农户资本禀赋、参与治理与河长制治水绩效研究

徐明庆，朱玉春

（西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100）

2007 年无锡市政府为解决因太湖水域水质严重污染而导致的蓝藻大面积暴发问题，首创由省、市、县、乡四级党政领导负责治水的 “河长制” ，该制度因治理水生态环境成效显著而受到社会普遍关注和全国其他省市地方政府的效仿[1]。随着大面积推行和各地方政府的创新性发展，河长制现已推广落实至村级，形成了五级架构全面推行河长制的新态势，实现了 “每条河都有河长” ，以 “一龙统领” 解决 “九龙治水” 困境，达成了提高治水效率、纾解水资源供需矛盾、改善水生态环境质量等目标。自2016 年中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于全面推行河长制的意见》以来，河长制逐步由地方性应急管理制度设计向长效化和常规化制度转变[2]。然而 “官方河长” 由于总揽行政事务，未免疏于实际管护而致监管绩效低下，且存在常态化巡河时限较短且频次较少、上级多通过汇报了解而下级消极上报问题、面对涉河突发事件响应迟缓等局限。为弥补 “官方河长” 的治理效能不足，湘江治理首创 “双河长” 模式，即将 “民间河长” 作为重要补充，激发公众参与激情并将其整合至河流治理实践中[3]。而沿河农户作为 “民间河长” 重要组成及河长制治水成果的直接利益相关者，更作为创造集体财富的重要产权主体，基于利益相关者理论中的共同治理内涵，为避免非排他性且作为 “公共池塘” 资源的农村水环境堕入 “公水悲剧” ，农户应参与协同治理以实现集体利益最大化[4]。根据奥尔森[5]提出的共容利益理论内涵，农户参与治水相当于在互惠规则下通过政社合作提供公共物品，有利于其灌溉用水、生活用水、紧邻水生态环境等状况的改善，正反馈刺激农户形成更强的治水参与意愿与政策执行力，从而化身为保护水资源、严守河湖水域岸线、防治流域水污染、治理水环境、修复水生态、监管涉河执法行为等治水工作的重要主体。

现有关于河长制的公众参与研究较少，主要关注地方实践探索与法制化构建[6]、技术嵌入协同治理[7]、政策施行困境探析[8]等宏观、中观层面，缺乏基于农户微观视角的参与治水绩效研究。考虑到河长制是一项惠及民生的政策工具，基于农户为行为主体的治水绩效评估，不宜因循投入、产出、效率等客观考核，还应包含公众主观感知判断，加之已有研究证明客观监测结果与公众的直观感受相一致，可见以农户的感知反馈为依据存在适地、实时、准确等优点，更具公共价值[9]。此外，前人研究[10-11]揭示农户的社会治理参与行为与防治环境污染效果均受自身资本禀赋制约。而布迪厄的实践理论认为资本是能直接或间接转换为货币的资源和权力，依此可将农户资本禀赋划分为经济资本、文化资本和社会资本，且受教育程度可表征文化资本[11]；黄晓慧等[12]进一步采用将农户资本禀赋扩充为自然资本、物质资本、人力资本、经济资本和社会资本的研究框架。在此基础上，结合舒尔茨[13]关于人力资本理论的论述，教育赋予公民自我道德认知并提高其工作能力，其带来的文化效益还能转化为经济效益，故受教育程度可用以表征人力资本质量；加之环境治理实践研究证明，以受教育程度表征的人力资本质量对环境治理绩效具备显著正向作用[14]，而以家庭人口数表征的人力资本数量对环境治理不具备显著影响[15]，故适宜采用文化资本替代人力资本。由此将农户资本禀赋归为自然资本、物质资本、文化资本、经济资本和社会资本，五类资本禀赋共同影响农户的参与治理并作用于河长制治水绩效，且治水绩效适合以农户的实际感知来表征。

本文拟探究农户资本禀赋对河长制治水绩效的影响，又因农户通过公众参与途径治水，具备可能的中介效应，故采用结构方程模型探究 “农户资本禀赋→参与治理→河长制治水绩效” 的内在作用机理，从而为增强农户资本禀赋、优化农户的参与治理路径、提高河长制总体治水绩效等提供理论支撑和决策参考。

1 理论分析、变量设定与模型构建

1.1 理论分析与研究假设

（1）资本禀赋与参与治理。自然资本由资源、生命系统和生态系统构成，其在当今世界范围内处于普遍衰退趋势并制约经济发展，而公众参与治理有助于实现人与自然和谐发展，保障公众捍卫自身利益[16]；物质资本为农户生产必需物品，如化肥和农药，其在实际施用中易造成水源污染，而农户在自发或因政策宣传而具备环保意识并认同可持续发展理念的状态下，或 “将功补过” 积极参与水环境治理；在不存在经济成本门槛时，文化资本和经济资本均会对公众参与存在显著影响，文化程度越高或收入水平较高都倾向于推进公众参与[17]；社会资本可拆解为信任、规范和网络，奥斯特罗姆曾指出当个体具备诚信品质、人际关系网络化且社会环境规范时公众参与将得到强化，且参与意愿代表公众参与的内在动力催生参与行为[18]。而农户作为利益关切的重要公众成分参与河湖治理，符合上述公众参与相关研究的主体前提。

由此提出假设H1：农户资本禀赋对其参与治理有显著影响。

（2）社会资本与河长制治水绩效。法国学者布迪厄最早于20 世纪70 年代提出社会资本概念，其当前代表性定义为个人通过社会联系摄取稀缺资源并以此获益的禀赋[19]。社会资本包括四种形式：①信任关系[20]；②互惠和交换[21]；③共同规则、准则与认同[22]；④沟通、网络和组织[23]，学界一般将形式②与③合并，归为信任、规范与网络三类。社会资本可通过共享信息、协调行动与集体决策影响环境治理的交易成本，且三类社会资本均能直接影响环境治理行为及其绩效[24]。而河长制治水绩效作为集体水资源管护的考评结果，无疑受农户社会资本制约。

由此提出假设H2：农户社会资本对河长制治水绩效有显著影响。

（3）参与治理与河长制治水绩效。鉴于环境治理的系统复杂性及人类行为的多样嵌套性，单纯依靠政府或市场力量难以从根本上解决问题，鼓励公众协同治理是解决环境问题的重要举措[25]。据统计学研究，环境治理效果与公众参与水平呈现出一定程度的正相关[26]；且前人研究表明，公众参与环境治理将推动环境政策趋向满足公民福利最大化，促进环境质量改善与管理成本降低[27]；但公众参与属 “过程驱动” 型，绩效结果不显著影响公众参与程度[28]，因此不考虑治水绩效对公众参与的反馈机理。在河长制推行过程中，农户参与治水作为 “官方河长” 的有效补充，不仅为行政管理和财政支出减压，还可为公众争取最大化的社会与生态福利，推动河长制治水绩效的提高。

由此提出假设H3：农户参与治理对河长制治水绩效有显著正影响。

（4）参与治理的中介作用。社会资本有助于打破 “囚徒困境” ，促使人们遵守规则，解决在环境保护中的利益冲突问题并抵御外来污染转嫁[29]，其在社会治理中起到克服集体行动困境、提高公共政策效率、促进政府治理绩效等作用[30]；且社会资本积累对经济增长和环境保护的绩效弹性极其显著，在环境政策激励下社会资本可通过公众参与渠道的内化积累实现经济增长和环境保护的双赢[31]。可见公众参与作为弥补官方环境治理不足的民主机制，在社会资本促进治水绩效的提升中应具备中介作用，即具备一定社会资本的农户对河长制治水绩效产生影响，可通过公众参与途径。

由此提出假设H4：农户参与治理在社会资本影响河长制治水绩效的过程中存在中介效应。

1.2 变量设定

（1）自然资本。农业生产是自然再生产、经济再生产和社会再生产的有机结合，并高度依赖于自然条件和地域资源。在中国这样文明发源于 “江河” 、具备数千年农耕文化的农业大国，河流历来是农户取水灌溉的重要来源，加之生活用水需求和水流循环自净功能，流域陆地成为农户集居和务耕的重要选择。紧邻河流资源意味着可及农耕灌溉，且能减少生产生活用水成本投入。因此用本村流经河流数来表征观测变量自然资本。

（2）物质资本。物质资本涉及生产所需的各类物资设备。对沿河农户而言，耕作过程中将对河流水质产生面源污染效应的物资投入为化肥与农药。因此以农药与化肥施用状况来表征观测变量物质资本。

（3）文化资本。受教育程度高的农户相对更具环保意识与护河能力，更倾向于参与私人巡河、捡拾沿河垃圾、打捞污染物、监督河流排污状况等。因此以受教育程度表征观测变量文化资本。

（4）经济资本。经济资本指家庭占有与可供支配的财富。MASLOW[32]认为重视环境问题属于人类安全需求，且在马斯洛需求层次理论中安全需求高于生理需求。而生理需求包括衣食住行等各方面的满足，需要一定的经济条件。按需求层次的递进关系可知，农户逐步重视河湖管护问题须以收入增长为前提。因此以家庭年收入表征观测变量经济资本。

（5）社会资本。社会资本作为农户外部资源获取能力的重要资本禀赋，对农户的决策行为具备重要影响[33]。参照已有研究[34]，从社会信任、互惠规范和参与网络三方面界定社会资本。其中，社会信任的测量可分为人际信任与制度信任[35]：人际信任为人际中对交往对象可靠性的概念化期望与信任行为[36]，以农户对亲戚、朋友、邻居和村干部四个常态化社会接触对象的信任程度进行表征，前三个社交对象为人际关系网络中信息与物质资源更易获取对象，村干部则为基层公共治理事务实践环节中不可或缺的组织者、引领者和纠错者；制度信任依赖于制度环境，是基于 “非人际” 关系的社会信任，其在改善公众环境治理行为中扮演着重要角色[37]，本文以农户对公众参与治水制度完善的认可度来表征。互惠规范指行动者双方相互依赖的关系或行为状态，相互建立起的责任和义务构成了可被利用的人际资源，一方面可限制掠夺性利己行为，另一方面又激励人们从事公共事务[38]，本文以求助人数和人际约制进行表征；参与网络包括横向的平等关系网络和垂直的等级关系网络[39]，前者反映公民间关系的紧密程度，后者反映公民个人或团体参与公共政策以增进社会福利的程度。因此以观测变量亲戚信任、朋友信任、邻居信任、村干部信任、制度信任、求助人数、人际约制、平等关系网络和等级关系网络来共同表征潜变量社会资本。

（6）参与治理。公众参与治理由参与意愿和参与行为构成，把握其集体行动属性并推动集体理性选择可有效提高环境治理水准[40]。在政策推行中，农户作为自主意识较差的保守型群体，往往需要组织牵头治理以激励其形成参与意愿，且农户往往出于内外部局限而致参与河湖治理意愿不够全面，因而包括管护、决策、监督、投诉等环节，表露任一种意愿即可视为存在参与意愿。水环境治理参与行为可分为自我参与、参与决策、参与监督与投诉上访：自我参与指农户自主参与河流污染防治与管护；参与决策指农户作为河流治理的参与、感受方，乃至作为 “民间河长” 代表参与到河长制决策中，同时统合民众的建言献策、评价、反馈等经验智慧以保障有效决策，助推河长制规章制度建设；参与监督指农户监督周边工农业的污染行为，及监督政府和公益团体的河流管护工作；投诉上访指农户基于河流污染行为和管护不当现象，依制度程序向职能部门投诉和上访。因此参与意愿为单一观测变量；潜变量参与行为则由观测变量自我参与、参与决策、参与监督和投诉上访来表征。

（7）治水绩效。借鉴杜晓荣等[41]对农村饮用水安全保障工程的绩效评价研究，将河长制治水绩效分为经济绩效、社会绩效和生态绩效三个维度。经济绩效代表治水投入产出回报水平，主要可分为个体效益、集体效益和旅游效益：个体效益指治水成效有利于家庭收入增长，集体效益指河流治理为村集体增创收益，旅游效益指水生态环境改善助长了当地旅游经济的泛活。社会绩效是指河湖治理带来的社会福利改善水平，其一在于农户对治水效果的满意程度，即效果感知；其二在于该地河长制施行范式是否因成效显著而被其他村借鉴，反映优良治理模式的社会推广效应，即借鉴程度；其三在于通过水环境协同治理，在完善基层社会治理的同时是否带动村中其他公共事务管理水平的提升，即带动管理水平；其四在于河湖 “乱占、乱采、乱堆、乱建” 问题的解决程度，即弊端解决；其五在于 “双河长” 河湖治理模式提高居民的环保意识状况，即增强环保意识。生态绩效主要体现在保障水生态环境可持续发展的成效，其一在于减少河流周边垃圾堆放的效果，即垃圾堆放改善；其二在于提升河流水质，从 “脏、臭、乱” 到污水净化及河流泥沙携带量减少，即水质改善；其三在于通过治水控污来修复水生态系统并恢复河流生物多样性，即生物多样性改善；其四在于人工造林护河的成效，即植被改善。因此潜变量经济绩效由观测变量个体效益、集体效益和旅游效益来表征；潜变量社会绩效由观测变量效果感知、借鉴程度、带动管理水平、弊端解决和增强环保意识来表征；潜变量生态绩效由观测变量垃圾堆放改善、水质改善、生物多样性改善和植被改善来表征。

1.3 模型构建

本文利用结构方程模型（SEM）[42]研究农户资本禀赋、参与治理与河长制治水绩效的内在影响机制。

采用如式（1）的结构模型表示潜变量之间的因果关系：

采用如式（2）的测量模型表示观测变量与潜变量之间的关系：

式（1）、（2）中：η代表内生潜变量向量；α为常数项；ξ代表外生潜变量向量；Γ代表路径系数，揭示外生潜变量对内生潜变量的影响；ζ代表结构模型的残差项，表示方程中未能被解释的部分；y代表可测内生指标；Λy代表内生观测变量与内生潜变量之间的关系，即内生观测变量在内生潜变量上的因子载荷矩阵；x代表可测外生指标；Λx代表外生观测变量与外生潜变量之间的关系，即外生观测变量在外生潜变量上的因子载荷矩阵；ε和δ代表测量模型的残差项。

依上述理论分析和变量设定，绘制结构方程影响路径如图1 所示。

图1 “农户资本禀赋→参与治理→河长制治水绩效” 结构方程影响路径

2 数据来源与变量说明

2.1 数据来源

本文采用数据来自2020 年10—11 月在陕西和宁夏的实地调查。运用随机抽样与典型抽样相结合的方法实地访谈，共回收问卷772 份。选取560 份沿河农户问卷数据（占总样本72.54%），由于所设观测变量数为30，故满足结构方程模型中样本量与观测变量比例大于10 的要求[43]。

其中，自然资本是农户基于河流资源实际与生产生活圈所认定的本村流经河流数，而求助人数为农户依人际资源多寡所定，二者均因数据偏倚而不符合正态分布。本文参考现有研究[44]，以变量有值数据均值的2 倍来核算全值，进而对全值作五等划分并逐级赋值，从而保留数据的偏斜特征以保障结论的可靠性。重新赋值后，观测变量自然资本和求助人数均为峰度值小于8 且偏度值小于3，符合AMOS 数据分析的正态分布要求[45]。

观测变量存在的缺值均采用AMOS 17 提供的回归填补法进行数据填补。

2.2 变量说明

基于上文变量设定与数据处理，观测变量具体含义设定、赋值及其描述见表1。

表1 观测变量含义、赋值及描述

3 农户资本禀赋、参与治理与河长制治水绩效的实证分析

3.1 样本基本情况描述性统计

对样本构成情况进行描述性统计（表2）。农户调查应以家庭主要决策者为访谈对象[44]，样本构成统计中个别缺值不纳入分析。受访对象中，41 ～60 岁占54.04%，且61 岁及以上达31.60%，表明受访地区家庭主要决策者老龄化较为显著；文化程度为初中占比最大（40.00%），其次是小学及以下（33.75%），而本科及以上占比仅1.25%，反映所访人员文化程度普遍偏低，高学历者在当地仍属稀缺人才；65.18%为男性，一方面反映所访沿河地带男性话语权较高且社会性活动相对活跃，另一方面也通过实践行动反映出男性相对女性具备更强的治水参与意识和能力；党员人数占比29.87%，反映所调查的沿河地区政治资源分配较为均衡，社会结构存在一定的递级趋势，农户在政策参与资质上具备较强优势，有利于农户政治素养的培养、村中公共事务的展开和政社合作下参与治理的推行；干部占比达25.60%，对于政策推行下的河流污染防治，身兼基层职务的农民显然具备更高认知水平，也易通过社交网络进行制度信息扩散；知道河长制占比65.71%，足见制度宣传已深入民众，由此调研数据的精确性得以保障。

表2 样本构成基本情况描述

3.2 模型拟合检验结果

（1）信度、效度检验。采用克朗巴哈系数α作为信度测度指标时，一般认为α达到0.7 及以上便有其价值，自设探索式研究中α可放宽至0.6；而组合信度在0.7及以上属于较佳。由表3 可知量表信度良好。

表3 信度检验结果

平均方差抽取量（AVE）在0.36 以上属于收敛效度可接受[46]，而AVE 平方根大于潜变量间相关系数则表明区别效度良好。由表4 可见除社会资本外的AVE 均大于0.36，而社会资本的AVE（0.276）与可接受值间差异很小，在自身探索式研究中属于可接受；对角线标黑处为AVE 的平方根，可见社会绩效与社会资本、社会绩效与生态绩效的相关系数均微大于AVE 的平方根，且差异率仅分别为5.14%与7.12%，属可接受范畴。足见量表总体上效度良好。

表4 效度检验结果

（2）模型适配检验。拟合优度值符合评价标准代表SEM 模型适配数据，是SEM 模型分析的前提。本文结合以往文献中出现的SEM 拟合优度指标报告频率表[47]并参考拟合指标可接受放宽边界[48]，选取11 项重要拟合指标联合判定。SEM 理论模型有6 项拟合指标未严格通过（表5），根据MI 修正指数添加 “生态绩效→社会绩效” 与 “社会绩效→经济绩效” 路径后（图2），模型仅有NFI 值（0.784）未严格通过，但与阈值0.8 极为近似，在自设探索式研究中可视为通过拟合判别。由表5 可知修正后SEM 模型拟合良好。

表5 SEM整体模型适配度评价结果

图2 结构方程模型路径分析估计结果

3.3 路径分析与假设验证

3.3.1 测量模型路径分析

AMOS 17 输出的测量模型中观测变量和潜变量拟合结果见表6，其中显著性最弱的观测变量求助人数的P值为0.051（近似于0.05），在自设探索式研究中可认为因子载荷系数估计均通过显著性检验。涵义解释以潜变量经济绩效为例，其3 个观测变量的标准化因子载荷都显著为正，代表提升个体效益、集体效益和旅游效益均能显著提高治水经济绩效。余者同理，不再详述。

表6 测量方程拟合结果

3.3.2 结构模型路径分析与假设检验

基于表7 和图2 的路径分析结果，结合表6 的测量方程拟合结果，对研究假设进行检验，具体分析如下。

表7 结构模型拟合结果

（1）资本禀赋和参与治理。自然资本对参与行为的影响路径系数为0.101 且通过1%显著性检验；物质资本对参与行为的影响路径系数为-0.075 且通过10%显著性检验；文化资本对参与行为的影响路径系数为0.235 且通过0.1%显著性检验；经济资本对参与意愿的影响路径系数为0.098 且通过10%显著性检验；社会资本对参与意愿的影响路径系数为0.125，对参与行为的影响路径系数为0.222，且均通过10%显著性检验。表明农户资本禀赋对其参与治理有显著影响，支持假设H1。

自然资本显著正向影响参与行为，对参与意愿影响不显著，可能是因为本村河流为生产生活与经济发展带来便利，农户对政策导向性治水有跟从义务；但河流数越多则治理工作越繁，对日常挣钱养家和休闲时间构成挤压，导致机会成本递增，参与意愿视家庭环保素质和得失权衡而定。

物质资本显著负向影响参与行为，对参与意愿影响不显著，可能因施用化肥与农药是资金技术缺乏的小农户增产增收的主要途径，难以避免其为谋生计而增用农药与化肥；但基于化肥、农药淋溶所带来的水面源污染和村民的道德监督，农户可能有意愿补偿性治水，但最终治水意愿视收入结构和环保道德而定。

文化资本显著正向影响参与行为，对参与意愿影响不显著，可能是因为学历高使农户理解、响应并执行政策性治水的能力更强；但高学历往往伴随着高报酬工作和非农社交圈，须额外付出时间、精力成本，参与意愿因不同群体的环保重视程度而异。

经济资本显著正向影响参与意愿，对参与行为影响不显著，可能是收入提高使部分农户倾向于脱离谋生的忙碌束缚而投身公益，更关注水生态保护所带来的社会福利效应；且地方政府治水奖励机制的施行可带来额外收益，使经济观念较强的农户受到激励；但高收入农户往往意味着社会分工负担大、社交频繁和工作生活紧凑，其参与行为往往视时间富余度、民望关切度和效益优先次序而定。

社会资本显著正向影响参与意愿和参与行为，可能是社会信任使农户对协同治理改善用水状况与人居水环境怀有期待，通过参与网络在村民间和干群间加强合作联系，并在互惠规范作用下形成将个人利益与集体利益密切结合的共融利益趋向，从而促成农户参与治水。

（2）社会资本和治水绩效。农户社会资本对河长制经济绩效、社会绩效和生态绩效的影响路径系数分别为-0.172、0.150 和0.428，且分别通过10%、10%和1%显著性检验。表明社会资本对治水绩效具备显著影响，支持假设H2。

社会资本显著负向影响经济绩效，意味着农户社会资本越丰富，越可能对个体效益、集体效益和旅游效益形成阻碍。可能是举报污染行为与道德监督的人际约制，在减少农耕中滥用化肥与农药现象的同时，也减少了产出而制约农业收益；此外召集农户治水会增大集体治污经费投入，并使旅游配套设施的可能性投入缩减，导致集体和旅游效益受限。

社会资本显著正向影响社会绩效，意味着农户社会资本越充裕，越可能提高效果感知、加强借鉴程度、带动管理水平、促进弊端解决和增强环保意识。可能是农户对村干部的信任追从使其更关注河湖管护，亲友邻居间的信任与互惠驱动其参与治理，加之制度信任加深了治理实效感知，由此提高了治理效果满意度；对亲戚朋友的信任在 “爱有差等” 的乡土社会亲疏序次中居于信任首位，能在情感纽带和地缘关系基础上提高制度绩效的宣传力度和采信水平，以此促进周边村的治水借鉴；对基层村干部的人际信任有利于公共治水事务展开，信任河长制且参与治水成效显著有助于提升政府公信力，在村民间交互适应与干群间自上而下的治水制度贯彻下，不仅有助河湖 “清四乱” ，还将促进本村其他公共事务管理；人际约制包含人情社会中更具效力的道德谴责与制度规范形成闭环中关键的监督举报，推动形成防污治水自觉，加之参与网络的人际观念传递，将增强农户环保意识。

社会资本显著正向影响生态绩效，意味着农户社会资本禀赋越高，越可能提高垃圾堆放、水质、生物多样性与植被的改善水平。可能与周边关系密切人群的互助互信、互相监督和信息交互，有利于协同参与河流污染防治以提高实效；而农户相信制度完善并服从村干部安排，将减少参与治水顾虑并推进协同治理有序开展。由此促成河岸垃圾全面清理，水体中的垃圾及其浸出液减少，护河林建成并带来涵养水源效能，以及保护河流形态多样性和恢复水体生物群落多样性。

（3）参与治理和治水绩效。参与意愿对参与行为的影响路径系数为0.303 且通过0.1%显著性检验；参与行为对经济绩效的影响路径系数为0.393 且通过0.1%显著性检验，对社会绩效的影响路径系数为0.089 且通过10%显著性检验，对生态绩效的影响路径系数为0.218且通过0.1%显著性检验，表明农户参与治理对河长制治水绩效有显著正影响，支持假设H3。

根据辩证唯物主义观点，意识发挥能动作用而非直接作用于物质，故实际研究不考虑参与意愿对治水绩效的直接影响。即农户出于自发的环保意识，在基层政府的引导激励与人际网络的信息互通下逐渐理解和接受河长制，形成治水参与意愿，并随环保认知的逐步推进由自发意愿转化为治水实践。

参与行为显著正向影响经济绩效，可能是因为农户自主性参与治水降低了管理成本，即将流域水环境视为准公共物品，农户作为消费者负担部分可减少财政支出；参与决策使农户在作为重要主体参与公水治理的同时也能合理表达自身利益；监督和投诉上访发挥了群众的约束作用，也实时弥补了 “官方河长” 的管治缺漏，带来的水生态环境改观有利于吸引游览人群。

参与行为显著正向影响社会绩效，可能是因为自主参与整治脏乱差的河道，使农户对遏制水生态退化有直观的效果感知，且参与面越广越能提高公众环保意识；参与决策有助于保障集体决策有效性，维护河长制的制度地位，为本村其他公共事务管理提供了可借鉴的成功经验，且因地制宜的创新模式易为周边村所效仿；群众的监督作用有助于相关部门下定决心整治积弊已久的 “四乱” 问题；投诉上访不仅能防止旧问题复发扩大，还能在新问题初露端倪时便于预防整治。

参与行为显著正向影响生态绩效，可能是因为农户通过自主参与河道管护，有助于在基层就发现和解决复杂水问题，减少由垃圾堆放带来的脏、臭、乱等负面感官冲击，且在植树护河之余保护符合地区地貌特征和生态条件的特殊植物群落，如此不仅能提高水体清洁度，还将提升沿河环境宜居度与观光吸引力；农户参与决策可发挥其身处 “治水第一线” 的主体意识作用，避免群体决议的治水措施脱离实际，实现解决尽可能多的环境问题、形成尽可能小的机会成本和达成尽可能高的时间效益，而监督和投诉上访在其间起着纠错和反馈作用，有助于形成 “目标→实行→反馈→目标” 闭环式高效率运转。

（4）中介效应分析。由上述分析知，社会资本对参与意愿和参与行为的影响路径系数都显著为正；社会资本对经济绩效、社会绩效和生态绩效的影响路径系数都为显著；参与意愿对参与行为的影响路径系数显著为正，参与行为对3 类治水绩效的影响路径系数也都显著为正。说明社会资本通过参与治理间接影响治水绩效（部分中介），支持假设H4。

（5）模型修正路径分析。根据MI 指数进行模型修正后可知，生态绩效对社会绩效的影响路径系数为0.752，社会绩效对经济绩效的影响路径系数为0.261，且均通过0.1%显著性检验。

由影响路径可知，生态绩效显著正向影响社会绩效，再由社会绩效显著正向影响经济绩效。一般而言，自然资源是社会进步和经济发展的物质基础；经济进步则以社会分工为前提，标志性的是人类历史上三次社会大分工所带来的经济变革。农户基于不同资本禀赋的参与治理，在治水绩效的呈现中也应遵从上述发展规律：治水带来的生态环境改善引发社会治理正面效应，而被激励的社会认同和参与治理又促使农户的生产生活方式趋于绿色化，最终由环保消费偏好正反馈以经济效益的改善。

（6）整体效应分析。为进一步探析整体效应，对农户五类资本禀赋、参与意愿和参与行为、河长制三类治水绩效之间的直接效应、间接效应和总效应进行分析（表8）。

表8 农户资本禀赋、参与治理与河长制治水绩效的影响效应

自然资本通过参与意愿对参与行为的间接效应为-0.009（削减8.91%的直接效应），但自然资本对参与行为的总效应为0.092，可见自然资本对参与治理存在正的总效应。其余四类资本禀赋对参与治理的总效应分析同理，除物质资本是负的总效应外，文化资本、经济资本和社会资本对参与治理均具备正的总效应。

自然资本通过 “参与意愿→参与行为” 对生态绩效的间接效应为0.020（也即总效应），通过 “参与意愿→参与行为（→生态绩效）” 对社会绩效的间接效应为0.023（也即总效应），通过 “参与意愿→参与行为（→生态绩效→社会绩效）” 对经济绩效的间接效应为0.042（也即总效应），可见自然资本对河长制治水绩效存在正的总效应。其余4 类资本禀赋对河长制治水绩效的总效应分析同理，除物质资本对3 类治水绩效均为负的总效应外，文化资本、经济资本和社会资本对河长制治水绩效均为正的总效应。

参与意愿对参与行为的直接效应为0.303（也即总效应），可见参与治理内部效应为正。参与行为对生态绩效的直接效应为0.218（也即总效应）；除正向直接效应外，参与行为通过生态绩效对社会绩效的间接效应为0.164（占总效应的 64.82%），通过 “生态绩效→社会绩效” 对经济绩效的间接效应为0.066（占总效应的14.38%）。可见参与治理对河长制治水绩效存在正的总效应。

综上所述，参与治理作为中介，在整体效应上促进了农户资本禀赋对河长制治水绩效的影响，且在治理效果上存在 “生态绩效→社会绩效→经济绩效” 优先次序。

4 主要结论和政策建议

本文基于结构方程模型探讨了农户资本禀赋、参与治理与河长制治水绩效的内在影响机理。经实证分析得出如下结论。

（1）农户的自然资本和文化资本显著正向影响参与行为，对参与意愿影响不显著；物质资本显著负向影响参与行为，对参与意愿影响不显著；经济资本显著正向影响参与意愿，对参与行为影响不显著；社会资本显著正向影响参与意愿和参与行为。

（2）农户社会资本通过参与治理的部分中介作用显著正向影响治水绩效，且参与治理内部存在 “参与意愿→参与行为” 的显著正向影响。

（3）整体效应上，参与治理作为中介促进农户资本禀赋对治水绩效的影响，且治理效果存在 “生态绩效→社会绩效→经济绩效” 优先次序。

本文通过实证研究，发现农户五类资本禀赋在一定程度上决定其参与意愿和参与行为，进而通过参与治理影响河长制三类治水绩效。为提高河长制治水绩效，提出以下政策建议：

（1）抓紧 “乡村振兴” 和 “高质量发展” 契机，做好 “生态修复→社会治理→经济发展” 三步走可持续发展战略，在农村宣传互助、互信、互相监督和干群协作在公众参与治水中的重要性，充分发挥农村熟人社会在河湖治理中的秩序规范作用，着力推进基于生态保护与社会共治的农村经济发展；同时推动农村人文建设与环保制度落实，以绿色价值观和生态担当为道德引领，以可持续发展的制度内涵为科学指导，让环境治理成为地方政府和群众的首要关切，以此形塑农户的精神与政治生活面貌。从而强化农村生态文明、社会文明、物质文明、精神文明和政治文明建设，为农户参与治水资本赋权。

（2）完善 “民间河长” 的参与制度规范，鼓励和邀请被聘任为 “民间河长” 的沿河农户代表参与河湖治理的政策决议、工程规划、资金募集、示范宣传、监督管理、奖惩实施等过程，并建立起实地公益诉讼机制作为法律保障；构建治水信息发布机制，以村委会公告栏、农村广播、地方电视台、电子政务平台、微信公众号、水利信息网、短视频平台等农户信息可及途径公示水污染现状、治水资金来源、治理方案、降污目标、执行情况、奖惩决定等，同时设置多渠道信访窗口和对策采信投票栏，使农户能基于自身生产生活的实际诉求，协助和监督政府治理河湖。