河湖長制能否起到保護水資源的作用？
——基于湖北省經驗數據

肖建忠，趙 豪

(1.中國地質大學(武漢)經濟管理學院，武漢 430074；2.湖北省生態文明研究中心，武漢 430074)

習近平總書記在黨的十九大報告中指出，“我們要建設的現代化是人與自然和諧共生的現代化，既要創造更多物質財富和精神財富以滿足人民日益增長的美好生活需要，也要提供更多優質生態產品以滿足人民日益增長的優美生態環境需要”[1].改革開放以來，中國經濟迅猛發展，隨之而來的生態環境問題也日益嚴重.隨著中國特色社會主義進入新時期，我國經濟已經由高速增長階段轉向高質量發展階段，過去那種傳統的資源浪費和環境污染的粗放式發展模式已經行不通了，經濟發展方式亟待轉型升級[2-4].資源浪費、環境污染和生態系統紊亂都嚴重地制約了我國經濟實現高質量發展，保護生態環境的任務刻不容緩.在整個生態系統當中，水資源的保護顯得尤為重要.在水資源防污攻堅戰中，河長制承擔著舉足輕重的作用，它能夠有效地破解中國目前治理水污染問題的困境，是我國在治理水污染問題方面做出的一項創新舉措[5-8].

河長制，顧名思義，即是由我國各級黨政主要負責人擔任“河長”職務，其主要職責是保護河湖水資源安全.河長制的發展歷程大致經歷了三個階段，即個別首創、地區推廣和全面推行[9].第一階段，河長制首創于浙江省長興縣.長興縣位于太湖流域，擁有著得天獨厚的水資源稟賦，然而，在20世紀末，長興縣在經濟飛速發展的同時，給生態環境也造成了不可承受的破壞，水資源遭到大量污染，黑河密布，污水泛濫.2003年，長興縣首次推行河長制，水資源保護效果顯著.第二階段，江蘇無錫借鑒優秀經驗，積極推行河長制，實現了部門之間的聯動作用，將河長制進一步推進與深化.其后，各地紛紛仿照，河長制逐步推廣與擴散.第三階段，2016年底，中央國務院下發《關于全面推行河長制的意見》，意見明確強調在2018年底要在全國范圍內建立河長制.湖北省位于我國中部，九省通衢，河湖眾多，保護水資源意義重大.湖北省努力踐行習近平總書記“生態優先、綠色發展”理念，積極響應黨中央關于建立河長制號召，出臺了《湖北省全面推行河湖長制實施方案(2018年-2020年)》通知，并于2017年底在省內全面建立起河湖長制，自此之后，河湖長制在湖北省內全面實施.因此，研究河湖長制的政策效應具有重要的現實意義.

1 文獻綜述

河長制是具有濃厚的中國特色的政策制度，國內關于河長制研究成果也頗為豐富，目前大多數文獻都是從制度理論分析和實踐運行效果這兩個方面來研究河長制的.在制度理論分析方面，王書明、蔡萌萌[10]基于新制度經濟學理論，認為河長制綜合全面考慮了地方權力結構與環境現實，推動了環境制度變遷的步伐，但存在著急功近利的問題，需要不斷發展與完善.王燦發[11]從法律角度對河長制進行剖析，認為河長制在本質上屬于“人治”而非“法治”.李漢卿[12]認為河長制是一種行政發包制，并從控制權理論出發，發現河長制存在政策冷漠和執政困境等問題.在實踐運行效果方面，任敏[13]認為河長制是一種跨部門協同的責任機制，需各方主體積極配合才能發揮效用.朱德米[14]認為河湖長制是中國治理水環境的一種創新模式，但在實踐過程當中，體制、機制和技術三者之間相互匹配度較低，河湖長制的治理效果難以持久.沈坤榮、金剛[15]認為河長制對于水污染問題起到了初步效果，但是并沒有從根本上減少水中深度污染物，這在一定程度上反映了地方政府治標不治本的行為.

綜上所述，現存文獻大多數都是從定性的角度來對河長制進行價值判斷，一方面學者充分肯定了河長制的制度優勢，另一方面學者則是在肯定的同時也指出了河長制現存的缺陷，然而，從定量的角度來對河長制進行事實判斷的文獻卻寥寥無幾.鑒于此，本文采用斷點回歸模型，實證分析了湖北省全面實施河湖長制的政策效果，這在一定程度上擴寬了研究河湖長制的視角，豐富了研究河湖長制的內容.

2 數據說明

2.1 數據來源

2.1.1 河流數據 本文借助湖北省生態環境廳公布的地表水環境質量月報數據，手動整理了2009年5月至2019年11月長江干流、漢江干流、長江支流、漢江支流這四大河流各個監測站點的月度數據.由于難以獲得各個河流監測站點的詳細數據，本文選取的是經過湖北省生態環境廳處理之后的月度總體數據，反映的是每月河流斷面水質的總體情況，包含河流斷面水質的優良率和重度污染率.

2.1.2 湖庫數據 本文借助湖北省生態環境廳公布的地表水環境質量月報數據，手動整理了2009年5月至2019年11月各大省控湖泊和水庫監測站點的月度數據，其中湖泊包括梁子湖、洪湖、斧頭湖等監測站點，湖庫包括丹江水庫、黃龍灘水庫、陸水水庫等監測站點.由于難以獲得各個湖庫監測站點的詳細數據，本文的數據是經過湖北省生態環境廳處理之后的月度總體數據，反映的是每月湖庫水質的總體情況，包含湖庫總體水質優良率和重度污染率.

2.2 變量說明

2.2.1 結果變量主要河流斷面水質優良率(RER)和重度污染率(RPR) 河長的一項重要任務就是加強水資源的保護和綜合治理.在評價水資源的治理效果時，河流水質優良率和重度污染率是兩項極其重要的指標，它能夠科學地反映出在某一時間段里河流水質安全情況.

主要湖庫總體水質優良率(LER)和重度污染率(LPR).湖長與河長相對應，即對自己轄區內重要湖庫加強水資源保護和綜合治理.湖北省不僅注重河流水資源的保護與修復，對湖泊與水庫的保護也是非常重視.湖北省在推行河長制的基礎上實行湖長制，一湖一長，湖庫水質優良率和重度污染率也是直接反映了水質安全情況.

2.2.2 處理變量河湖長制推行時間 本文將湖北省全面推行河湖長制的時間作為虛擬變量，觀測當年的取值為1，其余取值為0.具體如下所示：

其中，i代表著結果變量，t代表著年份，2018年之前取值為0，2018年之后取值為1.

2.2.3 控制變量和其他變量 本文主要研究對象是河湖長制對水資源的保護作用，因此除河湖長制外，還需要對其他可能影響水資源安全的因素加以控制.由于工業生產會產生大量的廢水，這些廢水的排出會直接影響水質安全；化工企業多是沿江、沿河布局，化工企業所產生的污水也是造成水污染的重要原因之一，因此，本文選取工業增加值同比增長率(IGR)和化學原料及化學制品制造業增加值累計增長(CIGR)這兩個指標作為控制變量.加之，地區平均降水量(AP)的稀缺程度也與水資源安全息息相關.IGR、CIGR和AP的數據來源于國家統計局、湖北省統計局和湖北省氣象局.其次，為了避免時間趨勢所帶來的誤差，影響計量結果的準確性，本文還對時間效應做了控制，這樣所得出的結果精準度會更高.

表1 變量及符號Tab.1 Variables and symbols

2.3 描述性結果

本文各項變量的描述性結果如表2所示.我們可以從統計結果中發現，湖北省在全面推行河湖長制政策的前后，四個結果變量的均值都發生了變化.主要河流斷面水質優良率(RER)在推行河湖長制政策之后，均值有了小幅度提升；主要河流斷面水質重度污染率(RPR)的均值存在下降的趨勢.主要湖庫總體水質優良率(LER)的均值卻在河湖長制政策推行之后存在下降的問題；主要湖庫總體水質為重度污染率(LPR)的均值卻是上漲的.當然，這只是描述性統計結果表面所反映出來的問題，并不具有十分的科學性，不能得出準確的結論，還需進一步研究與討論.

表2 描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistical results

3 實證研究及分析

3.1 研究方法

斷點回歸方法(regression discontinuity design，即RDD)是近年來研究政策效應的強有力工具，它可以在沒有隨機性的情況下識別出某項政策的效果.斷點回歸的主要原理是：存在一個變量，如果該變量大于這個臨界值時，接受處置效應，小于臨界值時，不接受處置效應，可以視作是對照組[16].學者Lee認為斷點回歸能夠有效地避免內生性問題，可以很好地、如實地反映出各個變量之間的關系.通常地，斷點回歸大致可以分為兩類，第一類，臨界點是確定的(sharp RD)，即在臨界值一側的所有觀測點都接受了處置，反之，在臨界點另一側的所有觀測點都沒有接受處置.此時，接受處置的概率從臨界值一側的0跳轉到另一側的1；第二類，臨界點是模糊的(fussy RD)，即在臨界值附近，接受處置的概率是單調變化的.

湖北省在2018年全面推行河湖長制，本文研究的是湖北省在全面推行河湖長制之后對水資源保護的政策效應.在2018年之前，湖北省沒有全面推行河湖長制，2018年之后湖北省開始全面推行河湖長制，所以，2018年就是一個清晰斷點(Sharp RD).所以本文運用斷點回歸模型，設置2018年為斷點，實證研究了河湖長制推行之后對于湖北省水資源的保護效應.

3.2 模型設定

一般來講，斷點回歸估計有兩種方法，一是參數估計法，二是非參數估計法，本文選用的是第二種非參數估計法，本文借鑒引用徐曄、蔡奇翰學者整理的局部實驗效應估計方法[17-18]，構建如下模型：

其中，Yi，t代表結果變量，即第i個結果變量在第t年的取值，t代表著年份，α，β，δ，γ均為本模型系數，Di，t為虛擬變量，即2018年之前，取值為0，2018年之后取值為1，γ為政策系數，也是本文研究的核心系數.Xk，t代表著第k個控制變量在第t年的取值，μk代表著控制變量系數，φi，t代表著時間效應，εi，t代表隨機誤差.本文由于受數據限制，研究樣本較少，政策前后樣本差較大，故不設置斷點回歸帶寬.

3.3 Person相關系數檢驗

為了檢驗選取的控制變量的合理性與科學性，本文利用皮爾森相關系數對變量與變量之間的相關性做了檢驗，結果如表3所示.

表3 皮爾森相關系數結果Tab.3 Person correlation coefficient results

注：*、**、***分別表示顯著水平為10%、5%、1%.下表同.

其中這個相關系數表包含兩部分，左下角是指皮爾森相關系數，右上角的為非參數的斯皮爾曼相關系數，本文只分析左下角的皮爾森系數結果，斯皮爾曼系數一般不需解釋.RER，RPR，LER，LPR是被解釋變量，AP，IGR，CIGR是解釋變量，他們的交叉點代表二者的相關系數.*代表顯著性水平為10%，**代表顯著性水平為5%，***代表顯著性水平為1%，在經濟學研究的共識中，至少要兩顆星**才表示存在顯著的相關關系.AP和RER，LER，LPR的相關系數不顯著，代表不存在顯著的相關關系，而AP和RPR的相關系數為-0.274，顯著性水平為1%，表示存在顯著的負相關.IGR與RER，RPR，LER，LPR均存在著顯著的相關關系，并且IGR與RER和LER存在著顯著的負相關，相關系數分別為-0.428與-0.318；IGR與RPR和LPR存在著顯著的正相關，相關系數為0.674與0.355.同樣地，CIGR與RER，RPR，LER，LPR也存在著顯著的相關關系，并且CIGR與RER和LER也存在著顯著的負相關，相關系數為-0.405和-0.273；CIGR與RPR和LPR存在顯著的正相關，相關系數為0.649和0.282.在模型當中，控制變量選擇是否合適將直接影響分析結果的準確性，通過皮爾森相關系數結果可知，AP，IGR，CIGR這三個控制變量均與RER，RPR，LER，LPR這四個結果變量存在著顯著的相關性，由此可見，在構建斷點回歸模型當中，將AP，IGR，CIGR設置為控制變量具有合理性，它可以很好地幫助我們控制除了政策之外影響水資源安全的因素，更加直接地分析河湖長制這項政策的實施效應.

3.4 全樣本斷點回歸結果分析

本文運用Stata 15.0軟件，對數據模型進行處理，結果如下表4所示.這是一個模型結果的匯總表，其中每一列代表一個模型，表中變量對應的數值代表回歸系數，系數右上角的星號代表顯著性水平(***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1)，數值下的括號內為系數的標準誤差.其中模型1(即Model_1a)和模型2(Model_1b)是指RER為被解釋變量的模型，模型1a為不納入控制變量的模型，而模型1b為納入控制變量的模型.模型1～8代表4個被解釋變量的模型，兩兩一組.其中，D表示斷點，2018年之前為0，2018年(含)之后為1.D的系數代表斷點之后相比于斷點之前多多少個單位的被解釋變量的數值，是本文研究的核心系數，具體結果如表4所示：

具體分析結果下：模型(1)，模型(3)，模型(5)和模型(7)代表不加控制變量的結果，模型(2)，模型(4)，模型(6)和模型(8)代表加入控制變量之后的結果，可以發現，納入控制變量之后，模型中的R值相較于不納入控制變量的R值有所增加，這可以說明加入控制變量之后的結果更為準確.因此，本文將著重分析納入控制變量之后的結果.模型(2)表示，控制其他變量不變的條件下，RER與D存在著明顯的負相關，2018年之后比2018年之前平均減少了10.57個單位的RER，這說明了湖北省在全面實施河湖長制之后，主要河流斷面水質優良率相較于2018年之前是下降的，這可能是因為河湖長制政策的推行時間較短，在短時間內，政策效果不明顯.模型(4)表示，控制其他變量不變，RPR與D存在著顯著的正相關，2018年之后比2018年之前平均多1.640個單位的RPR，說明了湖北省在2018年之后主要河流斷面水質重度污染率有了輕微上漲，說明污染河流的行為仍然存在，河長制責任沒有得到充分落實，監督機制不夠完善.模型(6)表示，控制其他變量不變，LER和D存在著顯著的負相關，2018年之后比2018年之前平均減少了41.68個單位的LER，說明了湖北省在推行了河湖長制之后，主要湖庫總體水質優良率是呈現出較為嚴重的下降趨勢.模型(8)表示，在控制其他變量不變的情況下，LPR與D存在著顯著的正相關，即2018年之后比2018年之前平均增多了5.33個單位的LPR，說明河湖長制實施之后，主要湖庫總體水質重度污染率有了小幅度增加.究其原因，一方面可能是因為湖庫的自然條件限制，水流性較差，水資源治理和控制存在較大困難；另一方面反映了湖長制的監督機制不完善，湖庫污染行為沒有得到有效控制，湖長制的責任也同樣沒有得到落實.對于控制變量的解讀如下：以模型(4)的AP為例，控制其他變量不變，AP的系數為-0.010 3，在1%顯著性水平顯著為負，表明AP和RPR為顯著的負向關系，其中AP每增加一個單位，則RPR減小0.010 3個單位；以模型(8)為例，控制其他變量不變，IGR的系數為0.267，即在1%顯著性水平顯著為正，表明IGR與LPR為顯著的正向關系，其中IGR每增加一個單位，LPR就增加0.267各單位.

表4 全樣本斷點回歸結果Tab.4 Full sample regression discontinuity results

另外，對比模型(3)和(4)，模型(5)和(6)，模型(7)和(8)的D的系數，發現不納入控制變量和納入控制變量，系數均顯著，并且系數的大小未發生較大的變化，系數的正負號也均一致，因此，可以在一定程度說明模型具有穩健性，為了證明結論的合理性，本文將在下一部分進行安慰劑檢驗.

4 安慰劑檢驗

安慰劑檢驗(placebo test)并沒有特定的和具體的操作方法，一般是更換解釋變量，或者是被解釋變量，然后再研究其結果顯著與否.本文運用的是斷點回歸模型，其中虛擬變量D是模型的核心變量，為了進一步驗證上述結果的可信度，本文做了安慰劑檢驗，其基本思想是：如果在其他假定的政策斷點年份處，結果變量也出現了顯著的跳躍，則說明原斷點回歸模型的結果并不可靠.因此，本文在政策斷點之前的某一年份(此處選2015年)作為一個假定的斷點，再對斷點進行檢驗.結果如表5所示，模型(1)至(8)斷點D1均不顯著，而原模型則全部顯著，因此說明原模型在2018年是一個顯著的斷點，也一定程度上說明了模型的穩健性和可靠性.

5 結論、建議及展望

5.1 結論

本文以湖北省推行河湖長制之后的政策效應為研究對象，采用斷點回歸模型實證分析了河湖長制與水資源保護之間的關系，得出了如下結論．

1) 河湖長制政策在短時間內并沒有達到保護水資源的預期效果.這是因為政策效果本身具有一定的滯后性，并不能立竿見影.湖北省在2018年全面推行河湖長制之后，截至目前僅僅只有兩年的時間，而且湖北省內河流、湖泊眾多，水資源治理過程較為復雜，不同的地區治理效果也會存在差異性，水資源安全問題并不能立刻得到解決，而是要經過長時間的積累與建設，才能初見成效.鑒于此，我們不能簡單地、機械地將河湖長制看成是一項“無用”政策，而是要全面地、科學地對河湖長制進行研判.

表5 安慰劑檢驗結果Tab.5 Placebo test results

2) 河湖長制對于湖庫的水資源治理沒有達到理想效果.因為湖泊與水庫里面的水資源是靜止的、停滯的，流行性差，水體交換能力較差，當外來污染物進入湖庫之內，由于自身閉塞的自然環境，水資源的自我凈化能力較差，水中污染物的治理問題較為復雜.由于造成湖庫水資源污染因素較多，如工業廢水、生活廢水和農業廢水等，一旦對湖庫造成污染之后，治理起來就有具有很大挑戰與困難.因此，湖庫水資源的治理與保護是未來工作的重點.

3) 河湖長制的責任落實不到位，監管機制不完善.在研究結果中，我們可以發現，湖北省在全面推行河湖長制之后，河流斷面水質的重度污染率和湖庫總體水質重度污染率沒有得到有效控制，這說明污染河流和湖庫水資源的行為仍然存在，反映了各級河湖長的責任并沒有得到充分落實，監督機制并不完善.河湖長制是一種形式較為特別的政策，它由地方政府主要領導人擔任“河湖長”，層層下設，逐級設崗，“河湖長”數量眾多，但其中仍然存在著不作為、愛掩飾、治標不治本等問題，為了所謂的“業績”虛報檢測數據，試圖掩耳盜鈴，自欺欺人，并且河湖長制是一項“自上而下”的政策，在實際地運行當中，常常出現監督斷層情況，權力與責任不相匹配，現行的監管機制并不能及時地解決這類問題，導致河湖長制存在著一些弊端.

5.2 建議

河湖長制是一項國家重大政策，是中國在新時代建設“美麗中國”的重要突破，是推動形成綠色發展模式，建設生態文明的的重大創新.河湖長制全面擘畫了保護水資源的宏偉藍圖.本文根據上述研究結論，提出以下幾條政策建議.

1) 積極完善河湖長制，充分發揮河湖長的引領作用.湖北省應該積極完善河湖長制，繼續發揮河湖長的領導作用，積極樹立“綠水青山就是金山銀山”理念，堅持與時俱進，不斷在發展過程中對河湖長制進行完善.

2) 加大對湖庫水資源治理力度.合理布局化工產業、重污染產業，嚴格控制污水排放；推動產業結構優化升級，加快綠色產業發展；完善城市污水處理系統；積極發揮各級湖長作用.

3) 加強河湖長制的責任落實，完善考核監管機制.加強各級河湖長責任落實，建立嚴格的問責考核機制；加強河湖長制的監督機制建設，積極引入第三方監督主體.

5.3 研究展望

本文采用斷點回歸模型，對湖北省河湖長制能否保護水資源進行了實證研究.無可否認的是，本文研究仍然受到數據可得性的限制，因為目前只有地表水環境質量的月度總體數據可用，無法獲得各個監測站點的詳細數據，所以本文的實證研究內容還不夠全面.未來，如果可以獲得更為微觀、細致的數據，將從河湖水中污染物的變化情況、河湖濕地的修復情況和河湖水域岸線的管理情況來全面地研究河湖長制的政策效應，這也是我們下一步的研究方向與重點.