The Influence of Farmers’ Participation on the Sense of Gain of the River Chief System Policy

Fang LIU, Yu-chun ZHU

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节水灌溉
China Rural Water and Hydropower ›› 2022 ›› (4) : 85-91.

The Influence of Farmers’ Participation on the Sense of Gain of the River Chief System Policy

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Abstract

Based on 694 farmer survey data in Jiangsu Province and Hubei Province， this paper uses hierarchical regression and Bootstrap method to empirically analyze the influence path of farmer’s participation on ecological policy gains and social policy gains. The results show that： ①The participation of farmers has significantly improved the sense of ecological and social gains， and part of the mediating effect on ecological gains and social gains through government trust， accounting for 29.89% and 18.97% of the total utility， respectively. ②Formal systems play a positive role in regulating the influence of government trust on social gains， and informal systems have a positive regulating role in the influence of government trust on ecological and social gains. Therefore， this study proposes that rural environmental governance should strengthen the trust of farmers in the government， require institutions to empower farmers to participate in and empower farmers， to activate the endogenous motivation of farmers to participate， and moreover， it is necessary to use informal systems to reach a consensus on collective governance in the village， strengthen the network of farmers and the government， and enhance farmers’ sense of policy gains.

Key words

policy gain / farmer participation / government trust / river chief system policy

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Fang LIU , Yu-chun ZHU. The Influence of Farmers’ Participation on the Sense of Gain of the River Chief System Policy. China Rural Water and Hydropower. 2022, 0(4): 85-91

0 引 言

村域河流资源作为基础自然资源与经济资源，是乡村振兴建设中生态宜居、产业兴旺的重要保障。随着河流治理成效逐步凸显，河长制对公共资源治理的借鉴意义越来越受到政界和学界的重视，而公众参与河湖治理被视为突破政府科层权威、释放农户话语权、赋予农民治理主体地位从而实现河流治理目标并创造公共价值的重要途径。农户参与村域水环境治理对
公共资源治理提供了新的经验。已有研究证明公众参与能补齐基层河长“单核治理”能力短板［1］，弥补河长制“运动式治理”弊端［2］。现有少量研究实证分析公众环境监督行为对城市工业污染的治理效率［3］，但其研究结论未必适用于农村地区。相较于近年高位运行的舆情热度，一方面，农户参与乡村环境治理成效的实证研究相对稀少，主要集中于理论介绍、模式探讨等方面；另一方面，关注农户自身需求满足感与政策获得感的研究尚缺，更多以政府投入-产出效率为研究视角探讨公众参与对政府管理的工具价值。
人民对环境治理政策的获得感，是“以人民为中心”发展理论的重要体现，是检验政策实施效果重要标准之一，是习近平生态文明思想的内在要求。获得感是人们付出劳动使得自身需求得到满足后的愉悦感，与自身需求紧密相关［4］。借鉴贫困人口扶贫政策获得感定义［5］，本文将农户“河长制”政策获得感定义为其在参与“河长制”政策实施中的客观性满足与主观认知评价。基于王力长江经济带河长制政策推行的准自然实验结果，实证检验了河长制的环境与经济双重红利效应［6］，再结合实地调研情况，农户关注河流治理的生态绩效，更关注村集体治理社会综合效益溢出，故将政策获得感分为生态获得感和社会获得感。本文研究聚焦农村区域，以农户政策获得感来衡量居民参与农村环境治理的普惠性，基于江苏、湖北两省农村调查数据，考察农户参与度、政府信任与政策获得感的影响机理，用层次回归线性模型进行实证检验，尝试为激活农民参与效能，提升“河长制”政策获得感，优化河长制制度提供针对性方案。

1 理论分析与研究假设

1.1 农户参与度是否提升政策获得感

“获得感”概念源于2015年习近平总书记在中央全面深化改革领导小组会议上的讲话，是基于客观获得而形成主观感受与评价［7］。尽管获得感是现实获得的主观感受呈现出个性化样态，但其背后承载着以“劳动-获得”逻辑为支撑的客观规定性［8］。少有研究论证公众参与度与政策获得感的关系，但公众满意度影响公众参与关系被证实。以湘潭社区数据的实证证实公众参与社区服务与公众满意度存在显著正相关［9］；在江苏省苏州市数据实证中发现公众参与对公共服务满意度有积极作用［10］，侧面论证公众参与影响获得感。农户参与村域河流环境治理是争取自身谈判权表达利益诉求，并降低整体交易成本提高治理绩效的举措。
首先，农户参与表达自身人居环境需求偏好，帮助政府调整治理绩效目标，契合农户治理需求。Ho证实公众参与利于政府识别绩效目标，扭转以资源投入和组织产出为绩效标准的倾向［11］，缩小公共物品供给与民众需求偏好间的差距［12］。农民作为村域水资源直接受益者参与治理，根据自身需求与政策情景经验献策，可弥补领导与专家认识理性有限性，实现行政决策科学性。农民作为制度直接实践者，更了解渠道构建与机制设定缺陷，可帮助政府优化参与制度建设，实现政民间良性协作契合农户环境需求，甚至效益溢出至社区综合治理范畴。
其次，农户参与可建立自下而上信息反馈机制强化外部问责，纠正基层政府政策执行偏差，满足农户治理期待。公众参与减少信息传递扭曲概率，吸纳多方政策资源，降低政府决策失误［13］。农民出于自身生存需求与产业发展需求愿意对政府问责，运用信息资源优势约束政企共谋行为并矫正执行偏差，确保政策落地实施。农户参与环境治理监督-管护-决策，分担部分环境治理职责，既降低政府对排污行为的监察压力与基层环境治理漏洞的检查压力，约束政府尊重农户意愿。高程度农户参与改善治理效率，满足农民人居环境治理期待，增强政策获得感。
假说1-1：农户参与度对生态获得感有正向影响。
假说1-2：农户参与度对社会获得感有正向影响。

1.2 政府信任在农户参与度与政策获得感中的中介作用

政府信任，指公众与政府互动中形成对政府组织自主承担公共责任、实现公共利益的信任程度［14］。公众参与治理可消除政府与公众间隔阂进而改善信任水平［15］。首先，公众参与政策制定更易形成公众对政府支持［16］。农户参与决策过程后更确信政府决策正确性与长期收益性，并随着参与程度越高更易接纳各方利益矛盾最终形成利益共识。其次，在纵向层级结构中，乡镇政府作为农村环境治理的直接实施者，是距离农民最近的体制末梢，其政府回应性与农民参与程度相辅相成［17］。农户参与程度越深越能与政府形成加强网络，增强开放性与回应性，进而改善农户对政府的信任度。
假设2：农户参与度对政府信任有正向影响作用。
政府信任是依赖于法律、政治等制度环境，建立在“非人际”关系社会现象上的信任［18］。随着传统乡土社会消散，邻里间日常往来频率降低，人际信任日渐淡薄，政府信任成为环境治理重要工具。其一，高政府信任可提升行政决策认同感与实际支持率，实现政策目标改善治理绩效［19］。政府信任代表着农户与村级河长紧密合作关系，可提升农户政策支持度，节约政策执行交易成本，调节农户对政府的期待值与回应性，促使政府提供优质环境治理服务。其二，政治信任是一种伦理约束，要求治理政策制订与实施要以民众环境需求为导向，避免政策执行扭曲，提高治理效率与效果。其三，高水平政府信任帮助公众形成稳定乐观预期［20］，农户相信政策实施的短期低成益将通过持续措施得以转变，提升政策的公众支持率与公众获得感。
假设3-1：政府信任对生态获得感有正向影响。
假设3-2：政府信任对社会获得感有正向影响。
基于以下研究假设，本文为探讨农户参与度对政策获得感的影响，提出研究假设模型（图1），重点考察农户参与度对政策获得感的直接影响与政府信任的中介作用。
Fig.1 Research hypothesis model

图1 研究假设模型

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2 模型、数据与变量

2.1 模型设定

本文选取Baron和Kenny（1986）提出的因果逐步回归方法直观、形象地验证中介模型［21］，并辅以Preacher和Hayes（2004）提出的Bootstrap方法检验中介效应［22］。
（1）基准回归模型。被解释变量是政策获得感，衡量维度分为生态获得感和社会获得感。衡量指标是主成分分析后的综合得分值为连续变量，选择普通最小二乘回归模型进行分析：
 Yik=α+ηIci+θRci+ϕPi+ϵi
式中：Y为农户i对政策获得感；k取1和2，分别代表生态获得感、社会获得感；Ic、Rc以及P为解释变量，分别表征个体特征、河流特征与农户参与度；ϵi 表示误差项。
（2）中介效应检验与分解。农户参与度会通过政府信任度影响政策获得感。
GTi=α1+η1Ici+θ1Rci+ϕ1Pi+ϵi
Yik=α2+η2Ici+θ2Rci+ϕ2Pi+χGTi+ϵi
式中：GT为政府信任度，根据系数χ、ϕ 1与ϕ 2差值的系数符号与数值大小，初步判断政府信任中介效应是否存在，再通过 Bootstrap检验中介效果并分析作用程度。

2.2 数据来源

本文数据来源于课题组2019年8月在湖北省和江苏省开展的实地调研。湖北省和江苏省均位于长江中下流、水网密布、河湖众多，属于水资源丰富、河流资源问题复杂的代表性区域。在实地调研过程中，遵循分层抽样与随机抽样相结合的原则，采取问卷调查与农户访谈相结合的方式，两个省份80个行政村共730户农户被抽取，剔除缺失数据和有异常值的问卷，最终获取有效问卷694份，有效回收率为95.06%。本文选取长期居住在流域附近的农民作为样本，对村域河流治理情况、政府信任、制度规则都有较高认知，能充分反映不同性别、年龄、学历人群对河流治理绩效评价，样本农户与河流基本情况见表1。
Tab.1 Statistical description of sample household characteristics and river characteristics

表1 样本农户特征及河流特征统计性描述

指标 频数 比例/% 指标 频数 比例/%
性别 男 551 79.39 文化程度 大专 103 14.84
女 143 20.61 本科及以上 63 9.08
年龄 19~35 105 15.13 经济作用 作用很小 22 3.17
36~45 127 18.30 作用较小 24 3.46
46~55 220 31.70 作用一般 244 35.16
56~65 173 24.93 作用较大 232 33.43
≥66 69 9.94 作用很大 172 24.78
文化程度 小学及以下 107 15.42 日常影响 否 467 67.29
初中 288 41.50 是 227 32.71
高中或中专 133 19.16
从样本基本特征来看，受访农户呈现如下特征：以男性为主，占79.39%；以46~55岁和56~65岁为主，分别占31.7%和24.93%；以初中文化为主，占比为41.50%，其次是高中或中专水平，占19.16%。样本的基本情况符合农村老龄化，农民文化程度低的现实情况。从河流基本特征来看，58.21%的农户认为河流资源在社区经济发展中发挥较大或很大作用，只有6.63%的农户认为河流资源对经济发展作用较小或很小；67.29%的被调查者认为在过去三年本社区的生活、生产活动未受到了水污染的影响，这表明农户基本认可河流在农村社会经济中的作用，并且有相当部分的农户认为环境影响到日常生活，说明村域河长制政策实施有其必然性。

2.3 变量说明

被解释变量：生态获得感是指农民因参与村域水环境治理而使得其人居环境中河流水质、河流水量、流域植被、水土保持、河岸整洁发生变化而产生的愉悦感。社会获得感是指农户因参与河湖治理而获得对政府工作效率、公平公正作风及村集体创收的认可，进而导致总体生存环境改善后愉悦感。在傅春建立的河流健康综合评价指标体系基础上［23］，结合被农户的参与需求，构建生态获得感与社会获得感量表，题项设定见表2。经检验各维度指标间相关性较强，KMO值分别为0.89和0.67，Bartlett球形检验值为0。本文利用主成分分析，分别求得生态获得感综合得分（EG）与社会获得感综合得分（SG），作为最终的被解释变量。
Tab.2 Item setting， assignment and descriptive statistics of ecological and social performance

表2 生态获得感与社会获得感题项设定、赋值与描述性统计

变量 指标 变量含义与赋值 均值 方差
生态获得感 河流水质 您认为近两年河流水质改善效果如何？非常差=1，比较差=2，一般=3，比较明显=4，非常明显=5 4.24 0.80
河流水量 您认为近两年河流水量改善效果如何？赋值如上。 4.18 0.80
流域植被 您认为近两年河流水量改善效果如何？赋值如上。 4.18 0.81
水土保持 您认为近两年河流泥沙量改善效果如何？赋值如上。 4.11 0.85
河岸整洁 您认为近两年河流泥沙量改善效果如何？赋值如上。 4.31 0.72
社会获得感 河流治理 您认为社区河流治理经验是否值得其他社区借鉴？否=0，是=1 0.35 0.48
社区管理 您认为社区其他公共事务管理水平是否提升？否=0，是=1 0.61 0.49
经济利益 您认为河湖治理是否为社区创造了经济收益？否=0，是=1 0.53 0.50
核心解释变量：农户参与度。公众参与环境治理指环境利益相关个人或社会组织、直接或间接参与环境政策、计划或项目决策过程［24］。本文基于2015年环保部制订的《环境保护公众参与办法》结合调研农民参与情况，将农户参与河流治理细分为前期的决策、后期的管护、全程的监督三个部分。借鉴林建平采取参与项目环节数表征公众参与度［25］，将农户参与度定义为参与环境治理监督-管护-决策的环节数。具体赋值为：农民未参与赋值为0，参与1项赋值为1，以此类推，参与3项赋值为3，探讨农户参与度与河长制政策获得感的关系。
中介变量：政府信任。借鉴邹宇春等在研究自雇者与受雇者的社会资本差异过程中，将政府信任表征为农户对村域河长的信任［26］，通过询问“您对村域河长的信任程度？”，按照“很不信任”、“较不信任”、“一般”、“比较信任”、“非常信任”的回答从低到高赋值“1~5”。
控制变量：农户政策获得感受个人禀赋特征、村域河流特征影响，本文将控制变量分为个体特征和河流特征两类，分别包含性别、年龄、文化程度、治理知识四个变量，河流的经济作用、河流对生活的影响两个变量。

2.4 变量的描述性统计

为比较农户参与度对各指标的影响，本文将总样本中参与程度低于1/4分位数值列为低参与组，记为A组；农户参与度高于3/4分位数列为高参与组，记为B组，对A、B两组进行均值对比，描述性统计结果见表3。均值比较分析发现，高参与组的政策获得感普遍高于低参与组，一定程度上证实了自我归因理论，且高参与组普遍具有年龄偏低、教育好、治理知识多、政府信任高特点，初步证实农户参与度、个人特征、河流特征、政府信任与政策获得感存在相关性。
Tab.3 Descriptive statistical analysis

表3 描述性统计分析

全样本描述性统计 以农户参与度分类均值比较
均值 标准差 最小值 最大值 高参与度A 低参与度B 差异A-B
性别 1.21 0.40 1 2 1.18 1.27 -0.10***
年龄 50.07 12.16 19 74 48.92 52.61 -3.69***
教育水平 2.61 1.18 1 5 2.81 2.15 0.66***
治理知识 3.68 1.12 1 5 3.94 3.09 0.85***
经济作用 3.73 0.98 1 5 3.91 3.33 0.59***
日常影响 0.33 0.47 0 1 0.32 0.33 -0.01
农户参与度 2.10 1.07 0 3 2.75 0.66 2.09***
政府信任 4.29 0.81 1 5 4.43 3.97 0.46***
生态获得感 0 1.00 -3 1 0.23 -0.51 0.75***
社会获得感 0 1.00 -1 1 0.20 -0.45 0.65***
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著。

3 结果分析

3.1 农户参与度的直接效应

表4中模型1和模型3为个体特征、河流特征与农户参与度对村域河长制政策生态获得感与社会获得感的线性回归结果，结果显示农户参与度正向直接影响农户政策获得感，假说1a和假说1b得到了证实。其中，治理知识、河流特征也是影响政策获得感的主要因素。
Tab.4 Benchmark regression results

表4 基准回归结果

（1） （2） （3） （4） （5）
EG EG SG SG GT
农户参与度 0.159*** 0.109*** 0.197*** 0.163*** 0.134***
（0.038） （0.037） （0.038） （0.038） （0.037）
政府信任 0.370*** 0.249***
（0.047） （0.046）
性别 0.105 0.060 -0.085 -0.115 0.122
（0.087） （0.083） （0.084） （0.082） （0.074）
年龄 -0.001 -0.000 0.002 0.002 -0.002
（0.003） （0.003） （0.003） （0.003） （0.003）
教育水平 0.042 0.070** -0.079** -0.060* -0.077**
（0.035） （0.033） （0.035） （0.034） （0.031）
治理知识 0.256*** 0.206*** 0.233*** 0.200*** 0.134***
（0.034） （0.031） （0.034） （0.034） （0.030）
经济作用 0.239*** 0.168*** 0.188*** 0.141*** 0.192***
（0.038） （0.039） （0.036） （0.037） （0.034）
影响程度 -0.291*** -0.275*** -0.226*** -0.215*** -0.045
（0.076） （0.073） （0.076） （0.073） （0.067）
样本数 694 694 694 694 694
R2 0.297 0.372 0.242 0.276 0.171
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著。
从个体特征看，性别、年龄、教育水平对政策获得感的影响并不显著，而民众对河湖治理知识的掌握程度显著正向影响治理绩效。可能的原因是，随着信息化发展，农户河湖生态环境治理常识与治理技能不再局限于传统的个体特征。农户在村政府多方位宣传以及自主获取治理信息过程中，提高参与治理能力为村级河长提供更具价值的政策建议并有效表达自身利益诉求。
从河流特征看，河长制政策获得感与河湖资源的经济价值正相关，与河流造成的生活影响呈负相关。该结果符合经济人假设，因获得感是对客观获得的主观评价，当河湖与农户日常生活及村经济发展息息相关时，农民高度关注村河湖资源，参与意愿与行为增强，村政府基于民众的舆论压力与经济需求，尊重农民治理意愿与发展需求以期获取农户政策获得感。
从农户参与度来看，农户参与度对生态获得感与社会获得感均有促进作用，假说1a和假说1b得到证实。可能的解释是，农户参与河湖治理范围越广，自下而上地信息传输链条愈完整，可弥补政府主导河流治理而出现标准失衡与监督缺位，实现治理与农户需求相匹配。农民作为河湖资源直接利益者，自发性监督可降低政策执行成本，强化农户参与的政策获得感。公众作为直接实践者，拥有政策情景经验可帮助政府修正政策目标，实现公众环境治理偏好。

3.2 政府信任的中介作用与检验

为检验政府信任的中介效应，分别构建以生态获得感、社会获得感为因变量并纳入政府信任为解释变量的模型2和模型4，以政府信任为因变量的模型5，结果如表4。回归结果显示，在1%的显著性水平上，模型2农户参与度对生态获得感的直接影响程度小于模型1，同样模型4中农户参与度对社会获得感的直接效应要比模型3小。另外，在1%的显著性水平上，政府信任正向影响生态获得感和社会获得感，假说2得到证实且初步验证政府信任对农户参与度影响政策获得感的中介作用。
因偏差矫正的非参数百分位Bootstrap方法可通过调节序列区间的百分位点纠正中介效应计算值［27］，本文选择processv3.4 中Bia-corrected对中介效应进行验证与分解，以探讨政府信任影响河流治理绩效的中介机制与边界条件。如表5所示，政府信任作为中介变量，其总效应、直接效应、间接效应皆为正值，且95%偏置信区间皆不含0，再次验证政府信任的中介作用。这表明农户参与河湖治理可影响政府信任度，政府信任关系迫使政府关注农户人居环境偏好与利益诉求，实施以农民为主体的河流环境治理。村政府与农户间良性互动可节约沟通成本与信息搜寻成本，推动政策实施。结果证明农户参与度对“河长制”政策获得感既有直接影响，也可通过政府信任对政策获得感产生间接影响，验证了假说3a和假说3b。
Tab.5 Test results of mediating effect

表5 中介效应的检验结果

因变量 效应 估计系数 Z值 T值 95%置信区间 95%偏置信区间
生态获得感 总效应 0.261 0.034 7.644 0.194 0.328 0.261 0.279
直接效应 0.183 0.033 5.566 0.118 0.247 0.183 0.195
间接效应 0.078 0.015 5.200 0.051 0.108 0.051 0.109
社会获得感 总效应 0.290 0.035 8.264 0.221 0.359 0.290 0.310
直接效应 0.235 0.035 6.702 0.166 0.304 0.235 0.251
间接效应 0.055 0.013 4.231 0.033 0.081 0.033 0.081
数据显示，农户参与度对生态获得感的总效应是直接效应的1.43倍，政府信任中介效应占总效应的29.89%；农户参与度对社会获得感的总效应是直接效应的1.23倍，政府信任中介效应占总效应的18.97%，表明政府信任在农户参与度与生态获得感的中介效应要比对社会获得感的作用效果强。可能的解释是，农户参与程度一定时，社会获得感是依托于村域治理现实基础与区域资源禀赋的综合评价相较于更具化的生态获得感而言，农户参与效能激活可能受到更多政府信任以外的因素影响。

3.3 异质性分析与稳定性检验

进一步来看，政府信任促使政策获得感的提升，得益于农户参与者与村政府的履约与遵约能力建设。制度规则影响农户参与治理所需资源［28］与农户治理预期概率［29］，并约束政府的行为决策，利于加强两者的关系网络，改善治理效果。制度规则既有由政府组织制订具有强制性的规章制度，也有基于群体共识经年累月形成，用以约束成员的社会行为、维持社会秩序的思想工具［30］。新制度经济学家诺斯曾界定： “制度是约束人们相互行为而人为设定的规则，包括正式规则（规章、法律）、非正式制度（习俗、伦理规范）与规则的执行特征。”［31］。正式制度通过选择性激励解决农户的搭便车行为强化农户参与获得感。在熟人社会与强乡土归属感的农村，非正式制度对农民与村领导均有着强约束作用，可推动形成村集体共有价值观，实现有序治理。政府官员迫于道德压力与舆论谴责，更倾向做出符合集体利益的决定，将政府信任转为化农户政策获得感。由此，村庄正式制度与非正式制度完备情况可能会调节政府信任对政策获得感的影响程度。为检验村庄制度规则的异质性对实证结果的影响，本研究采用构建交叉项回归进一步检验，以验证制度规则的调节作用。
本文将正式规则表征为政府是否出台治理河湖资源的规章制度，将非正式规则表征为社区集体治理河湖资源是否有自有风俗习惯，回答“是”赋值为1，否则为0。因调节变量为二分类显变量，将其赋值为虚拟变量，为减轻共线性，故在原模型上将治理制度和政府信任度中心化处理后纳入两者的交叉项，构成了模型6和模型8，考察正式制度对政府信任度与生态获得感、社会获得感的调节作用；在原模型上将风俗习惯和政府信任度中心化处理后纳入两者的交叉项，构成了模型7和模型9，考察非正式制度对政府信任度与生态获得感、社会获得感的调节作用，结果如表6。
Tab.6 Regulatory effect test and stability test of institutional rules

表6 制度规则调节效应检验与稳定性检验

（6） （7） （8） （9） （10） （11） （12） （13）
EG EG SG SG EG EG SG SG
农户参与度 0.072* 0.081** 0.142*** 0.134*** 0.045 0.077** 0.130*** 0.115***
（0.038） （0.037） （0.038） （0.039） （0.039） （0.037） （0.041） （0.038）
c政府信任*c治理制度 0.339*** 0.153
（0.115） （0.104）
政府信任 0.388*** 0.386*** 0.256*** 0.265*** 0.387*** 0.370*** 0.255*** 0.222***
（0.043） （0.044） （0.046） （0.044） （0.042） （0.047） （0.048） （0.046）
治理制度 0.520*** 0.282**
（0.129） （0.110）
c政府信任*c风俗习惯 0.307*** 0.301***
（0.095） （0.091）
风俗习惯 0.284*** 0.292***
（0.085） （0.084）
c政府信任*c奖励规则 0.280*** 0.105
（0.092） （0.082）
奖励规则 0.549*** 0.275***
（0.088） （0.090）
c政府信任*c道德谴责 0.118*** 0.080**
（0.038） （0.033）
道德谴责 0.128*** 0.218***
（0.031） （0.030）
样本数 694 694 694 694 694 694 694 694
R 2 0.400 0.393 0.284 0.298 0.418 0.406 0.287 0.341
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著。
结果显示，模型6与模型2相比，主效应的系数同向减小，治理规则与政府信任的交叉项系数为正，并通过统计性检验。模型8估计结果显示，交叉项系数为正，但并未通过显著性检验。可能的解释是，治理规则强化信任关系下的舆论压力，迫使政府以农户利益诉求为治理目标，修正政府河流治理举措改善生态获得感，但制度规则专用性特点导致正式制度未能约束政府社会治理作为，无法调节政府信任与社会获得感的关系。模型7与模型9中，风俗习惯与政府信任地交叉项系数显著，并通过统计检验。可能的解释是，在熟人社会的乡村以地缘为基础的人际关系是农户重要人力资源，且农户与同村村民拥有同样河湖水资源诉求。因此，代表着集体共同价值观的非正式制度会比正式制度更具有普遍约束力，故非正式制度对生态获得感与社会获得感均有调节作用。
借鉴何凌霄替换调节变量指标检验调节作用稳定性检验［32］，本文用“奖惩制度”代替“治理规则”表征正式制度，用“道德谴责”代替“治理风俗”来表征非正式制度，分别对生态获得感、社会获得感做回归，验证制度规则对治理绩效的影响。结果发现，奖惩规则仅在政府信任影响生态获得感中有调节作用，而道德谴责在政府信任影响生态获得感、社会获得感中均有调节作用，回归结论与主回归分析结论基本一致。

4 结论与建议

文中基于长江流域两省694份农户调研数据，运用多层次回归分析与bootstrap方法分析农户参与度对政策获得感的影响，主要研究结论如下。
（1）农户参与度对生态获得感和社会获得感均有显著的提升效应，并且个体治理知识特征、河流对日常生活影响程度均对双重政策获得感有影响。
（2）政府信任的中介效应分别占农户参与度影响生态获得感、农户参与度影响社会获得感效应的29.89%、18.97%。
（3）正式制度对政府信任影响生态获得感有正向调节作用，而非正式制度对政府信任影响生态获得感、政府信任影响社会获得感均有正向调节作用。
根据以上研究发现，提出以下建议：
（1）基层政府要注重农民对政府信任的培育，可搭建信息监督平台做到政策执行有反馈、公众意见有回应，实现政民间的良性互动，满足农户治理需求，增强农户参与意愿。
（2）政府要制订选择性激励措施并为农户参与治理赋权赋能，激活农户参与内生动力满足农户参与需求，增强农户参与效能。
（3）在正式制度尚不完善时，村组织要联合乡村精英力量形成规范、习俗、声誉等非正式制度约束，促进农户与村组织达成集体治理共识，强化农民与政府的关系网络，促使双方共同维护治理目标，提升农户政策获得感。 □

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