朱賽林，朱玉春

（西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西楊凌712100）

水是生命之源、生產(chǎn)之要、生態(tài)之基，河湖水系作為水資源的重要載體，對(duì)于支撐區(qū)域發(fā)展、保護(hù)生態(tài)環(huán)境具有十分重要的作用。然而，由于人類活動(dòng)的加劇，河湖水系承受了極大的壓力，導(dǎo)致河流斷流、湖泊萎縮、水污染加重［1］。鑒于此，一些地方政府開始積極探索河長(zhǎng)制。主流的觀點(diǎn)認(rèn)為河長(zhǎng)制發(fā)軔于2007年太湖藍(lán)藻危機(jī)。隨后，因其簡(jiǎn)單易行、有效實(shí)用，很快在全國形成擴(kuò)散效應(yīng)［2］。2016年底，《關(guān)于全面推行河長(zhǎng)制的意見》（下稱《意見》）的出臺(tái)，標(biāo)志著河長(zhǎng)制從地方實(shí)踐上升到國家行動(dòng)，也預(yù)示著河長(zhǎng)制從臨時(shí)性的水危機(jī)應(yīng)急之策向著常規(guī)化、長(zhǎng)效化方向發(fā)展［3］。根據(jù)《意見》的規(guī)定，河長(zhǎng)制是維護(hù)河湖健康生命、實(shí)現(xiàn)河湖功能永續(xù)利用的制度保障。另一方面，河湖資源具有環(huán)境資源所共有的復(fù)雜性與開放性，無論是政府還是市場(chǎng)，在單一向度下，都難以妥善處理好河湖治理這一艱巨的任務(wù)。因此，公眾參與是對(duì)政府與市場(chǎng)失靈的有效彌補(bǔ)［4］?！兑庖姟分幸裁鞔_提出了在河長(zhǎng)制中引入公眾參與。然而，在實(shí)踐中，由于民眾對(duì)河長(zhǎng)制中的公眾參與政策理解不到位，政府應(yīng)急與社會(huì)旁觀形成了鮮明的對(duì)比［5］。在全面推行河長(zhǎng)制背景下，為打破這一局面，吸引公眾參與是進(jìn)一步加強(qiáng)河湖管理保護(hù)工作的關(guān)鍵。

公眾是否參與環(huán)境治理，其實(shí)是一個(gè)心理決策的過程。從已有文獻(xiàn)來看，對(duì)這一心理決策過程研究的邏輯起點(diǎn)在于參與意愿的研究［6］。但也有學(xué)者認(rèn)為，公眾在參與過程中，會(huì)發(fā)生意愿與行為悖離［7］，因此，還需要進(jìn)一步對(duì)公眾的參與行為進(jìn)行研究。計(jì)劃行為理論是結(jié)合意愿與行為，研究個(gè)體心理決策過程的經(jīng)典理論，且在環(huán)保領(lǐng)域應(yīng)用廣泛［8，9］。另一方面，將計(jì)劃行為理論模型引入公眾參與河湖治理的意愿和行為研究中，河長(zhǎng)制作為當(dāng)前維護(hù)河湖健康生命的制度保障，是一個(gè)不容忽視的政策因素變量。政策是政府作為一個(gè)公共權(quán)威組織，為解決社會(huì)問題和維護(hù)社會(huì)公平而采取的福利性行動(dòng)，它體現(xiàn)了政府的意志。而一個(gè)開放的政府會(huì)提高公眾的環(huán)保參與率，一個(gè)開放性不足的政府會(huì)導(dǎo)致“參與失靈”，瓦解政府的公信力。這里的開放性是指政府對(duì)公眾參與行為所采取的公開、回應(yīng)、包容的態(tài)度，也即政府行為規(guī)范。由此推測(cè)，政府行為規(guī)范與公眾參與河湖治理行為之間存在某種內(nèi)在聯(lián)系。因此，在決策過程中，除心理因素外，政府行為規(guī)范也是影響公眾參與河湖治理意愿和行為的重要因素。心理因素與政府行為規(guī)范對(duì)公眾參與河湖治理的影響孰大孰小？心理因素的不同維度對(duì)公眾參與意愿的作用有何不同？

基于此，本文結(jié)合計(jì)劃行為理論，在綜合公眾心理因素不同維度的基礎(chǔ)上，考慮政府行為規(guī)范對(duì)公眾參與河長(zhǎng)制的影響，利用實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)分析公眾心理因素與政府行為規(guī)范對(duì)公眾參與意愿與行為的影響，試圖為激發(fā)公眾參與河湖治理的活力提供對(duì)策建議與科學(xué)路徑。

1 研究設(shè)計(jì)與研究方法

1.1 理論模型

計(jì)劃行為理論由多屬性態(tài)度理論［10］、理性行為理論［11］演化而來，是基于心理學(xué)視角解釋個(gè)體決策過程［12］。計(jì)劃行為理論認(rèn)為意愿是影響行為的直接因素，而行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制是通過作用于意愿進(jìn)而影響行為。自提出后，它被廣泛應(yīng)用于解釋各種行為決策。在國內(nèi)，計(jì)劃行為理論在綠色消費(fèi)［13］、農(nóng)地流轉(zhuǎn)［14］、垃圾分類［15］、小型農(nóng)田水利建設(shè)［16］等領(lǐng)域運(yùn)用廣泛，證明了其良好的跨領(lǐng)域適應(yīng)性和解釋力［17］。在實(shí)踐中，學(xué)者們還對(duì)該理論進(jìn)行了拓展以提升其對(duì)實(shí)際問題的解釋力。因其在行為解釋方面的效果顯著，它被認(rèn)為是社會(huì)心理學(xué)中最著名的態(tài)度行為關(guān)系理論［18］。

在“河長(zhǎng)制”全面推行的背景下，將計(jì)劃行為理論引入到公眾參與河湖治理的研究中，“河長(zhǎng)制”政策因素不容忽視。在河長(zhǎng)制長(zhǎng)效機(jī)制尚未完全建立的前提下，規(guī)范政府行為是避免“參與失靈”的有效手段。因此，公眾參與河湖治理的行為除了受到計(jì)劃行為理論提出的心理因素影響以外，還受到政府行為規(guī)范的影響，并且政府行為規(guī)范不僅能夠通過參與意愿間接影響參與行為，還會(huì)對(duì)參與行為產(chǎn)生直接的影響。在具體的模型構(gòu)建中，本文將政府行為規(guī)范作為重要變量引入模型中，從而形成拓展的計(jì)劃行為理論模型（如圖1）。

圖1 概念模型圖Fig.1 Diagram of the conceptual model

1.2 變量描述與研究假設(shè)

完整的結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，SEM）包含兩個(gè)方程：表示潛變量與可觀測(cè)變量之間關(guān)系的測(cè)量方程和表示潛變量與潛變量之間關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程［19］。依據(jù)理論模型，本文對(duì)公眾的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府行為規(guī)范、河湖治理參與意愿以及參與行為等相關(guān)變量進(jìn)行界定并推出待檢驗(yàn)假設(shè)。

（1）行為態(tài)度AB。行為態(tài)度是個(gè)體對(duì)執(zhí)行某特定行為而持有的積極或消極評(píng)價(jià)的程度。借鑒史恒通［20］的研究，將行為態(tài)度分為生態(tài)理性和經(jīng)濟(jì)理性。若公眾認(rèn)為公眾參與河湖治理可以改善水質(zhì)、改善周圍的植被環(huán)境，甚至創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)價(jià)值，將激發(fā)公眾的參與興趣并表現(xiàn)出強(qiáng)烈的參與意愿。因此，本文關(guān)于行為態(tài)度的命題為：

H1：公眾積極的行為態(tài)度能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（2）主觀規(guī)范SN。主觀規(guī)范是指?jìng)€(gè)人在決定是否實(shí)施某項(xiàng)行為時(shí)感知到的社會(huì)壓力。借鑒張高亮［21］的研究，將主觀規(guī)范分為指令性規(guī)范和示范性規(guī)范。這里的指令性規(guī)范源于當(dāng)?shù)刂嗡块T，如河長(zhǎng)辦。當(dāng)治水部門大力倡導(dǎo)公眾參與河湖治理時(shí)，公眾出于尊重或服從，形成參與壓力，促使其產(chǎn)生主動(dòng)或被動(dòng)的參與行為。示范性規(guī)范源于身邊其他人的行為示范與壓力示范。公眾感知到的政府與他人的社會(huì)壓力越強(qiáng)烈，將激發(fā)公眾參與河湖治理的積極性。關(guān)于主觀規(guī)范的命題為：

H2：公眾積極的主觀規(guī)范能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（3）知覺行為控制PBC。知覺行為控制是指?jìng)€(gè)人感知到實(shí)施某項(xiàng)行為的難易程度。公眾參與河湖治理的知覺行為控制可以理解為公眾響應(yīng)政府河湖治理號(hào)召難易程度的認(rèn)知。若公眾對(duì)參與行為有較強(qiáng)的控制力，能夠掌握充分的資源，如知識(shí)、體力、財(cái)力等來應(yīng)對(duì)參與過程中的不確定性，就會(huì)更加積極地參與。因此，關(guān)于知覺行為控制的命題為：

H3：公眾強(qiáng)烈的知覺行為控制能夠正向影響河湖治理的參與意愿。

（4）參與意愿W。計(jì)劃行為理論的核心觀點(diǎn)是行為主體積極的心理因素會(huì)加強(qiáng)其進(jìn)行行為選擇的積極意愿，而這種積極的意愿必然會(huì)帶來正向的行為選擇。本研究中是指，當(dāng)河湖所在地附近公眾的河湖治理態(tài)度越積極、認(rèn)為有能力參與河湖治理的自我感知越強(qiáng)烈、受到周圍他人或者組織的示范影響越大，其參與意愿越強(qiáng)烈。本文從公眾的關(guān)注意愿、宣傳意愿、管護(hù)意愿、支付意愿4個(gè)方面進(jìn)行測(cè)度。關(guān)于參與意愿的命題為：

H4：公眾積極地參與意愿能夠正向影響河湖治理的參與行為。

（5）政府行為規(guī)范GR。公眾參與環(huán)境治理的實(shí)質(zhì)是將政府在執(zhí)行層面的自由裁量權(quán)轉(zhuǎn)化為公眾的主動(dòng)參與權(quán)。按照治理－善治理論的邏輯，一個(gè)公開、回應(yīng)、包容的政府才能迎來更多更廣的公眾參與［22］。一個(gè)開放的政府會(huì)提高公民的參與率［23］，而一個(gè)開放性不足的政府容易被特殊利益集團(tuán)所俘獲，滋生腐敗，導(dǎo)致“參與失靈”，從而引發(fā)公眾的不滿，瓦解政府的公信力基礎(chǔ)［24］。這里的開放性是指政府對(duì)公眾參與行為所采取的公開、回應(yīng)、包容的態(tài)度，也即政府公信力的基石——政府行為規(guī)范［25］。由此推測(cè)，政府行為規(guī)范與公眾參與河湖治理行為之間存在聯(lián)系。其內(nèi)在邏輯為在嚴(yán)格的約束下，政府行為往往是可預(yù)期的；相反地，在缺乏必要約束時(shí)，由于政府可信承諾無法預(yù)期，公眾參與將面臨較大的風(fēng)險(xiǎn)，參與熱情受到抑制。不規(guī)范的政府行為降低了政府承諾的可信性，政策法規(guī)的可執(zhí)行性特征被削弱［26］，公眾參與將束之高閣。政府行為規(guī)范的目標(biāo)就是通過與社會(huì)之間的良性互動(dòng)以實(shí)現(xiàn)其職責(zé)的有效履行或提高其整體績(jī)效。而政府與公眾之間的良性互動(dòng)主要體現(xiàn)在政府對(duì)公眾意見的重視程度、政府對(duì)公眾意見反饋的及時(shí)性、政府對(duì)公眾反映的違規(guī)行為是否執(zhí)行三個(gè)方面。因此，本文將依據(jù)公眾對(duì)“政府會(huì)重視居民在參與河湖治理過程中所提的意見建議”、“政府會(huì)對(duì)居民的河湖污染監(jiān)督舉報(bào)行為予以回應(yīng)”、“政府會(huì)積極處理居民反映的企業(yè)違規(guī)排污行為”這3個(gè)問題表述的評(píng)價(jià)來衡量政府行為規(guī)范。當(dāng)公眾的訴求得到政府的即時(shí)反饋，更多的公眾關(guān)注河湖治理，產(chǎn)生巨大的生態(tài)效益和經(jīng)濟(jì)效益，這樣良性循環(huán)，使公眾產(chǎn)生了強(qiáng)烈的參與意愿甚至直接的參與行為。因此，關(guān)于政府行為規(guī)范的假設(shè)為：

H5：規(guī)范的政府行為能夠正向影響公眾河湖治理的參與意愿。

H6：規(guī)范的政府行為能夠正向影響公眾的河湖治理的參與行為。

（6）參與行為B。環(huán)境治理中的公眾參與，可分為對(duì)各類環(huán)保行為的事后監(jiān)督和環(huán)保決策的事前參與兩大類［27］。在《意見》中，有兩處提到公眾參與?！盎驹瓌t”部分要求“拓展公眾參與渠道，營造全社會(huì)共同關(guān)心和保護(hù)河湖的良好氛圍”；“保障措施”部分強(qiáng)調(diào)“加強(qiáng)社會(huì)監(jiān)督”。再結(jié)合調(diào)研實(shí)踐可知，當(dāng)前河長(zhǎng)制中的公眾參與多數(shù)屬于事后監(jiān)督行為。因此，本文將從監(jiān)督企業(yè)行為、監(jiān)督個(gè)人行為、舉報(bào)行為3個(gè)方面對(duì)公眾參與河湖治理的行為進(jìn)行測(cè)量。

根據(jù)以上對(duì)相關(guān)變量的界定，將變量的度量整理成表1。

表1 結(jié)構(gòu)方程模型潛變量度量表Tab.1 Variables in structural equation modeling（SEM）

2 研究對(duì)象與抽樣方式

本研究以江蘇、湖北兩省長(zhǎng)江流域河湖沿岸的居民為研究對(duì)象。長(zhǎng)江是我國第一長(zhǎng)河，湖北省與江蘇省分別位于長(zhǎng)江的中游和下游，兩省河網(wǎng)密布，水系發(fā)達(dá)，河流的生命健康與民眾的生活息息相關(guān)。河長(zhǎng)制發(fā)軔于江蘇省無錫市，且在湖北省得到較快發(fā)展。因此，將湖北、江蘇兩省的公眾作為調(diào)研對(duì)象，對(duì)河長(zhǎng)制中公眾參與的研究具有代表性。

基于此，課題組組建了由碩士生和博士生共同組成的11人調(diào)研團(tuán)隊(duì)，于2019年7、8月前往湖北、江蘇兩省實(shí)地調(diào)研。調(diào)研采取簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣，在江蘇、湖北9個(gè)縣（區(qū)）隨機(jī)發(fā)放題目為“河長(zhǎng)制的公眾參與狀況調(diào)查問卷”，居民當(dāng)場(chǎng)填寫完立即收回，剔除無效問卷后得到有效問卷580 份。本次調(diào)查主要在河流附近的居民區(qū)展開。性別、年齡和受教育程度問卷發(fā)放數(shù)均比較合理，能夠滿足研究需要。運(yùn)用SPSS22.0 作描述性統(tǒng)計(jì)（表2）。

表2 樣本描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Demographic composition of the samples

3 實(shí)證分析

3.1 模型的檢驗(yàn)

3.1.1 收斂效度檢驗(yàn)

驗(yàn)證式因子分析（Confirmatory Factor Analysis，CFA）為SEM 分析的一部分。測(cè)量模型可以正確的反映研究的潛變量，故在正式分析之前，應(yīng)先分析測(cè)量模型。本研究針對(duì)所有潛變量進(jìn)行CFA 分析，模型的6 個(gè)潛變量為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、政府行為規(guī)范、參與意愿與參與行為，除AB3 與SN4 以外，其他潛變量的因素負(fù)荷量均在0.6～0.95 之間，且都顯著；其組成信度在0.7～0.9 之間，平均方差萃取量在0.5 以上，符合Fornell&Larcker［28］的標(biāo)準(zhǔn)。因此，本模型除了AB3 與SN4 因素負(fù)荷量較低外，但仍屬可接受的范圍，其他均符合標(biāo)準(zhǔn)，因此6個(gè)潛變量均具有收斂效度（如表3）。

表3 收斂效度檢驗(yàn)結(jié)果Tab.3 Results of convergent validity tes

3.1.2 區(qū)別效度的檢驗(yàn)

區(qū)別效度分析是檢驗(yàn)不同的兩個(gè)潛變量相關(guān)在統(tǒng)計(jì)上是否有差異。本研究采用計(jì)算平均方差萃取量（AVE）的方法來檢驗(yàn)區(qū)別效度。在一階CFA的基礎(chǔ)上，將AVE開根號(hào)后，與相關(guān)潛變量之間的相關(guān)系數(shù)進(jìn)行比較［29］，發(fā)現(xiàn)前者均大于后者，說明潛變量之間具有明顯的區(qū)別效度（如表4）。

表4 區(qū)別效度檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Results of the discriminant validity test

3.1.3 結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗(yàn)

應(yīng)用SEM 來檢驗(yàn)理論模型時(shí)，必須要有良好的模型擬合優(yōu)度，擬合優(yōu)度越好即代表模型矩陣與樣本矩陣越接近。本研究參考Jackson，Gillaspy & Purc-Stephenson［30］所整理的以往文獻(xiàn)中模型擬合優(yōu)度指標(biāo)報(bào)告頻率表，選取了報(bào)告次數(shù)位于前十的擬合優(yōu)度指標(biāo)（表5），報(bào)告次數(shù)位于前十的Chi-square（χ2）、df值，由于二者所反映的信息在χ2/df中已經(jīng)包含，故在表格中未展示。事實(shí)上，Chi-square（χ2）=594.271；df=158。絕對(duì)擬合優(yōu)度指標(biāo)為樣本異方差矩陣被模型異方差矩陣解釋的比例，類似于R2；相對(duì)擬合優(yōu)度指標(biāo)研究模型的擬合優(yōu)度與統(tǒng)計(jì)基本模型比較改善的程度。各指標(biāo)數(shù)值都符合接受值的要求，說明模型的總體擬合情況較好。

表5 模型擬合優(yōu)度評(píng)價(jià)指標(biāo)及擬合結(jié)果Tab.5 Model fitting indexes and the fitting results

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型分析

根據(jù)模型分析，運(yùn)用AMOS 22.0 軟件得到測(cè)量模型（如表6）、結(jié)構(gòu)模型（如表7）結(jié)果。由表7 結(jié)果可知，各潛變量的路徑系數(shù)均在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明3個(gè)心理因素與政府行為規(guī)范均對(duì)參與意愿有顯著正向的影響，且參與意愿與政府行為規(guī)范對(duì)參與行為有顯著的正向影響，前文各假設(shè)基本得到證實(shí)，具體來看：

（1）行為態(tài)度AB。由表7 可知，行為態(tài)度對(duì)參與意愿影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.203，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H1 得證。在測(cè)量方程中，由表6 可知代表生態(tài)理性的可觀測(cè)變量AB1、AB2 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.881 和0.871。長(zhǎng)江流域水系發(fā)達(dá)，河湖水質(zhì)與周邊植被環(huán)境與居民的生活質(zhì)量的息息相關(guān)，河長(zhǎng)制推行前后河湖生態(tài)環(huán)境的對(duì)比使得公眾切身感受到水環(huán)境的變化。因此，對(duì)生態(tài)的理性認(rèn)知激發(fā)了公眾的參與意愿。代表經(jīng)濟(jì)理性的可觀測(cè)變量AB3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.434。長(zhǎng)江流域的農(nóng)業(yè)發(fā)展嚴(yán)重依賴于水生態(tài)，水生態(tài)環(huán)境的改善能夠?yàn)檗r(nóng)民創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)收益，公眾認(rèn)為參與河湖治理能帶來收入的增加，就會(huì)產(chǎn)生積極地參與意愿。然而，經(jīng)濟(jì)理性的因子載荷明顯小于生態(tài)理性。一種可能的解釋為：水生態(tài)環(huán)境的改善帶來的經(jīng)濟(jì)效益直接受益者是農(nóng)村居民，城鎮(zhèn)居民未能切身感受到收入的變化，而生態(tài)效益不存在這種地域的差別。

（2）主觀規(guī)范SN。由表7 可知，主觀規(guī)范對(duì)參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.167，且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H2 得證。在測(cè)量方程中，由表6 可知，表示指令性規(guī)范的可觀測(cè)變量SN1、SN2的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.903、0.816。近年來，在河長(zhǎng)制的推行過程中，政府大力宣傳河湖治理的作用、普及參與河湖治理的相關(guān)知識(shí)，將治理措施落到實(shí)處，改善了河湖環(huán)境，激發(fā)了公眾參與河湖治理的熱情。表示示范性規(guī)范的可觀測(cè)變量SN3、SN4的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.750、0.621，周圍重要他人的參與行為產(chǎn)生了良好的效果或破壞行為受到了懲罰，那么公眾會(huì)出于從眾心理或?yàn)榱吮苊鈶土P，而產(chǎn)生內(nèi)在的參與意愿。

（3）知覺行為控制PBC。由表7可知，知覺行為控制對(duì)參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.103，且在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H3得證。在測(cè)量方程中，由表6可知，知覺行為控制的3 個(gè)可觀測(cè)變量PBC1、PBC2、PBC3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.867、0.933、0.791，表明居住在河流附近的公眾對(duì)自己參與河湖治理的知識(shí)水平、參與能力以及風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力均充滿信心。在河長(zhǎng)制推行的背景下，公眾的河湖治理知識(shí)得到普及，且當(dāng)前公眾參與主要是參與監(jiān)督，基本不需要公眾付出經(jīng)濟(jì)成本，故公眾對(duì)自己的參與能力信心十足。

（4）政府行為規(guī)范GR。由表7 可知，政府行為規(guī)范對(duì)參與意愿的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.237，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H5 得證。政府行為規(guī)范對(duì)參與行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.342，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H6得證。在測(cè)量方程中，由表6 可知，政府行為規(guī)范的3 個(gè)可觀測(cè)變量GR1、GR2 和GR3 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.761、0.892、0.806，這表明政府對(duì)公眾所提意見的重視程度、回應(yīng)程度和執(zhí)行的積極性3 個(gè)變量對(duì)政府行為規(guī)范的貢獻(xiàn)較大，且對(duì)公眾參與河湖治理意愿有顯著正向影響，并對(duì)公眾參與行為也有正向作用。

（5）參與意愿W。由表7可知，參與意愿對(duì)參與行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.434，且在0.1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，命題H4得證。在測(cè)量方程中，由表6可知，公眾參與意愿的4個(gè)可觀測(cè)變量W1、W2、W3 和W4 的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.745、0.799、0.792和0.693，即公眾關(guān)注河湖治理信息的意愿、公眾為河湖治理進(jìn)行宣傳的意愿、當(dāng)河湖生態(tài)遭到破壞參與治理的意愿與為良好的河湖環(huán)境進(jìn)行支付的意愿對(duì)公眾參與河湖治理的行為具有正向的影響。

表6 測(cè)量方程擬合指標(biāo)結(jié)果Tab.6 Fitting results of measurement equation

表7 結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果Tab.7 Fitting results of structural equation model

3.3 中介效應(yīng)分析

根據(jù)Baron& Kenny［31］指出所謂中介變量是指在自變量與因變量之間加入第3 個(gè)變量，這個(gè)變量會(huì)影響自變量與因變量之間關(guān)系。完全中介是指加入中介變量后，使原來的自變量與因變量之間的關(guān)系不顯著，部分中介是指加入中介變量以后，使原來的自變量與因變量之間關(guān)系的強(qiáng)度改變。結(jié)合本文的概念模型，在心理因素、政府行為規(guī)范與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿充當(dāng)了中介變量的作用。而且，在心理因素與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿充當(dāng)完全中介的作用。在政府行為規(guī)范與參與行為之間的關(guān)系中，參與意愿起到部分中介還是完全中介的效果，需要進(jìn)一步進(jìn)行檢驗(yàn)。

為檢驗(yàn)中介效應(yīng)，根據(jù)Preacher 和Hayes［32］的建議，本研究采用置信區(qū)間法，計(jì)算上下限的置信區(qū)間。若政府行為規(guī)范對(duì)參與行為的間接效應(yīng)上下限的置信區(qū)間不包含零，則存在中介效應(yīng)；反之，則不存在中介效應(yīng)［33］。本研究在95%的置信區(qū)間下，執(zhí)行5 000 次bootstrap［34］，估計(jì)上下限的置信區(qū)間，結(jié)果如表8 所示。間接效應(yīng)點(diǎn)估計(jì)值上下限的置信區(qū)間均不包含零，說明存在中介效應(yīng)，且間接效應(yīng)為0.103。由于間接效應(yīng)只占總效應(yīng)的23.1%（0.103/0.445），因此，參與意愿是政府行為規(guī)范與參與行為之間關(guān)系的部分中介變量。政府行為規(guī)范通過參與意愿對(duì)參與行為的間接效應(yīng)為0.103；政府行為規(guī)范對(duì)參與行為的直接效應(yīng)為0.342；政府行為規(guī)范對(duì)參與行為的總效應(yīng)為0.445。通過分析可知，政府行為規(guī)范既能夠直接提高公眾的參與行為，也能夠在一定程度上通過提高公眾參與意愿間接提高參與行為。

表8 中介變量的影響效應(yīng)Tab.8 The effect of the mediation variable

4 結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

本文以長(zhǎng)江流域公眾參與河湖治理為例，在河長(zhǎng)制框架下系統(tǒng)分析了心理因素、政府行為規(guī)范對(duì)公眾參與河湖治理意愿與行為的影響。實(shí)證研究表明：

（1）表征長(zhǎng)江流域河湖附近居民心理因素的3 個(gè)維度行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制均對(duì)公眾參與河湖治理意愿有顯著正向影響，且影響系數(shù)行為態(tài)度（0.203）＞主觀規(guī)范（0.167）＞知覺行為控制（0.103），三者均通過參與意愿的中介作用對(duì)參與行為有顯著的正向影響。

（2）政府行為規(guī)范不僅能通過參與意愿間接影響參與行為，且政府行為規(guī)范對(duì)參與意愿的影響系數(shù)為0.240，大于各心理因素對(duì)參與意愿的影響，還能夠直接影響參與行為，政府行為規(guī)范對(duì)參與行為的總效應(yīng)為0.445，略小于參與意愿對(duì)參與行為的影響?？傮w而言，政府行為規(guī)范對(duì)參與意愿與參與行為均有顯著且正向的影響。

（3）長(zhǎng)江流域河湖附近居民的河湖治理參與意愿對(duì)參與行為的影響系數(shù)為0.467，這充分說明參與意愿是引發(fā)參與行為的關(guān)鍵，且心理因素與政府行為規(guī)范通過參與意愿的中介作用對(duì)參與行為產(chǎn)生了間接影響。

4.2 政策啟示

河長(zhǎng)制已經(jīng)進(jìn)入常態(tài)化建設(shè)階段，為建立其長(zhǎng)效機(jī)制，調(diào)動(dòng)公眾參與的積極性和主動(dòng)性，營造全社會(huì)共同關(guān)心和保護(hù)河湖的良好氛圍，本文的政策啟示如下。

（1）政府應(yīng)該從各個(gè)維度注重公眾積極心理因素的培育。行為態(tài)度是公眾參與河湖治理的基石。教育是培育積極態(tài)度的有效工具，社會(huì)需要加強(qiáng)公眾的水生態(tài)文明教育，以提高公眾認(rèn)知能力。此外，通過開展特殊體驗(yàn)活動(dòng)，如組織示范河湖參觀活動(dòng)等，以深化公眾對(duì)河湖治理的感知與體會(huì)，進(jìn)而有效提高公眾的河湖治理意愿。主觀規(guī)范是公眾參與河湖治理的催化劑。各級(jí)河長(zhǎng)應(yīng)積極加強(qiáng)正面宣傳，讓民眾感受到示范性規(guī)范的作用，以提升公眾對(duì)參與河湖治理的接受能力，進(jìn)而內(nèi)化為參與意愿的驅(qū)動(dòng)力。知覺行為控制是公眾參與河湖治理的有效保障。當(dāng)?shù)睾娱L(zhǎng)辦應(yīng)該提高公眾對(duì)河長(zhǎng)制中公眾參與基本制度和運(yùn)行機(jī)制的認(rèn)識(shí)，幫助他們掌握參與其中的基本知識(shí)和能力，以增強(qiáng)公眾參與的信心，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為積極地參與意愿。

（2）完善河長(zhǎng)制中公眾參與的法律法規(guī)建設(shè)，分別從公眾與政府兩方面著手。公眾方面：一是明確參與渠道，避免參與活動(dòng)的臨時(shí)性、隨意性；二是明確公眾參與的邊界，避免“參與爆炸”導(dǎo)致的社會(huì)公眾無序參與的極端結(jié)果。政府方面：規(guī)范其在處理河長(zhǎng)制中公眾參與問題時(shí)的行為，提高政府公信力。確保政府行為的公開性、回應(yīng)性，對(duì)公眾的監(jiān)督及時(shí)處理，并將處理結(jié)果公開，提高公眾參與有效性感知，激發(fā)公眾的參與熱情。

（3）完善河長(zhǎng)制的信息公開制度，除已公開的信息以外，對(duì)公眾所關(guān)注的河湖治理的政策行動(dòng)、治理所達(dá)效果、流域環(huán)境數(shù)據(jù)以及監(jiān)督反饋的結(jié)果等進(jìn)行公開，并利用公眾喜聞樂見的方式，如：微信公眾號(hào)、微博、河長(zhǎng)APP、抖音等，拉近政府與民眾的距離，營造良好的溝通氛圍，提升公眾的參與水平。 □