The impact of social supervision on household's sewage discharge behavior: Evidence from Jiangsu province

SU Min, FAN Peng-fei, ZHANG Lan, FENG Shu-yi

JOURNAL OF NATURAL RESOURCES ›› 2023, Vol. 38 ›› Issue (5) : 1349-1365.

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JOURNAL OF NATURAL RESOURCES ›› 2023, Vol. 38 ›› Issue (5) : 1349-1365. DOI: 10.31497/zrzyxb.20230515
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The impact of social supervision on household's sewage discharge behavior: Evidence from Jiangsu province

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Abstract

As a means for multiple subjects to participate in rural environmental governance, social supervision can effectively overcome failures of government supervision and regulate farmers' behavior. This study put social supervision in rural social relations and deeply examined the mechanisms of social supervision on regulating households' domestic sewage discharge behavior (HDSDB). By adopting the Binary Probit Model and conducting an empirical analysis based on the sample of 2335 households from 13 prefecture-level cities in Jiangsu province, we found that: (1) Social supervision could reduce HDSDB, but this was mainly due to the river management teams' supervision. (2) Social relations moderated social supervision, mainly reflected in the supervision of village cadres being moderated by the cadre-farmer relations. Village cadres' supervision significantly decreased HDSDB only if the cadre-farmer relations were good. Otherwise, it significantly stimulated HDSDB. (3) It was robust that the river management teams' supervision significantly decreased HDSDB among different farmer groups according to the heterogeneity test. Moreover, for female, low literacy, low income, and elderly farmer groups, social supervision is moderated by farmer-farmer relations and river management team-farmer relations. However, social supervision is moderated by cadre-farmer relations and mutual supervision among rural households for males, high literacy, high income, and young groups.

Key words

social supervision / social relations / moderating effect / rural sewage governance performance / households' sewage discharge behavior

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SU Min, FAN Peng-fei, ZHANG Lan, FENG Shu-yi. The impact of social supervision on household's sewage discharge behavior: Evidence from Jiangsu province[J]. JOURNAL OF NATURAL RESOURCES, 2023, 38(5): 1349-1365 https://doi.org/10.31497/zrzyxb.20230515
农村生活污水治理是当前农村人居环境整治的突出短板[1]。随处排放的生活污水，不仅影响村容村貌、威胁农村居民身体健康，还破坏生态环境。21世纪以来，尽管农村连续多年增产增收，但“垃圾靠风刮、污水靠蒸发”仍是不少农村地区的真实写照[2]。据国家统计局发布的第三次全国农业普查数据公报，2016年末，已有73.9%的村生活垃圾集中或部分集中处理，但仅有17.4%的村生活污水集中或部分集中处理，未经处理的餐厨废水、洗涤用水、禽畜粪尿被随处排放，导致沟渠、池塘的水质发黑变臭，蚊虫滋生，不仅影响农村人居环境，威胁农村居民身体健康，甚至导致饮用水水源污染以及湖泊、水库的富营养化。
自“十三五”以来，政府高度重视农村生活污水治理，但仅仅依靠政府行政主导的单一治理模式，已无法满足全国60多万行政村的环境治理需求[3]。一方面，政府面临巨大的财政资金约束，无法为每一个村落都配套污水处理设施。长期以来，农村地区的公共投资不足、技术模式落后[4,5]，除了城市周边的一些村庄被直接纳入到城镇污水收集管网，部分行政村有污水处理设施配套之外，大部分分散分布的自然村还没有完善的污水处理系统。另一方面，政府监管农户生活污水排放的难度极高。中国大部分农村仍然属于差序格局上的“熟人社会”，世代共生的道德伦理、价值信念、风俗习惯等非正式制度构成了乡村运行的基本规则，在行政手段不完善、基层监管人员数量有限的情况下，层级化的政府主体很难将监管渗透、落实到农村社会深处，无法解决农村环境问题的实际需求[3]。
在美丽乡村建设的背景下，为弥补政府单一治理模式的不足，需要充分调动农村基层组织、农户等主体共同参与农村生活污水治理工作[6]，这既是满足中国农村环境治理需求不断增加的必然选择，也是打造农村共建、共治、共享治理格局的题中之义[7]。事实上，《环境保护法》早已赋予了公众在环境保护中享有的监督权力，社会监督亦被认为是多元主体共同参与农村环境治理的有效手段[8⇓⇓-11]，能克服政府监管失灵并规范农户个体行为[12]。但在现实中，农户随处排放生活污水的行为仍然十分普遍[2]，有的农户将生活污水排入明沟或暗渠，有的农户就近排入河塘及湖泊，还有的农户随处倾倒，任凭污水自然蒸发。对此，究竟是学界高估了社会监督的作用?还是社会监督作用受到了乡土规则的制约?现有文献尚缺乏充分研究。
鉴于此，本文以江苏省农户生活污水排放行为作为研究对象，试图回答多元主体参与社会监督能否提升农村生活污水治理水平，并进一步考察农村社会关系在当中发挥的作用，以期为弥补当前农村人居环境整治短板提供政策启示。与已有文献相比，本文的不同之处在于：第一，根据农村社会主体类型，将社会监督细化为村民监督、河道保洁管护队伍监督、村干部监督三类，并进一步分析和检验了村民监督对其他两类主体监督作用的调节效应；第二，基于农村“熟人社会”的特点，进一步将监督机制嵌入农村社会关系中进行考察，并将新兴的“农户—河道保洁管护队伍”关系作为重要的社会关系类型考虑在内，弥补了已有定量研究仅关注“农户—农户”“农户—村干部”关系的不足；第三，使用最新的江苏全省各地市的实地调研数据来进行实证检验。

1 文献回顾、概念界定与理论分析

1.1 文献回顾及简要评述

整体而言，对于多元主体参与农村环境治理问题，大部分研究以定性分析和案例研究为主，主要关注多元主体参与农村环境治理合作失灵的原因及其破解路径。许多学者认为，农业污染治理不受重视和相关政策体系不够完善[13,14]、缺乏相关参与机制[14]，使得具有不同诉求的相关利益主体无法被整合在一起形成治理合力是导致多元主体参与农村环境治理失灵的主要原因[15,16]。为此，学者提出，明晰各主体的角色定位[17]、充分借助农村人际网络中的信任、惩罚与规范等非正式制度要素[7,18⇓-20]，或是引入社会资本提供市场化的服务模式[7]，有利于破解多元主体参与农村环境治理的集体行动困境。
也有学者运用定量分析的方法开展相关研究，但大部分只是关注了政府、村干部、农户中的一组或者两组主体，探究主体间的信任、规范对农户参与农村环境治理意愿或行为的影响。其中，关注政府—农户主体的相关研究表明，环境规制政策能影响农户的环境污染认知，进而调节其参与意愿[21]；反之，农户对政府环境制度的信任程度，也会正向影响其自身参与环境治理的意愿[22⇓-24]。关注农户—农户主体的相关研究表明，农村“熟人社会”中存在的群体认同和社会规范压力，会促使农户因追求声誉或重视面子而积极参与到农村环境治理中去[10,25⇓-27]；关注村干部—农户主体的相关研究表明，村干部监督能促进农户参与农村环境治理的行为[10]，且良好的干群关系能强化村干部的动员和示范能力，提升农户对治理规则的认同，进而提高农户参与环境治理的可能性[6,28]。
通过梳理文献发现：第一，目前关于多元主体参与农村环境治理方面的文献仍以定性研究为主，且已有的定量分析也多集中在农户秸秆和畜禽粪便利用、农户生活固体垃圾处理方面，而对农户生活污水排放行为关注不足。其与政府部门所提出的“农村生活污水治理是当前农村人居环境整治的突出短板”形成强烈对比。第二，已有的农村生活污水治理文献，尽管已经指出了主体监督不足、农户参与机制缺失等问题[29⇓-31]，但并没有对各主体内在的监督机制进行深入剖析及实证检验，也没有将多元主体的监督机制置于农村乡土规则中进行考察。因此，分析并检验多元主体监督机制对农户生活污水排放行为的影响，以及社会关系在当中发挥的作用，具有较强的理论和现实意义。

1.2 概念界定

借鉴闵师等[2]研究中的定义，农户乱排生活污水行为是指农户将家中的厨余、厕所、日常清洁等生活污水随处排放到村内河流、沟渠、池塘等公共水域或公共空间的行为。一般来说，社会监督是指非国家权力机关（包括社团、群众组织、个人等）对各种活动不具备直接法律效力的监督[10]。本文中的社会监督是指村干部、河道管护保洁队伍、村民为保护农村生态环境对农户乱排生活污水行为实行监督管理的活动[10,11,32]。其中，河道管护保洁队伍是近年来农村生活污水治理中的新兴群体，他们一般受聘于村委会或乡镇政府，主要负责河道的日常管理和养护，既需要清除河道内各种漂浮垃圾，也需要对向河道内乱倒垃圾乱排污水的行为进行监督和制止①（① 信息来源： http://www.gov.cn/xinwen/2019-01/21/content_5359627.htm.）。他们的工资与河道保洁面积相关，也与保洁的难易程度、保洁后河道的干净程度等工作绩效挂钩，并受到村委会和乡镇政府的双重考核[33]。

1.3 理论分析与研究假说

相关研究表明，社会公众作为“第三种力量”，通过对企业和个体的排污行为进行监督，可以帮助提升环境治理的效果[8⇓⇓-11]。在农村生活污水治理过程中，当农户个体感知到来自村干部、河道管护保洁队伍以及其他村民的监督，会担心因乱排生活污水被发现而批评和惩罚自己时，农户乱排生活污水的可能性就会降低[10]。因而，社会监督通过制约机制，能对农户乱排生活污水的行为进行牵制，进而纠正农户的乱排行为[32]。
在乡村场域中，村民既是社会监督的受体，也是参与监督的主要群体；河道管护保洁队伍有别于一般村民，是维护和实现河道日常保洁的专业群体；村干部则是这些群体的组织和管理者。其中，相较于村民对村民的监督，村干部和河道管护保洁队伍对村民的监督相对外生，并可能是高成本且低成效的[6]。但是，若村民之间能够相互监督并形成一定的群众监督基础，其浓厚的监督氛围可能会使这种相对外生的监督发挥更好的效果[15]。因此，村民监督的存在，可能会放大河道管护保洁队伍、村干部的监督作用。
理论上，尽管社会监督能发挥作用，但在乡村“熟人社会”中，社会监督还受社会关系影响[28,34]。现实中，中国农村是以“血缘”“地缘”“业缘”为纽带的关系型社会，社会关系中传递的信息、形成的情感信任或规范压力，对农户日常生活行为亦有重要影响[18]。具体到农村生活污水治理过程中，监督受体（村民）对各类监督主体（村民、河道管护保洁队伍、村干部）的行为响应也嵌入在农村社会关系之中。一方面，村民与各监督主体的关系越好，彼此间的社交频率可能越高[34]，监督主体发出的监督频率和释放的规范压力可能就越高，因而社会监督能发挥的作用可能也越强；另一方面，村民与各监督主体的关系越好，彼此间形成的情感信任程度可能也越高[35]，村民可能更愿意遵守并配合这些主体的监督，进而降低自身乱排生活污水的可能性[28]。因此，“村民—村民”之间的村民关系良好、“河道管护保洁队伍—村民”之间的管群关系良好、“村干部—村民”之间的干群关系良好，能强化相应主体的社会监督对规范农户乱排生活污水行为的作用。
基于以上分析，提出如下研究假说，并构建图1所示的理论分析框架。
Fig. 1 Theoretical framework of the impact of social supervision on household's sewage discharge behavior

图1 多元主体参与社会监督对规范农户乱排行为影响的理论分析框架

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H1：社会监督能降低农户乱排生活污水行为发生的可能性。
H1a：村民监督对河道管护保洁队伍监督有调节作用，村民监督的存在使河道管护保洁队伍监督发挥的作用得以增强。
H1b：村民监督对村干部监督有调节作用，村民监督的存在使村干部监督发挥的作用得以增强。
H2a：村民监督受村民关系的调节，良好的村民关系使得村民监督发挥的作用得以增强。
H2b：河道管护保洁队伍监督受到管群关系的调节，良好的管群关系使得河道管护保洁队伍监督发挥的作用得以增强。
H2c：村干部监督受到干群关系的调节，良好的干群关系使得村干部监督发挥的作用得以增强。

2 研究方法与数据来源

2.1 数据来源

数据来自2019年11-12月在江苏省开展的农村人居环境整治监测评估项目调查。江苏省河湖众多，水网密布，农户临水而居，乱排生活污水极易引发区域乃至流域污染。近年来，江苏省在农村人居环境整治方面进行了大量投入，专业化的管护队伍不断壮大，政府和农村居民在整治中的参与度也越来越高，这不仅为研究多元主体参与社会监督提供了很好的样本，也为正在推进农村人居环境整治的广大中西部地区提供了独特经验。本次调查覆盖了全省苏南、苏中和苏北地区的13个地级市，涉及76个县（市、涉农区）和21个市辖区。每个县（市、涉农区）随机抽样3个乡（镇、街道）和5个村，每个市辖区随机抽样1个乡（镇、街道）和1个村，每个村内随机抽样10户农户。具体地，课题组于11月下旬，先在南京的5个县（市、涉农区）共15个乡（镇、街道）25个村开展了预调研，共收集到250个农户数据。通过对问卷进行测试和调整后，于12月在全省其余71个县（市、涉农区）和21个市辖区开展正式调研，正式调研共收集到3760个农户数据。两次调研共抽样249个镇，401个村，4010个农户。特别地，为获取关于农村环境治理方面最真实的信息，两次调研均以不惊动村干部为前提对农户展开调查。调查内容涉及农户家庭基本情况、农户环境保护认知情况、农户社会关系情况以及生活污水排放的相关情况。

2.2 描述性统计分析

表1报告了样本农户生活污水乱排的相关情况。整体而言，农户乱排生活污水的平均比例为31.399%。苏北地区乱排比例较高，苏中地区次之，苏南地区较低。这说明经济发展水平与农户乱排生活污水行为之间呈负相关关系。
Table 1 Sample households' domestic sewage discharge behavior

表1 样本农户生活污水乱排情况

城市 农户生活污水
乱排比例/%		 城市 农户生活污水
乱排比例/%		 监督类型 农户生活污水
乱排比例/%
南京市 15.248 泰州市 7.358 村民监督 有# 25.668
无锡市 18.008 徐州市 50.278 无 39.634***
常州市 25.909 连云港市 24.444 村干部监督 有# 27.273
苏州市 17.192 淮安市 43.188 无 41.236***
镇江市 48.696 盐城市 38.667 河道管护保洁队伍监督 有# 22.572
南通市 34.899 宿迁市 44.803 无 37.026***
扬州市 30.968 整体平均 31.399
注：#代表参照组，***、**、*分别代表在1%、5%、10%的统计水平上存在显著差异，数据来源于作者所在课题组的调研，下同。
与受到村民监督的农户相比，没有受到村民监督的农户，其乱排比例显著高了近14%；类似地，与受到村干部监督的农户相比，没有受到村干部监督的农户，其乱排比例显著高了近14%；与受到河道管护保洁队伍监督的农户相比，没有受到河道管护保洁队伍监督的农户，其乱排比例显著高了近15%。这初步验证了多元主体参与社会监督，能使农户乱排生活污水的比例降低14%~15%，进而提升农村生活污水的治理水平。

2.3 模型设计及变量说明

参考唐林等[10]和何凌霄等[28]的研究，首先建立式（1）的基准回归模型，分析社会监督对农户生活污水排放行为的影响。考虑到因变量“农户是否乱排生活污水行为”为二值离散变量，本文采用二值Probit模型进行分析，潜在模型设置如下：
Y*=β0+∑βiSi+δnControln+ε,   i=1, 2, 3
（1）
式中： Y*是被解释变量，为不可观测的潜变量； Si是社会监督， i=1时表示村民监督， i=2时表示河道管护保洁队伍监督， i=3时表示村干部监督； Controln是控制变量，包括农户个体及家庭特征[2,10,28]、环境认知特征[10,26]、外部环境特征[10]和村庄特征[2]； β0是常数项； βi、 δn是待估系数； ε是随机扰动项。
为进一步捕捉社会关系对社会监督的调节效应，以及村民监督对河道管护保洁队伍监督、对村干部监督的调节效应，在式（1）基础上，建立式（2）的调节效应模型：
Y*=β0'+∑βi'Si+∑αjGXj+∑γiSi×GXj+γ4S2×S1+γ5S3×S1+δn'Controln+μ,   i=1, 2, 3
（2）
式中： GXj是社会关系， j=1表示村民与村民之间的村民关系， j=2表示河道管护保洁队伍与村民之间的管群关系， j=3表示村干部与村民之间的干群关系； β0'是常数项； βi'、 δn'、 αj、 γ1~γ5是待估系数； μ是随机扰动项。具体变量及说明见表2。
Table 2 Definition of variables and descriptive statistics

表2 变量说明及描述性统计分析

变量名称 变量含义和赋值 均值 标准差 预期影响
农户乱排生活污水行为 您家平时是否将厨余或厕所污水等生活污水随意排放至村里的河、沟、池塘等公共水域?0=否，1=是 0.314
 0.464
 \
社会监督/社会关系
村民监督 村民邻里是否对您乱排生活污水进行监督?0=否，1=是 0.592 0.492 -
河道管护保洁队伍监督 河道管护保洁员是否对您乱排生活污水进行监督?0=否，
1=是		 0.748 0.434 -
村干部监督 村干部是否对您乱排生活污水进行监督?0=否，1=是 0.706 0.456 -
村民关系 您跟其他村民邻里之间的关系是否和谐融洽?0=否，1=是 0.800 0.400 -
管群关系 您跟河道管护保洁员之间的关系是否和谐融洽?0=否，1=是 0.796 0.403 -
干群关系 您跟村干部之间的关系是否和谐融洽?0=否，1=是 0.583 0.493 -
农户个体及家庭特征
性别 受访农户性别：0=女，1=男 0.520 0.500 +/-
年龄 受访农户年龄/岁 58.664 13.508 +
受教育年限 受访农户接受教育年限/年 6.266 4.418 -
村干部身份 受访农户家中是否有村干部?0=否，1=是 0.063 0.242 -
家庭总人口 受访农户家庭总人口数量/人 4.373 1.923 +
家庭总收入 受访农户家庭年平均总收入/万元 6.860 6.400 -
环境认知特征
政策了解度 您对乱排生活污水的处罚和监督等政策的了解程度：1=非常不了解，2=比较不了解，3=一般，4=比较了解，5=非常了解 2.914 1.262 -
环保意识 您有义务和责任保护农村环境：1=非常不同意，2=比较不同意，3=一般，4=比较同意，5=非常同意 4.241 0.783 -
外部环境特征
河道管护保洁队伍人数 河道管护保洁队伍的人数/人 3.111 5.089 -
污水管网接通到家 污水管网是否接通管道到您家?0=否，1=是 0.284 0.451 -
村庄特征
综合示范村 是否在2019年农村人居环境整治综合示范村备案上?0=否，1=是 0.070 0.255 -
到乡镇距离 根据百度/高德地图定位，村委会到本村所在乡镇街道的距离/km 5.032 3.909 -
注：样本户的性别、年龄、文化程度、人均年收入指标均值与根据《江苏统计年鉴2019》[37]数据计算出的结果大致相当，说明样本数据具有一定的代表性。
因式（2）中的核心解释变量和调节变量均为类别变量，故式中交互项系数（交互效应）即为调节效应[10,36]。其中， Si×GXj是社会监督和社会关系的交互项，当 i=j=1时，表示村民监督与村民关系的交互项，系数 γ1反映村民关系对村民监督的调节效应；当 i=j=2时，表示河道管护保洁队伍监督与管群关系的交互项，系数 γ2反映管群关系对河道管护保洁队伍监督的调节效应；当 i=j=3时，表示村干部监督与干群关系的交互项，系数 γ3反映干群关系对村干部监督的调节效应。类似地， S2×S1是管护保洁队伍监督与村民监督的交互项，系数 γ4反映村民监督对河道管护保洁队伍监督的调节效应； S3×S1是村干部监督与村民监督的交互项，系数 γ5反映村民监督对村干部监督的调节效应。

3 结果分析

3.1 基准回归

考虑到变量之间可能存在的多重共线性，对式（1）回归之前先对变量进行共线性诊断。诊断结果表明，变量的平均方差膨胀因子（Variance Inflation Factor，VIF）为1.27，且所有变量的VIF均<2，说明变量之间的多重共线性不严重。
表3报告了逐步引入解释变量的嵌套回归结果。基准回归1中仅包括反映社会监督的三个变量，模型的对数伪似然函数值为-1364.375，Pseudo R2为0.087；基准回归2在基准回归1的基础上增加了农户个体及家庭特征变量，模型的对数伪似然函数值上升到-1339.110，Pseudo R2上升到0.098，说明增加农户个体及家庭特征变量后模型的解释力变强了；基准回归3在基准回归2的基础上增加了农户环境认知特征变量，模型的对数伪似然函数值上升到-1330.810，Pseudo R2上升到0.103，说明模型的解释力进一步变强了；基准回归4在基准回归3的基础上增加了外部环境特征变量，模型的对数伪似然函数值上升到-1207.690，Pseudo R2上升到0.127，说明增加外部环境特征变量后，模型的解释力得到了明显提升，而村民监督和家庭总收入两个变量不再显著，说明遗漏外部环境特征变量，可能会高估村民监督和家庭总收入的影响；基准回归5在回归基准4的基础上进一步增加了村庄特征变量，此时，模型的对数伪似然函数值上升到-1205.476，Pseudo R2略微上升到0.128，说明模型的解释力已近乎“饱和”。进一步筛选污水管网接通到家的农户样本，对其重复运行基准回归5，得到基准回归6及其平均边际效应的估计结果。此时，因回归样本数量减少，基准回归6中的Pseudo R2降至0.093。在基准回归1~基准回归6中，核心解释变量的显著性和系数的正负号方向未发生较大变化，说明估计结果稳健。以下分析主要基于基准回归5~基准回归6及其平均边际效应的估计结果。
Table 3 Results of benchmark regression

表3 基准回归的估计结果

变量名称 基准回归1 基准回归2 基准回归3 基准回归4 基准回归5 平均边际效应
（基于基准回归5）		 基准回归6 平均边际效应
（基于基准回归6）
村民监督 -0.158*
(0.009)		 -0.170*
(0.088)		 -0.162*
(0.090)		 -0.085
(0.093)		 -0.079
(0.092)		 -2.281%
(0.027)		 -0.164
(0.185)		 -2.808%
(0.032)
河道管护
保洁队伍
监督		 -0.389***
(0.082)		 -0.361***
(0.082)		 -0.350***
(0.081)		 -0.304***
(0.083)		 -0.306***
(0.083)		 -8.855%***
(0.238)		 -0.521***
(0.156)		 -8.941%***
(0.027)
村干部监督 -0.027
(0.093)		 -0.033
(0.094)		 0.013
(0.094)		 0.034
(0.098)		 0.043
(0.098)		 1.236%
(0.028)		 0.351
(0.220)		 6.017%
(0.038)
性别 — 0.066
(0.063)		 0.063
(0.064)		 0.055
(0.066)		 0.057
(0.067)		 1.637%
(0.019)		 0.038
(0.138)		 0.651%
(0.024)
年龄 — 0.001
(0.003)		 0.001
(0.003)		 0.002
(0.003)		 0.001
(0.003)		 0.038%
(0.001)		 0.003
(0.006)		 0.056%
(0.001)
受教育年限 — -0.023***
(0.009)		 -0.020**
(0.009)		 -0.019**
(0.009)		 -0.019**
(0.009)		 -0.561%**
(0.003)		 -0.009
(0.018)		 -0.154%
(0.003)
村干部身份 — -0.058
(0.111)		 -0.060
(0.111)		 -0.023
(0.118)		 -0.024
(0.119)		 -0.685%
(0.034)		 -0.051
(0.258)		 -0.873%
(0.044)
家庭总人口 — 0.021
(0.017)		 0.019
(0.017)		 0.009
(0.018)		 0.010
(0.018)		 0.288%
(0.005)		 -0.028
(0.034)		 -0.466%
(0.006)
家庭总收入 — -0.111***
(0.037)		 -0.101***
(0.037)		 -0.058
(0.040)		 -0.058
(0.040)		 -0.017%
(0.011)		 -0.087
(0.077)		 -1.497%
(0.013)
政策了解度 — — -0.004
(0.034)		 -0.015
(0.032)		 -0.013
(0.033)		 -0.381%
(0.009)		 -0.110*
(0.060)		 -1.892%*
(0.010)
环保意识 — — -0.160***
(0.042)		 -0.156***
(0.046)		 -0.156***
(0.046)		 -4.507%***
(0.013)		 -0.287***
(0.107)		 -4.931%***
(0.018)
河道管护保洁队伍人数 — — — -0.017**
(0.008)		 -0.017**
(0.008)		 -0.488%**
(0.002)		 -0.002
(0.022)		 -0.034%
(0.004)
污水管网接通到家 — — — -0.606***
(0.095)		 -0.597***
(0.096)		 -17.269%***
(0.027)		 — —
综合示范村 — — — — -0.267**
(0.126)		 -7.722%**
(0.037)		 -0.110
(0.167)		 -1.880%
(0.029)
到乡镇距离 — — — — -0.004
(0.012)		 -0.112%
(0.003)		 -0.003
(0.017)		 -0.044%
(0.003)
常数项 -0.672***
(0.199)		 -0.538*
(0.282)		 0.073
(0.326)		 0.498
(0.440)		 0.511
(0.443)		 — 1.026
(0.986)		 —
观测值/户 2595 2580 2580 2353 2353 2353 785 785
对数伪似
然函数值		 -1364.375 -1339.110 -1330.810 -1207.690 -1205.476 — -247.990 —
Pseudo R2 0.087 0.098 0.103 0.127 0.128 — 0.093 —
注：为提高估计的准确性，对家庭总收入取对数。总共调研4010户农户，基准回归1所用样本为2595户（剔除缺失因变量值的21户样本，以及没有河道管护保洁队伍的1394户样本）；基准回归2~基准回归3所用样本为2580户（进一步剔除家庭总收入为0，导致家庭总收入无法取对数的15户样本）；基准回归4~基准回归5所用样本为2353户（更进一步剔除缺失污水管网接通到家变量值的227户样本）；基准回归6所用样本为785户（再进一步剔除污水管网未接通到家的1568户样本）；小括号里是村级聚类标准误；所有回归都控制了地级市虚拟变量，因篇幅限制省略其回归结果，若有需要请联系第一作者；下同。
（1）社会监督对农户乱排生活污水行为的影响。河道管护保洁队伍监督在1%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响（基准回归5），与理论预期一致。基准回归5的平均边际效应显示，河道管护保洁队伍监督对降低农户乱排行为的边际影响为8.855%。进一步在污水管网接通到农户家的情形下考察其乱排行为，发现河道管护保洁队伍监督依然在1%的显著性水平下负向影响农户乱排生活污水的行为（基准回归6）。基准回归6的平均边际效应显示，河道管护保洁队伍监督对降低农户乱排行为的边际影响为8.941%。两组基准回归中的平均边际效应十分接近，说明无论是否进一步筛选污水管网接通到家的农户样本，河道管护保洁队伍的监督作用都稳健存在，与唐林等[10]研究的结果一致。据调查，河道管护保洁队伍一般受聘于村委会和镇政府，他们的工资与河道保洁面积、保洁的难易程度、保洁后河道的干净程度等工作绩效挂钩，并受到村委会和镇政府的双重考核。因此，河道管护保洁队伍属于“先办事后拿钱”的群体，他们对农户乱排生活污水行为进行监督，既能直接约束农户的乱排行为[10]，又益于自身获利。村民监督、村干部监督在基准回归5~基准回归6中均未通过显著性检验，假说H1得到部分验证。可能的解释是，农户出于“多一事不如少一事”的心理而不去监督他人[10]，或者囿于传统思维、利益权衡而“流于表面”的消极、被动地监督他人[18]，导致村民监督未能直接发挥作用。而后农业税时代，国家的基础权利在农村中的表征载体被削弱，村民与村民小组、村级组织之间的联系变得松散，这种扁平化的治理使得村干部在动员和整合资源配置等方面的能力大为下降，进而导致村干部监督机制在农村环境保护方面发挥的作用不尽人意[22]。
（2）控制变量对农户乱排生活污水行为的影响。基于基准回归5的平均边际效应，农户个体及家庭特征中的受教育年限变量，在5%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响，与理论预期一致。保持其他条件不变，农户的受教育年限每增加一年，其乱排生活污水行为发生的可能性显著降低0.561%，与何可等[22]、何凌霄等[28]和史恒通等[38]研究的结果一致。可能的解释是，一方面，更高的文化程度能增强农户通过“干中学”掌握处理生活污水的相关能力[22]；另一方面，文化程度较高的农户也更容易接受新事物，对生活污水治理在农村环境治理中发挥的重要作用也了解的更深[38]。农户环境认知特征中的环保意识变量，在1%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响，与理论预期一致。保持其他条件不变，农户的环保意识每提升一个单位，其乱排生活污水行为发生的可能性显著降低4.507%，与唐林等[10,26]研究的结果一致。可能是因为人的主观意识对行为有重要影响，农户的环保意识越强烈，不乱排的可能性就越大[10,27]。外部环境特征中，河道管护保洁队伍人数变量、污水管网接通到家变量分别在5%和1%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响，与理论预期一致。保持其他条件不变，河道管护保洁队伍人数每增加一人，农户乱排生活污水行为发生的可能性显著降低0.488%。可能是河道管护保洁队伍人数越多，农户乱排的成本就越高[10]，乱排行为发生的可能性就越低。而保持其他条件不变，污水管网接通到家，农户乱排生活污水行为发生的可能性显著降低17.269%。可能是接通污水管网，可以降低农户不乱排的成本，进而降低乱排发生的可能性。村庄特征中的综合示范村变量，在5%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响，与理论预期一致。保持其他条件不变，综合示范村的农户跟非综合示范村的农户相比，乱排生活污水的可能性显著低了7.722%，与闵师等[2]研究的结果一致。可能是因为综合示范村的荣誉，对农户不乱排有一定的鼓励和激励作用。进一步筛选污水管网接通到家的农户样本进行回归（基准回归6），仅有农户环境认知特征变量中的政策了解度、环保意识，分别在10%和1%的显著性水平下对农户乱排生活污水行为有直接的负向影响，与理论预期一致。基准回归5~基准回归6中控制变量的显著性差异可能是由回归样本数量减少所致，未来需要更多研究对此进行检验。

3.2 调节效应回归

同样，考虑到多重共线性问题，对式（2）回归之前先对变量进行共线性诊断。由于交互项的加入，变量的平均VIF升至3.59，但所有变量的VIF均在可接受范围内，说明变量之间的多重共线性不严重。
表4报告了式（2）的回归结果。其中，交互项回归1是对全样本进行回归的结果。交互项回归2是在交互项回归1的基础上，进一步筛选出污水管网接通到家的农户样本进行的回归，因而为部分样本回归的结果。调节效应的分析关键是估计和检验模型中交互项的系数，若交互项系数显著，说明调节效应显著[36,39]。全样本中（交互项回归1），河道管护保洁队伍监督和管群关系的交互项系数、村干部监督和干群关系的交互项系数、村干部监督和村民监督的交互项系数都在10%的显著性水平下通过检验，说明管群关系对河道管护保洁队伍监督的调节效应存在、干群关系对村干部监督的调节效应存在、村民监督对村干部监督的调节效应存在。而部分样本中（交互项回归2），仅有村干部监督和干群关系的交互项系数依然在10%的显著性水平下通过检验，而河道管护保洁队伍监督和管群关系、村干部监督和村民监督的交互项系数不再显著。说明干群关系的调节效应稳健存在，而管群关系、村民监督的调节效应不够稳健。造成这种差异的原因尚不明确，可能是回归样本数量减少所致，也可能是当农户家接通污水管网后，管群关系和村民监督的调节作用便不再明显，未来需要更多研究对此进行检验和分析。
Table 4 Results of moderating effects

表4 调节效应回归的估计结果

变量名称 交互项回归1
(全样本)		 交互项回归2
(部分样本)
村民监督 0.080(0.214) 0.407(0.460)
河道管护保洁队伍监督 -0.163(0.138) -0.651**(0.294)
村干部监督 0.309**(0.125) 0.761***(0.270)
村民关系 0.096(0.112) 0.138(0.279)
管群关系 0.266*(0.136) 0.070(0.244)
干群关系 -0.203(0.130) 0.154(0.298)
村民监督 ×村民关系 0.079(0.154) -0.469(0.366)
河道管护保洁队伍监督
×管群关系		 -0.309*(0.158) 0.038(0.306)
村干部监督 ×干群关系 -0.250*(0.148) -0.565*(0.339)
河道管护保洁队伍监督
×村民监督		 0.053(0.165) 0.283(0.327)
村干部监督 ×村民监督 -0.323*(0.185) -0.448(0.419)
控制变量 已控制 已控制
常数项 0.137(0.477) 0.518(1.014)
观测值/户 2353 785
对数伪似然函数值 -1185.966 -243.444
Pseudo R2 0.142 0.110
对调节效应研究，除汇报表4的回归结果外，更重要的是报告调节变量在各取值情况下，核心解释变量（受调节的变量）对因变量的边际效应及相应的标准误差[39]，加之二值Probit模型直接回归后得出的系数并非各解释变量对因变量的边际效应。故对表4中显著的交互项系数，表5进一步汇报其边际效应、边际交互效应及相应的标准误差。
Table 5 Marginal effects and marginal interaction effects of social supervision under different scenarios

表5 不同调节情景下社会监督的边际效应及边际交互效应

全样本(N=2353)
村干部监督=0 村干部监督=1 边际交互效应
村民监督=0 26.352***[0.028] 31.038***[0.028] (26.871-31.729)－(31.038-26.352)= -9.544*
村民监督=1 31.729***[0.047] 26.871***[0.016] [0.056]
河道管护保洁队伍监督=0 河道管护保洁队伍监督=1 边际交互效应
管群关系=0 29.638***[0.034] 25.877***[0.026] (24.688-37.979)－(25.877-29.638)= -9.530**
管群关系=1 37.979***[0.034] 24.688***[0.016] [0.048]
村干部监督=0 村干部监督=1 边际交互效应
干群关系=0 33.936***[0.037] 37.274***[0.027] (23.554-27.614)－(37.274-33.936)= -7.398*
干群关系=1 27.614***[0.040] 23.554***[0.018] [0.046]
部分样本(污水管网接通到家的农户样本N=785)
村干部监督=0 村干部监督=1 边际交互效应
干群关系=0 9.796**[0.041] 18.854***[0.041] (10.442-12.485)－(18.854-9.796)= -11.101*
干群关系=1 12.485*[0.064] 10.442***[0.017] [0.068]
注：第一列表示调节变量在不同情境下的取值情况；第二列和第三列反映了核心解释变量（受到调节的变量）在不同取值情况下，农户发生乱排行为的边际效应；第四列反映的是调节变量 z和核心解释变量（受到调节的变量） x之间的边际交互效应 Pz=1,x=1-Pz=1,x=0-Pz=0,x=1-Pz=0,x=0[40]；边际效应和边际交互效应的单位为%；方括号里是稳健标准误。
村干部监督和村民监督交互项系数在全样本中显著（交叉项回归1），但在部分样本中却不显著（交叉项回归2）。故表5进一步汇报全样本中村民监督和村干部监督在不同情境组合下农户发生乱排行为的边际效应及边际交互效应。当村民监督不存在时，村干部监督使得农户乱排行为发生的可能性由26.352%升至31.038%，增加幅度为4.686%。这符合经验直觉，当村民主体在农村污水治理中的监督缺位时，部分工作方式方法简单粗暴的村干部，很容易把农村环境问题的根源单方面归结于村民群众觉悟低、素质差，进而引起群众和村干部互相埋怨甚至村民敌视村干部。如此一来，村干部越监督规劝农户，农户越要做出与村干部“对着干”的乱排行为②（② 信息来源： http://www.wenming.cn/djw/sy/jjq/zxdjxx/201502/t20150225_2467017.shtml.）。而当村民监督存在时，村干部监督使得农户乱排行为发生的可能性由31.729%降至26.871%，降低幅度为4.858%。边际交互效应显示，保持其他条件不变，仅将村民监督由缺位变成在位，村干部监督能使农户乱排生活污水行为发生的可能性降低9.544%，且该边际交互效应在10%的显著性水平下通过检验，与预期设想一致。即村民监督的存在，能调节村干部监督发挥的作用，降低农户跟村干部“对着干”的乱排行为发生的可能性。
类似地，河道管护保洁队伍监督和管群关系的交互项系数在全样本中显著（交叉项回归1）但在部分样本中不显著（交叉项回归2）。故表5进一步报告全样本中管群关系和河道管护保洁队伍监督在不同情境组合下，农户发生乱排行为的边际效应及边际交互效应。当管群关系糟糕时，河道管护保洁队伍监督使得农户乱排行为发生的可能性从29.638%降至25.877%，降低幅度为3.761%。而当管群关系良好时，河道管护保洁队伍监督使得农户乱排行为发生的可能性由37.979%降至24.688%，降低幅度为13.291%（约是管群关系糟糕时降低幅度的3.5倍）。边际交互效应显示，保持其他条件不变，仅将管群关系由糟糕变为良好，河道管护保洁队伍监督能使农户乱排行为发生的可能性降低9.530%，且该边际交互效应在5%的显著性水平下通过检验，与预期设想一致。说明良好的管群关系，能放大河道管护保洁队伍发挥的监督作用，产生调节效应。
村干部监督和干群关系的交互项系数在全样本和部分样本中均显著（交叉项回归1~交叉项回归2）。故表5同时汇报了两组样本中，干群关系和村干部监督在不同情境组合下，农户发生乱排行为的边际效应及边际交互效应。全样本中，当干群关系糟糕时，村干部监督使得农户乱排行为发生的可能性由33.936%升至37.274%，增加幅度为3.338%。可能是因为缺乏良好的干群关系，农户容易感知到不合理和不公平，从而增加村干部监督的执行成本，进而增加农户乱排的可能性[25]。当干群关系良好时，村干部监督使得农户乱排行为发生的可能性由27.614%降至23.554%，降低幅度为4.060%。边际交互效应显示，保持其他条件不变，仅将干群关系由糟糕变为良好，村干部监督能使农户乱排行为发生的可能性降低7.398%，且该边际交互效应在10%的显著性水平下通过检验，与预期设想一致。说明良好的干群关系，能调节村干部监督发挥的作用，降低村干部监督的执行成本，进而减少农户乱排行为发生的可能性。与全样本中的结果相似，部分样本中农户发生乱排行为的边际效应在各情境下依然显著，且边际交互效应仍然在10%的显著性水平下通过检验。说明干群关系对村干部监督的调节作用稳健存在。而与全样本中结果不同的是，部分样本中的边际交互效应为11.101%，比全样本中的高3.703%。说明农户家的污水管网被接通后，干群关系对村干部监督降低农户乱排行为的调节作用被进一步放大了。

3.3 分群回归

男性农户、文化程度较高的农户、高收入农户在农村环境治理中具有更高的参与度[22,28,38]。另外，不同年龄的农户对社会监督的反应和对社会关系的维系可能存在差异，进而影响其生活污水排放行为[10]。中国农村的农业从业人员主要以女性为主，且低学历农户较多[22]；加之农村生活污水治理的推广对象应当以适龄劳动人口为主，并且在推广实施中需要充分考虑农民的收入水平[22]。因而，本文选择按性别、文化程度、家庭总收入、年龄四种策略对样本数据进行分群回归。将受访者按性别划分为男性组和女性组；将受访者受教育年限在9年以上（下）的农户划分为高（低）文化组[23]；将受访者家庭总收入在样本均值以上（下）的农户划分为高（低）收入组；并将受访者年龄在60岁以上（下）的农户划分为老年（年轻）组[10]。

3.3.1 基准回归的分群估计

表6报告了基准回归的分群估计结果。最重要的发现是，河道管护保洁队伍监督的回归系数基本在所有群体中通过了显著性检验。说明河道管护保洁队伍监督对规范农户乱排行为的作用，在农村群体中稳健存在。因而推断，参与共同治理农村环境的多元主体中，环境管护队伍的作用将越来越重要。
Table 6 Heterogeneity analysis of benchmark regression

表6 基准回归的分群估计结果

变量名称 基准回归分
群1(女性)		 基准回归分
群2(男性)		 基准回归分
群3(低文化)		 基准回归
分群4
(高文化)		 基准回归
分群5
(低收入)		 基准回归
分群6
(高收入)		 基准回归分群7(年轻) 基准回归分群8(老年)
村民监督 -0.308
(0.260)		 0.093
(0.231)		 -0.153
(0.491)		 -0.819*
(0.454)		 0.039
(0.243)		 -0.393
(0.287)		 -0.160
(0.283)		 -0.102
(0.249)
河道管护
保洁队伍监督		 0.050
(0.212)		 -1.228***
(0.262)		 -0.297*
(0.183)		 -1.285***
(0.479)		 -0.550***
(0.210)		 -0.598**
(0.299)		 -0.791***
(0.255)		 -0.414*
(0.226)
村干部监督 0.635**
(0.316)		 0.068
(0.263)		 0.230
(0.230)		 0.795
(0.589)		 0.051
(0.239)		 0.757**
(0.361)		 0.424
(0.330)		 0.261
(0.278)
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
常数项 0.823
(1.339)		 -2.340**
(1.060)		 0.766
(1.074)		 -3.517*
(1.982)		 7.407***
(1.130)		 -3.784***
(0.831)		 -2.978**
(0.944)		 1.515
(1.167)
观测值/户 379 406 603 182 368 417 388 397
对数伪似然
函数值		 -116.215 -114.887 -196.886 -30.720 -133.486 -97.645 -97.717 -138.748
Pseudo R2 0.105 0.199 0.091 0.456 0.120 0.171 0.169 0.100
注：部分样本（污水管网接通到家的农户样本，N=785）的分群回归结果与全样本（N=2353）的分群回归结果相似，受篇幅限制，此处仅汇报部分样本的分群回归估计结果。若需要全样本的分群回归估计结果，请联系第一作者；下同。

3.3.2 调节效应回归的分群估计

表7报告了调节效应的分群回归估计结果。若回归中交互项系数显著，说明调节效应存在[36,39]。
Table 7 Heterogeneity analysis of moderating effects

表7 调节效应的分群估计结果

变量名称 交互项回归分群1
(女性)		 交互项回归分群2
(男性)		 交互项回归分群3
(低文化)		 交互项回归分群4
(高文化)		 交互项回归分群5
(低文化)		 交互项回归分群6
(高文化)		 交互项回归分群7
(年轻)		 交互项回归分群8
(老年)
村民监督 0.948
(0.832)		 0.440
(0. 685)		 0.556
(0.561)		 3.831***
(1.474)		 1.162
(0.719)		 0.396
(0.648)		 -0.465
(0.818)		 0.974*
(0.549)
河道管护保洁队
伍监督		 0.023
(0.371)		 -5.396***
(0.426)		 -0.341
(0.335)		 -2.104*
(1.180)		 -0.776**
(0.352)		 -0.305
(0.502)		 -0.842
(0.648)		 -0.472
(0.360)
村干部监督 1.128***
(0.419)		 0.967**
(0.422)		 0.592**
(0.292)		 4.663*
(1.818)		 0.603
(0.409)		 1.442***
(0.461)		 1.141***
(0.358)		 0.447
(0.409)
村民关系 0.862*
(0.442)		 -0.522
(0.557)		 0.375
(0.297)		 -0.917
(1.184)		 0.243
(0.427)		 -0.212
(0.341)		 -0.462
(0.412)		 0.324
(0.447)
管群关系 -0.326
(0.316)		 0.573
(0.406)		 0.091
(0.295)		 -1.275
(1.067)		 -0.245
(0.401)		 0.397
(0.375)		 0.990*
(0.571)		 -0.550
(0.343)
干群关系 0.260
(0.445)		 0.487
(0.477)		 0.061
(0.308)		 7.892***
(2.208)		 0.098
(0.446)		 0.844*
(0.465)		 0.187
(0.420)		 -0.056
(0.412)
村民监督 ×村民关系 -1.189**
(0.593)		 0.001
(0.624)		 -0.734*
(0.405)		 -0.584
(1.139)		 -1.037*
(0.625)		 -0.295
(0.385)		 0.504
(0.610)		 -1.056*
(0.573)
河道管护保洁队伍监督 ×管群关系 0.281
(0.434)		 -0.272
(0.489)		 0.039
(0.361)		 0.776
(1.017)		 0.645
(0.480)		 -0.675
(0.468)		 -0.783
(0.614)		 0.858**
(0.431)
村干部监督 ×干群关系 -0.677
(0.554)		 -1.137**
(0.519)		 -0.630*
(0.360)		 -6.874***
(1.996)		 -0.858
(0.540)		 -0.913
(0.576)		 -0.782*
(0.451)		 -0.334
(0.487)
河道管护保洁队伍监督 ×村民监督 -0.10
(0.459)		 4.723***
(0.474)		 0.152
(0.392)		 0.676
(1.585)		 -0.180
(0.465)		 0.414
(0.521)		 1.105*
(0.577)		 -0.416
(0.455)
村干部监督 ×村民监督 -0.306
(0.639)		 -0.939
(0.662)		 -0.276
(0.467)		 -5.627**
(2.417)		 -0.335
(0.616)		 -0.827
(0.693)		 -0.824
(0.545)		 -0.095
(0.584)
控制变量 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制 已控制
常数项 -0.045
(1.468)		 -3.259***
(1.248)		 0.062
(1.152)		 -11.373
(3.585)		 7.254
(1.034)		 -4.589
(0.998)		 -3.370***
(0.969)		 1.166
(1.241)
观测值/户 379 406 603 182 368 417 388 397
对数伪似然函数值 -112.638 -107.163 -191.245 -24.095 -127.041 -94.571 -91.178 -133.357
Pseudo R2 0.133 0.253 0.117 0.573 0.163 0.197 0.225 0.135
对于性别分群，男性群体中只有村民监督和干群关系的调节效应存在，而女性群体中仅有村民关系的调节效应存在。可能的原因是，男性相对慕强、好面子、重规则，在人力资本、制度资本和社会资本上都比女性更富足[41]，更加重视外在的村民监督和干部权威，而女性的情感诉求相对更高，更在意内在的情感交流与邻里关系维系，村民关系的作用也就更突出[42]。因而，鼓励村民间相互监督，发挥相互示范带动作用[22]，并积极培育干群关系，有利于降低村内男性群体乱排行为发生的可能性，而培育村民间良好的邻里关系，则利于降低女性群体乱排行为发生的可能性。
对于文化程度分群，高文化群体中只有干群关系和村民监督的调节效应存在，而低文化群体中仅存在村民关系的调节效应。可能是因为低文化群体在人力资本、制度资本和社会资本上都相对欠缺，因而更有抱团倾向，也更重视村民间的情感交流与关系维系，而高文化群体由于在上述方面具有优势，可能更尊重权威、重视外部监督。由此推断，鼓励村民间相互进行监督，利于降低村内高文化群体乱排行为发生的可能性，而鼓励村民间发展良好邻里关系，则利于降低低文化群体乱排行为发生的可能性。
对于家庭总收入分群，低收入群体中仅存在村民关系的调节效应，而高收入群体中未发现任何调节效应。可能的解释是，同低文化群体类似，低收入群体也相对弱势，其生活圈子可能仅限于村庄内部，因而更看重村民间的邻里关系，而高收入群体的生活和工作半径可能不限于此，随着其生存半径的不断扩展，村庄内各类社会关系和监督作用也相应减弱。据此推断，鼓励村民间发展良好邻里关系，利于降低低收入群体的乱排行为，而对于高收入群体，可能需要更加重视正式规则和制度约束。
对于年龄分群，老年群体中只有村民关系和管群关系的调节效应存在，而年轻群体中只有干群关系和村民监督的调节效应存在。可能的原因是，老年群体同低文化群体、低收入群体一样，也属于弱势群体，更重视情感诉求和日常生活中的关系维系，而年轻群体更重规则、外部监督和干部权威。因而，鼓励村民间相互进行监督并积极培育干群关系，利于降低村内年轻群体乱排行为发生的可能性，而鼓励村民间发展良好邻里关系并积极培育管群关系，利于降低老年群体乱排行为发生的可能性。由此推断，随着年轻的农户回流至农村，村民监督和干群关系的调节作用将越来越明显。

4 结论与政策启示

本文根据农村社会多元主体类型，细分出村民监督、河道管护保洁队伍监督、村干部监督三种社会监督类别，分析了社会监督对规范农户乱排生活污水行为的作用机理，并进一步将其嵌入农村社会关系中进行考察。基于江苏省13个地级市2335个微观农户样本，运用Probit模型回归分析，得出以下主要研究结论：（1）社会监督能减少农户的乱排行为，这主要体现在河道管护保洁队伍监督作用的发挥。（2）社会监督受到社会关系的调节，主要体现在村干部的监督作用受到干群关系的调节。当干群关系良好时，村干部监督能有效抑制农户的乱排行为；而当干群关系糟糕时，村干部监督反而会刺激农户乱排行为的发生。（3）在各种类型的农户群体中，仅有河道管护保洁队伍发挥的监督作用稳健存在，这可能意味着该主体将在农村环境多元共治中发挥越来越重要的作用。此外，对于女性群体、低文化群体、低收入群体和老年群体，社会监督的作用受到村民关系和管群关系的调节；而对于男性群体、高文化群体、高收入群体和年轻群体，社会监督的作用受到干群关系和村民主体间相互监督的调节。
基于以上结论，为引导多元主体参与农村生活污水治理，发挥社会监督应有的作用，提升农村生活污水治理水平。应关注以下三个方面：
（1）壮大村庄管护队伍，提升专业化监督覆盖面。一方面，对于经济欠发达地区，建议增加财政资金倾斜力度，按照村庄人口规模、居住分布等特点，补齐管护队伍不足的短板，而对于经济发达地区，建议引导社会资本参与农村生活污水治理工作，建立更为专业化的管护队伍；另一方面，在壮大村庄管护队伍的基础上，进一步健全管护队伍监督机制，通过完善合同制度、建立奖惩机制，激励管护队伍更好地发挥监督作用，提升专业化监督覆盖面。
（2）创新激励手段，引导和鼓励村民积极发挥监督作用。一方面，建议通过网络、宣传手册、广播、电视等多种途径引导村民参与社会监督，使其逐步成为被普遍接受和遵守的村规民约；另一方面，建议物质奖励和精神激励相结合，借鉴“爱心超市”“积分储蓄站”等实践样板，增强村民参与监督的动力，并通过开展“红黑榜”、“打擂比武”等创优争先活动，激发村民参与监督的热情。
（3）要特别重视干群关系和管群关系的培育。一方面，建议通过百姓议事会、乡贤参事会、道德讲堂等形式，增进干群、管群间的交往互动，营造一个相互理解、相互监督的村庄环境管护氛围；另一方面，建议通过完善农村基层的纠纷调处机制，积极化解干群间可能存在的纠纷，建立起信任与合作的干群关系，以此更好地发挥多元主体参与社会监督的作用，提升农村生活污水治理水平。

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Abstract
21世纪以来,中国乡村社会经济发展与基础设施建设取得明显成效,但城乡发展不平衡、乡村发展不充分的问题仍较突出。特别是与乡村生活密切相关的人居环境仍为乡村发展的短板。2018年初,国家出台了《农村人居环境整治三年行动方案》,以着力改善农村人居环境,建设美丽宜居乡村,助力乡村振兴战略。本文解析了农村人居环境及其整治的概念与内涵,阐释了农村人居环境整治与乡村振兴的相互作用机理,剖析了农村人居环境整治的运行模式,梳理了整治成效的评价方法与结果,并展望了农村人居环境整治研究的重点领域。农村人居环境科学在过去十余年取得了快速发展,在基本理论、演化机理、质量评价、调控策略等方面有明显进展。但是,当前研究对于实践的指导性和支撑性仍存在明显不足,地方具体整治工作仍存在一些认识上或实践上的误区。面向乡村振兴战略需求,新时期的农村人居环境整治在认识和实践方面要形成&#x0201c;八项共识&#x0201d;。在研究层面,应强化乡村地理学与工程技术科学、城乡规划学、管理学、社会学等的交叉与融合,着力形成集理论研究、技术研发、机制剖析、成效评估、模式优化等于一体的系统性研究体系,可更好地支撑农村人居环境整治,实现乡村地域功能显化和价值提升,进而有效助力乡村振兴。
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Abstract
以国家城乡融合发展试验区&#x02014;&#x02014;重庆西部片区为研究区,以2009年、2014年、2019年为研究时点,以2009&#x02014;2019年为研究时段,按照思想缘起、理论基础、实证演绎、提升路径的研究思路,建立乡村人居环境系统韧性测度的指标体系,分析其演变规律。研究结果表明：2009&#x02014;2019年,重庆西部片区的乡村人居环境系统韧性水平不断上升,呈现出&#x0201c;南高北低&#x0201d;的空间格局。各子系统韧性在时间上呈现出不同程度的增长趋势,在空间上差异明显：自然系统韧性与人类系统韧性分别呈现出&#x0201c;由南向北递减&#x0201d;和&#x0201c;东西部向中部递减&#x0201d;的空间格局;居住系统韧性与支撑系统韧性则分别呈现出由&#x0201c;低值点缀分布&#x0201d;逐渐过渡到较为均衡和&#x0201c;普遍均衡、高低值点缀&#x0201d;的空间格局;社会系统韧性表现为&#x0201c;西部增强、东部减弱&#x0201d;的空间格局特征。借助障碍度模型对重庆西部片区乡村人居环境系统韧性提升的障碍因子及不同区县面临的主导障碍进行诊断,根据结果将重庆西部片区划分为单一主导障碍型、双重障碍型与三层障碍型三种类型,据此设计乡村人居环境系统韧性提升的差异化路径,以期打破重庆西部片区乡村人居环境系统韧性提升的多重制约。
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Cited in this article [1] Abstract

This study takes Western Chongqing, a national urban-rural integration development pilot area, as the research area, and 2009-2019 as the research period. Based on the systematic analysis, according to the research ideas of ideological origin, theoretical foundation, empirical research and promotion path, this study constructs an index system to measure the rural human settlements system resilience, analyzes its evolution law, and then uses the obstacle degree model to identify the obstacle factors of rural human settlements system resilience. In order to break the multiple constraints of the resilience of rural human settlements in the western part of Chongqing, the paper designs a path to enhance the resilience. Results show that: From 2009 to 2019, the resilience level of rural human settlements in Western Chongqing shows a rising trend, which is characterized by the spatio-temporal differentiation of decreasing from south to north. The resilience of each subsystem shows different degrees of growth in time and significant differences in space. According to the results of obstacle factor analysis and leading obstacle diagnosis in the study area, the resilience improvement can be divided into three types: single dominant barrier type, double barrier type and triple barrier type. Based on this, the differentiation path of rural human settlements system resilience improvement is designed to promote the construction of livable countryside and boost the overall rural revitalization. It has important demonstration effect.
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As an essential stakeholder of environmental resources, the public has become the third force which assists in promoting environmental governance, together with local governments and polluting enterprises. In this paper, we construct a mediation model and a 2SLS (Two Stage Least Square) model to illustrate the role of public participation based on inter-provincial panel data of China from 2011 to 2015. The results indicate that the advantages of handling informational asymmetry and enhancing social supervision are the two logical starting points of involving public participation in environmental governance. As the public has no executive power, they can participate in environmental governance in an indirect way by lobbying local governments’ environmental enforcement of polluting enterprises. In addition, their deterrent of polluting enterprises can also generate effects similar to local governments’ environmental enforcement, and such a deterrent will help promote environmental governance directly. At the present time in China, the effects of public participation in environmental governance are mainly reflected in the form of back-end governance, while the effects of front-end governance are not remarkable enough. This research is of great significance in perfecting China’s environmental governance system by means of arousing and expanding the public’s rights to participate in environmental governance.
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Abstract
农户参与农村人居环境整治的意愿与行为是农村环境改善最为直接的动力,也是实现农村生态宜居和生态文明制度改革细则出台的重要依据。为细致探究农户参与农村人居环境整治的意愿与行为,本文基于社会规范和社会监督的视角,利用西藏707户调查数据,运用广义连续比模型,通过对样本数据分组,综合分析了农户人居环境整治参与意愿、行为及意愿与行为一致性的影响因素。结果显示：①农户具有参与农村人居环境整治意愿的占比略超过一半（51.77%）,但参与意愿与行为一致性较差;②邻居参与积极性、保洁员监督、村庄人居环境改善能减少疾病传播等因素对农户参与意愿与行为均产生显著的积极影响;③农户的文化程度、村民监督及政府宣传有利于农户参与意愿向参与行为转化。本文的研究结论支持了农村人居环境整治中政府主导、农户参与的整治模式,对推进农村人居环境整治具有一定的政策启示,同时对政府出台农村环境管理政策亦有一定的借鉴意义。
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Cited in this article [3] Abstract

The willingness and behavior of farming households to participate in the improvement of rural living environment is the most direct driving force for rural environment improvement and an important basis for rural residents to realize the reform of improving rural livability and ecological civilization and the promulgation of detailed methods. To examine the willingness and behavior of farming household participation in rural residential environment improvement, this study comprehensively analyzed the willingness and behavior of farming households and factors that influence the consistency between behavior and intention based on the perspective of social norms and social supervision, using data from a survey of 707 farming households in Tibet and the generalized continuous ratio model. The results show that: (1) Willingness to participate in the improvement of rural living environment was observed in slightly more than half of the surveyed households (51.77%), but the consistency between willingness and behavior is poor; (2) Participation enthusiasm of neighbors, supervision of cleaning workers, and perception that the improvement of village living environment can reduce the spread of diseases have a significant positive impact on the willingness and behavior of farmers to participate; (3) Education level of farmers, peer supervision, and government publicity are conducive to the transformation of farmers’ willingness to participate into action. The conclusion of this study supports the rural living environment improvement model with the government taking the leading role and farmers participating, which has some policy implication for promoting the improvement of rural living environment and reference value for the government to issue rural management policies.
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Abstract
农村生活垃圾治理是全面改善农村人居环境的重要组成部分,农户既是垃圾的产生者也是治理成效的直接受益者。本文根据陕西农村地区的微观调查数据,利用双栏模型（DHM）考察环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿（参与意愿及支付意愿）的影响;运用层次回归将制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节效应纳入分析。结果表明：环境关心对农户参与意愿及支付意愿均存在显著正效应;制度信任不仅对农户参与意愿及支付意愿存在显著促进作用,而且还对环境关心-农户支付意愿之间的关系存在显著的正向调节效应;制度信任度高的农户,环境关心对其支付意愿的促进作用更强。此外,受教育年限及家庭人口数正向影响农户参与意愿,收入高的家庭参与垃圾治理的支付意愿相对更高。因此,提升农户环境关心意识、规范农户认可的法规制度以及创造良好的制度信任氛围,对于农村生活垃圾治理具有重要推动作用。
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Abstract
为提高农户参与生活垃圾治理的积极性,提升农村人居环境整治成效,本文基于心理学视角,综合利用计划行为理论和大五人格理论,分析农户参与农村生活垃圾治理的行为机制,并运用结构方程模型、潜在类别分析和多群组结构方程模型,对河北省邯郸市1779户农户样本进行实证分析。结果表明：①态度、主观规范、知觉行为控制和行为意向对农户参与农村生活垃圾治理行为有显著影响。农户对正确投放生活垃圾的评价越积极、越愿意遵从家人和朋友的环保期望、在正确投放时感知到的困难度越低,其正确投放生活垃圾的意向就越高,最终正确的投放行为也越容易实现。②人格特质对农户参与农村生活垃圾治理行为的心理机制具有很强的调节作用,且该调节作用由稳定性人格特质元产生。随和性和责任性能增强主观规范对行为意向的正向影响,但也会削弱知觉行为控制对行为意向的正向影响;神经质能增强主观规范对行为意向的正向影响。据此,在农村生活垃圾治理过程中,建议政府在增加资金投入、优化基础设施空间布局的基础上,更加注重乡风文明建设,并充分考虑农户的人格特质,制定出更多个性化的环境治理方案,引导和激励农户的参与行为。
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Multiplicative interaction models are common in the quantitative political science literature. This is so for good reason. Institutional arguments frequently imply that the relationship between political inputs and outcomes varies depending on the institutional context. Models of strategic interaction typically produce conditional hypotheses as well. Although conditional hypotheses are ubiquitous in political science and multiplicative interaction models have been found to capture their intuition quite well, a survey of the top three political science journals from 1998 to 2002 suggests that the execution of these models is often flawed and inferential errors are common. We believe that considerable progress in our understanding of the political world can occur if scholars follow the simple checklist of dos and don'ts for using multiplicative interaction models presented in this article. Only 10% of the articles in our survey followed the checklist.
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Cited in this article [1] Abstract
This paper explains why computing the marginal effect of a change in two variables is more complicated in nonlinear models than in linear models. The command inteff computes the correct marginal effect of a change in two interacted variables for a logit or probit model, as well as the correct standard errors. The inteff command graphs the interaction effect and saves the results to allow further investigation.
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