看好，农户参与态度和意向越明确，参与的广度及深度就越大，为此，本文选取“我对农村水环境治理的相关制度和政策十分信任”，并按照“非常不同意=1，不同意=2，一般=3，同意=4，非常同意=5”对群体认同进行赋值，对设置的问题作为被解释变量进行Ordered Logistics模型回归，如表8所示。方程(25)-方程(28)的被解释变量为农户对治水制度规则的信任，解释变量分别为干群互动及其代理变量。表8的回归结果显示，解释变量干群互动及作为其代理变量的信息获取程度、贡献受重视程度、参加讨论会频率均显著均能显著促进农户对治水制度规则的信任。干群互动有助于农户对治水制度的信任，形成稳定的心理预期，而这一信任和预期对提升农户的参与意愿具有重要作用。

表8 干群互动影响农户对制度规则的信任效应

五、结论与政策启示

本文利用无锡、徐州、宜昌、潜江4个国家级水生态文明建设试点区728户农户的微观调查数据，采用Ordered Logistics模型，在IAD框架基础上揭示了群体认同、干群互动及两者的交互效应对河长制农户参与意愿的影响。研究表明，群体认同及其各维度对河长制农户参与意愿具有显著的正向影响。干群互动及其各维度对河长制农户参与意愿具有显著的正向影响。群体认同与干群互动对河长制农户参与意愿有一定的交互影响，干群互动可以影响农户的动员效应和信任效应来增强群体认同对河长制的农户参与意愿。

上述结论具有重要的政策启示：第一，完善环境信息公共平台，为农户参与提供基础性的数据支持，重视干群关系的培养，构建信任、合作、互惠的干群互动关系，形成融洽的治水氛围，提升农户对村集体的归属感、认同感；第二，加强农村基层组织队伍建设，增强村干部在基层治水中的动员能力、组织协调能力，全面提升村组织的治理能力；第三，完善和创新农村基层治水中的需求表达机制、决策机制与奖惩机制，地方政府及村组织在河长制执行中要形成及时、透明的信息披露习惯和典范，发挥党组织的示范和引领作用，保障河长制的落地生根和长效运行。