改善农村人居环境，是实施乡村振兴战略的第一场硬仗。2017年，党的十九大报告就明确提出，要将“生态宜居”作为推进“乡村振兴”总要求之一。2018年颁布的《农村人居环境整治三年行动方案》，明确提出实施乡村振兴战略的一项重要任务是改善农村人居环境，建设美丽宜居乡村。2021年，中央印发《农村人居环境整治提升五年行动》接续实施环境整治，农村环境从“摆脱脏乱差”到“追求乡村美”，整治提升将迈入新征程，要充分发挥农民主体作用，引导村民参与人居环境相关规划、建设、运营和管理。探究村民参与人居环境治理行为及其影响因素，不仅能改善乡村人居环境，也对改进人居环境治理政策和完善乡村治理制度有重要的启示意义。

许多学者在关于村民参与人居环境治理问题上做了大量研究。从行政主体自上而下组织村民参与人居环境治理角度来看，张金香认为政府在农村环境治理中处于不可替代的主导地位，但政府环保机构设置不当、环境管理机构职能不清、地方保护主义观念严重等问题会导致政府在农村环境治理中职能失效^[1]。因此要建构规范的人居环境整治制度^[2−3]、充分发挥基层党组织的引领作用^[4]，同时，要重建政府与农民的利益关系，通过政党嵌入和激励嵌入实现政府主导与农民参与的互动共振^[5]，将国家的“硬规则”以柔性方式导入农民生活实践^[6]。从市场主体基于经济利益引导村民参与人居环境治理角度来看，随着环境保护逐渐趋于市场化与专业化，由环境服务商作为一方主体提供专业环境服务的需求正在不断增长^[7]，保洁员属于提供社会服务的市场主体，能通过社会动员和改造村民的卫生概念，柔性引导村民参与人居环境治理^[8−9]。从家庭主体通过自组织形式转换为人居环境自治主体角度来看， 由于农村青壮年劳动力参与农村发展的时间和主体性角色大大削弱，农村社区的日常治理落在了当地妇女和老人身上^[10]，因而越来越多的农村妇女自发形成组织并以集体行动的形式参与到了环境治理中^[11−12]，而老年人由于其对家庭私利相对超脱而又身居家庭伦理和权威性高地的特质，更易与村庄公共性相融通^[13]，他们是积极老龄化的践行者，基于能动性可以做到老有所为，参与乡村人居环境治理^[14]。

目前，我国参与基层环保工作的人员相对较少，在人居环境监测方面无法建立行之有效的网络监测系统，也无法充分利用相应的网络监测技术^[15]。因此，采取第三方监管模型，将乡村人居环境利益相关者共同纳入人居环境治理体系，能有效解决监管缺位问题。社会监督作为法律和行政手段以外的“第三种力量”，可以有效规范主体行为，克服制度失灵^[16]。各监督主体能发挥各自优势产生不同的威慑力，有效弥补监管滞后缺陷，节省监管成本，提高治理效率等^[17]。然而，社会监督在实践中也存在着局限性，即社会监督不具备强制执行力，监督容易失之于宽。之所以效力不足，可供解释的原因之一是缺乏群体认同。受儒家文化和集体主义影响，村域将各村村民进行分类，形成不同的村集体。个体的群体认同感越强，其行为决策越容易受群体成员目标和行为的影响^[18]。当村民对村集体群体认同度较高，其对同一群体成员进行的社会监督的接受度便会越高，有利于社会监督的实施。

已有研究从多个角度对村民参与人居环境治理进行了分析，但至少在以下两个方面还存在进一步讨论的空间：第一，研究村民参与人居环境治理行为的相关文献较少关注社会监督在其中发挥的作用，而探讨社会监督的已有文献又缺乏对村民参与人居环境治理行为的关注；第二，以往研究缺乏对群体认同在社会监督影响路径中所扮演的角色的探讨，无法反映出社会监督的内在作用逻辑。因此，本文将社会监督和群体认同纳入统一的分析框架，探讨社会监督和群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响，并在此基础上进一步分析群体认同在社会监督影响路径中所起的中介作用，利用在晋江市调研到的数据进行实证检验，以期为解决乡村人居环境治理问题提供一定参考。

一、   理论分析与假说

（一）   农村人居环境治理与村民参与

农村人居环境的概念源于人居环境，人居环境是指人类能够用于生产、居住、娱乐和社交的一切地表场所^[19]。人居环境整治有利于提升村容村貌、进一步推进村庄规划管理、提高村民的生活水平，整治主体为政府主导、市场和社会多元共治。与政府管制和私有化相比较，村民参与的人居环境合作治理是一条低成本、高效率的治理途径^[20]。结合农村实际，在本文中，村民参与人居环境治理是在政府主导下，以村庄生态宜居为目标，以村民房前屋后为范围进行的生活垃圾分类与处理、旱厕裸房整治、生活污水治理、乱搭乱建整治等活动的总称。

（二）   社会监督对村民参与人居环境治理行为的影响

社会监督是指非国家权力机关对各种活动的不具备直接法律效力的监督^[21]。在村庄中，社会监督的实施主体由村干部、村社会组织和村民构成，各监督主体具备不同的优势，如村干部社会影响力大，村社会组织分布范围广，而村民对周边信息反应灵敏。由于公众具有追求更高生活水平的动力，其在参与监督的过程中会表现出较大的自发性、自愿性和主动性，有效规范行为。例如，在合作社中，农民进行自我监督可以形成自我执行的契约，弥补合作社内部监督不足的问题^[22]；在生活垃圾处理方面，加强社会监督在有效规制城市垃圾处理方面起到重要作用，并降低垃圾处理特许经营企业的违规行为频率^[16]；在人居环境整治方面，社会监督可以有效规范环境破坏者的行为，提高环境治理的效果^[23]。在实践治理中，村庄人居环境治理不仅是村民的家庭事务，也是村级公共事务。监督的成本由监督人承担，监督带来的收益，即环境整治成效，却是具有公共性的，当环境产权界限模糊时，“搭便车”的行为便容易出现。但社会监督的外部性能够在一定程度上内化成为主体的行为成本，减少“搭便车”的行为^[24]，从而促进村民参与人居环境治理行为。基于此，提出以下假设：

H1：社会监督对村民参与人居环境治理行为存在显著的正向影响。

（三）   群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响

群体认同，意指个体对自己归属某个群体的觉知及其因群体成员身份所共享的情感和价值意义。大量社会心理学研究证实，群体成员的认同感与其参加集群行动的意愿和行为高度相关，即个体的群体认同感越强，越愿意参与集群行动^[25]。因此，对群体身份的认同是其参与集群行动的重要动因之一，可以说，群体认同感对于集群行动来说，具有一定正向预测促进作用^[26]。村民的群体认同是指村民对村集体身份的觉知、对村集体的心理归属感以及对村集体共享价值信念的肯定。具体来看，群体认同会通过情绪效能来影响集体行动参与^[27]，即群体认同会通过情绪效能来影响村民参与人居环境治理行为。群体效能指群体成员对通过共同努力能够实现群体目标的信念^[28]。当村民对村集体的认同度较高，其对集体行动结果会抱有较高期望并认同其他参与者，于是倾向于以群体成员的身份行事，做出与群体身份相匹配的行为，比如越发关注村庄的发展，越积极参与村庄人居环境治理等。基于此，提出以下假设：

H2：群体认同对村民参与人居环境治理行为存在显著的正向影响。

社会监督的监督主体是群体中的其他成员，当村民受到社会监督时，较高的群体认同感会使其认同其他成员的行为并接受监督，从而参与人居环境治理；反之，较低的群体认同感会使不认同其他成员的行为并抗拒监督，不愿参与人居环境治理。基于此，提出以下假设：

H3：群体认同在社会监督与村民参与人居环境治理行为之间发挥中介作用。

H3a：群体认同度在社会监督与村民参与人居环境治理行为之间发挥正向调节中介作用。

二、   数据来源与模型

（一）   数据来源与样本特征

研究所用数据来源于课题组2022年1月在福建晋江市开展的调查，调查选取了晋江市安海镇、磁灶镇、内坑镇、东石镇、永和镇、英林镇、金井镇、龙湖镇、深沪镇等9个镇。选择以上9个镇是基于两方面考虑，第一，9个镇共包含28个晋江市乡村振兴试点村，在开展人居环境整治工作上具备经验；第二，人居环境状况。所选出的9个镇代表了晋江市乡村人居环境质量，其中，英林镇、金井镇和深沪镇存在人居环境考核优秀等级的试点村，磁灶镇、内坑镇、永和镇、龙湖镇存在人居环境考核良好及一般等级的试点村，安海镇、东石镇存在人居环境考核较差等级的试点村。调查采取多阶段抽样法，在每个镇选择1～2个试点村，涵盖人居环境考核优秀、良好、一般和较差的试点村，各试点村随机选择了20～30位村民，对每位村民进行问卷调查。调查问卷的主要内容包括：家庭基本信息、人居环境参与情况、环境保护认知情况和村庄满意度等。调查共收集问卷532份，剔除问卷信息缺失过多、存在异常值，前后答案不一致的劣质问卷，最终获得有效问卷500份，问卷有效率为93.99%。

表1显示了样本受访者的基本特征，从表1可以看出，受访者中男性占56.8%，女性占43.2%，党员占25%，非党员占75%，因此主要受访者为非党员男性。50岁以上的村民接近一半，为46.2%，这与晋江市当前农村现状相符合，青壮年劳动力大多在外求职，村中中老年人较多。受访者平均受教育年龄为6.61年，52.8%的受访者受教育年限在6年以下，超过一半，表明受访者的平均受教育程度较低，在一定程度上会影响村民行为决策。

表  1  样本受访者的基本特征

指标名称	类别	频数/人	比率/%
性别	男	284	56.8
	女	216	43.2
年龄	<30岁	5	1
	≥30～<40岁	111	22.2
	≥40～<50岁	153	30.6
	≥50岁	231	46.2
政治身份	党员	128	25.6
	非党员	372	74.4
受教育年限	<6年	264	52.8
	≥6～<9年	163	32.6
	≥9～<12年	49	9.8
	≥12年	24	4.8

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（二）   模型选择

本文主要探讨社会监督、群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响，因此建立了村民参与人居环境治理行为的影响因素模型。该模型的被解释变量是村民参与人居环境治理的行为，是一个二分类变量；核心解释变量为社会监督和群体认同，控制变量包括受访者的个体特征和环境保护认知情况。本文拟采用二元Logit模型进行分析，模型设定如下：

式（1）中，Y_i为被解释变量，SS是社会监督（Social Supervision），GI是群体认同（Group Identification），Control是控制变量，包含受访者的个体特征、对环境保护认知情况。${{\text{β}}}_{0}$是常数项，${{\text{β}}}_{1}、{{\text{β}}}_{2}、{{\text{β}} }_{3}$分别是以上解释变量的回归系数，${\text{ε}}$是随机扰动项。

（三）   变量设置及说明

1.   被解释变量

问卷中设置了问题“您日常是否参与人居环境治理”来反映村民参与人居环境治理行为，回答选项分为“是”或者“否”，对于选项“是”赋值为1，选项“否”赋值为0。村民参与人居环境治理行为变量的含义及其描述性统计见表2。

表  2  变量定义及描述性分析

	变量名称	变量含义和赋值	均值	标准差
被解释变量	人居环境 治理行为	是否参与人居环境治理？否=0，是=1	0.658	0.475
核心 解释 变量	村干部监管	村干部是否对您参与人居环境治理进行监管？否=0，是=1	0.696	0.460
	街坊邻里监管	街坊邻里是否对您参与人居环境治理进行监管？否=0，是=1	0.490	0.500
	卫生员监管	卫生员是否对您参与人居环境治理进行监管？否=0，是=1	0.544	0.499
	群体认同	根据因子分析计算而得	0.000	1.000
控制 变量	性别	受访者性别：男=0，女=1	0.4320	0.496
	年龄	受访者年龄	49.796	9.901
	受教育年限	受访者接受教育的年限	6.612	2.144
	是否党员	是否为党员：否=0，是=1	0.256	0.437
	对人居环境治理认知情况	您认为城乡人居环境整治是谁的事？自己=0， 村干部=1，卫生员=2，三者共担=3	1.458	1.078

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2.   核心解释变量

（1）社会监督。本文借鉴唐林^[22]等对社会监督的分类和设置，使用村干部监督、街坊邻里监督、卫生员监督3个变量来测度社会监督。问卷中设置了“村干部是否监督您参与人居环境治理”“街坊邻里是否监督您参与人居环境治理” “卫生员是否监督您参与人居环境治理”3个问题，回答的选项均分为“是”或者“否”，对于选项“是”赋值为1，选项“否”赋值为0。社会监督的含义、赋值及其描述性统计见表2。

（2）群体认同。群体认同是社会心理学研究领域最常被提及的概念之一，个体对群体身份的觉知、对群体的心理归属感及对群体共享价值信念的肯定都是群体认同的构成要素^[25]，根据定义设置“身为村中的一员我很自豪”“我对村子有一种心理归属感”“我与村中其他村民有相同的价值信念”3个指标来测度群体认同。受访者对三个问题的回答均由“完全不同意”到“完全同意”，对应的赋值由1～5。运用Spss18.0统计软件检验量表数据的信度和效度。数据的克朗巴哈系数值为0.694，信度系数处于可接受范围。通过因子分析对3个指标进行降维，获得1个公因子，KMO统计量为0.671，Bartlett球形检验的P值为0.000，表明提取的公因子代表性良好，因此将该公因子定义为“群体认同”，群体认同测量指标的设置和赋值说明见表3。

表  3  群体认同测量指标的设置和赋值说明

变量	指标	赋值	均值	标准差
群体认同	身为村中的一员我很自豪	完全不同意=1，比较不同意=2，一般=3， 比较同意=4，完全同意=5	3.856	0.945
	我对村子有一种心理归属感	完全不同意=1，比较不同意=2，一般=3， 比较同意=4，完全同意=5	3.886	0.993
	我与村中其他村民有相同的价值信念	完全不同意=1，比较不同意=2，一般=3， 比较同意=4，完全同意=5	3.764	0.987

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3.   控制变量

本文将受访者个体特征、对人居环境治理认知情况设置为村民参与人居环境治理行为的控制变量。其中，受访者的个体特征包括了受访者的性别、年龄、受教育年限和政治身份；对人居环境治理认知情况，设置了单选问题“您认为城乡人居环境整治是谁的事”，回答选项为“自己”“村干部”“卫生员”和“三者共担”。控制变量的含义、赋值及其描述性统计见表2。

三、   模型估计结果

（一）   社会监督、群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响

回归之前，首先进行共线性诊断，将每个变量作为被解释变量，其他变量作为解释变量进行回归。估计结果表明，所有变量的VIF均小于2，说明各解释变量之间存在多重共线性的可能性是非常小的。表4显示了逐步引入解释变量对村民参与人居环境治理行为的影响估计的结果。在回归1中引入解释变量社会监督，其中社会监督包括村干部监督、街坊邻里监督和卫生员监督；回归2则基于回归1加入解释变量群体认同，模型Nagelkerke R²值由0.110上升为0.274，说明引入解释变量群体认同后，模型的解释力有所增强；回归3在回归2的基础上引入了所有控制变量，Nagelkerke R²值上升为0.378，说明模型的解释力进一步增强。

表  4  村民参与人居环境治理行为影响因素模型的回归结果

变量	回归1	回归2	回归3	OR值（回归3）
村干部监管	0.882*** （0.209）	0.805*** （0.225）	0.642*** （0.243）	1.901
街坊邻里监管	0.733*** （0.202）	0.754*** （0.217）	0.699*** （0.232）	2.013
卫生员监管	0.798*** （0.201）	0.734*** （0.216）	0.733*** （0.230）	2.082
群体认同	—	0.871*** （0.115）	0.889*** （0.122）	2.433
性别	—	—	0.338 （0.236）	1.402
年龄	—	—	0.030** （0.012）	1.030
受教育年限	—	—	0.015 （0.054）	1.015
政治身份	—	—	0.344 （0.264）	1.411
以认为人居环境治理是自身的事为参照	—	—	—	—
认为人居环境治理是村干部的事	—	—	−1.532*** （0.328）	0.216
认为人居环境治理是卫生员的事	—	—	−1.192*** （0.348）	0.304
认为人居环境治理是三者共担	—	—	0.149 （0.389）	1.160
观测值	500	500	500	—
Nagelkerke R²	0.110	0.274	0.378	—
注: * 、** 、***分别表示 10%、5%、1%的显著性水平，括号中为回归系数估计量的稳健性标准差，表5、表6同。

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由回归3的结果可知，社会监督中村干部监督、街坊邻里监督、卫生员监督均在1%的置信水平下显著，假说H1系列得到验证。群体认同在1%置信水平下显著，假说H2得到验证。

1.   社会监督对村民参与人居环境治理行为的影响

村干部监督显著正向影响村民参与人居环境治理行为。在其他条件不变的情况下，接受过村干部监督的村民参与人居环境治理的概率是未接受过村干部监督的村民参与人居环境治理的1.901倍。其原因可能在于两点，第一，村干部是通过村民自治机制选举产生的，村民对于行使自身权力而选举出的村干部更为信服，从而更为服从其监督要求；第二，村干部是村庄党基层组织和村民委员会的代表，其监督不仅带有强制力、约束力和威慑力，且存在行使奖惩机制的权力。一旦村民放任自身周边人居环境滑坡，可能会受到批评、罚款等形式的惩罚，不仅会给村民带来物质上的损失，还可能带来声誉的损失。反之，参与人居环境治理则有机会在“笑脸娃娃”“最美家庭”等评选活动中胜出，面上增光。权衡利弊，村干部的监督能够规范村民行为，促进其参与人居环境的治理。

街坊邻里监督显著正向影响村民参与人居环境治理行为。在其他条件不变的情况下，接受过街坊邻里监督的村民参与人居环境治理的概率是未接受过街坊邻里监督的村民参与人居环境治理的2.013倍。其原因可能在于乡村社会中街坊邻里间的交往仍然维持着线下面对面的交流，地理位置上的相邻使其互动频率高，在日常生活互动中易形成团结、互助的关系，具有认可感和亲近感，这为邻里监督提供了便利条件，长期交往中产生的信任、互惠及声誉逐渐形成一种“制度化”沉淀，使彼此言行受到共同准则的拘囿^[24]。享受监督带来的公共红利会基于邻里之间便利的交流方式及舆论机制，对村民参与人居环境治理具有积极地扩散作用。

卫生员监督显著正向影响村民参与人居环境治理行为。在其他条件不变的情况下，接受过卫生员监督的村民参与人居环境治理的概率是未接受过卫生员监督的村民参与人居环境治理的2.082倍。其原因可能在于卫生保洁人员一般为本地村民。村庄的卫生保洁工作通常由第三方公司负责，而在进行卫生员队伍的招聘时，存在着招聘本地村民为主，低收入群体优先的原则。乡村是一个熟人社会，熟人关系网覆盖范围广而通达，熟人间获取的信息基本对称，即村民与卫生员通常相互认识，且连对方的大致财力状况和性格特征都是相互了解的，村民对于卫生员监督的支持不仅是对其工作需要的支持，对其劳动成果的尊重，也是对乡村人情往来机制的支持。利用村民把卫生员当作邻居而非陌生工作人员的共情心理，实现人居环境治理取得成效，村民与卫生员之间的人情往来根植于乡土社会自发形成的守望相助的乡土情意^[29]。

2.   群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响

群体认同显著正向影响村民参与人居环境治理行为。在其他条件不变的情况下，村民的群体认同度越高，就越有可能参与人居环境治理。闽南地区是我国宗族社会发育最成熟的地区之一，“晋江精神”更是根源于闽南地区特有的社会结构和文化理念^[30]。一个村庄通常由一个姓氏家族的大小分支所组成，宗族社会发育非常成熟，村民对于村集体的认同就是对于所属宗族的认同。宗族文化包含所属群体特有的平等互助、认同感和责任感，这些道德性观念是基于血缘、地缘纽带的情感归属和身份认同，在促进村民参与人居环境治理中能够发挥正面作用，促进乡村社会发展，因此村民对村集体的归属感强化了群体认同对村民参与人居环境治理的影响。

3.   其他变量的影响

年龄在5%水平上对村民参与人居环境治理行为有显著的正向影响，说明村民年龄越大，参与人居环境治理的概率越大。对此可能的解释是在村中居住越久，对村庄的感情越深，保护村庄环境的意识就会越强。

在人居环境治理的认知情况中，以认为自身是人居环境治理承担者为参照，认为村干部、卫生员是人居环境整治承担者的均在1%水平上负向显著，说明在其他条件不变的情况下，认为村干部、卫生员是人居环境治理承担者的村民参与人居环境治理的概率要低于认为自身是人居环境整治承担者的村民。认知会带来行为，环境保护认知越强的村民越倾向于参与人居环境治理，因此认为自身是人居环境治理承担者的村民参与人居环境治理的自觉性较高。

（二）   稳健性检验

为了检验回归结果的稳健性，首先利用OLS方法进行回归4，回归4中的解释变量与回归3中的相同，可得核心解释变量社会监督和群体认同皆是正向显著的。此外，考虑到村民在村时间不同，接受监督的程度不同，群体认同感不同，在参与人居环境治理行为上存在差异，本文借鉴唐林^[22]的做法，结合调查问卷，将岁数在50岁以上的受访村民划分至“中老年组”，并将50岁以下的受访村民划分至“青壮年组”，分组进行回归。表5中回归5和回归6的结果显示，分组后的异质性分析中，核心解释变量均对村民参与人居环境治理行为有显著影响且作用方向一致，这说明了回归结果的稳健性。

表  5  稳健性检验的回归结果

变量	回归4（OLS）	回归5（青壮年组）	回归6（中老年组）
村干部监督	0.137*** （0.042）	0.718** （0.331）	0.786* （0.386）
街坊邻里监督	0.137*** （0.038）	0.540* （0.322）	0.758** （0.345）
卫生员监督	0.134*** （0.038）	0.770** （0.316）	0.633** （0.344）
群体认同	0.168*** （0.019）	0.927*** （0.176）	0.965*** （0.190）
其他变量	已控制	已控制	已控制
观测值	500	269	231
Nagelkerke R²	—	0.427	0.355
R²	0.223	—	—

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（三）   群体认同的中介效应分析

进一步讨论社会监督是否会通过群体认同对村民行为产生影响。首先，分别估计村干部监督、街坊邻里监督、卫生员监督对于群体认同的直接影响，得到村干部监督、卫生员监督对群体认同有显著正向影响，街坊邻里监督对群体认同无显著影响。故进一步验证村干部监督、卫生员监督是否会通过群体认同对村民参与人居环境治理行为产生影响。基于回归3，去除群体认同解释变量，对村民参与人居环境治理行为进行回归，得到回归7，见表6。回归7中，中介变量群体认同未进入回归模型时，村干部回归系数为0.694，卫生员监督回归系数为0.793。回归3中，中介变量群体认同进入回归模型后，村干部监督回归系数为0.642，卫生员监督回归系数为0.733。即村干部监督、卫生员监督对村民参与人均环境治理行为的回归系数在群体认同进入后变小了，村干部监督回归系数由0.694降至0.642，卫生员监督回归系数由0.793降至0.733，显著性明显降低，由此可证明群体认同在村干部监督、卫生员监督与村民行为间产生了中介作用。即村干部和卫生员监督对村民参与人居环境治理行为的影响路径之一是群体认同，假说H3得到部分验证。

表  6  村干部监督、中介变量对村民参与人居环境治理行为的影响回归结果

变量	回归7	回归8（弱群体认同）	回归9（强群体认同）
村干部监督	0.694*** （0.225）	0.608* （0.367）	0.865** （0.325）
卫生员监督	0.793*** （0.214）	0.782** （0.340）	0.859** （0.338）
群体认同	—	1.256*** （0.237）	0.988** （0.317）
观测值	500	282	218
其他变量	已控制	已控制	已控制
Nagelkerke R²	0.243	0.403	0.279

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为更深入探讨在村民不同群体认同强度下村干部监督和卫生员监督影响村民参与人居环境治理行为的差异性，本文将群体认同取值小于或等于0的受访村民划分至“群体认同度低组”，大于0的划分至“群体认同度高组”，分组对村民参与人居环境治理行为进行回归估计，估计结果见表6中的回归8和回归9。估计结果显示村干部监督的回归系数由回归8中的0.608增至回归9中的0.865，卫生员监督的回归系数由回归8中的0.782增至回归9中的0.859，说明村干部和卫生员监督的正向影响随着群体认同度的增强而变大。假说H3a得到部分验证。

四、   主要结论与政策启示

人居环境治理要取得良好效果离不开社会监督和群体认同的共同作用，本文将社会监督与群体认同纳入统一框架进行分析，探讨了社会监督、群体认同对村民参与人居环境治理行为的影响，在此基础上进一步分析，群体认同在社会监督对村民行为影响中发挥的作用，并利用晋江市调查数据进行实证检验。结果发现：（1）村干部监督、街坊邻里监督、卫生员监督对村民参与人居环境治理行为均有正向显著影响。其中，卫生员监督的效果最好。相比于未受过卫生员监督的村民，接受过卫生员监督的村民参与人居环境治理的概率会提高2.082倍，街坊邻里监督会提高2.013倍，村干部监督会提高1.901倍。这表明加强村干部、卫生员监督力度、鼓励街坊邻里相互监督均能够显著促进村民对人居环境的整治与保护。（2）群体认同度对村民参与人居环境治理行为有正向显著影响。这表明群体认同度越高的村民，参与人居环境治理的概率越大。反之，群体认同度越低的村民，参与人居环境治理的概率越小。（3）村干部监督、卫生员监督会通过群体认同影响村民参与人居环境治理行为。群体认同在村干部监督和卫生员监督影响村民参与人居环境治理行为中起着正向调节的中介作用。

基于以上结论，本文得出重要的政策启示，要建立和完善村庄社会监督体系，强化非正式监督影响，提升村民群体认同度，促进村民参与人居环境治理。（1）村干部、村民和卫生员三方都应增强监督自觉，培养主动监督意识。村干部要加强监督力度，提升监督频率，拓宽监督渠道，如组织党员、乡贤等乡村权威群体共同开展义务监督，实现监督网格化；激励街坊邻里相互监督，村民作为乡村治理主体，具备知晓监督、参与监督的权力，要强化其监督主体责任，发挥监督主体作用；加强卫生员环保知识培训，纳入日常考核范围，以确保监督举措落实到位，可适当提升补贴，提升其工作积极性。（2）健全非正式监督机制，创新监督方式，降低监督成本。充分利用数字化赋能，促使社会监督更加透明、民主、多元。创立线上+线下监督平台，对于如何行使监督权力、何种方法行使监督权力以及成功行使监督权力可以获得哪些奖励进行明确规定，添加监督随手拍等上传视频图片功能，实时进行奖惩公示。（3）增强村民村集体归属感，提升群体认同感。发挥村史馆作用，宣扬乡情，日常举办村集体活动，塑造集体回忆，型构生活基础上的群体认同^[31]；要重视干群关系的培养，建立合作互利的干群互动关系，提高村民认同感，提升监督效率；要尽可能完善村内基础设施，打造村庄良好氛围，提升村庄包容性，以提升村民幸福感，增强认同感。