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        農(nóng)戶資本稟賦、參與治理與河長(zhǎng)制治水績(jī)效研究

        2024-05-07 12:51:20徐明慶朱玉春
        生態(tài)經(jīng)濟(jì) 2024年5期
        關(guān)鍵詞:效應(yīng)影響

        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。

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