制度安排对河湖治理中农民参与意愿与行为悖离的影响研究

朱玉春，张亚亚，付阳奇

（西北农林科技大学经济管理学院，陕西杨凌 712100）

一、引言与文献综述

农村生态环境治理是建设美丽乡村的关键一环。随着我国农村经济的快速发展，农村生态环境问题日益凸显，其中河湖环境问题尤为突出［1］。《第二次全国污染源普查公报》显示，全国水污染物排放中农业源的化学需氧量高达1 067.13 万吨，农村约有2.27 亿人口存在饮用水不安全问题，农村水环境治理刻不容缓。2016 年中共中央办公厅和国务院办公厅联合印发《关于全面推行河长制的意见》，使治理权责落实到地方党政主要负责人，由其担任河长负责辖区内流域资源的保护和管理，为解决我国水环境治理难、体系杂的困局提供了一项制度创新。然而这种自上而下的科层治理模式囿于过度依赖政府的行政化运作手段而缺乏公众的参与力量，常常发生效率失散［2］。善治理论认为：“治理是一个持续互动、相互协调的过程；善治实则是国家权力向社会的回归，是一个还政于民的过程；政府与公民的合作，是社会和谐的实质性要素，也是善治的本质。”［3］作为村域河湖环境治理的受益者、污染制造者和在场者［4］，农民参与是充分发挥“河长制”制度优势的必要条件，也是实现善治的内在要求。由于基层治理设计和动员能力的不成熟、公众参与体制和利益表达机制的不健全，目前我国农村水环境治理中呈现出高参与意愿、低参与行为的现象。调查结果①根据调研结果整理而得。中有91%的农民均表达出较高的意愿响应，但仅有42%的农民有实际参与行为，参与意愿和行为之间存在较大的差距。因此，探究如何抑制这种悖离，促进农民参与意愿向行为的转化，对村域河湖环境建设具有重要的理论价值和实践意义。

关于公众参与意愿与实际行为相悖的文献颇多，涉及绿色消费［5-6］、绿色技术采纳［7-8］、环境保护［9-10］、资源节约［11-12］以及土地流转［13］等诸多领域。通过梳理文献发现，已有研究大多从农民层面出发，探究性别、年龄、收入水平、知识水平和风险感知等因素的影响，也有研究集中于技术环境方面，如农业经营规模、地块要素和原料获取等。值得注意的是，农户参与意愿与行为之间的悖离与农民自身因素、技术环境因素等的相互作用是在一定的制度环境中发生的，且本文的研究背景是河湖环境治理，属于公共池塘资源的范畴，其自身具有非排他性和竞用性等特殊属性，单从个体层面和技术环境方面的研究似乎不足以分析农民参与意愿与行为的关系。近年来，公众参与领域中新出现的一系列文献强调，制度安排在影响亲环境态度和推动个人开展亲环境行为等方面发挥着关键作用。正式制度和非正式制度的相互组合形成制度组态，二者相互支撑，对农民绿色生产行为有显著的促进作用［14-15］。同时，对有奖惩政策地区的农民而言，其亲环境意愿和行为正一致的概率显著提高［16］。然而，也有学者对制度安排的有效性提出质疑：由于各村庄历史文化特征和社会经济发展异质性的存在，政府出台的环境政策治理效果不尽如人意［17-18］，正式制度对“搭便车”行为的影响有限，凡村庄内涉及到的公共物品，其供给能力仍然不足［19］。毋庸置疑，农民是在一定的制度环境下作出其行为选择，但制度安排的作用机理尚不明晰，同时，制度安排能否抑制农民参与意愿与行为的悖论，正式制度和非正式制度对农户参与行为的影响是否有显著差异，还有待深入研究。鉴于此，本文利用陕西、宁夏两省680 份农民微观调查数据，探究制度安排对农民参与意愿与行为悖离的作用机理，采用倾向得分匹配法（PSM）建立反事实研究框架，测算制度安排（正式制度、非正式制度）对农民参与意愿与行为悖离的影响效应，并实证分析影响效应在不同村庄规模、农民年龄和性别下的组群差异。本文的研究结果有益于拓宽制度安排对农民参与行为的研究视域，以期为实现村域河流环境治理提供实践参考依据。

二、理论分析与研究假说

计划行为理论（TPB）为人类研究意愿与行为的关系搭建桥梁。Ajzen［20］提出行为态度、主观规范和感知行为控制是决定行为意愿的三大主要变量，感知行为控制的增强有助于个体意愿向行为的转化。以往研究中，个人意愿和行为通常是相通的［21］，即愿意参与河湖治理的农民也很可能付诸实际行动。然而，诸多理论和实践已证实，意愿并非行为的充分必要条件［9，22］，特别是当面临河湖环境这一明显具有外部性的公共池塘资源时，易陷入个体理性选择而集体非理性结果的集体行动困境。在这种情况下，意愿和行为的悖离通常需要一种外在或内在力量加以约束，如法律或契约的正式约束、宗族或道德文化的非正式约束［23］。新制度经济学认为，任何经济活动都是在制度安排下实现效用最大化，制度安排可被视为社会的“博弈规则”，包括正式制度和非正式制度［24］。在中国农村社会中，不同制度形式往往相互替代或相互补充［17］，正式制度通过合法、强制等特性为非正式制度提供引领和支撑［25-26］；非正式制度内生于村庄生活实践，通过发挥其“本土优势”弥补正式制度在农村社会应用中的不足。

首先，正式制度通常是指书面的、被正式接受且实施的法律法规或规章制度，由官方或法律授权，赋予农民参与资格并保障其参与权力［27］。一方面，由于公共池塘资源属性和人们固有的自利、机会主义等行为动机相冲突，河湖环境治理易陷入无人参与的困境［28］。而一套明晰的公众参与治理政策通过对违反规定的行为边界进行清晰界定，增加农民规避责任的风险，建构集体合作行动的效率秩序［29］；另一方面，在当前的农村社会中，农民尚不具有获取充足信息的能力，面对模糊不清的参与流程，选择“不参与”也无可厚非。有效的正式制度可以减少交易成本，增加可预见性，同时为农民参与环境治理提供必要制度支持，如合法性地位的确认、组织资源的支持及治理信息的获取等［30］，进而在一定程度上减少农民所面临的障碍，提高参与效率。基于此，提出如下研究假说：

H1：参与式的环境政策对农民参与意愿与行为的悖离有负向影响。

其次，虽然法律法规、环境政策等正式制度的加入能为村民参与提供合法性基础，但是可能真正根植于农民日常生活的是乡村社会的日常行为规范，是隐藏在合法性背后的一套显性逻辑，这种非正式制度被斯科特［31］称为“隐藏的文本”。在中国的乡土社会中，声誉、面子观念、道德习俗等村规民约深深地扎根于农民的互动交往中，这种“隐藏的文本”对乡土秩序的构建与维系起着决定性作用［32］。一方面，通过建立稳定的、惯例化的行为，形成一套特有的行为准则和价值规范，使村集体成员“默契地”支持村庄共识或一致性；另一方面，非正式制度往往内化于个人的行为之中，是嵌入个体的内在“偏好”，约束人们本能的短视和机会主义，减少集体合作中的协调成本［33］。相比较而言，非正式制度是集体成员之间通过传承、习俗、经验、互动等方式形成的，能够使成员自觉遵守和服从，在政策法规较难顾及的乡土地区，村规民约在引导、规范农民行为上的作用比正式制度更为有效［34-35］。基于此，提出如下研究假说：

H2：环境管护类的村规民约对农民参与意愿与行为的悖离有负向影响；

H3：村规民约较环境政策在抑制农民参与意愿与行为的悖离中更为有效。

感知行为控制（Perceived Behavior Control，PBC）主要是指个体自我感觉对行为后果的控制能力［36］。在本文中，感知行为控制主要反映的是农民对参与村域河湖环境治理的能力认知和条件评估［37］。能力认知主要反映农民对自身是否具有参与环境治理能力的评判，表现为环境知识的储备、时间精力、年龄大小等因素；而条件预期则是农民对参与环境治理条件是否充分的评估，表现为参与权力的认同、制度保障的健全、治理信息是否及时等因素。正式制度通过保障农民参与权力的保障，提升农民对自身参与能力的感知，使河湖环境治理条件得以有效改善，同时提高利益相关者的参与预期，使空泛、高涨的“口号”逐渐转变为长期共赢的合作［38］。非正式制度是嵌套于村庄内部的行为规范，通过激发村民间的情感力量和内生动力促进合作的达成，缓解环境治理的参与困境，提升微观主体的参与效能感，引导村民作出有利于提升农村社会福利的决策行为［33］。基于此，提出如下研究假说：

H4：正式制度通过提升能力感知、条件预期，显著抑制农民参与意愿与行为悖离；

H5：非正式制度通过提升能力感知、条件预期，显著抑制农民参与意愿与行为悖离。

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

数据来源于课题组2020 年10—11 月在陕西、宁夏两省（区）开展的实地调研和深度访谈。课题组综合考虑各村的水环境状况、人口数量、产业结构等因素，采取分层抽样和简单随机抽样相结合的方式，选取汉中市、安康市、中卫市、吴忠市、银川市5 个市13 个县45 个村作为调查区域，每个县随机选取1～2 个乡镇，每个乡镇随机选取2～3 个自然村，再在每个抽样的自然村中随机选取10～15 位农民，依次形成截面数据。此次调查共获得772 份问卷，在剔除缺失值样本后共获得有效样本749 份，样本有效率达97.02%。

本次调查的受访者主要是50～65岁（53.81%）非党员（67.29%）男性（63.82%），学历水平大多集中在初中及以下（63.69%）；年收入在1～3 万元的农民占样本总数的35.65%，7 万元以上的农民仅占12.42%。参与意愿与行为相悖的农民有371人，比例高达49.53%，其中，“有意愿而无行为”的农民有360人，比例达48.06%。本文旨在探究制度安排能否抑制农民参与意愿与行为的悖离，因此重点关注“有意愿且有行为”“有意愿而无行为”这两个样本，对其进行回归分析并讨论。

（二）变量选取与描述性统计

1.被解释变量 本文的被解释变量为农民参与意愿与行为的悖离（gap）。借鉴相关研究［39-40］，将农民参与环境治理划分为投资和投劳两种方式。对应的问卷题项为：“目前，您是否有参与河流环境治理的投资行为？”“目前，您是否有参与河流环境治理的投劳行为，如出工清理河道等？”。被调查个体只要存在一个维度的参与行为即视为有参与行为，赋值为1，若都无则赋值为0。本文中参与意愿的衡量依据调查问卷中的题项“你是否愿意参与河长制进行河湖治理（包括投资、决策、监督、管护、宣传任意环节）？”，选项为“是”（赋值为1）和“否”（赋值为0），进而将存在参与意愿与行为相悖的样本赋值为1，不存在时赋值为0。

2.解释变量 本文解释变量为制度安排。以问卷中的题项“在当前社区，是否有参与河湖治理的明文规章制度”来表征正式制度；选取问卷中的题项“当前社区是否存在河湖管护的一些习俗或者习惯，如在固定节日，集体出工清理河道垃圾，进行河岸绿化”来表征非正式制度，选项为“是”（赋值为1）和“否”（赋值为0）。

3.控制变量 参考Fang等［12］的研究，将控制变量分为三大类：个体特征、经济因素和主观因素。首先，受访农民的个体异质性与意愿向行为变迁之间存在一定的相互作用，如受访者的性别、年龄、户口类型、学历水平、从众心理等；其次，个人年收入、职业相关性等经济因素使得参与意愿与行为之间存在显著差异；再次，考虑所在社区是否设立民间河长这一因素，并加入省份虚拟变量。上述变量说明与描述性统计如表1所示。

4.机制变量 借鉴已有研究［37］，分别选取“您个人有能力参与河湖治理”“您可以参与政府组织的河流清污、清理河道、维护河岸等河流治理活动”“您有能力对污染行为进行监督并问责”3 个指标来衡量能力感知变量；选取“在当前社区（村），您能够及时获取河流治理状况的信息公示”“在当前社区（村），公众参与河湖治理较为便捷”2 个指标来衡量条件预期变量。指标测度使用李克特5 级量表，同意程度从1 到5 逐级增加：完全不同意=1，比较不同意=2，一般=3，比较同意=4，完全同意=5。本文使用Stata15.1 对上述指标进行探索性因子分析，上述指标的KMO 值分别为0.602 3 和0.612 2（均大于0.60），卡方值分别为120.19（P＜0.001）、298.77（P＜0.001），表明所选指标适合进行因子分析。各变量说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计

（三）模型选择

研究制度安排对参与意愿和行为悖离的影响时，需考虑到农村居民的行为选择会受到性别、家庭、教育等各方面因素影响，并非随机发生，同时一些不可观测的因素可能会混淆对“制度安排”和“农民参与意愿与行为悖离”之间因果关系的判断。本文采用倾向得分匹配，定义制度安排对农民参与意愿与行为一致性的平均处理效应（ATT）为：

式（1）中，Di=1 表示处理变量，Xi是个体i特征变量的集合，Yi表示农民参与意愿和行为的悖离。PSM 反事实框架分析步骤包括倾向得分、匹配方法选择、共同支撑假设、平衡性检验和估计平均处理效应。本文使用Logit模型进行倾向得分估计，计算处理组和控制组的个体受到制度安排影响的概率为：

式（2）中，p为要估计的倾向性得分。本文采用k近邻匹配、半径匹配、核匹配、卡尺内k近邻匹配和局部线性回归5种匹配方法，并对这些结果进行比较。如果不同匹配方法的结果相似，则表明匹配结果是稳健的。

四、结果与分析

（一）制度安排对农民参与意愿与行为悖离的影响效应

1.共同支撑域检验 为了保证样本数据的匹配质量，绘制密度函数图（图1）以检验匹配后的共同支撑域。由图1可知，处理组和对照组的倾向得分具有较大范围的重叠，且多数观察值都在共同取值范围内，表明匹配效果良好，因此满足模型的共同支撑假设。

图1 倾向得分匹配后的密度函数图

2.平衡性检验 由表2可知，在样本匹配后方程的总体偏误整体下降，分别由最初的24.1和22.2下降至5.3 和3.8；LR 卡方值统计量在目标模型中分别下降至8.76 和5.16；伪R2在匹配后都显著降低且均低于0.01；B值均下降至25%以下①根据Rubin的建议，该数值小于25时，样本的匹配是充分平衡的。。此外，均值偏差和中位数偏差均有大幅度降低，匹配后各项偏差值较小。综上所述，各匹配变量在统计上不存在显著性差异，该模型满足平衡性假设检验。

表2 平衡性检验结果

3.平均处理效应估计 表3 的回归结果显示，经过倾向得分匹配的反事实估计后，正式制度对农民参与意愿和行为的悖离有显著的负向影响，影响的平均净效应为-0.134，表明公众参与的环境政策能够显著抑制农民参与意愿和行为的悖离，有效促进农民参与意愿向行为的转化，H1得以验证。从非正式制度来看，平均处理效应（ATT）为-0.254，表明在排除其他因素的影响下，表明环境治理相关的村规民约能够显著抑制农民参与意愿和行为的悖离，H2得以验证。模型结果还表明，不论是何种匹配方法，非正式制度对农民参与意愿和行为悖离的约束作用均大于正式制度的约束作用，即环境治理相关的村规民约较公众参与的环境政策在抑制农民参与意愿与行为悖离的程度上更为有效，H3得以验证。

表3 倾向得分匹配的处理效应

（二）组群差异分析

前文虽选用处理组的平均处理效应（ATT）测度正式制度与非正式制度对农民参与意愿与行为悖离的影响效应，但ATT仅能反映该结果的平均值，无法体现调查样本的结构性差异。曼瑟尔·奥尔森［41］认为集团规模是影响集体行动的重要因素，集团规模越大，集体行动参与者拥有的收益份额越小，就越难以激励个人参与集体行动，因此农户的参与行为可能会因村庄规模而存在差异。另外，即便在同一集体内部，不同类型的农民参与行为也存在较大差异。伴随着大量青壮年劳动力外流，农村社会空心化、老龄化及女性化现象严重［42］，留守老人、妇女参与能力不足致使农民参与河湖环境治理进入新的困境。因此，为深刻揭示农民参与河湖环境治理的内在机理，有必要以村庄规模、农民年龄和性别为分组依据，使用核匹配法，聚焦于正式制度与非正式制度对农民参与河湖治理的影响效应展开组群差异分析，比较结果如表4所示。

表4 制度安排对农民参与意愿和行为悖离影响的组群差异

在村庄规模层面，制度安排对农民参与意愿与行为的悖离有显著抑制效应，但相比大型村，特大型村和中小型村的抑制作用更大。可能的原因是，特大型村有更完善的水环境合作治理制度，知识资源和关系资源较为丰富，能够从不同层面动员村民参与环境治理；中小型村人口密度较低，资源相对集中，激励和动员村民的成本较低，参与环境治理所获得的收益份额更大，更有助于个体参与意愿向实际行为的转化。在农民个体层面，年龄处于49岁以下的农户受非正式制度的影响最为显著。可能的原因是，处于该年龄段的农民尚具有较强的参与能力，其依托自身较为充足的精力及较高的环保意愿，在制度安排的推动下，更易将参与意愿转化成实际的参与行为。除年龄之外，不同性别之间也存在较大差异：男性在非正式制度的支持下，其参与意愿与行为的一致性明显提高，且幅度较大，而女性则并不显著。可能的原因是，留守妇女在资源、话语权和文化水平上处于相对弱势地位，而男性群体对新知识新观念的接受能力较强，面对村内集体组织活动有较高的参与能力和自我控制能力，从而其参与意愿与行为的一致性更高。

（三）稳健性检验

考虑到倾向得分匹配法（PSM）虽能解决样本自选择问题，但未考虑不可观测因素带来的估计偏误问题，为此，借鉴Ma 等［43］的研究，通过构建内生转换概率模型来控制可观测和不可观测因素带来的样本自选择偏误，并通过工具变量来处理模型的内生性。选取“在本社区（村庄）是否有河长湖长公示牌”作为正式制度的工具变量，村庄内的河长湖长公示牌可在一定程度上表征正式制度在村庄的设立，而设立公示牌对村民的参与意愿和参与行为无明显的影响。选取“本社区（村庄）是否设有居民（村民）议事会”作为非正式制度的工具变量，居民议事会是农村居委会扩大民主参与、了解农民诉求的方式，促进村庄内部达成一致约定和规则，但与农民自身的参与行为不存在显著的关联。两个工具变量均通过不可识别检验（P1＜0.001；P2= 0.002），且Cragg-Donald Wald 检验统计量F值分别为13.32 和10.081，说明不存在弱工具变量问题。表5 报告了制度安排对农民意愿与行为悖离的平均处理效应，与PSM 模型的检验结果一致。

表5 内生转换概率模型的平均处理效应

（四）机制检验

本文采用Bootstrap 法检验能力感知、条件预期2 个变量在制度安排影响农民参与意愿与行为悖离中的中介效应。与传统的逐步回归法相比，Bootstrap法能够得到更加精确的置信区间，在检验多重中介渠道方面具有更强的检验力。

表6回归结果显示，以能力感知为中介变量时，在路径I、II中，间接效应的置信区间为［-0.089，-0.035］、［-0.061，-0.019］，该区间不包含0，对应的P值均小于0.001，表明间接效应显著，这也进一步说明能力感知在制度安排和农民参与意愿与行为悖离之间发挥着中介作用，H4得以验证。以条件评估为中介变量时，在路径III、IV 中，间接效应的置信区间为［-0.027，-0.001］、［-0.025，-0.002］，该区间不包含0，对应的P值为0.029、0.020，表明间接效应显著，这意味着条件预期在制度安排和农民参与意愿与行为悖离之间发挥着正向中介作用，H5得以验证。在中国农村社会中，农民对环境政策的了解程度和政策设计的认同程度等体现了农民对环境政策的感知程度，当农民感知到其参与河湖环境治理所具备的信息和资源越多、阻碍越少，则对该行为的感知行为控制就越强，那么选择参与河湖环境治理的可能性就越大。同时，村庄河湖环境范围广、面积大，仅凭农民个人的力量难以收获显著成效，而非正式制度能够整合村集体的力量，改变农户对参与河湖环境治理的条件预期，增强农民参与热情，从而抑制其参与意愿与行为的悖离。

表6 机制检验结果

五、主要结论与政策建议

基于陕西、宁夏两省680份农民微观数据，采用倾向得分匹配法（PSM）实证分析制度安排对农民参与意愿和行为悖离的影响及机制，并比较不同村庄规模、农民年龄和性别的组群差异。研究结果表明：相当比例的农民存在参与意愿与行为不一致现象，且“有意愿而无行为”的最多，比例高达48.06%；制度安排能够显著抑制农民参与意愿与行为的悖离，且非正式制度的作用效果大于正式制度，正式制度的影响净效应为13.4%，非正式制度的影响净效应为25.4%；制度安排对特大型村和中小型村的村民作用效果更显著，相较于其他年龄段，制度安排对49岁以下的农民影响效应更显著，且男性较女性更易于参与意愿向行为的转化。进一步的机制分析发现，制度安排能够抑制农民参与意愿与行为悖离的深层原因在于激发农民能力感知、提高参与条件预期。

基于上述研究结论，提出如下政策建议：第一，实现环境政策等正式制度的多元化推进机制。将农民参与纳入到环境政策设计环节中，给予农民充分表达利益诉求的空间，对于参与方式的制定、奖惩标准的设立应赋予农民一定的决策权，以避免政府制定环境政策的偏差造成农民参与的低效性和利益的损害性。第二，营造有利于农民参与环境治理的积极氛围，强化非正式制度。基层政府应充分发挥自身的引领带头作用，引导村民们合作规范的达成，激励农民环境参与行为，宣传科学治理理念，营造良好的集体合作氛围。同时，建立具有惩戒措施的村规民约，降低合作行为造成的风险损失，以充分发挥非正式制度在农户参与行为转变过程中的内在驱动作用。第三，增强农民对参与河湖环境治理的感知行为控制是政策实施的重要切入点。要依靠村级组织、社会组织持续关注农民对河湖治理的意见和诉求，切实保障微观主体的参与权、知情权和监督权，进行资源整合与策略化动员，增强农民对参与环境治理的评估预期，提升农民参与积极性，破解农村水环境治理难题。第四，制度设计向农村基层推行过程要因地制宜制定差异化策略，不同类型的村庄应采用灵活的激励形式，避免无效激励和资源错配。同时，应根据异质性农民特征实施差异化激励政策，不同群体的参与能力有所差距，可尝试根据不同群体的农民特征采取侧重点不同的策略，予以相应的激励机制。