環境分權與經濟競爭背景下河流跨界污染的縣域證據

宋德勇 張麒

摘要在環境地方分權治理和縣域經濟競爭體制下，縣級政府間在環境污染治理方面可能存在“以鄰為壑”的行為，這使得同一流域上下游縣域間更容易產生跨界污染問題。本文通過引入污染“累積效應”和河流“自凈效應”，建立了河流污染的外部性模型，并推導出相應的假說，再從不同環境規制強度和行政分割前后兩個維度，對河流污染程度的動態變化進行了情景模擬。基于2004—2014年七大流域中國國控監測斷面的周數據，本文對河流污染程度與“縣邊界-監測站”沿河距離的關系進行了實證檢驗，并進一步檢驗了環境分權體制下不同行政分割程度對“跨界效應”的影響。研究發現：①隨著河流接近縣域下游邊界，在更強“累積效應”作用下，河流污染指標COD和NH3-N呈現加速遞增趨勢，河流“跨界污染”問題顯著；②在河流跨越縣域邊界后，由于更強“自凈效應”和相對嚴苛的環境監管，COD和NH3-N增長放緩乃至局部下降，縣邊界兩側污染程度呈現出結構性差異，且這種差異在中西部地區更為突出；③河流跨越的行政邊界越多，所面臨的溝通與協調難度就越大，潛在的利益沖突下“以鄰為壑”動機就更強，因而污染排放就更加嚴重。據此，本文建議加快推進“環保機構監測監察執法垂直管理制度改革”和“河長制”河湖管理模式，改革現行以塊為主的環境治理方式，從制度層面解決好中央與地方、地方政府之間的權責關系；推行環保督查的同時，從官員績效考核層面提升環保激勵；建立組織架構完備、各級監測站點分布合理、衡量指標齊全的河流水質監測體系。

關鍵詞環境分權；累積效應；自凈效應；跨界污染

中圖分類號F062.2文獻標識碼A文章編號1002-2104（2018）08-0068-11DOI：10.12062/cpre.20180308

河流流域是人類文明的發源地。然而，水資源作為流域內的一種公共物品，兼具競爭性和非排他性兩大特征，這決定著流域水資源的利用存在著“擁擠效應”和“過度使用”等矛盾。許多國際組織、國家機構和學者推崇環境地方分權治理來改善公共服務[1-2]，而約旦河、印度河、太湖等諸多流域的沖突，尤其是國內嘉興—盛澤“零點事件”和近年來流域水質的急劇惡化等，使學術界不得不重新審視環境地方分權治理體制帶來的影響。在分權治理體制下，縣級行政區與流域整體之間存在著收益與成本的非一致性，這可能觸發各地區在流域水環境治理方面對下游“以鄰為壑”的行為，而這也使得很多合乎流域集體利益的行動并沒有產生，反而被各個地區的自利行為所代替[1]，下游買單似乎是“最好”的自利策略。然而，隨著中國特色社會主義進入新時代，這種由“以鄰為壑”所引發的河流“跨界污染”問題，顯然有悖于黨的“十九大”報告關于加快生態文明體制改革和建設美麗中國的要求。要實現綠色發展，就需要深入研究當前中國環境地方分權治理體制與河流跨界污染兩者之間內在的邏輯，解決中國河流水污染的結構性問題。

1文獻綜述

關于環境地方分權和生態環境質量的關系，無論是理論研究還是實踐研究都爭論激烈，而更大程度行政自主權下放至地方政府能否促進環境治理效果的改善則是爭論的焦點。其中，部分學者認為通過環境地方分權可以改善地區生態環境質量，主要依據是在環境監管標準與程序設定上，地方政府能夠因地制宜制定環境政策，同時決策權力的下放也給不同的環境管理方法提供了試驗機會[3-4]，圍繞著中央到州一級環境地方分權方面的部分實證研究似乎也支持這一觀點[5-6]。然而，也有部分實證研究發現環境地方分權并沒有帶來環境治理效果的改善，反而導致一些地區生態環境的惡化以及其他非預期結果[7-8]。這些不同結論可能不依賴于分權本身，而是分權制度下參與主體的利益關系[9]、政策實施模式[10]等，根本上還在于各級政府、企業和民眾關系的調整[9]。

河流社會價值與社會成本具有不對稱性，相比于空氣污染，河流污染的單向溢出似乎更加突出，跨界污染常常成為一個突出的問題，尤其是Sigman開創性地發現國際河流存在顯著的跨界污染掀起了對這一問題研究的熱潮[11]。國際河流的跨界污染研究多以歐洲和北美為對象[12-13]，而一國內部河流跨界污染則主要集中于對美國和巴西府際關系的研究[14-15]。由于國際河流與國內河流利益主體的差異，在作用機理上跨界污染問題也存在著差異，民主、超國家機構、貿易關系和國家間的政治壓力承諾被認為是影響國際跨界水污染的重要原因[16]，而國內跨界水污染則歸因于國內邊界地區的搭便車行為和相對寬松的環境執法行動[17]。在中國河流跨界污染的研究中，則以定性分析和理論闡述居多，主要是闡述污染背后的法律和行政制度[18]、流域管理模式[19-20]和地方政府競爭行為[21]，而實證方面則集中于從中國環境政策目標執行力度和地方激勵變化的角度來研究省域跨界污染[22-23]。

綜上，國外關于環境地方分權與水污染治理方面的研究起步較早，主要集中于分析環境分權治理模式與地方環境監管行為的變化所帶來的生態環境質量的變化，以及對歐美跨國河流和國家內部河流跨界污染的檢驗，還有法律和政策實施效果的評估。而中國學者雖然已經認識到跨界河流污染治理的困境，但是目前的研究主要集中在定性分析和理論研究之上。雖然少數學者對中國河流跨界污染的邊界效應進行了檢驗，但主要是從政策實施效果評估視角來研究省級層面的跨界污染問題，缺乏從全國范圍內對地級市乃至縣跨界水污染的研究。事實上，各縣（區）作為各項環境法規、政策、經濟規劃的直接實施者，對河流水質也具有重大影響。此外，已有研究在檢驗河流跨界污染時，樣本點的邊界變量更多采用的是虛擬變量的方法，缺乏對邊界距離的測度。

本文希望在如下方面有所創新：第一，在內容上，探討縣域層面跨界污染的機制與證據，通過分析2004—2014年中國國控重點斷面水質的變化，進一步驗證環境分權和行政分割對跨界污染的影響；第二，在邊界變量測度上，采用邊界距離的連續性數據，即監測站點距離縣上、下邊界的沿河曲線距離，來替代傳統的虛擬變量，緩解估計的內生性問題。

宋德勇等：環境分權與經濟競爭背景下河流跨界污染的縣域證據中國人口·資源與環境2018年第8期2制度背景與研究假說

2.1分權治理與跨界污染

（1）工業企業布局與流域污染。中國長江、黃河、珠江、淮河、松花江、海河、遼河七大流域占國土總面積51%的份額，卻承擔著全國84%的GDP貢獻率。然而，在巨大經濟貢獻背后，中國河流污染面臨著嚴重的污染問題，仍有近1/3的水質達不到集中式生活飲用水標準[24]。2016年底中央第二次環境督查結果也發現被督查省份流域污染問題依然非常突出。很多地方政府憑借著優質港口和腹地灘涂等先天資源優勢，通過招商引資爭相布局大量化工企業及產業園區，其中高污染、高排放的重化工產業因其納稅數額巨大則是地方政府爭奪的重點。

以長江流域為例，從上游云南到下游上海，化工企業星羅棋布，重慶長壽、安徽東至、江蘇揚州等大量化工產業園區相繼建成。據統計，整個長江流域布局了化工企業40多萬家，且越接近下游地區，密集程度越高，而其產量占到整個中國產量的近50%。根據《中國開發區審核公告目錄》，在長江沿岸的化工產業園區中，僅省級以上化工產業園區就有50余個，其中近80%布局在更靠近下游邊界地區。如圖1，根據長江沿岸化工產業園布局相對位置的核密度圖可以看出，產業園區集中布局于[0.6，0.9]區間內，即更傾向于布局于靠近下游邊界地區，進一步說明在強烈的工業企業下游布局動機下，縣域行政單位間可能存在明顯的河流跨界污染特征。

（2）流域管理體制與水污染監測。在流域管理體制方面，根據《水法》和《環保法》規定，中國實行流域管理與行政區域管理相結合的體制，從國家級層面來看，主要是由生態環境部（原環保部）和水利部及其下設流域管理機構進行管理。但現有法律下，保護和改善流域生態環境的責任又劃歸給各級地方政府，這就形成了環境地方分權下的“碎片化治理”模式[25]，即當前中國流域水污染治理模式仍然是由各級地方政府對流域水污染按行政邊界分割后進行治理。在河流污染監測方面，1980年中國成立環境監測總站，1999年環保總局（現生態環境部）在松花江、淮河、長江、黃河及太湖流域的重點斷面建設了10個水質自動監測站，并于2004年開始實行水質自動監測周報制度。2017年，國控監測站點已達149個，中國初步形成了覆蓋主要水體的水質自動監測網絡。但在監測技術、站點數量、應急預測、數據發布等方面處于探索階段，相比于巴西、美國和歐洲成熟的監測體系，差距仍然較大。

（3）環境分權和經濟競爭背景下的縣級政府環境治理行為。一方面，環境分權導致縣級政府環境治理的本位主義和污染溢出。從環境地方分權體制看，這種由行政剛性分割而衍生出的“碎片化治理”模式，導致各縣級政府只對上級政府和流域管理機構負責，缺乏同級政府間有效的橫向協調機制，在水污染排放、監控、治理等方面形成各自為政的局面，而縣級政府作為國家環保法律、法規、規章和政策執行的基層行政單位，對環境保護法律法規的權責落實情況，往往直接決定當地的環境質量。這種治理模式與環境權責的不匹配，使得各縣級政府無需關注下游地區的水環境質量，只需要對當地的水環境質量負責，進而導致縣域水污染治理有更大“以鄰為壑”的可能。此外，從環保職能部門組織結構看，當前中國環保垂直管理改革尚處于探索階段，縣級環保職能部門仍然處于兩難的境地，不僅受到上級職能部門的垂直領導，還受到同級政府的領導和黨委會議精神的指示，許多環境執法行為被迫屈從于水污染企業所帶來的短期利益和局部利益，縣域環保職能部門在事前環境評估、事中環境監管和事后事故處罰等方面的作用可能會大大折扣。

另一方面，縣域經濟競爭導致當地政府對污染項目激烈的招商競爭。從經濟利益來看，自21世紀90年代社會主義市場經濟體制和分稅制財政體制改革以來，縣級政府在享受更大行政自主權的同時，也面臨著更大的績效考核的壓力。圍繞著GDP所開展的縣域經濟競爭愈演愈烈，化工、冶煉、造紙等高耗水、重污染行業紛紛落戶，縣域行政分割越嚴重，圍繞著河流的潛在利益沖突和績效競爭就越激烈。這進一步刺激了各縣級政府通過“以鄰為壑”行為，通過污染企業的布局向下游地區轉移污染物而獲得本地發展的經濟優勢。

（4）“累積效應”與“自凈效應”對流域污染的動態影響。各縣域地區的“以鄰為壑”行為引發了河流污染的“集體行動的困境”，各縣域地區通過事前的經濟計劃和產業規劃，使得污染企業更容易傾向性地被布局在當地下游地區而非上游地區，并在下游地區實施寬松環境監管與彈性執法，這使得隨著不斷接近下游邊界，相對于河流“自凈效應”，污染的“累積效應”居于主導地位，河流污染程度加速遞增。同時，縣上游邊界地區由于相對清潔的經濟計劃和產業規劃，以及相對嚴格的環境監管和執法，污染“累積效應”減弱，河流“自凈效應”相對較強并居于相對主導地位，因此，在跨越縣邊界之后，污染速度開始放緩乃至出現污染加速下降的趨勢。綜合以上分析，中國河流存在顯著的縣域跨界污染問題。

2.2河流污染的外部模型及假設

本文參考Lipscomb and Mobarak[15]的監管者效用成本權衡模型，并通過設定效用函數具體形式，將污染排放量的最優解顯性化。假設在[0， 1]的區間上存在一條自西向東流的河流，該河流流經兩個同級行政管轄區，點s為這兩個行政管轄區的邊界，即s∈[0，1]。x為河流[0， s]區間上任意一點，坐落于x處人口分布的概率密度函數為g（x）。此外，假設在x處，每個人以單價p消費qx單位消費品，所產生的個體效用為u（qx ）。考慮到常相對風險規避（CRRA）效用函數在度量消費者個體風險偏好程度、跨期替代以及顯性解上的獨特優勢，故令個體效用函數u（qx ）=q1-θx1-θ，0<θ<1，u′<0， u″>0， u<0，與此相對，每個人消費的成本為p·qx。

在該行政管轄區內，人口的集聚和生產會給河流帶來不可避免的污染情況，假設污染的排放量與消費一一對應，即qx單位消費對應著qx單位污染排放。考慮到河流自身具有一定的“自凈效應”，通過沉淀、稀釋、微生物分解和耗氧-復氧等作用，使得既定污染物隨著向下游的流動呈現出指數式衰減的特征。根據StreeterPhelps模型，下游ν處感受到上游x排放的污染為qx·e-（ν-x）。與此同時，在“累積效應”作用下，隨著河流流向下游，污染物呈現逐步累積的趨勢。在河流“自凈效應”和污染“累積效應”的交互作用下，[x，s]河段內最終河流污染程度為∫sxqx e-α（v-x） g（v）dv。在其管轄范圍[0，s]內，每位監管者將通過對消費效用和對下游污染的福利成本進行權衡，來決定每個位置允許排放的污染限額（消費限額），直到其下游管轄邊界s點處，即x∈[0，s]。

在x處的福利水平為：

ω（x，qx ）=g（x）q1-θx1-θ-pqx-∫sxqxe-α（v-x）g（v）dv（1）

在管轄區[0，s]內的總福利為：

W（x，qx ）=∫s0g（x）q1-θx1-θ-pqx-∫sxqx e-α（v-x）g（v）dvdx（2）

假設W（x，qx ）在q*x處達到局部最大值，且η（x）為任意函數，ε→0，存在W（q*x）≥W（q*x+εη），定義Φ（ε）=W（q*x+εη）。

因為W（x，qx ）在qx=q*x處取最大值，即max{Φ（ε）}=Φ（0），則根據變分法取一階條件：Φ′（0）=dΦdε|ε=0=∫s0[g（x）（q*-θx-p）-

∫sxe-α（v-x） g（v）dv]ηdx（3）

從而推出，g（x）（q*-θx-p）-∫sxe-α（v-x）g（v）dv=0，（4）

即：q*-θx-p=∫sxe-α（v-x）g（v）dvg（x）（5）根據上式可進一步求出最優污染排放量q*x與位置x的關系，并據此提出如下假設：

假設1：隨著河流流向下游邊界，污染遞增

（limx→sq*xx>0）。

假設2：隨著河流流向下游邊界，污染遞增速度越來越快（limx→s2q*xx2 >0）。假設3：河流邊界兩側污染程度，存在結構性變化

（limx↑sκq*sx>limx↓sκ q*sx）。

假設4：河流跨越的行政邊界越多，污染排放越大

（∫sk+2skqxdx<∫sk+1skqx dx+∫sk+2sk+1qx dx）。

2.3污染函數情景模擬

在外部性模型的一般化分析過程中，并沒有對人口分布的概率密度函數做特殊設定。考慮到中國城鎮化也是人口集聚的過程，縣與縣之間人口的集聚往往以縣城為中心，呈現“多點集聚式”的人口分布特征。因此，較之于均勻分布和三角分布，三角雙峰分布的人口密度分布函數可能更加貼近中國人口的實際分布特征，故假定人口密度g（x）服從三角雙峰分布。

此外，由于污染函數的特征不僅與人口分布的概率密度有關，還與環境規制程度和縣域行政分割有關。因此，這里考慮兩個維度下的情景模擬，即維度一：是否存在行政分割；維度二，環境規制程度。便于理論分析，在不考慮地區異質性條件下，本文采用排污限額q來度量規制嚴苛程度，分別考慮q=∞（無環境規制）、q=80（寬松的環境規制）、q=40（適中的環境規制）和q=10（嚴苛的環境規制）的情況。綜合以上維度，根據q的不同值設立四種情景進行模擬，對比行政分割前后的差異。

從圖2可以發現，四張子圖的河流污染都存在非常明顯的“跨界效應”，即隨著河流流向下游邊界地區，污染程圖2不同環境規制程度下（q=∞，10，40，80）河流污染情況

Fig.2River pollution situation in different environmental regulations （q=∞，10，40，80）

注：區間[0，1]只囊括了靠近邊界s處部分行政區域，0并非上游縣的上邊界，同理點1處也并非下游縣的下邊界。度逐步上升且增速加快，而且在邊界兩側污染函數存在結構性變化——隨著河流跨過邊界污染程度有一個小幅下降的趨勢。這直接為假設1、2、3的提出提供了支撐，并為本文檢驗假設4，提供了新的思路和依據。

此外，根據圖2還可以發現，不論政府的環境規制程度如何，寬松（q=80）、適中（q=40）還是嚴厲（q=10），乃至是否進行環境規制（q=∞），并沒有對河流的跨界污染造成較為顯著的影響。換句話說，限額型環境規制手段可能對解決河流污染排放總量的問題具有積極作用，但無法解決河流跨界污染等結構性問題。

3研究設計

3.1模型設定及變量定義

根據河流污染的外部模型及假設，基準模型設定如下：

lnPollutioni，t=β1·（D1）i，t+β2·（D1）2i，t+

β3·（U1）i，t+β4·（U1）2i，t+∑kλk·Xki，t+

∑γyear+∑δquarterly+θt+μi+μi·θt+εi，t（6）

其中，lnPollution∈{lnCOD， lnNH3-N， lnDO， lnpHabs}，U1、D1分別表示監測站距離所在縣級行政單位上游和下游的沿河曲線距離，是本文的核心解釋變量。值得一提的是，由于國控水質監測站并非完全位于邊界分界線上，處于省界處的監測站距離邊界線仍有一定的距離，因而僅僅使用是否位于省界上的二值模型（1表示在省界，0表示其他情況），無法更加精準地量化跨界污染的問題，也無法測度一個省內部的跨界污染。因而，采用監測站同縣邊界的距離作為邊界變量的測度指標是一個更佳地選擇。

X是可能影響水質和縣域跨界污染的控制變量， γyear代表影響河流水質變化的年度效應，δquarterly代表四季輪換所帶來的季度效應，θt控制時間的固定效應，以便根據監測站與縣界距離的變化來識別邊界變量的估計系數（β1，β2，β3，β4），μi·θt則代表了每個監測站特有的趨勢，它考慮了經濟活動、地理位置和人口等因素的影響。詳細變量的定義及數據來源見表1。

3.2樣本的選取與描述性統計

作為被解釋變量，本文衡量河流水質的衡量指標（COD、NH3-N、DO、pH），其數據來源于中國環境監測總站的國控水質監測站點的周數據，研究區間為2004—2014年，共計624個周。考慮到研究問題的特點，主要選取四級和三級以上河流的水質監測站點，并對周報數據的一些錯處進行了校正。另外，相比于廢水排放量等總量指標，國控監測站的斷面數據為末端監測的流量數據，不僅將傳統工業對河流水質的影響考慮了進來，而且還考慮了農業、服務業等部門和居民生活對河流的影響，河流的自凈能力以及其他不可觀測的影響因素也充分體現在水質衡量指標之中。因此，該數據類型能夠更好地衡量河流水質的具體差異，并具有更大的樣本選擇空間。此外，國控監測站數據為實時監測數據，并直接由環保部（現生態環境部）負責，因而受到地方政府干預的可能性更小，而龐大的數據量也導致人工干預成本巨大。因此，數據來源具有很強的真實性和客觀性。數據基本情況及各類變量的描述性統計見表2。

4河流污染“跨界效應”檢驗

4.1單個站點下的“跨界效應”檢驗

表3列出了以COD和NH3-N為被解釋變量的回歸估計結果。其中，第（1）和（3）列代表水質指標COD和

變量性質變量名稱變量含義數據來源被解釋變量lnPollution水質指標：COD（mg/L）、NH3-N（mg/L）、DO（mg/L）、pHabs的自然對數值，其中pHabs=|pH-7|中國環境監測總站核心解釋變量D1、（D1）2邊界變量：縣下游邊界到監測站沿河曲線距離及平方項的向量值（km），即D1=-|D1|根據ArcGis 10.2軟件的測算得到U1、（U1）2邊界變量：縣上游邊界到監測站沿河曲線距離及平方項的向量值（km），即U1=|U1|根據ArcGis 10.2軟件的測算得到控制變量lnPop縣域社會特征：常住人口（萬人）的自然對數公共衛生科學數據中心、中國經濟與社會發展統計數據庫、各縣統計公報、各級政府統計年鑒等lnGDP1縣域經濟特征：第一產業增加值（萬元）的自然對數lnGDP2縣域經濟特征：第二產業增加值（萬元）的自然對數lnGDP3縣域經濟特征：第三產業增加值（萬元）的自然對數lnArea縣域自然特征：土地面積（km2）的自然對數lnRain縣域自然特征：年降水量（mm）的自然對數lnTem縣域自然特征：年均氣溫（℃）的自然對數lnLength縣域自然特征：河長（km）的自然對數NH3-N對邊界變量的回歸結果，第（2）和（4）列則添加了縣域社會、經濟和自然特征等控制變量，第（3）和（6）列則進一步考慮了年度效應和季度效應的影響。

在估計式（3）和（6）中可以發現，對于D1的估計系數，隨著河流每接近縣下游邊界1 km（D1上升），COD上升近0.012%、NH3-N上升近0.013%，與假設1隨著河流流向縣下游邊界地區污染遞增相一致（見圖2）。此外，（D1）2的估計系數顯著為正，表明隨著河流越來越接近下游邊界，COD和NH3-N的污染程度加速遞增，與假設2隨著河流流向下游邊界地區污染遞增速度越來越快相一致（見圖2）。

此外，本文通過比較D1和U1的估計系數，來檢驗假設3河流邊界兩側的污染程度存在著結構性的變化。由于觀測站樣本限制，數據不提供污染測量邊界，因此無法直接進行回歸不連續性檢驗，但是通過對D1和U1的系數進行推斷，間接地度量污染函數在邊界左邊和右邊的斜率。U1的COD和NH3-N估計系數為負，可以間接地說明跨越縣域邊界后，污染程度隨著與該邊界的距離增加（U1越來越大）而降低，即在邊界左側污染函數斜率為正、邊界右側污染函數斜率為負，假設3成立。此外，表3中（D1）2和（U1）2的系數均為正，也在假設3的基礎上進一步說明隨著河流不斷接近下游邊界，污染增速不斷增加，而跨界邊界以后，污染開始減緩，并呈現加速下降的趨勢。

此外，根據表3的估計結果，縣域社會特征、經濟特征和自然特征的指標系數也與預期基本一致。尤其是，表3

4.2環境分權與“跨界效應”檢驗

考慮到單個觀測站無法檢驗假設4，即在當前中國環境地方分權體制下，各縣域的碎片化治理模式是否會使得河流跨界污染程度隨河流穿越邊界數量的增加而增加？本文通過引入變量Crossings來衡量兩個相鄰觀測站間同一條河流穿越的邊境數量，將它作為環境地方分權程度的間接衡量指標，并以ΔPollutioni，t來衡量同一條河流上相鄰監測站的水質差異，其中，ΔPollutioni，t=ln（Pollution2i，t）-ln（Pollution1i，t），Pollution1i，t和Pollution2i，t分別代表上游和下游監測站水質。此外，本文還引入交互項Crossings·D1探討行政分割與邊界變量間是否存在交互效應。具體模型構建如下：

△Pollutioni，t=β1·Crossingsi+β2·（D1）i，t+

β3·（U2）i，t+β4·（U1）i，t+

β5·（D2）i，t+β6·（Crossings·D1）i+

∑kλk·Xki，t+∑δmonth+∑γyear+

θt+μi+μi·θt+εi，t（7）

在該模型中，解釋變量Crossings、D1、U2涉及到站組（上下游兩個相鄰站點）在地方分權體制下跨界污染的度量問題，為核心解釋變量。根據假設4，預期Crossings的估計系數β1>0，而根據假設1和本文第四部分可知，隨著河流越接近下游邊界（D1越來越大），污染水平Pollution1i，t越來越高，進而導致ΔPollutioni，t越來越小，預期β2<0。值得注意的是，由于被解釋變量的差異，此處D1的估計系數與4.1節相反。同理根據假設3，邊界兩側存在污染存在結構性變化可知β2≠β3，或者，更理想的預期是β3<0。

控制變量包括：相鄰兩個監測站所在縣的經濟、社會和自然特征衡量指標，以及河流長度。根據公式（7）的設定，本部分分別以水質監測指標COD、NH3-N為被解釋變量，做了對應的估計和檢驗，并在跨界數量之外，納入核心距離變量D1、U1，以及Crossings·D1、控制變量、季度效應和年度效應，得出ΔCOD和ΔNH3-N的估計式。

根據表4回歸結果，各估計式中Crossings的系數在1%水平下均顯著為正，與預期一致。在（3）和（6）中，隨著河流穿越縣域邊界數量每增加1條，下游COD比上游高出0.016 55%，而NH3-N高出0.025 26%，這表明在環境地方分權下，縣域跨界污染問題較為明顯，兩者具有一種正相關關系，與假設4一致。D1估計系數顯著為負，而U1估計系數符號為負，與前預期的β2和β3符號一致，與假設1和假設3預測一致，也印證了縣邊界兩側污染存在

5穩健性和異質性分析

通過對假設1～4的證明，可以發現在地方分權治理體制下，縣域之間存在明顯的跨界效應，但本文還應該謹慎地考慮其他可能對結論產生影響的問題。比如，是否存在少數國控監測站距離排污口較近，導致這些站點的斷面水質數據異常；約束性指標和非約束性指標的差異是否會影響估計結論；地區異質性是否會帶來的“自凈效應”和“累積效應”的變化，進而導致跨界污染差異等。

5.1穩健性分析

考慮到部分監測站可能由于距離排污口較近或受重大水污染事件的影響，水質數據可能存在異常，因此，本文對被解釋變量lnPollutioni，t和ΔPollutioni，t分別剔除1%、5%和10%端點值，進行更為“純凈”的估計。另外，中國“十一五”計劃將COD和NH3-N作為地方政府考核的約束性指標，而DO和pH僅為非約束性指標，這種度量指標的不同可能影響估計結果的穩健性。因此，本文以DO和pH替代COD和NH3-N來進一步檢驗估計結果。

其中，溶解氧DO是衡量河流自凈能力的一個重要指標，與COD、NH3-N相反，其含量越低，表明河流水質條件越差，故公式（6）估計系數預期符號也應與COD和

NH3-N相反（β1<0，β3>0）。此外，pH作為酸堿度的衡量指標，其數值越大或者越小并不意味著水質的好壞。換句話說，pH值作為衡量河流酸堿度的指標，在測度河流污染情況時，更應該考慮其對于中性水的偏離值，即pHabs=|pH-7|，pHabs越大，河流污染情越重，而這也是很多學者所忽視的。

根據表5的估計結果，D1 、U1以及平方項的估計系數符號與假設相符，進一步證明了隨著河流流向下游地區，污染程度逐步加深且污染增速不斷加快，邊界兩側污染函數存在著結構性變化，中國河流存在著顯著的跨界污染，而且這些結論也是穩健的。

5.2地區異質性檢驗

由于中國東中西部在經濟結構、發展水平以及要素稟賦等方面存在較大差異，污染“累積效應”和河流“自凈效應”的大小及其相互作用可能存在不同，最終導致地區河流的跨界污染存在異質性差異。因此，本文按照國控監測站所在地區進行分類，分別檢驗東、中、西部的跨界污染問題，在控制了年度效應和季度效應后，實證結果見表6。綜合來看，表6中COD和NH3-N的估計結果在5%顯著性水平下與前面結論基本一致，隨著河流流向下游地區，在較強的“累積效應”和相對偏弱的“自凈效應”作用下，東、中、西部污染程度不斷加深且增速加快，但跨越邊界后，中西部地區與東部地區的污染函數呈現出顯著的差異。

由于中西部相對偏弱的產業密集度和較好的生態環境，中西部縣域上游地區“自凈效應”主導作用強于東部地區，隨著跨越邊界，污染呈現加速下降的趨勢（U1<0，（U1）2>0）。而東部地區相對于中西部地區產業園區和人口集聚更密集，使得東部河流“自凈效應”較弱，進而使得河流在跨越邊界后污染程度繼續上升但增速放緩（U1>0，（U1）2<0）。因此，相較于東部地區，中西部地區污染函數在邊界兩側的結構性差異更大，但整體而言東、中、西部均表現出縣域跨界污染的問題，與假設一致。

6結論與啟示

6.1結論

本文以環境地方分權和縣域經濟競爭為背景，通過國內外文獻的梳理、相關制度框架和理論的介紹，納入河流的“自凈效應”和污染的“累積效應”，并建立河流污染的外部模型，提出了4個重要假設來檢驗和進一步量化河流的跨界污染問題。從縣域視角，以2004—2014年七大流域國控監測斷面周數據為基礎，對單個站點的邊界距離與水質指標關系進行實證研究，并納入監測站所在縣域的社會特征、經濟特征和自然特征等控制變量，對假設1～3進行檢驗，并將監測站之間穿越的邊界數量作為環境地方分權程度的重要指標，來檢驗假設4。

研究結果表明：①中國河流縣域跨界污染明顯，河流每接近下游縣邊界1 km，COD上升近0.012%、NH3-N上升近0.013%，表明隨著河流流向下游邊界，污染程度呈現出遞增的態勢。②與下游縣邊界的距離影響著河流“跨界污染”的趨勢，在污染“累積效應”作用下，隨著河流越來越接近下游邊界，COD和NH3-N的污染程度加速遞增。③由于行政邊界兩側河流“自凈效應”和污染“累積效應”的差異，河流在縣邊界兩側存在著結構性的變化，在跨越縣邊界后，在縣上界地區嚴格的環境監管和相對較強的河流“自凈效應”作用下，中西部地區污染函數在縣域上游地區會呈現加速下降的態勢，而東部地區則會呈現污染增速明顯放緩的趨勢，均表現出縣邊界兩側河流污染的結構性差異。④在集體行動的困境下，河流跨越的行政邊界越多，所面臨的溝通與協調難度就越大，潛在的利益沖表5lnDO、lnpHabs回歸估計結果

突下“以鄰為壑”動機就更強，因而污染排放就更加嚴重。

6.2啟示

本文建議：①加快建立條塊結合、權責明確、權威高效的環保機構監測監察執法垂直管理制度，針對目前國控監測站數量仍然較少的情況，在重點流域和重點河段增加監測站點，并在現有4類衡量指標上增加公布其他衡量指標。②加快構建省、市、縣、鎮四級“河長制”的水環境行政治理模式，科學構建環境問責、政策協同和有效執法等方面的具體實施辦法，提升治理模式的長效性、社會性和可推廣性。③進一步完善流域政府橫向協調機制。結合科層型、市場型、府際型協調機制各自的優勢，解決好流域治理機構與行政機構、行政機構與經濟主體等各方內在的利益沖突。④進一步完善官員離任環境審計和綠色發展激勵辦法，制定更加科學的地方考核和官員晉升機制，鼓勵區域環境聯合執法與聯合治理機制，建立健全環境聯防聯控體系。

（編輯：劉照勝）

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