由“政區單元”河長制到“流域單元”河長制的轉向
——基于黃河流域河長制政策的準自然實驗

黃萬華，王婷婷，高紅貴

（1. 武漢工程大學 管理學院，湖北 武漢 430205；2. 中南財經政法大學 經濟學院，湖北 武漢 430072）

一、引 言

近年來，隨著工業化和城市化的快速發展，黃河流域水污染形勢日益嚴峻，已成為地區綠色發展和人們追求美好生活的主要障礙。習近平總書記在黨的二十大報告中指出，“我們堅持可持續發展，堅持節約優先、保護優先、自然恢復為主的方針，像保護眼睛一樣保護自然和生態環境，堅定不移走生產發展、生活富裕、生態良好的文明發展道路，實現中華民族永續發展。”2019年9月，習近平總書記在黃河流域生態保護和高質量發展座談會上指出“要著力加強黃河流域生態保護、保障黃河長治久安、促進全流域高質量發展”。2016 年底，《關于全面推行河長制的意見》中明確指出，2018 年底前全國將全面建立河長制。2014年起，黃河流域開始逐步實施河長制，河長制明確了“省區單元”的治水責任，以“屬地治理”為特征的“政區單元”河長制政策，能否改善跨多個省份的黃河流域水環境質量，還需科學驗證。因此，需要結合中國國情和“政區單元”河長制實施過程中面臨的新問題，進行流域管理體制創新，協同推進黃河流域大治理。

“政區單元”河長制是具有中國特色的水治理政策，學界對“政區單元”河長制政策效果的研究主要沿兩種思路展開：一是通過績效評估理論構建河長制政策績效評估指標體系，結合案例，利用熵權模型、層次分析模型、模糊綜合評價模型展開研究［1-3］。二是基于準自然實驗的雙重差分法對河長制政策效果進行評價。沈坤榮和金剛［4］認為，河長制達到了初步的水污染治理效果，但政策效果并不顯著。王班班等［5］以長三角地區為例進行研究，認為河長制對污染治理主要是通過降低企業產出實現減排效果，地方政府存在治標不治本的粉飾性治污行為。王力和孫中義［6］基于長江經濟帶河長制政策的準自然實驗，實證檢驗了河長制的環境與經濟雙重紅利效應。于紅等［7］以中國七大流域河長制作為準自然實驗，運用多期雙重差分法研究認為，河長制對跨省河流治理存在“以鄰為壑”現象。She等［8］基于長江經濟帶的面板數據，運用雙重差分法實證了河長制政策對于水污染治理的顯著效果。Li等［9］認為河長制對不同污染物的影響具有異質性，且地方政府考慮經濟發展優先于環境治理。Xu等［10］基于隨機干擾因素下的差分博弈模型，認為巢湖流域的水污染治理在河長制推行地區的平均效果顯著大于未推行地區。

近幾年，隨著微觀計量經濟學在政策效果評價方面研究應用的增加，基于準自然實驗的雙重差分法可以有效克服政傳統策評估計量模型的“內生性”問題，因而成為公共政策評價的主流方法［11］。學界大多是以省域范圍為單元對河長制政策效果進行評估，其中多數學者認為河長制明確了省域范圍內的治水責任，可以有效解決省域范圍內水污染治理問題，但鮮有研究對跨省域大江大河大湖整個流域的河長制政策效果展開評價，因而在跨省域水污染的治理上，河長制政策效果并不明確。

本文利用基于準自然實驗的雙重差分方法，探討黃河流域河長制政策效果，將黃河流域河長制政策的實施視為一個準自然實驗，采用多期雙重差分法探討“政區單元”河長制政策對黃河流域水環境質量影響的“凈效應”，并探討效應的異質性。根據研究結論，本文提出構建“流域單元”河長制，并強化中央權力對流域“政區單元”的橫向協調與指導。本文是對當前“政區單元”河長制研究的有益補充，為跨省域治理提供了理論支撐，對協同推進黃河流域大保護，促進黃河流域經濟高質量發展，具有一定的理論和現實意義。

二、數據來源與研究設計

（一）指標選取與數據來源

自2008年江蘇無錫開始實施河長制以來，全國各地開始陸續推行河長制。截至2017年，本文黃河流域35個樣本地級市中有15個先后實施了“政區單元”河長制，本文將實施河長制的15個地級市作為實驗組，其余20個地級市作為控制組，如表1所示。

表1 黃河流域河長制實施情況

被解釋變量：選取酸堿度（PH）、溶解氧（DO）、高錳酸鹽指數（CODMN）、氨氮（NH3-N）、和化學需氧量（COD）來表示水污染指標。酸堿度越高，水質污染越嚴重；①從表3 可以看出，實驗組和控制組的酸堿度（PH）最低值均高于7（實驗組最小值為7.492，控制組最小值為7.030)，呈堿性，因而黃河流域河長制的政策目標是降低酸堿度（PH）。因此，針對本文黃河流域的研究樣本，其酸堿度（PH）越高，則對水質污染越嚴重。溶解氧數值越低，水質污染越嚴重；高錳酸鹽指數、氨氮和化學需氧量的數值越高，水質污染越嚴重。

核心解釋變量：河長制推行狀況（policy×time），即policy和time的交叉項，表示黃河流域各個重點斷面所在地級市推行河長制的狀況。

控制變量：經濟發展水平、產業結構、地方政府競爭、工業化程度以及人口規模等都會影響河長制的政策效果。本文控制變量包括人均地區生產總值（人均GDP）、地區生產總值增長率（GDP增長率）、產業結構（Thrid GDP）、地方政府競爭（Goverment）、工業化程度（Industry）和人口規模（People）。數據處理采用軟件STATA16.0。變量選取與說明如表2所示。

表2 變量選取與說明

（二）模型構建

雙重差分法的準自然試驗可以有效地避免環境政策問題的內生性和遺漏變量等問題［12］。用雙重差分法檢驗政策效果需要滿足兩個假設條件：第一，平行趨勢假設，即水環境質量指標隨時間的變化在實驗組和控制組應該是大致相同的。本文的實驗組和控制組城市都位于黃河流域，所處地理位置、氣候條件和水文特征等都是相近的，故滿足這一假設。第二，政策的實施是隨機的。河長制政策是外生的，不存在內生性問題，故滿足這一假設。

2014年，山東最早開始試點實施河長制，2017年，寧夏、山西、河南、內蒙古等省份也相繼開始實施。由于“政區單元”河長制在黃河流域的政策試點地區和實施時間不同，故本文采用多期雙重差分模型對河長制政策在黃河流域實施的效果進行評估。因此，本文將“政區單元”河長制政策視為準自然實驗，并采取多期雙重差分法進行因果識別，在時間效應和地區效應雙重固定的條件下，構建雙重差分模型如式（1）所示：

其中，i是黃河流域重點斷面，t是時間，pollutionit是被解釋變量，表示i斷面t時間的水污染指標。policyit×timeit是“河長制政策實施與時間的交叉項；policyit是河長制政策實施的虛擬變量，如城市實施了河長制，則policyit取值為1，反之則為0；timeit是時間虛擬變量，在實施河長制之后timeit取值為1，反之則為0；α1是交叉項的回歸系數，也表現為雙重差分模型重點考察的政策處理效應。Xit是控制變量，包括人均地區生產總值、地區生產總值增長率、產業結構、地方政府競爭、工業化程度以及人口規模等；β是控制變量的系數；γt是時間固定效應；μi是城市固定效應；εit是隨機擾動項。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

實驗組和控制組中的酸堿度、溶解氧、高錳酸鹽指數、氨氮和化學需氧量的均值都略有差異。從整體上來看兩組數據較為相近，說明樣本分布比較均勻，具有可比性。實驗組中除酸堿度外，其余衡量水環境質量的各項指標均優于控制組，說明黃河流域較早實施“政區單元”河長制政策的城市河流水環境質量實現了較好改善。描述性統計結果如表3所示。

表3 2012—2018年實驗組和控制組各變量的描述性統計結果

進一步對比政策實施前后水環境質量指標均值的變化情況。溶解氧（DO）上升，上升比率接近15%，溶解氧上升對水環境質量有著正向作用。高錳酸鹽指數（CODMN）、氨氮（NH3-N）和化學需氧量（COD）均在一定比例上降低，降幅最高近50%，高錳酸鹽指數、氨氮和化學需氧量越低，水環境質量越好。酸堿度（PH）有所上升，這是唯一在政策實施后沒有得到改善的水環境質量指標，其原因可能是地方政府對生活污水和工業廢水的排放管理不足，因而導致對河水酸堿度的治理效果不理想。河長制政策實施前后水環境質量指標平均值變化，結果如表4所示。

表4 河長制政策實施前后水環境質量指標平均值變化

（二）DID檢驗

為評估“政區單元”河長制政策的實施對黃河流域水環境質量的影響，本文使用雙重固定效應的DID 模型進行回歸。DID 基準回歸控制了地區固定效應和時間固定效應，但沒有加入控制變量。結果如表5所示。

表5 DID模型估計結果（不加控制變量）

由表5可知，河長制政策并沒有全面改善黃河水環境質量。隨著“政區單元”河長制政策的實施，氨氮在10%水平上顯著下降，化學需氧量在1%水平上顯著下降，表明河流水質總體情況有一定改善，但酸堿度指標在5%水平上顯著上升，表明酸堿度指標沒有得到改善。高錳酸鹽指標的回歸結果不顯著。

本文對加入控制變量的DID模型進行估計，回歸結果表明：在加入控制變量之后，河長制政策并沒有全面改善黃河水環境質量。溶解氧在5%的水平上顯著上升，氨氮在10%水平上顯著下降，化學需氧量在5%的水平上顯著下降，河流水環境質量總體得到一定改善，但酸堿度在10%的水平上顯著上升，表明該指標沒有明顯改善。高錳酸鹽指標不顯著。隨著產業結構變化，第三產業比重增加，化學需氧量在10%水平上顯著下降，高錳酸鹽在1%的水平上顯著下降，表明河流水環境質量得到改善，這說明第三產業比重的增加有助于改善環境狀況。加入地方政府競爭控制變量后，氨氮在5%的水平上顯著上升，表明地方政府競爭對水環境質量具有負面影響，這可能是因為相較于環境治理這種周期長、成本高、短期見效慢的項目，地方政府更注重追求當地經濟的發展。隨著工業化程度提高，氨氮在1%的水平上顯著上升，不利于水環境質量的改善。因此，從保護水環境質量的角度，黃河流域應改善產業結構，由原來工業主導型經濟向服務主導型經濟轉變，通過構建良好的制度環境，促進第三產業發展。

表6 DID模型估計結果（加入控制變量）

（三）穩健性檢驗

穩健性檢驗考察的是政策評價方法和指標解釋能力的穩健性，當改變某些參數時，評價方法和指標是否仍然對評價結果保持一致和穩定的解釋。做法是改變某個特定的參數，進行重復的實驗，來觀察實證結果是否隨著參數設定的改變而發生變化，如果改變參數設定后，結果的符號和顯著性發生了變化，這說明結果是不穩健的，需要尋找其問題所在。本文為保證回歸結果的可靠，分別采取平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和替換控制組的方法對回歸結果進行穩健性檢驗。

⒈ 平行趨勢檢驗

平行趨勢或共同趨勢是指，實驗組和控制組在政策實施之前必須具有大致相同的發展趨勢，若不滿足這一條件，則雙重差分法得出的政策效應就不完全是真實的政策效應。使用雙重差分法的一個重要的前提假設是滿足平行趨勢假定，兩組樣本在政策發生之前必須具有可比性，實驗組如果沒有受到政策干預，其時間趨勢應該與控制組一致。圖1繪制了黃河流域2012—2018年實驗組和控制組中溶解氧、化學需氧量、酸堿度以及氨氮四個（由于高錳酸鹽指數不顯著，所以本文沒有繪制）水環境質量指標均值的時間趨勢，實驗組和控制組主要水污染指標的均值在政策實施前基本呈同趨勢變化，故滿足平行趨勢假設。結果如圖1所示。

圖1 實驗組和控制組主要水污染指標均值時間趨勢

⒉ 安慰劑檢驗

為進一步驗證“政區單元”河長制對于流域污染治理影響的穩健性，本文通過隨機分配試點城市，虛構一組進行安慰劑檢驗。本文從黃河流域35 個地級市中隨機抽取11 個地級市作為虛擬組，假設這11個城市實施了“政區單元”河長制政策，其他城市作為對照組，重新進行雙重差分估計。隨機抽樣要確保本文構建的自變量對水環境質量指標沒有影響，任何顯著性的顯現都將表明上述的回歸結果有偏差。本文進行了500次的隨機抽樣，并對式（1）進行基準回歸。如果虛擬組DID的估計結構仍然顯著，說明原來的估計結果可能出現了偏誤。本文繪制了500個估計系數的分布及其相關P值圖，①由于篇幅所限，文中沒有列示該圖，留存備索。結果顯示DID的估計系數均不顯著，故安慰劑檢驗通過。

⒊ 替換控制組

為檢驗結果的穩健性，選取與控制組同省并相鄰的10個地級市（濰坊、煙臺、青島、大同、太原、晉城、固原、許昌、平頂山、商丘）作為新的控制組進行DID回歸。“政區單元”河長制作為一種自上而下的行政干預改革，同省能夠保證控制組所在的地級市來自省級政府的行政壓力基本一致，也表明各地級市的經濟水平基本相同。“相鄰”則表明控制組所在地級市的水環境質量基本一致。回歸結果②由于篇幅所限，文中沒有列示該表，留存備索。顯示隨著“政區單元”河長制政策的實施，替換控制組后DID回歸結果與上述結論一致，故穩健性檢驗通過。

四、進一步分析

（一）異質性分析

由于經濟發展水平存在差異，因而地方政府對環境治理的要求往往并不相同，即使實施了河長制，地方政府也會做出異質性的環境監管行為。Wang等［13］認為地方政府會因為過于重視短期經濟發展、缺乏晉升激勵而忽視環境監管。為進一步檢驗河長制的水污染治理效果是否存在區域異質性，對黃河流域的上游和中下游進行分區域異質性檢驗（青海、甘肅、寧夏和內蒙古位于黃河流域上游；山西、陜西、河南和山東位于中下游）。地區異質性檢驗結果如表7所示。

表7 地區異質性檢驗結果

由表7可以看出，“政區單元”河長制在不同地區存在明顯異質性。經濟較發達的黃河中下游地區“政區單元”河長制治理效果整體上明顯優于經濟欠發達的上游地區。其中，高錳酸鹽和氨氮在1%水平下顯著下降，化學需氧量在5%水平上顯著下降，這表明黃河中上游推行“政區單元”河長制政策對這三項水質指標的改善效果優于黃河上有。這可能是由于黃河中下游地區經濟相較于上游地區經濟更發達，因而黃河中下游的產業結構升級、資源利用效率、環境治理能力、政策執行力度等方面或許更有優勢。酸堿度在10%水平上顯著上升，這可能是某些地方政府更重視考慮經濟因素，在執行環境保護政策中存在治標不治本的粉飾性行為所導致的。

（二）影響機制分析

黃河流域“政區單元”河長制政策的實施在一定程度上提升了黃河水污染治理效果。那么，該政策影響水環境質量的傳導機制是什么？前文實證結果表明，產業結構、工業化程度對“政區單元”河長制政策效果具有顯著影響。本文借鑒Baron和Kenny［14］的方法，檢驗“政區單元”河長制政策效果的影響機制。

構建模型驗證產業升級通過河長制對于氨氮和化學需氧量影響的中介效應；驗證產業升級通過河長制對降低氨氮和化學需氧量影響的中介效應，分別如式（2）、式（3）和式（4）所示：

其中，β1、γ1、δ1是交叉項的回歸系數，Xit是控制標量，bj是控制變量的系數，εit是隨機擾動項。機制檢驗結果如表8所示。

表8 機制檢驗結果

由表8可知，列（1）和列（4）為第一步的回歸結果，氨氮在10%水平上顯著下降，化學需氧量在5%水平上顯著下降，表明“政區單元”河長制政策的實施對于改善水環境質量具有積極影響。列（2）和列（5）為第二步的回歸結果，系數均通過了1%顯著性水平檢驗，表明“政區單元”河長制政策的實施能夠優化資源配置，促進地區產業結構升級，改善了黃河流域水環境質量。列（3）和列（6）是第三步的回歸結果，氨氮在10%水平上顯著下降，化學需氧量在5%水平上顯著下降，這表明產業結構升級通過發揮良好的環境效應，改善了黃河流域水環境質量。因此，“政區單元”河長制的實施能夠通過促進地區的產業結構升級一定程度改善黃河水環境質量。

五、結論與政策建議

（一）結論

本文利用黃河流域多個地方政府漸進性施行“政區單元”河長制的準自然實驗，基于黃河流域2012—2018年地級市面板數據，運用雙重差分法研究“政區單元”河長制對黃河流域水污染的治理效果以及政策的傳導機制。研究發現：在跨省黃河水污染治理方面，河長制政策雖然在一定程度上實現了水污染治理，但并未達到黃河水污染的全面治理。黃河流域“政區單元”河長制政策的實施顯高了黃河流域水中溶解氧的濃度，降低了氨氮和化學需氧量，但高錳酸鹽指數和酸堿度并沒有降低，這表明“政區單元”河長制并沒有實現對黃河流域水環境質量的全面治理。異質性檢驗表明，黃河流域經濟較發達中下游地區河長制政策整體效果優于經濟欠發達的上游地區，這可能是由于地方政府對環境治理的訴求并不相同，因而“政區單元”河長制政策效果表現出明顯的區域異質性。影響機制分析表明，“政區單元”河長制能夠通過推動產業結構升級能夠提升黃河水環境質量，提高水環境質量治理效果。

（二）政策建議

由于“政區單元”河長制并沒有實現對黃河流域水環境質量的全面治理，因而應構建形成整體性治理格局的“流域單元”河長制。考慮到“政區單元”河長制在不同地區表現出區域異質性，因而應當以黃河流域管理委員會為基礎，構建黃河“流域單元”河長制，推動省級河長協作。應對傳統的以“政區單元”河長制形成補充，由當前以“省區單元”為主的屬地管理轉向以“流域單元”為主結合“省區單元”為輔的流域治理格局，轉向黃河流域左右岸、干支流協同，實現黃河流域由分散治理轉向以流域為單元的整體性治理格局。

以黃河流域為單元，實施統一空間規劃。黃河流域是具有獨特地理特征和整體功能的復合生態系統，以流域為基本單元的水資源綜合治理是推動黃河流域資源—環境—社會—經濟協調發展的重要途徑。由于省際行政區劃難以形成黃河流域整體性的治理格局，因而需要實施黃河全流域協同、統一的空間規劃，實施包括黃河全流域的產業結構轉型協同、產業分工協同、產業結構協同、產業布局協同、城鎮布局協同、國土空間開發協同以及生態保護協同等。

實施全流域水污染監控，構建差異化區域生態保護。通過科技支撐推進黃河流域大治理，實現黃河全流域水污染一體化監控，但考慮到黃河流域各省份經濟發展水平不同，水污染治理側重點區域差異較大，因而各省份應因地制宜，精準施策，有針對性地治理黃河水污染的異質性問題。經濟較發達的黃河中下游流域省份，應注重流域水質的預防和保護措施，加大對黃河水環境質量的保護力度；經濟欠發達的上游省份，應著重優化縱向生態補償，加強生態保護力度。建立黃河中下游省份對上游省份橫向生態補償機制，統籌協調黃河全流域水污染防治工作，實現黃河流域生態大保護與高質量發展的協同。