徐明慶，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）

2007 年無錫市政府為解決因太湖水域水質(zhì)嚴(yán)重污染而導(dǎo)致的藍(lán)藻大面積暴發(fā)問題，首創(chuàng)由省、市、縣、鄉(xiāng)四級(jí)黨政領(lǐng)導(dǎo)負(fù)責(zé)治水的 “河長(zhǎng)制” ，該制度因治理水生態(tài)環(huán)境成效顯著而受到社會(huì)普遍關(guān)注和全國(guó)其他省市地方政府的效仿[1]。隨著大面積推行和各地方政府的創(chuàng)新性發(fā)展，河長(zhǎng)制現(xiàn)已推廣落實(shí)至村級(jí)，形成了五級(jí)架構(gòu)全面推行河長(zhǎng)制的新態(tài)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)了 “每條河都有河長(zhǎng)” ，以 “一龍統(tǒng)領(lǐng)” 解決 “九龍治水” 困境，達(dá)成了提高治水效率、紓解水資源供需矛盾、改善水生態(tài)環(huán)境質(zhì)量等目標(biāo)。自2016 年中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于全面推行河長(zhǎng)制的意見》以來，河長(zhǎng)制逐步由地方性應(yīng)急管理制度設(shè)計(jì)向長(zhǎng)效化和常規(guī)化制度轉(zhuǎn)變[2]。然而 “官方河長(zhǎng)” 由于總攬行政事務(wù)，未免疏于實(shí)際管護(hù)而致監(jiān)管績(jī)效低下，且存在常態(tài)化巡河時(shí)限較短且頻次較少、上級(jí)多通過匯報(bào)了解而下級(jí)消極上報(bào)問題、面對(duì)涉河突發(fā)事件響應(yīng)遲緩等局限。為彌補(bǔ) “官方河長(zhǎng)” 的治理效能不足，湘江治理首創(chuàng) “雙河長(zhǎng)” 模式，即將 “民間河長(zhǎng)” 作為重要補(bǔ)充，激發(fā)公眾參與激情并將其整合至河流治理實(shí)踐中[3]。而沿河農(nóng)戶作為 “民間河長(zhǎng)” 重要組成及河長(zhǎng)制治水成果的直接利益相關(guān)者，更作為創(chuàng)造集體財(cái)富的重要產(chǎn)權(quán)主體，基于利益相關(guān)者理論中的共同治理內(nèi)涵，為避免非排他性且作為 “公共池塘” 資源的農(nóng)村水環(huán)境墮入 “公水悲劇” ，農(nóng)戶應(yīng)參與協(xié)同治理以實(shí)現(xiàn)集體利益最大化[4]。根據(jù)奧爾森[5]提出的共容利益理論內(nèi)涵，農(nóng)戶參與治水相當(dāng)于在互惠規(guī)則下通過政社合作提供公共物品，有利于其灌溉用水、生活用水、緊鄰水生態(tài)環(huán)境等狀況的改善，正反饋刺激農(nóng)戶形成更強(qiáng)的治水參與意愿與政策執(zhí)行力，從而化身為保護(hù)水資源、嚴(yán)守河湖水域岸線、防治流域水污染、治理水環(huán)境、修復(fù)水生態(tài)、監(jiān)管涉河執(zhí)法行為等治水工作的重要主體。

現(xiàn)有關(guān)于河長(zhǎng)制的公眾參與研究較少，主要關(guān)注地方實(shí)踐探索與法制化構(gòu)建[6]、技術(shù)嵌入?yún)f(xié)同治理[7]、政策施行困境探析[8]等宏觀、中觀層面，缺乏基于農(nóng)戶微觀視角的參與治水績(jī)效研究?？紤]到河長(zhǎng)制是一項(xiàng)惠及民生的政策工具，基于農(nóng)戶為行為主體的治水績(jī)效評(píng)估，不宜因循投入、產(chǎn)出、效率等客觀考核，還應(yīng)包含公眾主觀感知判斷，加之已有研究證明客觀監(jiān)測(cè)結(jié)果與公眾的直觀感受相一致，可見以農(nóng)戶的感知反饋為依據(jù)存在適地、實(shí)時(shí)、準(zhǔn)確等優(yōu)點(diǎn)，更具公共價(jià)值[9]。此外，前人研究[10-11]揭示農(nóng)戶的社會(huì)治理參與行為與防治環(huán)境污染效果均受自身資本稟賦制約。而布迪厄的實(shí)踐理論認(rèn)為資本是能直接或間接轉(zhuǎn)換為貨幣的資源和權(quán)力，依此可將農(nóng)戶資本稟賦劃分為經(jīng)濟(jì)資本、文化資本和社會(huì)資本，且受教育程度可表征文化資本[11]；黃曉慧等[12]進(jìn)一步采用將農(nóng)戶資本稟賦擴(kuò)充為自然資本、物質(zhì)資本、人力資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本的研究框架。在此基礎(chǔ)上，結(jié)合舒爾茨[13]關(guān)于人力資本理論的論述，教育賦予公民自我道德認(rèn)知并提高其工作能力，其帶來的文化效益還能轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)效益，故受教育程度可用以表征人力資本質(zhì)量；加之環(huán)境治理實(shí)踐研究證明，以受教育程度表征的人力資本質(zhì)量對(duì)環(huán)境治理績(jī)效具備顯著正向作用[14]，而以家庭人口數(shù)表征的人力資本數(shù)量對(duì)環(huán)境治理不具備顯著影響[15]，故適宜采用文化資本替代人力資本。由此將農(nóng)戶資本稟賦歸為自然資本、物質(zhì)資本、文化資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本，五類資本稟賦共同影響農(nóng)戶的參與治理并作用于河長(zhǎng)制治水績(jī)效，且治水績(jī)效適合以農(nóng)戶的實(shí)際感知來表征。

本文擬探究農(nóng)戶資本稟賦對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效的影響，又因農(nóng)戶通過公眾參與途徑治水，具備可能的中介效應(yīng)，故采用結(jié)構(gòu)方程模型探究 “農(nóng)戶資本稟賦→參與治理→河長(zhǎng)制治水績(jī)效” 的內(nèi)在作用機(jī)理，從而為增強(qiáng)農(nóng)戶資本稟賦、優(yōu)化農(nóng)戶的參與治理路徑、提高河長(zhǎng)制總體治水績(jī)效等提供理論支撐和決策參考。

1 理論分析、變量設(shè)定與模型構(gòu)建

1.1 理論分析與研究假設(shè)

（1）資本稟賦與參與治理。自然資本由資源、生命系統(tǒng)和生態(tài)系統(tǒng)構(gòu)成，其在當(dāng)今世界范圍內(nèi)處于普遍衰退趨勢(shì)并制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而公眾參與治理有助于實(shí)現(xiàn)人與自然和諧發(fā)展，保障公眾捍衛(wèi)自身利益[16]；物質(zhì)資本為農(nóng)戶生產(chǎn)必需物品，如化肥和農(nóng)藥，其在實(shí)際施用中易造成水源污染，而農(nóng)戶在自發(fā)或因政策宣傳而具備環(huán)保意識(shí)并認(rèn)同可持續(xù)發(fā)展理念的狀態(tài)下，或 “將功補(bǔ)過” 積極參與水環(huán)境治理；在不存在經(jīng)濟(jì)成本門檻時(shí)，文化資本和經(jīng)濟(jì)資本均會(huì)對(duì)公眾參與存在顯著影響，文化程度越高或收入水平較高都傾向于推進(jìn)公眾參與[17]；社會(huì)資本可拆解為信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)，奧斯特羅姆曾指出當(dāng)個(gè)體具備誠(chéng)信品質(zhì)、人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)化且社會(huì)環(huán)境規(guī)范時(shí)公眾參與將得到強(qiáng)化，且參與意愿代表公眾參與的內(nèi)在動(dòng)力催生參與行為[18]。而農(nóng)戶作為利益關(guān)切的重要公眾成分參與河湖治理，符合上述公眾參與相關(guān)研究的主體前提。

由此提出假設(shè)H1：農(nóng)戶資本稟賦對(duì)其參與治理有顯著影響。

（2）社會(huì)資本與河長(zhǎng)制治水績(jī)效。法國(guó)學(xué)者布迪厄最早于20 世紀(jì)70 年代提出社會(huì)資本概念，其當(dāng)前代表性定義為個(gè)人通過社會(huì)聯(lián)系攝取稀缺資源并以此獲益的稟賦[19]。社會(huì)資本包括四種形式：①信任關(guān)系[20]；②互惠和交換[21]；③共同規(guī)則、準(zhǔn)則與認(rèn)同[22]；④溝通、網(wǎng)絡(luò)和組織[23]，學(xué)界一般將形式②與③合并，歸為信任、規(guī)范與網(wǎng)絡(luò)三類。社會(huì)資本可通過共享信息、協(xié)調(diào)行動(dòng)與集體決策影響環(huán)境治理的交易成本，且三類社會(huì)資本均能直接影響環(huán)境治理行為及其績(jī)效[24]。而河長(zhǎng)制治水績(jī)效作為集體水資源管護(hù)的考評(píng)結(jié)果，無疑受農(nóng)戶社會(huì)資本制約。

由此提出假設(shè)H2：農(nóng)戶社會(huì)資本對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效有顯著影響。

（3）參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效。鑒于環(huán)境治理的系統(tǒng)復(fù)雜性及人類行為的多樣嵌套性，單純依靠政府或市場(chǎng)力量難以從根本上解決問題，鼓勵(lì)公眾協(xié)同治理是解決環(huán)境問題的重要舉措[25]。據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)研究，環(huán)境治理效果與公眾參與水平呈現(xiàn)出一定程度的正相關(guān)[26]；且前人研究表明，公眾參與環(huán)境治理將推動(dòng)環(huán)境政策趨向滿足公民福利最大化，促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量改善與管理成本降低[27]；但公眾參與屬 “過程驅(qū)動(dòng)” 型，績(jī)效結(jié)果不顯著影響公眾參與程度[28]，因此不考慮治水績(jī)效對(duì)公眾參與的反饋機(jī)理。在河長(zhǎng)制推行過程中，農(nóng)戶參與治水作為 “官方河長(zhǎng)” 的有效補(bǔ)充，不僅為行政管理和財(cái)政支出減壓，還可為公眾爭(zhēng)取最大化的社會(huì)與生態(tài)福利，推動(dòng)河長(zhǎng)制治水績(jī)效的提高。

由此提出假設(shè)H3：農(nóng)戶參與治理對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效有顯著正影響。

（4）參與治理的中介作用。社會(huì)資本有助于打破 “囚徒困境” ，促使人們遵守規(guī)則，解決在環(huán)境保護(hù)中的利益沖突問題并抵御外來污染轉(zhuǎn)嫁[29]，其在社會(huì)治理中起到克服集體行動(dòng)困境、提高公共政策效率、促進(jìn)政府治理績(jī)效等作用[30]；且社會(huì)資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)的績(jī)效彈性極其顯著，在環(huán)境政策激勵(lì)下社會(huì)資本可通過公眾參與渠道的內(nèi)化積累實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和環(huán)境保護(hù)的雙贏[31]?？梢姽妳⑴c作為彌補(bǔ)官方環(huán)境治理不足的民主機(jī)制，在社會(huì)資本促進(jìn)治水績(jī)效的提升中應(yīng)具備中介作用，即具備一定社會(huì)資本的農(nóng)戶對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效產(chǎn)生影響，可通過公眾參與途徑。

由此提出假設(shè)H4：農(nóng)戶參與治理在社會(huì)資本影響河長(zhǎng)制治水績(jī)效的過程中存在中介效應(yīng)。

1.2 變量設(shè)定

（1）自然資本。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是自然再生產(chǎn)、經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)和社會(huì)再生產(chǎn)的有機(jī)結(jié)合，并高度依賴于自然條件和地域資源。在中國(guó)這樣文明發(fā)源于 “江河” 、具備數(shù)千年農(nóng)耕文化的農(nóng)業(yè)大國(guó)，河流歷來是農(nóng)戶取水灌溉的重要來源，加之生活用水需求和水流循環(huán)自凈功能，流域陸地成為農(nóng)戶集居和務(wù)耕的重要選擇。緊鄰河流資源意味著可及農(nóng)耕灌溉，且能減少生產(chǎn)生活用水成本投入。因此用本村流經(jīng)河流數(shù)來表征觀測(cè)變量自然資本。

（2）物質(zhì)資本。物質(zhì)資本涉及生產(chǎn)所需的各類物資設(shè)備。對(duì)沿河農(nóng)戶而言，耕作過程中將對(duì)河流水質(zhì)產(chǎn)生面源污染效應(yīng)的物資投入為化肥與農(nóng)藥。因此以農(nóng)藥與化肥施用狀況來表征觀測(cè)變量物質(zhì)資本。

（3）文化資本。受教育程度高的農(nóng)戶相對(duì)更具環(huán)保意識(shí)與護(hù)河能力，更傾向于參與私人巡河、撿拾沿河垃圾、打撈污染物、監(jiān)督河流排污狀況等。因此以受教育程度表征觀測(cè)變量文化資本。

（4）經(jīng)濟(jì)資本。經(jīng)濟(jì)資本指家庭占有與可供支配的財(cái)富。MASLOW[32]認(rèn)為重視環(huán)境問題屬于人類安全需求，且在馬斯洛需求層次理論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滿足，需要一定的經(jīng)濟(jì)條件。按需求層次的遞進(jìn)關(guān)系可知，農(nóng)戶逐步重視河湖管護(hù)問題須以收入增長(zhǎng)為前提。因此以家庭年收入表征觀測(cè)變量經(jīng)濟(jì)資本。

（5）社會(huì)資本。社會(huì)資本作為農(nóng)戶外部資源獲取能力的重要資本稟賦，對(duì)農(nóng)戶的決策行為具備重要影響[33]。參照已有研究[34]，從社會(huì)信任、互惠規(guī)范和參與網(wǎng)絡(luò)三方面界定社會(huì)資本。其中，社會(huì)信任的測(cè)量可分為人際信任與制度信任[35]：人際信任為人際中對(duì)交往對(duì)象可靠性的概念化期望與信任行為[36]，以農(nóng)戶對(duì)親戚、朋友、鄰居和村干部四個(gè)常態(tài)化社會(huì)接觸對(duì)象的信任程度進(jìn)行表征，前三個(gè)社交對(duì)象為人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中信息與物質(zhì)資源更易獲取對(duì)象，村干部則為基層公共治理事務(wù)實(shí)踐環(huán)節(jié)中不可或缺的組織者、引領(lǐng)者和糾錯(cuò)者；制度信任依賴于制度環(huán)境，是基于 “非人際” 關(guān)系的社會(huì)信任，其在改善公眾環(huán)境治理行為中扮演著重要角色[37]，本文以農(nóng)戶對(duì)公眾參與治水制度完善的認(rèn)可度來表征。互惠規(guī)范指行動(dòng)者雙方相互依賴的關(guān)系或行為狀態(tài)，相互建立起的責(zé)任和義務(wù)構(gòu)成了可被利用的人際資源，一方面可限制掠奪性利己行為，另一方面又激勵(lì)人們從事公共事務(wù)[38]，本文以求助人數(shù)和人際約制進(jìn)行表征；參與網(wǎng)絡(luò)包括橫向的平等關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和垂直的等級(jí)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)[39]，前者反映公民間關(guān)系的緊密程度，后者反映公民個(gè)人或團(tuán)體參與公共政策以增進(jìn)社會(huì)福利的程度。因此以觀測(cè)變量親戚信任、朋友信任、鄰居信任、村干部信任、制度信任、求助人數(shù)、人際約制、平等關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和等級(jí)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來共同表征潛變量社會(huì)資本。

（6）參與治理。公眾參與治理由參與意愿和參與行為構(gòu)成，把握其集體行動(dòng)屬性并推動(dòng)集體理性選擇可有效提高環(huán)境治理水準(zhǔn)[40]。在政策推行中，農(nóng)戶作為自主意識(shí)較差的保守型群體，往往需要組織牽頭治理以激勵(lì)其形成參與意愿，且農(nóng)戶往往出于內(nèi)外部局限而致參與河湖治理意愿不夠全面，因而包括管護(hù)、決策、監(jiān)督、投訴等環(huán)節(jié)，表露任一種意愿即可視為存在參與意愿。水環(huán)境治理參與行為可分為自我參與、參與決策、參與監(jiān)督與投訴上訪：自我參與指農(nóng)戶自主參與河流污染防治與管護(hù)；參與決策指農(nóng)戶作為河流治理的參與、感受方，乃至作為 “民間河長(zhǎng)” 代表參與到河長(zhǎng)制決策中，同時(shí)統(tǒng)合民眾的建言獻(xiàn)策、評(píng)價(jià)、反饋等經(jīng)驗(yàn)智慧以保障有效決策，助推河長(zhǎng)制規(guī)章制度建設(shè)；參與監(jiān)督指農(nóng)戶監(jiān)督周邊工農(nóng)業(yè)的污染行為，及監(jiān)督政府和公益團(tuán)體的河流管護(hù)工作；投訴上訪指農(nóng)戶基于河流污染行為和管護(hù)不當(dāng)現(xiàn)象，依制度程序向職能部門投訴和上訪。因此參與意愿為單一觀測(cè)變量；潛變量參與行為則由觀測(cè)變量自我參與、參與決策、參與監(jiān)督和投訴上訪來表征。

（7）治水績(jī)效。借鑒杜曉榮等[41]對(duì)農(nóng)村飲用水安全保障工程的績(jī)效評(píng)價(jià)研究，將河長(zhǎng)制治水績(jī)效分為經(jīng)濟(jì)績(jī)效、社會(huì)績(jī)效和生態(tài)績(jī)效三個(gè)維度。經(jīng)濟(jì)績(jī)效代表治水投入產(chǎn)出回報(bào)水平，主要可分為個(gè)體效益、集體效益和旅游效益：個(gè)體效益指治水成效有利于家庭收入增長(zhǎng)，集體效益指河流治理為村集體增創(chuàng)收益，旅游效益指水生態(tài)環(huán)境改善助長(zhǎng)了當(dāng)?shù)芈糜谓?jīng)濟(jì)的泛活。社會(huì)績(jī)效是指河湖治理帶來的社會(huì)福利改善水平，其一在于農(nóng)戶對(duì)治水效果的滿意程度，即效果感知；其二在于該地河長(zhǎng)制施行范式是否因成效顯著而被其他村借鑒，反映優(yōu)良治理模式的社會(huì)推廣效應(yīng)，即借鑒程度；其三在于通過水環(huán)境協(xié)同治理，在完善基層社會(huì)治理的同時(shí)是否帶動(dòng)村中其他公共事務(wù)管理水平的提升，即帶動(dòng)管理水平；其四在于河湖 “亂占、亂采、亂堆、亂建” 問題的解決程度，即弊端解決；其五在于 “雙河長(zhǎng)” 河湖治理模式提高居民的環(huán)保意識(shí)狀況，即增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)。生態(tài)績(jī)效主要體現(xiàn)在保障水生態(tài)環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的成效，其一在于減少河流周邊垃圾堆放的效果，即垃圾堆放改善；其二在于提升河流水質(zhì)，從 “臟、臭、亂” 到污水凈化及河流泥沙攜帶量減少，即水質(zhì)改善；其三在于通過治水控污來修復(fù)水生態(tài)系統(tǒng)并恢復(fù)河流生物多樣性，即生物多樣性改善；其四在于人工造林護(hù)河的成效，即植被改善。因此潛變量經(jīng)濟(jì)績(jī)效由觀測(cè)變量個(gè)體效益、集體效益和旅游效益來表征；潛變量社會(huì)績(jī)效由觀測(cè)變量效果感知、借鑒程度、帶動(dòng)管理水平、弊端解決和增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)來表征；潛變量生態(tài)績(jī)效由觀測(cè)變量垃圾堆放改善、水質(zhì)改善、生物多樣性改善和植被改善來表征。

1.3 模型構(gòu)建

本文利用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）[42]研究農(nóng)戶資本稟賦、參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效的內(nèi)在影響機(jī)制。

采用如式（1）的結(jié)構(gòu)模型表示潛變量之間的因果關(guān)系：

采用如式（2）的測(cè)量模型表示觀測(cè)變量與潛變量之間的關(guān)系：

式（1）、（2）中：η代表內(nèi)生潛變量向量；α為常數(shù)項(xiàng)；ξ代表外生潛變量向量；Γ代表路徑系數(shù)，揭示外生潛變量對(duì)內(nèi)生潛變量的影響；ζ代表結(jié)構(gòu)模型的殘差項(xiàng)，表示方程中未能被解釋的部分；y代表可測(cè)內(nèi)生指標(biāo)；Λy代表內(nèi)生觀測(cè)變量與內(nèi)生潛變量之間的關(guān)系，即內(nèi)生觀測(cè)變量在內(nèi)生潛變量上的因子載荷矩陣；x代表可測(cè)外生指標(biāo)；Λx代表外生觀測(cè)變量與外生潛變量之間的關(guān)系，即外生觀測(cè)變量在外生潛變量上的因子載荷矩陣；ε和δ代表測(cè)量模型的殘差項(xiàng)。

依上述理論分析和變量設(shè)定，繪制結(jié)構(gòu)方程影響路徑如圖1 所示。

圖1 “農(nóng)戶資本稟賦→參與治理→河長(zhǎng)制治水績(jī)效” 結(jié)構(gòu)方程影響路徑

2 數(shù)據(jù)來源與變量說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文采用數(shù)據(jù)來自2020 年10—11 月在陜西和寧夏的實(shí)地調(diào)查。運(yùn)用隨機(jī)抽樣與典型抽樣相結(jié)合的方法實(shí)地訪談，共回收問卷772 份。選取560 份沿河農(nóng)戶問卷數(shù)據(jù)（占總樣本72.54%），由于所設(shè)觀測(cè)變量數(shù)為30，故滿足結(jié)構(gòu)方程模型中樣本量與觀測(cè)變量比例大于10 的要求[43]。

其中，自然資本是農(nóng)戶基于河流資源實(shí)際與生產(chǎn)生活圈所認(rèn)定的本村流經(jīng)河流數(shù)，而求助人數(shù)為農(nóng)戶依人際資源多寡所定，二者均因數(shù)據(jù)偏倚而不符合正態(tài)分布。本文參考現(xiàn)有研究[44]，以變量有值數(shù)據(jù)均值的2 倍來核算全值，進(jìn)而對(duì)全值作五等劃分并逐級(jí)賦值，從而保留數(shù)據(jù)的偏斜特征以保障結(jié)論的可靠性。重新賦值后，觀測(cè)變量自然資本和求助人數(shù)均為峰度值小于8 且偏度值小于3，符合AMOS 數(shù)據(jù)分析的正態(tài)分布要求[45]。

觀測(cè)變量存在的缺值均采用AMOS 17 提供的回歸填補(bǔ)法進(jìn)行數(shù)據(jù)填補(bǔ)。

2.2 變量說明

基于上文變量設(shè)定與數(shù)據(jù)處理，觀測(cè)變量具體含義設(shè)定、賦值及其描述見表1。

表1 觀測(cè)變量含義、賦值及描述

3 農(nóng)戶資本稟賦、參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效的實(shí)證分析

3.1 樣本基本情況描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)樣本構(gòu)成情況進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（表2）。農(nóng)戶調(diào)查應(yīng)以家庭主要決策者為訪談對(duì)象[44]，樣本構(gòu)成統(tǒng)計(jì)中個(gè)別缺值不納入分析。受訪對(duì)象中，41 ～60 歲占54.04%，且61 歲及以上達(dá)31.60%，表明受訪地區(qū)家庭主要決策者老齡化較為顯著；文化程度為初中占比最大（40.00%），其次是小學(xué)及以下（33.75%），而本科及以上占比僅1.25%，反映所訪人員文化程度普遍偏低，高學(xué)歷者在當(dāng)?shù)厝詫傧∪比瞬牛?5.18%為男性，一方面反映所訪沿河地帶男性話語(yǔ)權(quán)較高且社會(huì)性活動(dòng)相對(duì)活躍，另一方面也通過實(shí)踐行動(dòng)反映出男性相對(duì)女性具備更強(qiáng)的治水參與意識(shí)和能力；黨員人數(shù)占比29.87%，反映所調(diào)查的沿河地區(qū)政治資源分配較為均衡，社會(huì)結(jié)構(gòu)存在一定的遞級(jí)趨勢(shì)，農(nóng)戶在政策參與資質(zhì)上具備較強(qiáng)優(yōu)勢(shì)，有利于農(nóng)戶政治素養(yǎng)的培養(yǎng)、村中公共事務(wù)的展開和政社合作下參與治理的推行；干部占比達(dá)25.60%，對(duì)于政策推行下的河流污染防治，身兼基層職務(wù)的農(nóng)民顯然具備更高認(rèn)知水平，也易通過社交網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行制度信息擴(kuò)散；知道河長(zhǎng)制占比65.71%，足見制度宣傳已深入民眾，由此調(diào)研數(shù)據(jù)的精確性得以保障。

表2 樣本構(gòu)成基本情況描述

3.2 模型擬合檢驗(yàn)結(jié)果

（1）信度、效度檢驗(yàn)。采用克朗巴哈系數(shù)α作為信度測(cè)度指標(biāo)時(shí)，一般認(rèn)為α達(dá)到0.7 及以上便有其價(jià)值，自設(shè)探索式研究中α可放寬至0.6；而組合信度在0.7及以上屬于較佳。由表3 可知量表信度良好。

表3 信度檢驗(yàn)結(jié)果

平均方差抽取量（AVE）在0.36 以上屬于收斂效度可接受[46]，而AVE 平方根大于潛變量間相關(guān)系數(shù)則表明區(qū)別效度良好。由表4 可見除社會(huì)資本外的AVE 均大于0.36，而社會(huì)資本的AVE（0.276）與可接受值間差異很小，在自身探索式研究中屬于可接受；對(duì)角線標(biāo)黑處為AVE 的平方根，可見社會(huì)績(jī)效與社會(huì)資本、社會(huì)績(jī)效與生態(tài)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)均微大于AVE 的平方根，且差異率僅分別為5.14%與7.12%，屬可接受范疇。足見量表總體上效度良好。

表4 效度檢驗(yàn)結(jié)果

（2）模型適配檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度值符合評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)代表SEM 模型適配數(shù)據(jù)，是SEM 模型分析的前提。本文結(jié)合以往文獻(xiàn)中出現(xiàn)的SEM 擬合優(yōu)度指標(biāo)報(bào)告頻率表[47]并參考擬合指標(biāo)可接受放寬邊界[48]，選取11 項(xiàng)重要擬合指標(biāo)聯(lián)合判定。SEM 理論模型有6 項(xiàng)擬合指標(biāo)未嚴(yán)格通過（表5），根據(jù)MI 修正指數(shù)添加 “生態(tài)績(jī)效→社會(huì)績(jī)效” 與 “社會(huì)績(jī)效→經(jīng)濟(jì)績(jī)效” 路徑后（圖2），模型僅有NFI 值（0.784）未嚴(yán)格通過，但與閾值0.8 極為近似，在自設(shè)探索式研究中可視為通過擬合判別。由表5 可知修正后SEM 模型擬合良好。

表5 SEM整體模型適配度評(píng)價(jià)結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑分析估計(jì)結(jié)果

3.3 路徑分析與假設(shè)驗(yàn)證

3.3.1 測(cè)量模型路徑分析

AMOS 17 輸出的測(cè)量模型中觀測(cè)變量和潛變量擬合結(jié)果見表6，其中顯著性最弱的觀測(cè)變量求助人數(shù)的P值為0.051（近似于0.05），在自設(shè)探索式研究中可認(rèn)為因子載荷系數(shù)估計(jì)均通過顯著性檢驗(yàn)。涵義解釋以潛變量經(jīng)濟(jì)績(jī)效為例，其3 個(gè)觀測(cè)變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷都顯著為正，代表提升個(gè)體效益、集體效益和旅游效益均能顯著提高治水經(jīng)濟(jì)績(jī)效。余者同理，不再詳述。

表6 測(cè)量方程擬合結(jié)果

3.3.2 結(jié)構(gòu)模型路徑分析與假設(shè)檢驗(yàn)

基于表7 和圖2 的路徑分析結(jié)果，結(jié)合表6 的測(cè)量方程擬合結(jié)果，對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，具體分析如下。

表7 結(jié)構(gòu)模型擬合結(jié)果

（1）資本稟賦和參與治理。自然資本對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)為0.101 且通過1%顯著性檢驗(yàn)；物質(zhì)資本對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)為-0.075 且通過10%顯著性檢驗(yàn)；文化資本對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)為0.235 且通過0.1%顯著性檢驗(yàn)；經(jīng)濟(jì)資本對(duì)參與意愿的影響路徑系數(shù)為0.098 且通過10%顯著性檢驗(yàn)；社會(huì)資本對(duì)參與意愿的影響路徑系數(shù)為0.125，對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)為0.222，且均通過10%顯著性檢驗(yàn)。表明農(nóng)戶資本稟賦對(duì)其參與治理有顯著影響，支持假設(shè)H1。

自然資本顯著正向影響參與行為，對(duì)參與意愿影響不顯著，可能是因?yàn)楸敬搴恿鳛樯a(chǎn)生活與經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來便利，農(nóng)戶對(duì)政策導(dǎo)向性治水有跟從義務(wù)；但河流數(shù)越多則治理工作越繁，對(duì)日常掙錢養(yǎng)家和休閑時(shí)間構(gòu)成擠壓，導(dǎo)致機(jī)會(huì)成本遞增，參與意愿視家庭環(huán)保素質(zhì)和得失權(quán)衡而定。

物質(zhì)資本顯著負(fù)向影響參與行為，對(duì)參與意愿影響不顯著，可能因施用化肥與農(nóng)藥是資金技術(shù)缺乏的小農(nóng)戶增產(chǎn)增收的主要途徑，難以避免其為謀生計(jì)而增用農(nóng)藥與化肥；但基于化肥、農(nóng)藥淋溶所帶來的水面源污染和村民的道德監(jiān)督，農(nóng)戶可能有意愿補(bǔ)償性治水，但最終治水意愿視收入結(jié)構(gòu)和環(huán)保道德而定。

文化資本顯著正向影響參與行為，對(duì)參與意愿影響不顯著，可能是因?yàn)閷W(xué)歷高使農(nóng)戶理解、響應(yīng)并執(zhí)行政策性治水的能力更強(qiáng)；但高學(xué)歷往往伴隨著高報(bào)酬工作和非農(nóng)社交圈，須額外付出時(shí)間、精力成本，參與意愿因不同群體的環(huán)保重視程度而異。

經(jīng)濟(jì)資本顯著正向影響參與意愿，對(duì)參與行為影響不顯著，可能是收入提高使部分農(nóng)戶傾向于脫離謀生的忙碌束縛而投身公益，更關(guān)注水生態(tài)保護(hù)所帶來的社會(huì)福利效應(yīng)；且地方政府治水獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制的施行可帶來額外收益，使經(jīng)濟(jì)觀念較強(qiáng)的農(nóng)戶受到激勵(lì)；但高收入農(nóng)戶往往意味著社會(huì)分工負(fù)擔(dān)大、社交頻繁和工作生活緊湊，其參與行為往往視時(shí)間富余度、民望關(guān)切度和效益優(yōu)先次序而定。

社會(huì)資本顯著正向影響參與意愿和參與行為，可能是社會(huì)信任使農(nóng)戶對(duì)協(xié)同治理改善用水狀況與人居水環(huán)境懷有期待，通過參與網(wǎng)絡(luò)在村民間和干群間加強(qiáng)合作聯(lián)系，并在互惠規(guī)范作用下形成將個(gè)人利益與集體利益密切結(jié)合的共融利益趨向，從而促成農(nóng)戶參與治水。

（2）社會(huì)資本和治水績(jī)效。農(nóng)戶社會(huì)資本對(duì)河長(zhǎng)制經(jīng)濟(jì)績(jī)效、社會(huì)績(jī)效和生態(tài)績(jī)效的影響路徑系數(shù)分別為-0.172、0.150 和0.428，且分別通過10%、10%和1%顯著性檢驗(yàn)。表明社會(huì)資本對(duì)治水績(jī)效具備顯著影響，支持假設(shè)H2。

社會(huì)資本顯著負(fù)向影響經(jīng)濟(jì)績(jī)效，意味著農(nóng)戶社會(huì)資本越豐富，越可能對(duì)個(gè)體效益、集體效益和旅游效益形成阻礙?？赡苁桥e報(bào)污染行為與道德監(jiān)督的人際約制，在減少農(nóng)耕中濫用化肥與農(nóng)藥現(xiàn)象的同時(shí)，也減少了產(chǎn)出而制約農(nóng)業(yè)收益；此外召集農(nóng)戶治水會(huì)增大集體治污經(jīng)費(fèi)投入，并使旅游配套設(shè)施的可能性投入縮減，導(dǎo)致集體和旅游效益受限。

社會(huì)資本顯著正向影響社會(huì)績(jī)效，意味著農(nóng)戶社會(huì)資本越充裕，越可能提高效果感知、加強(qiáng)借鑒程度、帶動(dòng)管理水平、促進(jìn)弊端解決和增強(qiáng)環(huán)保意識(shí)。可能是農(nóng)戶對(duì)村干部的信任追從使其更關(guān)注河湖管護(hù)，親友鄰居間的信任與互惠驅(qū)動(dòng)其參與治理，加之制度信任加深了治理實(shí)效感知，由此提高了治理效果滿意度；對(duì)親戚朋友的信任在 “愛有差等” 的鄉(xiāng)土社會(huì)親疏序次中居于信任首位，能在情感紐帶和地緣關(guān)系基礎(chǔ)上提高制度績(jī)效的宣傳力度和采信水平，以此促進(jìn)周邊村的治水借鑒；對(duì)基層村干部的人際信任有利于公共治水事務(wù)展開，信任河長(zhǎng)制且參與治水成效顯著有助于提升政府公信力，在村民間交互適應(yīng)與干群間自上而下的治水制度貫徹下，不僅有助河湖 “清四亂” ，還將促進(jìn)本村其他公共事務(wù)管理；人際約制包含人情社會(huì)中更具效力的道德譴責(zé)與制度規(guī)范形成閉環(huán)中關(guān)鍵的監(jiān)督舉報(bào)，推動(dòng)形成防污治水自覺，加之參與網(wǎng)絡(luò)的人際觀念傳遞，將增強(qiáng)農(nóng)戶環(huán)保意識(shí)。

社會(huì)資本顯著正向影響生態(tài)績(jī)效，意味著農(nóng)戶社會(huì)資本稟賦越高，越可能提高垃圾堆放、水質(zhì)、生物多樣性與植被的改善水平。可能與周邊關(guān)系密切人群的互助互信、互相監(jiān)督和信息交互，有利于協(xié)同參與河流污染防治以提高實(shí)效；而農(nóng)戶相信制度完善并服從村干部安排，將減少參與治水顧慮并推進(jìn)協(xié)同治理有序開展。由此促成河岸垃圾全面清理，水體中的垃圾及其浸出液減少，護(hù)河林建成并帶來涵養(yǎng)水源效能，以及保護(hù)河流形態(tài)多樣性和恢復(fù)水體生物群落多樣性。

（3）參與治理和治水績(jī)效。參與意愿對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)為0.303 且通過0.1%顯著性檢驗(yàn)；參與行為對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響路徑系數(shù)為0.393 且通過0.1%顯著性檢驗(yàn)，對(duì)社會(huì)績(jī)效的影響路徑系數(shù)為0.089 且通過10%顯著性檢驗(yàn)，對(duì)生態(tài)績(jī)效的影響路徑系數(shù)為0.218且通過0.1%顯著性檢驗(yàn)，表明農(nóng)戶參與治理對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效有顯著正影響，支持假設(shè)H3。

根據(jù)辯證唯物主義觀點(diǎn)，意識(shí)發(fā)揮能動(dòng)作用而非直接作用于物質(zhì)，故實(shí)際研究不考慮參與意愿對(duì)治水績(jī)效的直接影響。即農(nóng)戶出于自發(fā)的環(huán)保意識(shí)，在基層政府的引導(dǎo)激勵(lì)與人際網(wǎng)絡(luò)的信息互通下逐漸理解和接受河長(zhǎng)制，形成治水參與意愿，并隨環(huán)保認(rèn)知的逐步推進(jìn)由自發(fā)意愿轉(zhuǎn)化為治水實(shí)踐。

參與行為顯著正向影響經(jīng)濟(jì)績(jī)效，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶自主性參與治水降低了管理成本，即將流域水環(huán)境視為準(zhǔn)公共物品，農(nóng)戶作為消費(fèi)者負(fù)擔(dān)部分可減少財(cái)政支出；參與決策使農(nóng)戶在作為重要主體參與公水治理的同時(shí)也能合理表達(dá)自身利益；監(jiān)督和投訴上訪發(fā)揮了群眾的約束作用，也實(shí)時(shí)彌補(bǔ)了 “官方河長(zhǎng)” 的管治缺漏，帶來的水生態(tài)環(huán)境改觀有利于吸引游覽人群。

參與行為顯著正向影響社會(huì)績(jī)效，可能是因?yàn)樽灾鲄⑴c整治臟亂差的河道，使農(nóng)戶對(duì)遏制水生態(tài)退化有直觀的效果感知，且參與面越廣越能提高公眾環(huán)保意識(shí)；參與決策有助于保障集體決策有效性，維護(hù)河長(zhǎng)制的制度地位，為本村其他公共事務(wù)管理提供了可借鑒的成功經(jīng)驗(yàn)，且因地制宜的創(chuàng)新模式易為周邊村所效仿；群眾的監(jiān)督作用有助于相關(guān)部門下定決心整治積弊已久的 “四亂” 問題；投訴上訪不僅能防止舊問題復(fù)發(fā)擴(kuò)大，還能在新問題初露端倪時(shí)便于預(yù)防整治。

參與行為顯著正向影響生態(tài)績(jī)效，可能是因?yàn)檗r(nóng)戶通過自主參與河道管護(hù)，有助于在基層就發(fā)現(xiàn)和解決復(fù)雜水問題，減少由垃圾堆放帶來的臟、臭、亂等負(fù)面感官?zèng)_擊，且在植樹護(hù)河之余保護(hù)符合地區(qū)地貌特征和生態(tài)條件的特殊植物群落，如此不僅能提高水體清潔度，還將提升沿河環(huán)境宜居度與觀光吸引力；農(nóng)戶參與決策可發(fā)揮其身處 “治水第一線” 的主體意識(shí)作用，避免群體決議的治水措施脫離實(shí)際，實(shí)現(xiàn)解決盡可能多的環(huán)境問題、形成盡可能小的機(jī)會(huì)成本和達(dá)成盡可能高的時(shí)間效益，而監(jiān)督和投訴上訪在其間起著糾錯(cuò)和反饋?zhàn)饔茫兄谛纬?“目標(biāo)→實(shí)行→反饋→目標(biāo)” 閉環(huán)式高效率運(yùn)轉(zhuǎn)。

（4）中介效應(yīng)分析。由上述分析知，社會(huì)資本對(duì)參與意愿和參與行為的影響路徑系數(shù)都顯著為正；社會(huì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效、社會(huì)績(jī)效和生態(tài)績(jī)效的影響路徑系數(shù)都為顯著；參與意愿對(duì)參與行為的影響路徑系數(shù)顯著為正，參與行為對(duì)3 類治水績(jī)效的影響路徑系數(shù)也都顯著為正。說明社會(huì)資本通過參與治理間接影響治水績(jī)效（部分中介），支持假設(shè)H4。

（5）模型修正路徑分析。根據(jù)MI 指數(shù)進(jìn)行模型修正后可知，生態(tài)績(jī)效對(duì)社會(huì)績(jī)效的影響路徑系數(shù)為0.752，社會(huì)績(jī)效對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響路徑系數(shù)為0.261，且均通過0.1%顯著性檢驗(yàn)。

由影響路徑可知，生態(tài)績(jī)效顯著正向影響社會(huì)績(jī)效，再由社會(huì)績(jī)效顯著正向影響經(jīng)濟(jì)績(jī)效。一般而言，自然資源是社會(huì)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)；經(jīng)濟(jì)進(jìn)步則以社會(huì)分工為前提，標(biāo)志性的是人類歷史上三次社會(huì)大分工所帶來的經(jīng)濟(jì)變革。農(nóng)戶基于不同資本稟賦的參與治理，在治水績(jī)效的呈現(xiàn)中也應(yīng)遵從上述發(fā)展規(guī)律：治水帶來的生態(tài)環(huán)境改善引發(fā)社會(huì)治理正面效應(yīng)，而被激勵(lì)的社會(huì)認(rèn)同和參與治理又促使農(nóng)戶的生產(chǎn)生活方式趨于綠色化，最終由環(huán)保消費(fèi)偏好正反饋以經(jīng)濟(jì)效益的改善。

（6）整體效應(yīng)分析。為進(jìn)一步探析整體效應(yīng)，對(duì)農(nóng)戶五類資本稟賦、參與意愿和參與行為、河長(zhǎng)制三類治水績(jī)效之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行分析（表8）。

表8 農(nóng)戶資本稟賦、參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效的影響效應(yīng)

自然資本通過參與意愿對(duì)參與行為的間接效應(yīng)為-0.009（削減8.91%的直接效應(yīng)），但自然資本對(duì)參與行為的總效應(yīng)為0.092，可見自然資本對(duì)參與治理存在正的總效應(yīng)。其余四類資本稟賦對(duì)參與治理的總效應(yīng)分析同理，除物質(zhì)資本是負(fù)的總效應(yīng)外，文化資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本對(duì)參與治理均具備正的總效應(yīng)。

自然資本通過 “參與意愿→參與行為” 對(duì)生態(tài)績(jī)效的間接效應(yīng)為0.020（也即總效應(yīng)），通過 “參與意愿→參與行為（→生態(tài)績(jī)效）” 對(duì)社會(huì)績(jī)效的間接效應(yīng)為0.023（也即總效應(yīng)），通過 “參與意愿→參與行為（→生態(tài)績(jī)效→社會(huì)績(jī)效）” 對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的間接效應(yīng)為0.042（也即總效應(yīng)），可見自然資本對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效存在正的總效應(yīng)。其余4 類資本稟賦對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效的總效應(yīng)分析同理，除物質(zhì)資本對(duì)3 類治水績(jī)效均為負(fù)的總效應(yīng)外，文化資本、經(jīng)濟(jì)資本和社會(huì)資本對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效均為正的總效應(yīng)。

參與意愿對(duì)參與行為的直接效應(yīng)為0.303（也即總效應(yīng)），可見參與治理內(nèi)部效應(yīng)為正。參與行為對(duì)生態(tài)績(jī)效的直接效應(yīng)為0.218（也即總效應(yīng)）；除正向直接效應(yīng)外，參與行為通過生態(tài)績(jī)效對(duì)社會(huì)績(jī)效的間接效應(yīng)為0.164（占總效應(yīng)的 64.82%），通過 “生態(tài)績(jī)效→社會(huì)績(jī)效” 對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的間接效應(yīng)為0.066（占總效應(yīng)的14.38%）?？梢妳⑴c治理對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效存在正的總效應(yīng)。

綜上所述，參與治理作為中介，在整體效應(yīng)上促進(jìn)了農(nóng)戶資本稟賦對(duì)河長(zhǎng)制治水績(jī)效的影響，且在治理效果上存在 “生態(tài)績(jī)效→社會(huì)績(jī)效→經(jīng)濟(jì)績(jī)效” 優(yōu)先次序。

4 主要結(jié)論和政策建議

本文基于結(jié)構(gòu)方程模型探討了農(nóng)戶資本稟賦、參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效的內(nèi)在影響機(jī)理。經(jīng)實(shí)證分析得出如下結(jié)論。

（1）農(nóng)戶的自然資本和文化資本顯著正向影響參與行為，對(duì)參與意愿影響不顯著；物質(zhì)資本顯著負(fù)向影響參與行為，對(duì)參與意愿影響不顯著；經(jīng)濟(jì)資本顯著正向影響參與意愿，對(duì)參與行為影響不顯著；社會(huì)資本顯著正向影響參與意愿和參與行為。

（2）農(nóng)戶社會(huì)資本通過參與治理的部分中介作用顯著正向影響治水績(jī)效，且參與治理內(nèi)部存在 “參與意愿→參與行為” 的顯著正向影響。

（3）整體效應(yīng)上，參與治理作為中介促進(jìn)農(nóng)戶資本稟賦對(duì)治水績(jī)效的影響，且治理效果存在 “生態(tài)績(jī)效→社會(huì)績(jī)效→經(jīng)濟(jì)績(jī)效” 優(yōu)先次序。

本文通過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶五類資本稟賦在一定程度上決定其參與意愿和參與行為，進(jìn)而通過參與治理影響河長(zhǎng)制三類治水績(jī)效。為提高河長(zhǎng)制治水績(jī)效，提出以下政策建議：

（1）抓緊 “鄉(xiāng)村振興” 和 “高質(zhì)量發(fā)展” 契機(jī)，做好 “生態(tài)修復(fù)→社會(huì)治理→經(jīng)濟(jì)發(fā)展” 三步走可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略，在農(nóng)村宣傳互助、互信、互相監(jiān)督和干群協(xié)作在公眾參與治水中的重要性，充分發(fā)揮農(nóng)村熟人社會(huì)在河湖治理中的秩序規(guī)范作用，著力推進(jìn)基于生態(tài)保護(hù)與社會(huì)共治的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展；同時(shí)推動(dòng)農(nóng)村人文建設(shè)與環(huán)保制度落實(shí)，以綠色價(jià)值觀和生態(tài)擔(dān)當(dāng)為道德引領(lǐng)，以可持續(xù)發(fā)展的制度內(nèi)涵為科學(xué)指導(dǎo)，讓環(huán)境治理成為地方政府和群眾的首要關(guān)切，以此形塑農(nóng)戶的精神與政治生活面貌。從而強(qiáng)化農(nóng)村生態(tài)文明、社會(huì)文明、物質(zhì)文明、精神文明和政治文明建設(shè)，為農(nóng)戶參與治水資本賦權(quán)。

（2）完善 “民間河長(zhǎng)” 的參與制度規(guī)范，鼓勵(lì)和邀請(qǐng)被聘任為 “民間河長(zhǎng)” 的沿河農(nóng)戶代表參與河湖治理的政策決議、工程規(guī)劃、資金募集、示范宣傳、監(jiān)督管理、獎(jiǎng)懲實(shí)施等過程，并建立起實(shí)地公益訴訟機(jī)制作為法律保障；構(gòu)建治水信息發(fā)布機(jī)制，以村委會(huì)公告欄、農(nóng)村廣播、地方電視臺(tái)、電子政務(wù)平臺(tái)、微信公眾號(hào)、水利信息網(wǎng)、短視頻平臺(tái)等農(nóng)戶信息可及途徑公示水污染現(xiàn)狀、治水資金來源、治理方案、降污目標(biāo)、執(zhí)行情況、獎(jiǎng)懲決定等，同時(shí)設(shè)置多渠道信訪窗口和對(duì)策采信投票欄，使農(nóng)戶能基于自身生產(chǎn)生活的實(shí)際訴求，協(xié)助和監(jiān)督政府治理河湖。