河长制框架下公众参与河湖治理行为分析

朱赛林，朱玉春

（西北农林科技大学经济管理学院，陕西杨凌712100）

水是生命之源、生产之要、生态之基，河湖水系作为水资源的重要载体，对于支撑区域发展、保护生态环境具有十分重要的作用。然而，由于人类活动的加剧，河湖水系承受了极大的压力，导致河流断流、湖泊萎缩、水污染加重［1］。鉴于此，一些地方政府开始积极探索河长制。主流的观点认为河长制发轫于2007年太湖蓝藻危机。随后，因其简单易行、有效实用，很快在全国形成扩散效应［2］。2016年底，《关于全面推行河长制的意见》（下称《意见》）的出台，标志着河长制从地方实践上升到国家行动，也预示着河长制从临时性的水危机应急之策向着常规化、长效化方向发展［3］。根据《意见》的规定，河长制是维护河湖健康生命、实现河湖功能永续利用的制度保障。另一方面，河湖资源具有环境资源所共有的复杂性与开放性，无论是政府还是市场，在单一向度下，都难以妥善处理好河湖治理这一艰巨的任务。因此，公众参与是对政府与市场失灵的有效弥补［4］。《意见》中也明确提出了在河长制中引入公众参与。然而，在实践中，由于民众对河长制中的公众参与政策理解不到位，政府应急与社会旁观形成了鲜明的对比［5］。在全面推行河长制背景下，为打破这一局面，吸引公众参与是进一步加强河湖管理保护工作的关键。

公众是否参与环境治理，其实是一个心理决策的过程。从已有文献来看，对这一心理决策过程研究的逻辑起点在于参与意愿的研究［6］。但也有学者认为，公众在参与过程中，会发生意愿与行为悖离［7］，因此，还需要进一步对公众的参与行为进行研究。计划行为理论是结合意愿与行为，研究个体心理决策过程的经典理论，且在环保领域应用广泛［8，9］。另一方面，将计划行为理论模型引入公众参与河湖治理的意愿和行为研究中，河长制作为当前维护河湖健康生命的制度保障，是一个不容忽视的政策因素变量。政策是政府作为一个公共权威组织，为解决社会问题和维护社会公平而采取的福利性行动，它体现了政府的意志。而一个开放的政府会提高公众的环保参与率，一个开放性不足的政府会导致“参与失灵”，瓦解政府的公信力。这里的开放性是指政府对公众参与行为所采取的公开、回应、包容的态度，也即政府行为规范。由此推测，政府行为规范与公众参与河湖治理行为之间存在某种内在联系。因此，在决策过程中，除心理因素外，政府行为规范也是影响公众参与河湖治理意愿和行为的重要因素。心理因素与政府行为规范对公众参与河湖治理的影响孰大孰小？心理因素的不同维度对公众参与意愿的作用有何不同？

基于此，本文结合计划行为理论，在综合公众心理因素不同维度的基础上，考虑政府行为规范对公众参与河长制的影响，利用实地调研数据分析公众心理因素与政府行为规范对公众参与意愿与行为的影响，试图为激发公众参与河湖治理的活力提供对策建议与科学路径。

1 研究设计与研究方法

1.1 理论模型

计划行为理论由多属性态度理论［10］、理性行为理论［11］演化而来，是基于心理学视角解释个体决策过程［12］。计划行为理论认为意愿是影响行为的直接因素，而行为态度、主观规范、知觉行为控制是通过作用于意愿进而影响行为。自提出后，它被广泛应用于解释各种行为决策。在国内，计划行为理论在绿色消费［13］、农地流转［14］、垃圾分类［15］、小型农田水利建设［16］等领域运用广泛，证明了其良好的跨领域适应性和解释力［17］。在实践中，学者们还对该理论进行了拓展以提升其对实际问题的解释力。因其在行为解释方面的效果显著，它被认为是社会心理学中最著名的态度行为关系理论［18］。

在“河长制”全面推行的背景下，将计划行为理论引入到公众参与河湖治理的研究中，“河长制”政策因素不容忽视。在河长制长效机制尚未完全建立的前提下，规范政府行为是避免“参与失灵”的有效手段。因此，公众参与河湖治理的行为除了受到计划行为理论提出的心理因素影响以外，还受到政府行为规范的影响，并且政府行为规范不仅能够通过参与意愿间接影响参与行为，还会对参与行为产生直接的影响。在具体的模型构建中，本文将政府行为规范作为重要变量引入模型中，从而形成拓展的计划行为理论模型（如图1）。

图1 概念模型图Fig.1 Diagram of the conceptual model

1.2 变量描述与研究假设

完整的结构方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）包含两个方程：表示潜变量与可观测变量之间关系的测量方程和表示潜变量与潜变量之间关系的结构方程［19］。依据理论模型，本文对公众的行为态度、主观规范、知觉行为控制、政府行为规范、河湖治理参与意愿以及参与行为等相关变量进行界定并推出待检验假设。

（1）行为态度AB。行为态度是个体对执行某特定行为而持有的积极或消极评价的程度。借鉴史恒通［20］的研究，将行为态度分为生态理性和经济理性。若公众认为公众参与河湖治理可以改善水质、改善周围的植被环境，甚至创造经济价值，将激发公众的参与兴趣并表现出强烈的参与意愿。因此，本文关于行为态度的命题为：

H1：公众积极的行为态度能够正向影响河湖治理的参与意愿。

（2）主观规范SN。主观规范是指个人在决定是否实施某项行为时感知到的社会压力。借鉴张高亮［21］的研究，将主观规范分为指令性规范和示范性规范。这里的指令性规范源于当地治水部门，如河长办。当治水部门大力倡导公众参与河湖治理时，公众出于尊重或服从，形成参与压力，促使其产生主动或被动的参与行为。示范性规范源于身边其他人的行为示范与压力示范。公众感知到的政府与他人的社会压力越强烈，将激发公众参与河湖治理的积极性。关于主观规范的命题为：

H2：公众积极的主观规范能够正向影响河湖治理的参与意愿。

（3）知觉行为控制PBC。知觉行为控制是指个人感知到实施某项行为的难易程度。公众参与河湖治理的知觉行为控制可以理解为公众响应政府河湖治理号召难易程度的认知。若公众对参与行为有较强的控制力，能够掌握充分的资源，如知识、体力、财力等来应对参与过程中的不确定性，就会更加积极地参与。因此，关于知觉行为控制的命题为：

H3：公众强烈的知觉行为控制能够正向影响河湖治理的参与意愿。

（4）参与意愿W。计划行为理论的核心观点是行为主体积极的心理因素会加强其进行行为选择的积极意愿，而这种积极的意愿必然会带来正向的行为选择。本研究中是指，当河湖所在地附近公众的河湖治理态度越积极、认为有能力参与河湖治理的自我感知越强烈、受到周围他人或者组织的示范影响越大，其参与意愿越强烈。本文从公众的关注意愿、宣传意愿、管护意愿、支付意愿4个方面进行测度。关于参与意愿的命题为：

H4：公众积极地参与意愿能够正向影响河湖治理的参与行为。

（5）政府行为规范GR。公众参与环境治理的实质是将政府在执行层面的自由裁量权转化为公众的主动参与权。按照治理－善治理论的逻辑，一个公开、回应、包容的政府才能迎来更多更广的公众参与［22］。一个开放的政府会提高公民的参与率［23］，而一个开放性不足的政府容易被特殊利益集团所俘获，滋生腐败，导致“参与失灵”，从而引发公众的不满，瓦解政府的公信力基础［24］。这里的开放性是指政府对公众参与行为所采取的公开、回应、包容的态度，也即政府公信力的基石——政府行为规范［25］。由此推测，政府行为规范与公众参与河湖治理行为之间存在联系。其内在逻辑为在严格的约束下，政府行为往往是可预期的；相反地，在缺乏必要约束时，由于政府可信承诺无法预期，公众参与将面临较大的风险，参与热情受到抑制。不规范的政府行为降低了政府承诺的可信性，政策法规的可执行性特征被削弱［26］，公众参与将束之高阁。政府行为规范的目标就是通过与社会之间的良性互动以实现其职责的有效履行或提高其整体绩效。而政府与公众之间的良性互动主要体现在政府对公众意见的重视程度、政府对公众意见反馈的及时性、政府对公众反映的违规行为是否执行三个方面。因此，本文将依据公众对“政府会重视居民在参与河湖治理过程中所提的意见建议”、“政府会对居民的河湖污染监督举报行为予以回应”、“政府会积极处理居民反映的企业违规排污行为”这3个问题表述的评价来衡量政府行为规范。当公众的诉求得到政府的即时反馈，更多的公众关注河湖治理，产生巨大的生态效益和经济效益，这样良性循环，使公众产生了强烈的参与意愿甚至直接的参与行为。因此，关于政府行为规范的假设为：

H5：规范的政府行为能够正向影响公众河湖治理的参与意愿。

H6：规范的政府行为能够正向影响公众的河湖治理的参与行为。

（6）参与行为B。环境治理中的公众参与，可分为对各类环保行为的事后监督和环保决策的事前参与两大类［27］。在《意见》中，有两处提到公众参与。“基本原则”部分要求“拓展公众参与渠道，营造全社会共同关心和保护河湖的良好氛围”；“保障措施”部分强调“加强社会监督”。再结合调研实践可知，当前河长制中的公众参与多数属于事后监督行为。因此，本文将从监督企业行为、监督个人行为、举报行为3个方面对公众参与河湖治理的行为进行测量。

根据以上对相关变量的界定，将变量的度量整理成表1。

表1 结构方程模型潜变量度量表Tab.1 Variables in structural equation modeling（SEM）

2 研究对象与抽样方式

本研究以江苏、湖北两省长江流域河湖沿岸的居民为研究对象。长江是我国第一长河，湖北省与江苏省分别位于长江的中游和下游，两省河网密布，水系发达，河流的生命健康与民众的生活息息相关。河长制发轫于江苏省无锡市，且在湖北省得到较快发展。因此，将湖北、江苏两省的公众作为调研对象，对河长制中公众参与的研究具有代表性。

基于此，课题组组建了由硕士生和博士生共同组成的11人调研团队，于2019年7、8月前往湖北、江苏两省实地调研。调研采取简单随机抽样，在江苏、湖北9个县（区）随机发放题目为“河长制的公众参与状况调查问卷”，居民当场填写完立即收回，剔除无效问卷后得到有效问卷580 份。本次调查主要在河流附近的居民区展开。性别、年龄和受教育程度问卷发放数均比较合理，能够满足研究需要。运用SPSS22.0 作描述性统计（表2）。

表2 样本描述性统计Tab.2 Demographic composition of the samples

3 实证分析

3.1 模型的检验

3.1.1 收敛效度检验

验证式因子分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）为SEM 分析的一部分。测量模型可以正确的反映研究的潜变量，故在正式分析之前，应先分析测量模型。本研究针对所有潜变量进行CFA 分析，模型的6 个潜变量为行为态度、主观规范、知觉行为控制、政府行为规范、参与意愿与参与行为，除AB3 与SN4 以外，其他潜变量的因素负荷量均在0.6～0.95 之间，且都显著；其组成信度在0.7～0.9 之间，平均方差萃取量在0.5 以上，符合Fornell&Larcker［28］的标准。因此，本模型除了AB3 与SN4 因素负荷量较低外，但仍属可接受的范围，其他均符合标准，因此6个潜变量均具有收敛效度（如表3）。

表3 收敛效度检验结果Tab.3 Results of convergent validity tes

3.1.2 区别效度的检验

区别效度分析是检验不同的两个潜变量相关在统计上是否有差异。本研究采用计算平均方差萃取量（AVE）的方法来检验区别效度。在一阶CFA的基础上，将AVE开根号后，与相关潜变量之间的相关系数进行比较［29］，发现前者均大于后者，说明潜变量之间具有明显的区别效度（如表4）。

表4 区别效度检验结果Tab.4 Results of the discriminant validity test

3.1.3 结构方程模型的检验

应用SEM 来检验理论模型时，必须要有良好的模型拟合优度，拟合优度越好即代表模型矩阵与样本矩阵越接近。本研究参考Jackson，Gillaspy & Purc-Stephenson［30］所整理的以往文献中模型拟合优度指标报告频率表，选取了报告次数位于前十的拟合优度指标（表5），报告次数位于前十的Chi-square（χ2）、df值，由于二者所反映的信息在χ2/df中已经包含，故在表格中未展示。事实上，Chi-square（χ2）=594.271；df=158。绝对拟合优度指标为样本异方差矩阵被模型异方差矩阵解释的比例，类似于R2；相对拟合优度指标研究模型的拟合优度与统计基本模型比较改善的程度。各指标数值都符合接受值的要求，说明模型的总体拟合情况较好。

表5 模型拟合优度评价指标及拟合结果Tab.5 Model fitting indexes and the fitting results

3.2 结构方程模型分析

根据模型分析，运用AMOS 22.0 软件得到测量模型（如表6）、结构模型（如表7）结果。由表7 结果可知，各潜变量的路径系数均在5%的显著性水平下通过检验，表明3个心理因素与政府行为规范均对参与意愿有显著正向的影响，且参与意愿与政府行为规范对参与行为有显著的正向影响，前文各假设基本得到证实，具体来看：

（1）行为态度AB。由表7 可知，行为态度对参与意愿影响的标准化路径系数为0.203，且在0.1%的显著性水平下通过检验，命题H1 得证。在测量方程中，由表6 可知代表生态理性的可观测变量AB1、AB2 的标准化因子载荷为0.881 和0.871。长江流域水系发达，河湖水质与周边植被环境与居民的生活质量的息息相关，河长制推行前后河湖生态环境的对比使得公众切身感受到水环境的变化。因此，对生态的理性认知激发了公众的参与意愿。代表经济理性的可观测变量AB3 的标准化因子载荷为0.434。长江流域的农业发展严重依赖于水生态，水生态环境的改善能够为农民创造经济收益，公众认为参与河湖治理能带来收入的增加，就会产生积极地参与意愿。然而，经济理性的因子载荷明显小于生态理性。一种可能的解释为：水生态环境的改善带来的经济效益直接受益者是农村居民，城镇居民未能切身感受到收入的变化，而生态效益不存在这种地域的差别。

（2）主观规范SN。由表7 可知，主观规范对参与意愿的标准化路径系数为0.167，且在1%的显著性水平下通过检验，命题H2 得证。在测量方程中，由表6 可知，表示指令性规范的可观测变量SN1、SN2的标准化因子载荷为0.903、0.816。近年来，在河长制的推行过程中，政府大力宣传河湖治理的作用、普及参与河湖治理的相关知识，将治理措施落到实处，改善了河湖环境，激发了公众参与河湖治理的热情。表示示范性规范的可观测变量SN3、SN4的标准化因子载荷为0.750、0.621，周围重要他人的参与行为产生了良好的效果或破坏行为受到了惩罚，那么公众会出于从众心理或为了避免惩罚，而产生内在的参与意愿。

（3）知觉行为控制PBC。由表7可知，知觉行为控制对参与意愿的标准化路径系数为0.103，且在5%的显著性水平下通过检验，命题H3得证。在测量方程中，由表6可知，知觉行为控制的3 个可观测变量PBC1、PBC2、PBC3 的标准化因子载荷为0.867、0.933、0.791，表明居住在河流附近的公众对自己参与河湖治理的知识水平、参与能力以及风险承担能力均充满信心。在河长制推行的背景下，公众的河湖治理知识得到普及，且当前公众参与主要是参与监督，基本不需要公众付出经济成本，故公众对自己的参与能力信心十足。

（4）政府行为规范GR。由表7 可知，政府行为规范对参与意愿的标准化路径系数为0.237，且在0.1%的显著性水平下通过检验，命题H5 得证。政府行为规范对参与行为的标准化路径系数为0.342，且在0.1%的显著性水平下通过检验，命题H6得证。在测量方程中，由表6 可知，政府行为规范的3 个可观测变量GR1、GR2 和GR3 的标准化因子载荷为0.761、0.892、0.806，这表明政府对公众所提意见的重视程度、回应程度和执行的积极性3 个变量对政府行为规范的贡献较大，且对公众参与河湖治理意愿有显著正向影响，并对公众参与行为也有正向作用。

（5）参与意愿W。由表7可知，参与意愿对参与行为的标准化路径系数为0.434，且在0.1%的显著性水平下通过检验，命题H4得证。在测量方程中，由表6可知，公众参与意愿的4个可观测变量W1、W2、W3 和W4 的标准化因子载荷为0.745、0.799、0.792和0.693，即公众关注河湖治理信息的意愿、公众为河湖治理进行宣传的意愿、当河湖生态遭到破坏参与治理的意愿与为良好的河湖环境进行支付的意愿对公众参与河湖治理的行为具有正向的影响。

表6 测量方程拟合指标结果Tab.6 Fitting results of measurement equation

表7 结构方程模型拟合结果Tab.7 Fitting results of structural equation model

3.3 中介效应分析

根据Baron& Kenny［31］指出所谓中介变量是指在自变量与因变量之间加入第3 个变量，这个变量会影响自变量与因变量之间关系。完全中介是指加入中介变量后，使原来的自变量与因变量之间的关系不显著，部分中介是指加入中介变量以后，使原来的自变量与因变量之间关系的强度改变。结合本文的概念模型，在心理因素、政府行为规范与参与行为之间的关系中，参与意愿充当了中介变量的作用。而且，在心理因素与参与行为之间的关系中，参与意愿充当完全中介的作用。在政府行为规范与参与行为之间的关系中，参与意愿起到部分中介还是完全中介的效果，需要进一步进行检验。

为检验中介效应，根据Preacher 和Hayes［32］的建议，本研究采用置信区间法，计算上下限的置信区间。若政府行为规范对参与行为的间接效应上下限的置信区间不包含零，则存在中介效应；反之，则不存在中介效应［33］。本研究在95%的置信区间下，执行5 000 次bootstrap［34］，估计上下限的置信区间，结果如表8 所示。间接效应点估计值上下限的置信区间均不包含零，说明存在中介效应，且间接效应为0.103。由于间接效应只占总效应的23.1%（0.103/0.445），因此，参与意愿是政府行为规范与参与行为之间关系的部分中介变量。政府行为规范通过参与意愿对参与行为的间接效应为0.103；政府行为规范对参与行为的直接效应为0.342；政府行为规范对参与行为的总效应为0.445。通过分析可知，政府行为规范既能够直接提高公众的参与行为，也能够在一定程度上通过提高公众参与意愿间接提高参与行为。

表8 中介变量的影响效应Tab.8 The effect of the mediation variable

4 结论与政策启示

4.1 研究结论

本文以长江流域公众参与河湖治理为例，在河长制框架下系统分析了心理因素、政府行为规范对公众参与河湖治理意愿与行为的影响。实证研究表明：

（1）表征长江流域河湖附近居民心理因素的3 个维度行为态度、主观规范、知觉行为控制均对公众参与河湖治理意愿有显著正向影响，且影响系数行为态度（0.203）＞主观规范（0.167）＞知觉行为控制（0.103），三者均通过参与意愿的中介作用对参与行为有显著的正向影响。

（2）政府行为规范不仅能通过参与意愿间接影响参与行为，且政府行为规范对参与意愿的影响系数为0.240，大于各心理因素对参与意愿的影响，还能够直接影响参与行为，政府行为规范对参与行为的总效应为0.445，略小于参与意愿对参与行为的影响。总体而言，政府行为规范对参与意愿与参与行为均有显著且正向的影响。

（3）长江流域河湖附近居民的河湖治理参与意愿对参与行为的影响系数为0.467，这充分说明参与意愿是引发参与行为的关键，且心理因素与政府行为规范通过参与意愿的中介作用对参与行为产生了间接影响。

4.2 政策启示

河长制已经进入常态化建设阶段，为建立其长效机制，调动公众参与的积极性和主动性，营造全社会共同关心和保护河湖的良好氛围，本文的政策启示如下。

（1）政府应该从各个维度注重公众积极心理因素的培育。行为态度是公众参与河湖治理的基石。教育是培育积极态度的有效工具，社会需要加强公众的水生态文明教育，以提高公众认知能力。此外，通过开展特殊体验活动，如组织示范河湖参观活动等，以深化公众对河湖治理的感知与体会，进而有效提高公众的河湖治理意愿。主观规范是公众参与河湖治理的催化剂。各级河长应积极加强正面宣传，让民众感受到示范性规范的作用，以提升公众对参与河湖治理的接受能力，进而内化为参与意愿的驱动力。知觉行为控制是公众参与河湖治理的有效保障。当地河长办应该提高公众对河长制中公众参与基本制度和运行机制的认识，帮助他们掌握参与其中的基本知识和能力，以增强公众参与的信心，进而转化为积极地参与意愿。

（2）完善河长制中公众参与的法律法规建设，分别从公众与政府两方面着手。公众方面：一是明确参与渠道，避免参与活动的临时性、随意性；二是明确公众参与的边界，避免“参与爆炸”导致的社会公众无序参与的极端结果。政府方面：规范其在处理河长制中公众参与问题时的行为，提高政府公信力。确保政府行为的公开性、回应性，对公众的监督及时处理，并将处理结果公开，提高公众参与有效性感知，激发公众的参与热情。

（3）完善河长制的信息公开制度，除已公开的信息以外，对公众所关注的河湖治理的政策行动、治理所达效果、流域环境数据以及监督反馈的结果等进行公开，并利用公众喜闻乐见的方式，如：微信公众号、微博、河长APP、抖音等，拉近政府与民众的距离，营造良好的沟通氛围，提升公众的参与水平。 □