干群关系、收入水平与农户村域河湖环境治理意愿

潘子纯 朱玉春 马林燕

摘 要：为探究干群关系、收入水平对农户村域河湖环境治理意愿的影响，基于902份农户调研数据，利用双栏模型（Double Hurdle Model）进行实证分析。结果表明：（1）农户村域河湖环境治理参与意愿较高;（2）干群关系、收入水平对农户村域河湖环境治理参与意愿、支付意愿有显著正向影响;（3）收入水平在干群关系对农户村域河湖环境治理意愿的影响中发挥正向调节作用。因此建议在政策层面，应通过重视干群关系培养、提升农户收入水平和完善政策瞄准精度促进农户参与村域河湖环境治理。

关键词：干群关系;收入水平;村域河湖环境治理;双栏模型

中图分类号：F323.22 文献标志码：A 文章编号：1009-9107（2023）02-0151-10

收稿日期：2022-08-16DOI：10.13968/j.cnki.1009-9107.2023.02.16

基金项目：国家社会科学基金重点项目（18AZD003）;清华大学中国农村研究院博士论文奖学金项目（202216）

作者简介：潘子纯，男，西北农林科技大学经济管理学院博士研究生，研究方向为农业经济管理。

村域河湖环境是指分布在农村地区的全部中小河湖，包括河流、湖泊以及各地纳入河湖长制管理的农村沟渠、山塘等。其是农业发展、农村生态环境的重要载体，对当地环境保护、农民健康及经济可持续发展具有重要作用。然而，伴随中国农村经济的快速发展，农村环境污染问题也相伴而生^［1-2］。尤为严重的是，在广大农村地区，村民滥捕乱挖、污水乱排、生活垃圾随意堆放，加之城市污染、工业污染转嫁，村域河湖环境“脏乱差”现象日益严峻，不仅破坏村容村貌，更危及村民健康^［3-4］。因此，如何缓解村域河湖环境污染已成为亟待解决的核心问题。

村域河湖环境治理属于公共环境治理问题，具备很强的外部性，政府介入必不可少^［5-6］。2018年12月，水利部办公厅印发《关于实施乡村振兴战略加强农村河湖管理的通知》，要求着力解决农村河湖突出问题，打造干净整洁、生态宜居、管理有序的农村河湖;2021年12月，中办、国办印发的《农村人居环境整治提升五年行动方案（2021-2025年）》也明确指出“深入实施乡村绿化美化行动，突出保护乡村山体田园、河湖湿地”。村域河湖资源作为一类具备非排他性和竞争性、开放性（水资源、生物资源的流动性与跨界性）和封闭性（河道、河岸乃至河砂资源位置与占用者的相对固定）特征的公共池塘资源^［7］，其治理不仅依赖政府等外部主体，更迫切需要村集体和村民的广泛参与^［4］。农户作为村域河湖环境污染的制造者、受害者以及环境改善的直接受益者^［8］，他们具备自发参与村域河湖环境治理的内生动力，可以通过村民参与来改变当前村域河湖环境治理形式主义严重、参与效度不足等“运动式治理”弊端。因此，研究农户参与村域河湖环境治理意愿，将有利于改善农村河湖环境现状，有助于提升農户的生态获得感。

学术界对农户参与村域河湖环境治理的研究主要以“公众参与基层治水”^［9-11］“公众参与河长制河流治理”^［12-13］“公众参与流域生态治理”等^［2］为主题，对农户参与现状、困境及参与影响因素等展开分析。在参与现状及困境方面，有学者认为当前多元主体治理的参与机制尚未形成，由政府主导的一元环境治理格局限制了生态治理的有效性，农户面临参与自主性弱化、参与治理成本高、参与深度不足等现实困境^［14］。在影响因素方面，农户心理感知^［15］、物质资本^［16］、社会信任^［17］、群体认同^［18］等是影响农户水环境治理意愿的内因;正式制度、非正式制度、治水技术应用等作为外因已被学者进行探讨^［19-20］。现有研究也关注到收入水平对农户基层治水行为的影响。但农户分层演化趋势明显，不同收入水平的农户基于“效用最大化”原则做出的村域河湖环境治理行为带有“收入差异印迹”，当前文献未能对该现象背后的收入异质作用进行探讨。此外，干群关系作为社会信任的主要维度在农户参与村庄集体行动影响的研究中已较为深入，但其对农户参与村域河湖环境治理影响的研究存在不足。因此，有必要结合干群关系、收入水平探究农户参与村域河湖环境治理意愿的影响因素。

基于此，本文在相关理论分析的前提下，采用南京、芜湖、西安3市902个农户调查数据，运用双栏模型对干群关系、收入水平对农户村域河湖环境治理意愿展开实证分析，检验收入水平的调节效应并厘清干群关系的发生路径，以期为促进村域河湖环境改善提供借鉴。

一、理论分析与研究假设

（一）干群关系与农户村域河湖环境治理意愿

社会资本理论认为，在以亲缘、血缘和地缘相结合的农村社会中，情感信任、村庄规范等“集体层面”的因素不仅影响农户自身的认知行为，更有助于通过增强信任程度、减少冲突以解决集体困境^［21］。作为一种特殊的社会关系资本和农村社会情景的结构性力量，干群关系是指村民与村干部形成的关系或行为状态，往往成为村干部在村民中开展工作时可利用的内生力量。其变化会影响个体行动者的决策环境及行为偏好^［22］，对农户参与公共资源治理具备重要影响效应。具体看，一是动员效应。作为乡村精英，村干部思想及行为在乡村熟人社会语境下无疑会对农户参与公共资源治理产生强烈的带动示范作用^［23］，对农户村域河湖环境治理的意愿达成及付诸行动具有重要影响。二是规则效应。良好的干群关系有利于搭建政府与村民双方的合作与承诺，提升村民对规则执行的概率与效力，促使理性农户能够为村域河湖环境治理而努力维护制度规则^［24］，进而提升农户的参与意愿及支付意愿。三是政策宣传效应。频繁的干群交往会提高村民对国家环境政策法规及村庄环境规约的了解程度^［21］，进一步明确行为准则并强化治理责任感，有效约束农户在村域河湖环境治理中的机会主义行为，进而提升农户村域河湖环境治理的参与意愿和支付意愿。基于此，本文提出假设1。

H₁：干群关系越好的农户，其村域河湖环境治理意愿越高。

H_1a： 干群关系越好的农户，其村域河湖环境治理参与意愿越高。

H_1b： 干群关系越好的农户，其村域河湖环境治理支付意愿越高。

（二）收入水平与农户村域河湖环境治理意愿

农户在收入增长诱发下呈现出明显的分层演化趋势，随之带来的是不同收入水平农户表现出带有个体特征的需求及行为偏好^［25］。农户对生活生产垃圾治理、村域河湖环境治理等集体事务的参与均会因收入差异而呈现异质性^［26-27］。理性小农理论认为，农户的任何参与行为都是综合衡量成本收益后的结果^［28］。收入水平较高的农户比起收入水平较低的农户，往往具备满足参与村域河湖环境治理的支付能力，其对货币费用支付、不确定风险等成本或损失的感知较弱。但值得注意的是，收入水平较高的农户倾向于追求更高的生活质量，对村域河湖环境改善所带来的生态价值、功能价值甚至社会价值的感知更深^［29］。因此，综合考虑成本收益结果后，收入水平高的农户往往更具备改变村域河湖环境现状的环保意识和生态责任感，进而提升其村域河湖环境治理的参与意愿及支付意愿。基于此，本文提出假设2。

H₂： 收入水平越高的农户，其村域河湖环境治理意愿越高。

H_2a： 收入水平越高的农户，其村域河湖环境治理参与意愿越高。

H_2b： 收入水平越高的农户，其村域河湖环境治理支付意愿越高。

（三）调节效应：收入水平的间接影响

高收入水平农户往往具备较高的社会责任感、环境保护意识及支付能力，易于获取和理解河湖环境治理信息及政策^［25］。收入水平较高的农户家庭一般属于农村社会中的精英阶层，具备较好的社会关系网络，能够缓解利益主体间的冲突，使得干群关系对农户参与村域河湖环境治理的正向激励作用得以强化，促进集体行动的形成^［30］。相反，低收入水平农户，即使干群关系良好，但受自身收入水平制约，也不一定能表現出较高的参与意愿和支付意愿。可见，农户收入水平在干群关系对村域河湖环境治理意愿的影响过程中可能存在调节作用。基于此，本文提出假设3。

H₃：收入水平对干群关系与村域河湖环境治理意愿的关系起到正向的调节作用。

H_3a：收入水平对干群关系与村域河湖环境治理参与意愿的关系起到正向的调节作用。

H_3b：收入水平对干群关系与村域河湖环境治理支付意愿的关系起到正向的调节作用。

二、数据来源及模型设定

（一）数据来源

本文数据来源于课题组2021年10-11月在南京、芜湖、西安3地开展的题为“村域河湖环境治理与公众参与行为调查”的实地调研。其中，西安、芜湖为国家水生态文明城市，南京曾因河湖管理保护成效明显获得国务院表扬，三地治水经验丰富，有必要展开研究。共计发放问卷983份，剔除无效问卷后，最终获得902份有效问卷，有效率达91.76％。问卷内容主要围绕村域河湖环境治理情况展开，并涉及样本农户基本信息、农户社会评价、村级治理情况等。如表1所示，被调查农户以男性为主，平均年龄56岁，受教育程度普遍偏低，党员占比较低。从家庭特征来看，有4.99％的受访农户家中有村干部，家庭规模3～5人占比最高，家庭距河湖距离在1 km以下的有 640户。与相应年鉴数据信息对比，样本具有较好的代表性。

（二）模型设定

本文将农户参与村域河湖环境治理划分为参与意愿和程度两阶段。为避免两阶段决策方程带来的内生性，选用双栏模型（DHM）对干群关系、收入水平与农户村域河湖环境治理意愿的关系展开分析。

首先，分析农户对村域河湖环境治理的参与意愿，构建第一阶段方程如下：

式中：P^*_i为潜在参与变量，当P_i为1时，表明农户愿意参与村域河湖环境治理，反之表示没有参与意愿;Z_i为影响参与意愿的变量;α为待估参数;μ_i为服从标准正态分布的随机干扰项。

其次，考虑农户对村域河湖环境治理的支付意愿，构建第二阶段方程如下：

式中，A^*_i为潜在支付变量;X_i为影响支付意愿的变量;b为待估参数;v_i为服从期望值为0的正态分布的随机干扰项。若P^*_i＞0且A^*_i>0，表明农户愿意支付村域河湖环境治理费用，治理额度为A_i=A^*_i，否则A_i=0，表示没有支付意愿。双栏模型的对数似然函数为：

（三）变量设置及描述性统计

因变量：本文将农户参与村域河湖环境治理分为参与意愿和程度两阶段。其中参与意愿为二元虚拟变量，在调查问卷中以“您是否愿意参与村域河湖环境治理”表征，即愿意参与赋值为1，否则为0。支付意愿为连续变量，以“您愿意为村域河湖环境治理支付的金额（元/年）”来表征。

自变量：（1）收入水平。家庭年收入5 000元以下赋值为1;5 000～＜25 000元赋值为2;25 000～＜50 000元赋值为3;50 000～＜90 000元赋值为4;90 000元及以上赋值为5。（2）干群关系。干群关系作为一种特殊的社会资本，已成为农业农村政策实施的重要依托。本文采用熵值法从接触频率、关系治理和信任程度三个维度（每项指标均赋值为1～5）对干群关系进行测量，具体指标设置和权重如表2所示。

在以“熟人社会”为显著特征的中国农村，村干部与村民形成了较为密切的互动频率和良好的治理关系。接触频率、关系治理和信任程度的权重分别为0.341、0.326和0.333。接触频率的权重最大，反映村民与村干部的日常互动和接触，是影响干群关系最直接的维度，进而影响村干部与村民的关系治理和信任程度。接触频率、关系治理和信任程度测度后的得分均值分别为0.488、0.778和0.750，干群关系得分的均值为0.670。

控制变量：参考已有研究^［3，9］，本文选取农户性别、年龄、是否担任公益岗等个人特征及家中是否有村干部、家庭到河湖的距离等家庭特征作为控制变量。具体含义及描述性统计如表3所示。

三、结果分析

（一）农户村域河湖环境治理意愿分析

1.农户村域河湖环境治理参与意愿。总体看，在902个受访农户中，有72.39％的农户愿意参与河湖治理。本文根据受访农户的性别、受教育程度将样本划分为男性组和女性组、高学历组（受教育程度为高中或中专以上）和低学历组（受教育程度为初中及以下）进行分析。发现女性农户的参与意愿稍强于男性农户，高学历农户强于低学历农户（见表4）。

2.农户村域河湖环境治理支付意愿。农户支付意愿之间存在差异，调整频度最大值所对应的支付意愿为每年每户50～100元（388个样本，占比59.42％），其次为每年每户100～200元（74个样本，占比11.33％）（见表5）。参考颜廷武等^［31］对农户支付意愿的区间算法计算出农户愿意对村域河湖环境治理支付的金额为122.49～171.58元/年。

（二）农户村域河湖环境治理意愿影响因素分析

1.基准回归。多重共线性检验结果显示，方差膨胀因子远小于1，变量间不存在多重共线性。运用双栏模型进行估计，结果见表6。模型的卡方检验值在1％的统计水平上显著，说明模型整体拟合效果较好。从干群关系、农户收入水平及控制变量3方面展开分析得出以下结论。（1）干群关系。干群关系对农户村域河湖环境治理的参与意愿与支付意愿有显著的正向影响。原因是良好的干群关系能在河湖环境治理过程中降低农户治理信息的搜寻成本及农户参与沟通、决策的成本，规避“搭便车”心理及行为，这在一定程度上提升了农户的参与意愿和支付意愿。假设H_1a和假设H_1b得到验证。（2）收入水平。农户收入水平对其村域河湖环境治理的参与意愿与支付意愿有显著的正向影响。原因是伴随农户收入水平的提高，其生态认知水平、集體责任感日益增强，参与村域河湖环境治理决策的主导因素也逐步转向生态理性，进而其治理意愿和支付意愿也随之提高。假设H_2a和假设H_2b得到验证。（3）控制变量。性别对农户村域河湖环境治理的参与意愿有显著的负向影响，这表明女性更愿意参与村域河湖环境治理;但性别对治理的支付意愿呈现为显著的正向影响，这反映出男性在治理过程中投入金额的意愿更高，女性的高参与意愿未能转化为支付意愿。原因是，受乡村经济条件限制和文化封闭的影响，农村女性经济地位偏低，导致其支付意愿较低^［32］。受教育程度对农户村域河湖治理行为有显著的正向影响，受教育程度越高，农户对“绿水青山就是金山银山”等生态理念的认知越深刻，对农村环境防污政策的了解越清晰，进而其参与意愿和支付意愿也越高。家中是否有村干部对农户村域河湖环境治理的支付意愿有显著的正向影响。原因是村干部对环境治理重要性和困难程度认知相对较高，有利于带动家庭对村域河湖环境治理投入资金。担任保洁员、护河员等公益岗能够正向影响农户参与村域河湖环境治理的支付意愿。担任公益岗有助于加强农户的环境保护意识，提升参与村庄集体事务的热情，进而影响支付水平。

2.收入水平的调节作用。本文根据受访农户收入水平原始数据的均值，将全样本划分为高收入组和低收入组，并运用双栏模型进行分组回归检验收入水平在干群关系对农户村域河湖环境治理意愿影响中的调节作用^［33］。由表7可知，干群关系对农户村域河湖环境治理的参与意愿和支付意愿在低收入组和高收入组的影响均显著，且高收入组的系数显著高于低收入组，即在高收入水平下，干群关系与农户村域河湖环境治理意愿之间的正向关系得以增强。原因是农户收入水平越高，对环境保护认知就越清晰，加之具备支付能力，参与意愿及支付意愿就越高;相反，收入水平相对较低的农户，即使具备环境保护认知，也有参与村域河湖环境治理的意愿，但受其自身收入水平制约，参与意愿难以转化为支付意愿。此外，高收入组农户作为村中的精英阶层，更容易处理社会关系中的冲突，其干群关系正向激励作用的实现更为可靠。假设H₃得到验证。

3.内生性检验。干群关系与农户参与村域河湖环境治理意愿在理论上可能存在相互影响，由逆向因果关系产生的内生性问题会干扰估计结果，采取工具变量法可解决该问题。借鉴相关研究^［34］，本文选取同村其他农户干群关系的均值作为工具变量。理由如下：由群体效应理论可知，个体行为特征会受到同区域其他个体同一行为特征的重要影响，加之干群关系具备高度聚类特征，即可说明工具变量满足与内生变量相关性的要求;同时，其他农户干群关系与受访者的参与意愿并不存在直接关联，满足外生性，故选取合理。但豪斯曼检验结果显示p值为0.999 8远大于0.1，未能通过显著性检验，无法拒绝“所有解释变量均为外生”的原假设，即认为干群关系与农户参与村域河湖环境治理意愿不存在内生性问题。因此，没有必要使用工具变量，本文将不再采用工具变量法对模型进行进一步检验。

4.稳健性检验。本文采用算术平均法对干群关系进行重新测度，回归结果显示核心变量的显著性、方向均与表6基本一致。考虑到农户可能存在“低报”或“高报”收入的现象而导致样本出现异常值，本文选取winsorize方法对样本上下5％的异常值进行缩尾处理，缩尾后的回归结果与表6结果基本一致。上述回归表明前文分析结果具有稳健性（见表8）。

5.异质性分析。参考已有研究^［35］，本文从农户的个体异质性出发，根据受访农户性别、受教育程度对全样本进行分群估计，进一步讨论收入水平和干群关系在不同群体中对意愿的影响。表9显示，收入水平在5％的显著水平上影响女性农户的参与意愿，在1％的显著水平上影响男性农户和女性农户的支付意愿。这表明，无论男性或女性农户，伴随收入水平的提升，其参与意愿转化为支付行为的能力均会提高，进而支付意愿更高。女性农户支付意愿的影响系数相对较低，这主要由女性相对弱势的经济地位所致。干群关系分别在5％和1％的显著性水平上正向影响男性和女性农户的参与意愿、支付意愿。从系数大小来看，女性组明显大于男性组，可能原因是大多男性外出务工无法及时参与村庄日常治理，给了女性更多融入集体的机会。在逐步具有参与决策能力的同时，女性农户在此过程中与村干部有较多的来往互动，这为其参与村域河湖环境治理起到了帮扶作用。因而干群关系对女性农户参与意愿和支付意愿的影响大于男性农户。

表10显示，随着受访者学历的提升，收入水平对农户参与意愿和支付意愿的正向作用并不显著，这可能由高学历农户驻村时间普遍较短，对村域河湖环境治理的参与热情不高所致。特别地，干群关系对低学历和高学历农户参与意愿的影响均显著为正，但对支付意愿的影响则呈现出低学历组显著、高学历组不显著的特征。原因是，低学历农户作为村中“弱势”群体，往往缺乏河湖环境治理信息的获取渠道，参与能力薄弱，故干群关系通常是其了解河湖治理信息、提升参与能力、消除参与滞后性和不确定性的重要手段。因此，低学历组农户受干群关系“动员效应”及“认同效应”的影响更大。

6.进一步分析。根据前文分析，干群关系将通过动员效应、规则效应及政策宣传效应对农户参与村域河湖环境治理意愿产生影响。本文分别以动员效应、规则效应、政策宣传效应的代理指标为因变量，以干群关系为核心自变量，选用Ordered Probit模型进行回归，以期检验干群关系在三条路径中的影响效应是否成立。如表11所示，干群关系对动员效应、规则效应及政策宣传效应的影响系数均通过了1％水平的显著性检验，表明良好的干群关系能够增强村干部对村民的动员效应，使村干部的“职能”属性得以充分发挥，在农户参与村域河湖环境治理过程中展现出强大的号召力和带动效能。同时，良好的干群关系能够使村干部更好地将河湖环境治理政策传播给村民，进而增强村民对国家环境政策、村庄环境规约的认同度，强化其参与村域河湖环境治理的意愿，体现出明显的规则效应和政策宣传效应。

四、结论与政策启示

本文利用南京、芜湖和西安3市902份农户调查数据，运用双栏模型，实证分析干群关系、收入水平对农户村域河湖环境治理意愿的影响，得到四点结论。（1）农户村域河湖环境治理参与意愿水平较高，有72.39％的农户愿意为村域河湖环境治理支付费用，支付金额为122.49～171.58元/年。（2）干群关系、收入水平对农户村域河湖环境治理参与意愿、支付意愿均具有显著正向影响。（3）在干群关系对农户村域河湖环境治理意愿的影响过程中，收入水平发挥正向调节作用。即在较高的收入水平下，农户干群关系与村域河湖环境治理意愿之间的正向关系得以增强，继而推动农户由道德情感上升为行为意愿。（4）干群关系能够通过动员示范、规则认同及政策宣传三条途径促进农户村域河湖环境治理意愿的提升。

基于以上研究结论，本文得到三点政策启示。第一，重视干群关系培养。加强农村基层组织队伍建设，通过增强村干部在集体事务中的动员组织、协调管理等能力，全面提升干群间的交往互动，进而激励农户参与河湖环境治理。第二，提升农户收入水平。通过开展技术培训等方式创造更多的农户就业岗位，提升农户收入;健全防止返贫机制，积极吸纳贫困劳动力、富余劳动力为巡河员、保洁员，落实村域河湖环境治理。第三，完善政策瞄准精度。对不同的农户群体采取差异性政策，如对女性、低收入农户群体，在继续发挥干群关系带动作用的同时应积极设法提升其个人收入，使其具备参与能力;对高收入、高学历“新生代”群体而言，从“地方认同”角度切入，通过乡情传播、情感引导等增强村庄归属感，积极引导其参与村域河湖环境治理。

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Relationship Between Cadres and Masses，Income Level and Farmers Willingness to Govern River and Lake Environment in Villages

PAN Zichun，ZHU Yuchun^*，MA Linyan

（College of Economics & Management，Northwest A&F University，Yangling，Shaanxi 712100，China）

Abstract：In order to explore the influence of the cadres-masses relationship and income level on farmers willingness to govern rivers and lakes in villages，based on 902 farmers research data，this paper uses the double hurdle model for empirical analysis.The results show that：（1）Farmers have a high willingness to participate in the environmental governance of rivers and lakes in villages;（2）The cadres-masses relationship and income level have a significant positive impact on farmers willingness to participate in the environmental governance of rivers and lakes in villages;（3）Income level plays a positive regulating role in the influence of the cadres-masses relationship on the farmers willingness to govern rivers and lakes in villages.Therefore，it is recommended that at the policy level，it is necessary to promote farmers participation in the environmental governance of rivers and lakes in villages by attaching importance to the cultivation of the relationship between cadres and the masses，improving the income level of farmers，and improving the precision of policies.

Key words：cadres-masses relationship;income level;environmental governance of rivers and lakes in villages;double hurdle model

（責任编辑：杨峰）