政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响_李学渊.pdf

第25卷第2期2 0 2 3 年 3 月河北农业大学学报(社会科学版)Journal of Hebei Agricultural University(Social Sciences)政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响李学渊，黄森慰，蔡祖梅，洪月苇(福建农林大学 公共管理与法学院，福建 福州 350002)收稿日期:2022 09 08基金项目:国家社会科学基金一般项目:“农村环境治理体系和治理能力现代化研究”(编号:20BSH113)。第一作者:李学渊(1998 )，男，硕士研究生，研究方向为农村环境治理，E mail:764941740 qq com。通信作者:黄森慰(1982 )，男，博士，教授，博士生导师，研究方向为农村公共管理，E mail:hsw fafuedu cn。摘要:为探究如何促进农村居民环境治理参与行为和提升行为效果，基于 CLES 数据，分析宣传规制与奖惩规制对农村居民环境治理参与行为和行为效果的影响。利用 Heckman 两阶段模型、KHB 模型等进行实证检验。研究发现:第一，宣传规制和奖惩规制都能够促进农村居民的参与行为和提高行为效果，但宣传规制的效果优于奖惩规制。第二，宣传规制会提高行为效果，但奖惩规制会降低行为效果。政策强度太高不利于行为效果的提升。第三，乡村振兴满意度、环境感知、年龄、文化程度、社会经济状况会影响农村居民的参与行为，乡村振兴满意度、干群关系、环境感知、文化程度、社会经济状况会影响农村居民的参与行为效果。第四，环境感知在宣传规制和奖惩规制对农村居民参与环境治理行为及行为效果的影响中起到中介作用。第五，干群关系会弱化宣传规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响，会强化奖惩规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响。关键词:宣传手段;奖惩手段;参与行为;行为效果;Heckman 两阶段模型;KHB 模型中图分类号:D422 6文献标识码:A文章编号:1008 6927(2023)02 0084 11开放科学(资源服务)标志码(OSID):DOI 号:10 13320/j cnki jauhe 2023 0022农村环境不仅承载着农村的发展，同样也承载着城市的发展，过往的发展方式使农村陷入了环境破坏严重、经济发展落后、治理效果低下的困境当中 1。农村环境的恶化影响的不单单是农村人居环境，同样影响了农业的生产，影响绿色可持续发展、乡村振兴的实现，农村环境治理问题已经成为当下亟需解决的难题 2。当前，PPP 模式和传统模式孰优孰劣至今无法得出一个准确的答案 3 4。但已有学者认为，PPP 模式只有政府、第三方治理、村民三方共治的情况下才能够很好地解决农村环境治理问题，发挥村民主体作用是解决农村环境问题不可或缺的一环 5。农村人居环境整治提升五年行动方案(20212025 年)提出:“改善农村人居环境是实施乡村振兴战略的重点任务，事关美丽中国建设。解决农村环境治理问题，必须充分发挥农民主体作用。”农村居民作为农村环境的受益者，也是农村环境的破坏者，作为对农村环境的第一影响主体来看，如何促进农村居民参与到环境治理当中，对实现乡村振兴、美丽中国建设具有重要的意义 6。但目前农村环境治理中的农村居民参与整体呈现出“高意愿、低行为”的状况 1，7。通过对已有文献的梳理发现，已有的农村居民参与农村环境治 理 的 研 究 主 要 从 环 境 感 知 8、参 与 意愿 9 11、参与行为 12、行为效果 13等角度展开，意愿的关注度较高，总体上看，主要是以“感知意愿行为”的计划行为理论背景下的研究路线 14，少有学者深入挖掘“行为行为效果”的影第 2 期政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响响路径，如果农村居民未能意识到环境治理的重要性，一味依靠政府等外部施压来保证农村居民行为效果，一旦政府放松管制，那么环境问题依旧得不到解决 13。要解决好农村环境治理问题，首先就必须将“高意愿，低行为”的参与状况转变为“高意愿，高行为”，有学者认为，要实现这一转变就需要非正式制度和环境规制来进行 15，而环境规制又可分为宣传规制、激励规制和约束规制 15 16，其中，约束规制主要是以惩罚手段来约束行为 17，相较于宣传规制，激励规制和约束规制往往采用经济手段来控制人的行为，主要体现在奖惩制度上，其强制程度往往高于宣传规制。对此，要实现从“高意愿，高行为”到“高行为，高行为效果”转变，不同的环境规制是否同样有效?宣传规制和奖惩规制对农村居民的行为效果是否会产生不一样的影响?已有研究表明，主动参与的行为效果显著高于被动参与的行为效果 13，那么深入研究不同的环境规制何以影响农村居民选择主动参与到农村环境治理当中去就显得尤为重要。基于此，本研究立足于农村居民环境治理参与的微观角度，以目前农村常用的政策规制:宣传规制和奖惩规制来分析对行为及行为效果的影响情况。可能的边际贡献为:一，深入探究“行为行为效果”路径，在已有的计划行为理论的“行为意愿行为”的研究路径上进行丰富和发展。二，对农村环境治理常用的宣传规制和奖惩规制的效果进行对比，丰富农村居民参与环境治理的研究角度。三，面对目前“高意愿，低行为”的农村居民参与现状，研究如何促进农村居民参与到环境治理当中和提高参与环境治理的行为效果，能够对现实状况产生一定的指导建议。为了实现以上目标，本次研究采用基准回归进行分析，并进一步采用 Heckman 两阶段模型对宣传规制和奖惩规制对行为和行为效果的影响程度进行进一步的研究，探究 2 种手段的差异情况及哪一种手段能够更好地提升参与行为及行为效果。一、理论基础与研究假设农村居民参与农村环境治理的行为及行为效果是一个连续的过程，只有有参与行为的农村居民，才能对其行为效果进行测量，对此，对于农村居民参与环境治理行为可以将其分解为“是否参与环境治理”和“参与后的治理效果如何”2 个角度进行分析 13(见图 1)。图 1理论框架图公共选择理论指出，农村环境所具有的非竞争性和非排他性的特征，使其在治理过程中不可避免地出现“搭便车”行为，进而出现“公共的悲剧”的情况。而政府的规制能够在一定程度上解决这一问题 6。庇古就曾指出，要通过加强征税与补贴的方式来加强政府的直接规制，这为政府干预环境治理提供了依据 18。唐林 6，12也指出了宣传规制和制度约束能够提高农村居民的治理意愿进而影响其治理行为，同时也指出了激励性的措施其效果比宣传规制对于提升参与意愿的效果更好。孙前路 19、张旭 20也指出宣传规制能够有效地提高参与意愿并将参与意愿转化为参与行为。但针对宣传规制和奖惩规制对参与行为效果的影响目前还没有定论。黄振华 21指出，政府干预乡村治理一直都具有很强的规制性和强制性。从企业的角度来看，环境政策确实会提高中小企业的行为表现 22。但人往往具有更高的能动性，对其强制性的奖惩政策往往采用“上有政策，下有对策”的处理方式 23，强制性的政策会改变人的行为，但短时间上无法改变人的观念，一旦政府放松管制力度，那么环境问题便会“一朝回到解放前”13。而宣传规制虽短时间无法很好改变人的行为，但从长远看会影响人的感知观念，进而影响其行为及行为效果。同样的，宣传规制与奖惩规制对参与行为和行为效果的影响程度往往还会受到干群关系和当地乡村振兴程度的干预，干群关系越紧密，往往奖惩规制和宣传规制的效果就越好;乡村振兴程度与参与行为往往具有双向因果关系，乡村振兴满意度越高，往往农村居民的主人翁意识越强，政策和宣传的效果也就更好 24 25。基于此，提出研究假设:H1:宣传规制和奖惩规制都会提高农村居民参与环境治理的行为和行为效果。H1a:宣传规制相较于奖惩规制而言，其提升行为效果的程度更高。H1b:干群关系和乡村振兴满意度对宣传规58河北农业大学学报(社会科学版)2023 年制和奖惩规制对参与行为和行为效果的影响路径起到调节作用。在计划行为理论中，感知是决定行为动机的重要因素，通过影响行为动机来进一步影响个体的行为 14。ogers 26也提出感知有用性是主体采取行动的重要影响因素，当农村居民对环境治理感知越高，即认为环境治理是必要的，其参与到农村环境治理当中的可能性越高。已有研究指出，环境风险感知在教育引导对环境治理参与意愿中起到中介作用 20，环境感知在奖惩规制对参与意愿中也会起到中介作用 6。基于此，提出假设:H2:环境感知会影响农村居民参与行为和行为效果。H2a:环境感知在宣传规制对农村居民参与行为和行为效果中起到中介作用。H2b:环境感知在奖惩规制对农村居民参与行为和行为效果中起到中介作用。二、研究方法、数据来源与变量选取(一)数据来源中国土地经济调查(China Land EconomicSurvey，简称 CLES)由南京农业大学人文社科处于 2020 年创立，金善宝农业现代化研究院协助实施调查。2020 年 CLES 在江苏省开展基线调研，团队基于江苏省农村固定观察点的建立与调查，全面分析江苏农村社会经济发展现状。调查问卷内容涵盖土地市场、农业生产、乡村产业、生态环境、脱贫攻坚、农村金融等方面。调研采用 PPS抽样，在江苏省 13 个地级市中抽取 26 个调研区县，在每个区县分别抽取 2 个样本乡镇，每个乡镇抽取 1 个行政村，每个村随机抽取 50 户农户。样本共计52 个行政村和2 600 户农户。根据研究目的和对问卷的筛选，剔除了具有缺失值的问卷样本，最终获得有效问卷样本2 450 份(详见表1)。表 1样本基本特征情况指标选项频数百分比/%指标选项频数百分比/%性别年龄文化程度健康状况男1 72970 57女72129 4317 54 岁64126 1655 63 岁62325 4364 69 岁59524 2970 岁以上59124 125 年以下76331 146 9 年1 25851 359 年以上42917 51丧失劳动能力351 43差31012 65中38915 88良81933 43优89736 61社会经济地位家庭常住人口党员村干部非常低963 92比较低41616 98一般1 57164 12比较高33313 59非常高341 392 人以下1 15847 272 4 人70828 904 人以上58423 84是73329 92否1 71770 08有36614 94无2 08485 06(二)变量选取本次研究的被解释变量为参与行为与行为效果，解释变量为宣传规制和奖惩规制，调节变量为乡村振兴满意度与干群关系，中介变量为环境感知。基于理论分析与研究假设，并结合已有研究和数据的可获得性。本次研究中，参与行为使用CLES 数据中的“您是否进行生活垃圾分类处理?”进行表征，其中回答“是”赋值为 1，回答“否”赋值为0。行为效果使用 CLES 数据中的“您对自己环保行为的认定”进行表征，回答“不环保”赋值为1，“一般”赋值为2，“环保”赋值为3。对于解释变量，已有研究指出 15，27，可将环境规制分解为宣传规制、激励规制和约束规制，其中激励规制与约束规制是采用经济上的奖励和惩罚手段进行规制。结合数据的实际情况，本次研究将激励规制与约束规制合并为奖惩规制。宣传规制使用 CLES 数据中的“政府对农村生活垃圾分类宣传了吗?”进行表征，回答“是”赋值为 1，“否”赋值为0。奖惩规制使用 CLES 数据中的“关于农村生活垃圾分类，政府是否实施了奖惩措施?”进行表征，回答“是”赋值为1，“否”赋值为0。对于调节变量，干群关系采用 CLES 数据中68第 2 期政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响的“对村干部的信任程度”进行表征，该问题采用李克特量表的测量方式，由 1 5 进行赋值，数值越高信任程度越高。乡村振兴满意度采用“本村产业兴旺(产业布局、产业发展活力、带动农村居民就业等)的满意度”“本村生态宜居(村容村貌、生活便利、污水与垃圾治理、空气质量等)的满意度”“本村乡风文明(乡村思想道德建设、义务教育质量、村综合文化服务中心服务质量等)的满意度”“本村治理效果(村领导能力、村内治安管理、村务公开等)的满意度”“自己家庭生活富裕(住房面积、可支配收入等)的满意度”进行表征，这些问题采用李克特量表的测量方式，由 1 5 进行赋值，数值越高信任程度越高。对于中介变量，已有研究指出 6，环境感知可分为环境变化感知和环境知识水平 2 个部分，对此，本次研究的环境感知采用 CLES 数据中的“您是否了解农村人居环境整治?”“您是否了解农村生活垃圾分类?”和“您认为本村的人居环境如何?”进行表征，其中“您是否了解农村人居环境整治?”“您是否了解农村生活垃圾分类?”采用李克特量表的测量方式，由 1 5 进行赋值，数值越高了解程度越高。“您认为本村的人居环境如何?”采用 1 4 赋值，数值越高污染程度越高。对于控制变量，本次研究控制了个人特征变量，有“性别”“年龄”“文化程度”“健康状况”和“个人经济地位”5 个变量，同时也考虑了家庭特征变量，有“家中是否有党员?”“家中常住人口(全年居住 6 个月及以上)有几人?”和“家中是否有村干部?”3 个变量。同时，为了确保变量衡量的准确性和科学性，本次研究将乡村振兴满意度和环境感知 2 个采用多题衡量的变量采用熵值法进行进一步划分权重，计算其熵值，最后获得乡村振兴满意度综合得分和环境感知综合得分，后续回归分析当中也采用综合得分进行回归。熵值法权重占比分布情况详见表 2，变量描述性统计情况详见表 3。表 2乡村振兴满意度、环境感知变量熵值法赋值情况变量问题选择权重占比变量问题选择权重占比乡村振兴满意度产业兴旺满意度0 357生态宜居满意度0 119乡风文明满意度0 121治理有效满意度0 132生活富裕满意度0 272环境感知人居环境整治了解度0 204垃圾分类了解度0 124本村环境污染感知度0 672表 3描述性统计变量类别变量名含义与赋值均值标准差最小值最大值被解释变量参与行为是=1，否=00 4810 50001行为效果不环保=1，一般=2，环保=32 6280 52213解释变量宣传规制是=1，否=00 8260 37901奖惩规制是=1，否=00 1980 39801调节变量乡村振兴满意度熵值法综合得分3 6990 61915干群关系非常不信任=1，比较不信任=2，一般=3，比较信任=4，非常信任=54 0310 81015中介变量环境感知熵值法综合得分1 9040 50714 876个人特征性别男=1，女=00 7060 45601年龄连续变量(岁)61 05211 2961790文化程度连续变量(年)6 9503 892018健康状况丧失劳动能力=1，差=2，中=3，良=4，优=53 9111 07315家庭特征社会经济状况非常低=1，比较低=2，一般=3，比较高=4，非常高=52 9160 71515常住人口连续变量(人)3 2271 655011党员是=1，否=00 2990 45801村干部有=1，无=00 1490 3570178河北农业大学学报(社会科学版)2023 年(三)研究方法1 基准回归模型。本次研究主要研究宣传规制和奖惩规制对于农村居民环境治理参与行为及其行为效果的影响情况，根据被解释变量参与行为为二分变量，行为效果为连续变量，对此以参与行为为解释变量的回归采用二元 Logit 模型进行参数估计，以行为效果为解释变量的模型采用有序 Logit 模型进行参数估计。二元 Logit 实证模型如下:Yi=lnPi1 Pi=i+1Xi+2Zi+3Ci+4Bi+5Mi+6Ki+7Li+i(1)有序 Logit 实证模型如下:Pi=P(Y=1，2，3|X)=i+1Xi+2Zi+3Ci+4Bi+5Mi+6Ki+7Li+i(2)其中，Yi表示第 i 个农村居民的参与行为或参与行为效果，Xi表示第 i 个农村居民所回答村中是否采取宣传规制，Zi表示第 i 个农村居民所回答村中是否采取奖惩规制，Ci表示第 i 个农村居民的乡村振兴满意度，Mi表示第 i 个农村居民的干群关系，Ki表示第 i 个农村居民的环境感知，Li表示第 i 个农村居民的个人特征情况，i表示第 i 个农村居民的家庭特征情况，表示为方程模型当中的随机干扰项。2 Heckman 两阶段模型。本次研究主要研究农村居民环境治理中的参与行为及其行为效果，为了确保回归结果的稳健性和消除内生性，防止样本选择误差的出现，依据“意愿行为行为效果”的影响路径，对农村居民参与行为的分析应是基于农村居民具有意愿的前提下的样本农村居民，对农村居民参与行为效果的分析应是基于农村居民具有行为的前提下的样本农村居民。对此，本次研究选择 Heckman 两阶段回归模型对上述的基准回归结果进行检验，确保回归结果的稳健性和消除样本选择误差所导致的内生性问题。具体实证模型如下:第一阶段，确定处理效应模型，处理效应模型为:Y=X+D+(3)其中，X 包含截距项和一组影响 Y 的外生解释变量。对于参与行为来说，是否有参与意愿(D=1)，对于参与行为效果来说，是否有参与行为(D=1)，内生变量 D 的存在都会对模型估计的结果产生有偏估计。指示变量 D 可以通过以下二元选择模型进行回归得到:D*=DZ+1X+v(4)其中，D*0，则 D=1，D*0，则 D=0，Z 为排他性约束型变量。对于指示变量:参与意愿采用“你同意生活垃圾分类对农村环境改善起到积极作用吗”作为排他性约束型变量，对于指示变量:参与行为采用参与意愿作为排他性约束型变量。第二阶段，确定主回归模型，将第一阶段回归所获得的逆米尔斯比率 作为修正变量与解释变量一起代入回归方程当中，来分析宣传规制和奖惩规制对参与行为和参与行为效果的影响，如果 的回归结果显著，则说明回归方程存在样本选择性误差，若不显著，则不存在样本选择性误差问题。当加入 回归后，回归方程变为:E=(Y|Z=1，XI)=i+1Xi+2Zi+3Ci+4Bi+5Mi+6Ki+7Li+7Li+ei+i(5)其中，是两个方差的相关系数;为选择模型的逆米尔斯比率。3 中介效应与调节效应检验。目前学界检验中介效应和调节效应的方式主要是采用温忠麟 28的检验方式:中介效应采用逐步回归进行检验，调节效应采用交互项代入回归方程中进行检验。但是传统的中介效应检验方法更多用于线性模型，很多方法无法直接应用于非线性模型，对于非线性模型的匹配性不足。针对本次研究采用的是 Logit 非线性模型，更加适合采用 KHB 模型进行中介效应检验 29。KHB 运用到 Logit 中实证模型如下:Y*=+fXi+fZi+fCi+(6)Y*=+fXi+fCi+(7)假设变量 X 通过中介变量 Z 对 Y*产生影响，Y*为不可观测潜变量。以 Logit 模型为例，则最终的直接效应 Bf和总效应 Br为:Bf=ff(8)Br=rr(9)其中，f和 r为规模参数，是上述式(6)和式(7)的残差标准误，并且 f r。因此，Logit 模型中的间接效应为:88第 2 期政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响Bf Br=ffrr(10)三、模型估计结果(一)基准回归本次研究运用 STATA17 0 软件对宣传规制和奖惩规制与参与行为及效果进行回归分析，并且，为了处理异方差对模型回归结果带来的影响以及模型稳健性问题，本次研究采用“模型+稳健性标准误”的常见处理方式解决回归结果可能出现的异方差影响，采用 Probit 模型进行稳健性检验。回归结果详见表 4。表 4宣传规制、奖惩规制对农村居民参与行为及行为效果回归变量Logit 模型Probit 模型Ologit 模型Opogit 模型模型 1(行为)模型 2(行为)模型 3(行为)模型 4(行为)模型 5(行为效果)模型 6(行为效果)模型 7(行为效果)模型 8(行为效果)解释变量宣传规制1 542 (0 148)1 495 (0 148)0 918 (0 083)0 889 (0 083)0 610 (0 112)0 530 (0 114)0 358 (0 067)0 308 (0 068)奖惩规制1 154 (0 120)1 164 (0 122)0 706 (0 071)0 711 (0 072)0 224(0 113)0 219*(0 115)0 115*(0 067)0 111(0 068)调节变量乡村振兴满意度0 368 (0 078)0 297 (0 081)0 227 (0 047)0 183 (0 049)0 347 (0 079)0 246 (0 082)0 185 (0 047)0 128 (0 049)干群关系0 032(0 060)0 045(0 061)0 017(0 036)0 024(0 037)0 287 (0 058)0 276 (0 057)0 162 (0 034)0 155 (0 034)中介变量环境感知0 451 (0 091)0 355 (0 097)0 278 (0 055)0 218 (0 058)0 381 (0 090)0 225(0 094)0 217 (0 053)0 121(0 055)个人特征性别0 109(0 107)0 065(0 065)0 085(0 102)0 033(0 060)年龄0 018 (0 005)0 011 (0 003)0 004(0 005)0 000(0 003)文化程度0 029(0 014)0 018(0 009)0 059 (0 014)0 036 (0 008)健康状况0 000(0 046)0 004(0 028)0 065(0 043)0 041(0 026)家庭特征社会经济状况0 191 (0 067)0 115 (0 041)0 125*(0 065)0 065*(0 039)常住人口0 045(0 028)0 027(0 017)0 010(0 027)0 006(0 016)党员0 010(0 107)0 001(0 065)0 035(0 108)0 037(0 064)村干部0 04(0 135)0 024(0 082)0 148(0 143)0 065(0 085)常数项3 967(0 368)2 976(0 515)2 401(0 220)1 811(0 310)调整后的 20 1260 1390 1270 1400 0410 0540 0370 050卡方336 93 371 75 382 21 422 1 144 08 186 26 134 78 179 53 对数似然估计值 1 482243 1 460601 1 481639 1 459748 1 701179 1 678377 1 707622 1 684071注:*、分别表示各变量在 10%、5%、1%的水平上显著;模型中的“”表示未使用该变量进行回归;括号内为稳健标准误，下同。表 4 汇报了基准回归结果，其中模型 1、模型5 是只针对于核心解释变量:宣传规制、奖惩规制，调节变量:乡村振兴满意度、干群关系，中介变量:环境感知的回归结果。模型 2、模型 6 是在模型 1、模型 5 的基础上加入个人特征、家庭特征控制变量后的回归结果。并由表 4 结果可知，模型2 较模型 1 的卡方值提升，2值提升，说明模型的可解释性增强，模型 5 和模型 6 也是同理。模型3、模型 4、模型 7、模型 8 则是分别对应模型 1、模型 2、模型 5、模型 6 所做的稳健性检验，采用相对应的二元 Probit 回归模型和有序 Probit 回归模型，其显著效果与对应模型相近，说明基准回归结98河北农业大学学报(社会科学版)2023 年果具有稳健性。表 4 中回归结果显示，对于农村居民参与行为来说，宣传规制和奖惩规制都会在 1%的水平上显著影响农村居民环境治理的参与行为，其中，宣传规制的提升效果会略高于奖惩规制，但整体差距不大，宣传规制提升效果略多 0.3 0.4 之间。乡村振兴满意度和环境感知同样也会在 1%的水平上正向显著影响农村居民环境治理参与行为，说明乡村振兴满意度越高或环境感知越高的农村居民越愿意参与到环境治理当中。个体特征中，年龄会在 1%的水平上负向显著影响农村居民环境治理参与行为，但其影响效果趋近于 0，只能说明年龄越高的农村居民其参与行为越弱;文化程度会在 5%的水平上正向显著影响农村居民环境治理参与行为，说明文化程度越高的农村居民，其参与行为越明显。在家庭特征中，社会经济地位在 1%的水平上正向显著影响参与行为，说明社会经济地位越高的农村居民其参与行为越明显。对于农村居民参与行为效果来说，宣传规制仍会在 1%的水平上正向显著影响农村居民参与行为效果，但与参与行为不同的是，奖惩规制此时显著性下降，仅有 5%10%的显著水平，且是负向显著影响参与行为效果，可能的解释是，政策强度与农村居民参与行为具有倒“U”型的关系 12，政策强度过大对农村居民参与行为的影响反而会起到负向作用，由表及里，行为效果可能也与政策强度存在倒“U”型的关系，当政策强度较弱，如采用宣传规制，则政策规制会对行为效果产生正向影响;当政策强度较强，如采用奖惩规制，则政策规制会对行为效果产生负向影响。同样，乡村振兴满意度、环境感知也在 1%的水平上正向显著影响行为效果，但与参与行为不同的是，行为效果还会受到干群关系的影响，说明农村居民与村干部关系越好，其行动往往更加上心，致使其行为效果越好。在个人特征中，与参与行为不同的是，行为效果不受年龄的影响，受社会经济地位的影响也较弱，但受文化程度的影响则是加强，说明行为效果往往受文化程度的影响更大。(二)Heckman 两阶段模型:内生性讨论在进行 Heckman 两阶段回归后，为了防止加入逆米尔斯比率后出现多重共线性问题，要进行VIF 检验，检验结果表明，各变量的 VIF 值均小于10，平均 VIF 值为 1.22，即不存在多重共线性问题。基于前文的模型介绍，逆米尔斯比率只有显著的情况下才能够说明通过 Heckman 两阶段模型去除了样本选择误差的问题，在本次研究中的2 次 Heckman 两阶段回归结果当中，逆米尔斯比率均在 1%的水平上显著，说明使用 Heckman 两阶段有效解决了本次研究中的样本选择性误差问题。具体回归结果详见表 5。表 5Heckman 两阶段回归结果变量因变量:参与意愿第一阶段因变量:参与行为第二阶段因变量:参与行为第一阶段因变量:行为效果第二阶段排他性约束型变量0 355 (0 035)1 756 (0 197)宣传规制0 869 (0 090)0 332 (0 006)0 727 (0 089)0 140 (0 028)奖惩规制0 227*(0 137)0 031 (0 006)0 710 (0 074)0 046*(0 027)乡村振兴满意度0 123(0 076)0 033 (0 004)0 167 (0 052)0 049 (0 019)干群关系0 08(0 054)0 022 (0 003)0 013(0 037)0 064 (0 014)环境感知0 296 (0 086)0 085 (0 005)0 178 (0 060)0 049(0 022)逆米尔斯比率0 421 (0 002)0 069 (0 014)控制变量已控制已控制已控制已控制常数项2 184 (0 473)0 144 (0 025)3 102 (0 369)1 722 (0 115)调整后的 20 2510 9530 1820 07609第 2 期政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响通过 Heckman 两阶段回归结果显示，宣传规制与奖惩规制对于农村居民参与环境治理的影响情况基本上与基准回归结果相近，都显示宣传规制与奖惩规制均正向影响参与行为，但宣传规制效果优于奖惩规制，宣传规制正向影响参与行为效果，但奖惩规制负向影响参与行为效果。唯一与基准回归结果不同的是，在解决了样本选择性误差问题后，干群关系对参与行为的影响由不显著变为显著。并且为了确保 Heckman 两阶段回归结果的稳健性，本次研究使用 PSM 得分倾向匹配法进行稳健性检验，其中在 PSM 变量稳健性检验中，仅有一组配对没有实现全变量消除差异性，但其结果相较于匹配前仍更具有可靠性，PSM 模型最后得出的结论仍与 Heckman 两阶段回归结果相似，对此，本次研究结论具有较高的可靠性和稳健性。(三)进一步讨论:中介效应与调节效应检验为了进一步研究宣传规制和奖惩规制对于参与行为和行为效果的影响机制，本次研究采用KHB 模型进行中介效应检验，采用交互项进行调节效应检验。中介效应，调节效应详细回归情况详见表 6，表 7。表 6KHB 模型中介检验结果项目中介路径直接效应间接效应总效应中介效应 1宣传规制环境感知参与行为1 495 (0 149)0 066 (0 022)1 562 (0 149)中介效应 2宣传规制环境感知行为效果1 164 (0 122)0 037(0 016)1 201 (0 122)中介效应 3奖惩规制环境感知参与行为0 530 (0 116)0 042(0 019)0 572 (0 114)中介效应 4奖惩规制环境感知行为效果0 219*(0 115)0 024*(0 113)0 195*(0 115)表 7乡村振兴满意度、干群关系的调节作用分析项目变量因变量:参与行为因变量:行为效果调节变量 1宣传规制 乡村振兴满意度0 363(0 239)0 151(0 211)调节变量 2宣传规制 干群关系0 156(0 202)0 297(0 142)调节变量 3奖惩规制 乡村振兴满意度0 007(0 198)0 076(0 204)调节变量 4奖惩规制 干群关系0 057(0 162)0 355(0 158)控制变量已控制由表 6 的中介效应结果可知，环境感知确实会起到中介作用，但中介作用较小，其中，除“奖惩规制环境感知行为效果”这一中介路径的中介效果较不显著外，其余中介路径作用都更加显著，说明宣传规制和奖惩规制都能通过提升环境感知来促进参与行为和提高行为效果。由表 7 的调节作用结果可知，干群关系起到显著调节作用，乡村振兴满意度没有显著调节作用。其中，干群关系在宣传规制和奖惩规制对行为效果的影响中会起到调节作用，干群关系在宣传规制对行为效果中起到反向调节作用，说明干群关系越好，越能够削减宣传规制对参与行为效果的影响。干群关系在奖惩规制对行为效果中起到正向调节作用，说明干群关系越好，越能够增强奖惩规制对参与行为效果的影响。四、结论与启示本研究在乡村振兴背景下，探讨了宣传规制和奖惩规制对农村居民参与环境治理行为及行为效果的影响，进一步讨论了宣传规制和奖惩规制19河北农业大学学报(社会科学版)2023 年何以更好地提升农村居民的参与行为及行为效果，并利用南京农业大学 CLES2020 的 2 450 份农户数据进行研究。研究结论如下:第一，宣传规制和奖惩规制都能够促进农村居民的参与行为和提高行为效果，但从数据结果来看，宣传规制系数高于奖惩规制系数，宣传规制的效果优于奖惩规制。第二，宣传规制会提高行为效果，但奖惩规制会降低行为效果。政策强度太高不利于行为效果的提升。第三，乡村振兴满意度、环境感知、年龄、文化程度、社会经济状况会影响农村居民的参与行为，乡村振兴满意度、干群关系、环境感知、文化程度、社会经济状况会影响农村居民的参与行为效果。第四，环境感知在宣传规制和奖惩规制对农村居民参与环境治理行为及行为效果的影响中起到中介作用。第五，干群关系会弱化宣传规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响，会强化奖惩规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响。基于上述研究结论可知，本次研究假设中，H1、H1b 得到了部分验证，H1a、H2、H2a、H2b 得到了验证。通过上述研究结论发现，宣传规制和奖惩规制在促进农村居民环境治理参与行为和提高行为效果中均具有不可忽视的作用，但是两者的作用大小存在差异，这一结论对于农村环境治理具有重要的政策启示。1 短期采取政策促进参与行为，长期应加强农村信息化建设。从短期看，政府应加强宣传规制和奖惩规制来促进农村居民的参与行为，宣传和奖惩规制都可以提升农村居民的参与行为。但从长期看，更应注重宣传规制对提高农村居民行为效果的作用，政府应着力解决农村交流沟通效率低、成本高以及不便捷等问题，打造更高效、更便利、更经济的信息交流平台 30，更应发挥当下微信公众号，村广播站等途径进行宣传环境治理的重要性，以此提升农村居民参与行为效果的提升。2 贯彻落实乡村振兴战略，提升农村整体发展水平。加强农村的乡村振兴建设，实现产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕，提高村民对乡村振兴的满意度，同时完善农村基础设施建设，开设小学，提高当地整体文化水平，提高环境保护意识，以此提高农村居民的主人翁意识，自觉参与到环境治理当中。目前我国乡村振兴水平整体不高，环境治理是一项系统性工程，脱离了经济发展、社会建设、文化建设的环境治理注定是不持续的。对此，必须要提高乡村产业升级，促进农村经济发展;同时，加快农村基层党组织建设，强化基层党组织对乡村治理创新的引领力和先锋力，提升农村的自治能力。环境治理是乡村振兴战略的一部分，乡村振兴其他目标的实现对于环境治理效率的提升同样具有积极的促进作用 31。3 规制手段应因地制宜，根据村官性质选择不同的规制手段。针对大学生村官、选调生等非当地居民的村干部为主的村庄，应主要采取奖惩规制进行环境治理，对于村干部以当地居民为主的村庄，应采取宣传规制进行环境治理。干群关系会弱化宣传规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响，会强化奖惩规制对农村居民参与环境治理行为效果的影响。对于以当地居民为主的村干部群体而言，干群关系往往更好，更容易受到宗族关系的影响，对此，选择宣传规制来号召大家参与环境治理更容易获取农村居民的信任感。而对于非当地居民的村干部，干群关系往往更趋于普通，采取宣传规制进行环境治理，农村居民的信任感往往更低，采用奖惩规制往往更容易提高农村居民的参与意愿、促进参与行为与提升行为效果。参考文献:1 黄森慰，唐丹，郑逸芳 农村环境污染治理中的公众参与研究 J 中国行政管理，2017(3):55 602 杜焱强，刘平养，包存宽，等 社会资本视阈下的农村环境治理研究 以欠发达地区 J 村养殖污染为个案 J 公共管理学报，2016，13(4):101 112，157 1583 杜焱强，刘平养，吴娜伟 政府和社会资本合作会成为中国农村环境治理的新模式吗?基于全国若干案例的现实检验 J 中国农村经济，2018(12):67824杜焱强，刘瀚斌，陈利根 农村人居环境整治中 PPP模式与传统模式孰优孰劣?基于农村生活垃圾29第 2 期政策机制对农村居民环境治理参与行为及效果影响处理案例的分析J 南京工业大学学报(社会科学版)，2020，19(1):59 68，1125 杜焱强，王亚星，陆万军 PPP 模式下农村环境治理的多元主体何以共生?基于演化博弈视角的研究 J 华中农业大学学报(社会科学版)，2019(6):8996，163 1646 唐林，罗小锋，张俊飚 环境规制如何影响农户村域环境治理参与意愿J 华中科技大学学报(社会科学版)，2020，34(2):64 747 邓正华，张俊飚，许志祥，等 农村生活环境整治中农户认知与行为响应研究 以洞庭湖湿地保护区水稻主产区为例 J 农业技术经济，2013(2):72 798 邢美华，张俊飚，黄光体 未参与循环农业农户的环保认知及其影响因素分析 基于晋、鄂两省的调查 J 中国农村经济，2009(4):72 799 黄华，姚顺波 生态认知、政府补贴与农户参与农村人居环境整治意愿J 统计与信息论坛，2021，36(12):80 91 10 翁艺青，黄森慰，黄可扬 环境规制、农户意愿与农村环境治理体系现代化 J 世界农业，2021(11):81 90 11 赵新民，姜蔚，程文明 基于计划行为理论的农村居民参与人居环境治理意愿研究:以新疆为例J 生态与农村环境学报，2021，37(4):439 447 12 唐林，罗小锋，张俊飚 环境政策与农户环境行为:行政约束抑或是经济激励 基于鄂、赣、浙三省农户调研数据的考察 J 中国人口资源与环境