官員生態問責對河長制政策成效的影響及作用機制

關鍵詞 環保監管集權；環境治理分權；官員生態問責；區域環境政策；河長制政策

中圖分類號 D601 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）08-0070-10 DOI：10. 12062/cpre. 20240304

縱向政府間環保權責配置的集權與分權之爭，是環境聯邦主義［1］、“中國式分權”與地方政府競爭［2］等理論假說的核心議題，也是有關何以提升環境規制質量和政策執行效率之討論的關鍵論題。環保集權模式的優點在于，其通過統一決策、政治壓力與政策賦權，不僅能夠通過縱向權威干預確保地方環保政策的獨立性和公共性，而且能夠糾正污染外部性引起的政府失靈，并實現整體協調治理的規模收益和區域效應［3］。與之相對，分權模式的擁躉者則認為環保集權存在多方面問題，例如信息不對稱導致中央環保決策相對滯后、中央統一環境政策無法適應差異治理需求以及因治理費用縱向分擔問題而出現政策執行偏差［4］等。然而，對于流域污染這一具有流動性、跨界性的治理問題，兩種模式卻都暴露出內在機制困境：一方面，前者所主張的權力與決策“上收”無法明確和界定地方責任，導致地方政府往往基于發展需求而權宜性地履行環保責任、各地環境政策也常因經濟差異而存在區域落差；另一方面，后者所強調的治理與能力“下放”卻又常因區域間差異與協調失效，導致上下游政府間的“污染轉嫁”“競次到底”以及環境治理“搭便車”等行為策略［5］。

河長制政策是解析這一悖論的可行政策工具。作為一種綜合了壓力型體制、屬地管理原則及環保目標責任承包模式的環境治理機制［6］，河長制一方面體現出典型的分權化治理邏輯，其通過權能下放、責任劃分、社會公開等治理過程，明確流域環境的治理劃分和責任歸屬、強化地方官員治理責任與環保投入［7］；另一方面，河長制的有效實施又需以官員問責和晉升激勵為條件，通過治理權責分級分域、黨政領導直接定責以及以地方官員的顯性責任即時懲戒推進流域治理，從而呈現環保監管集權化特征［8］。由此可推斷，河長制治理成效，有賴于壓力型體制下的官員高效響應，以及地方官員基于區域條件和問責壓力而實施的治理投入和政策保障。本研究以中國七大流域中由地級市主要官員擔任河長的河流為樣本，實證檢驗了官員生態問責、區域環保政策對河長制治理成效的影響，以及上述兩種分別代表了環保集權與分權邏輯的治理機制的互嵌特征和互構效應。

1 政策背景與研究假設

為克服環保政策執行中行政層級和職能屬性之間的潛在沖突，以及不同職能、地域、層級之間存在的環保職權碎片化和激勵配置不相容等問題，中國開展了多種形式的縱向權責重配，以有效調動和發揮地方政府在生態環境治理中的主動性和能動性。一方面，推動環保監管“垂改”和強化環保立法等制度改革，隨之并行環保約談、環保督察等非常規環境治理機制，旨在通過多重“環保集權”解決下行政策執行不力、地方環保責任不彰以及央地間委托代理困境［9］；另一方面，又始終關注生態環境的區域性特征和環境治理的因地制宜需求，并通過鼓勵地方創新、明確地方責任、推動地方合作以及吸納公眾環保參與等形式，激活環境治理分權的體制優勢和治理效能［8］。環境治理分權強調地方政府在治理過程中根據區域污染狀況、財政資源稟賦、生態治理能力等特征，相應制定契合制度體系和污染特征的治理體制與措施，從而提升治理體系的制度恰適性和治理有效性［10］。現有文獻大多分別探討了環保集權在推動環保意志共享、統一政策創制、提升政策公共性、協調府際環保協同以及處置突發或嚴峻生態問題的優越性［11-13］，以及分權治理模式在明晰權責分配、強化生態責任、降低執行成本、發揮地方創造力以及凝聚社會訴求等方面的治理效能［7，14］，當然也有學者從理論演繹和規范分析的視角探討兩者之間的悖論關系及其解析進路［9，13］，但鮮有研究實證檢驗兩者之間的嵌構關系及其對環境治理的實際影響效應。

作為一種基于分權邏輯的環境治理體制，河長制以屬地管理原則和壓力型體制為基礎，通過由地方各級黨政負責人擔任其所屬轄區內不同河段的河長，根據各區域經濟社會條件和流域環境設定實施政策和治理目標，并將劃定流域的水環境質量與主責官員的綜合評價和晉升考核相掛鉤，從而明確和強化流域治理的地方責任、建立和完善系統性的流域環境治理機制。從過去的黨政官員對轄區整體環境擔負集體責任，到現今具體官員直接對應負責特定河段的污染治理與水質維護，這一轉變不僅能夠提升地方官員的責任意識和環保偏好，而且能夠通過將環境議題納入地方決策而實現區域生態環境的系統性提升。同時，河長制的治理優勢還體現在，其不僅通過設置黨政領導小組主導的、分級監管層層落實的“河長辦”等組織機構，集中權力資源、跨部門協同解決河流治理難題，從而能夠打破“條塊”體制下的碎片化治理模式以及傳統“九龍治水”模式下的多部門協調困境［15］；而且還注重拓展公眾參與渠道，營造全社會共同關心和保護河湖的良好氛圍，從而形成對流域環境治理的多元共治格局。現有研究對河長制機制進行了多角度效應分析，證明其能夠在降低地區水污染水平進而帶動地區高質量發展［16］、推動區域產業結構轉型升級［17］、助推村域河流環境績效提升［18］等方面彰顯其政策效果。

然而，河長制模式并未根除央地間環境治理委托—— 代理關系中的信息不對稱、激勵不相容等問題［6，8］。河長制治理效應依賴于地方官員基于政績考核與晉升考量的相機決策，而官員晉升博弈不僅受到經濟發展正向激勵、環境污染負向問責以及政治錦標賽中同儕之間標尺競爭的多重影響，且又可能因區域間制度差異與政策落差而滋生出“以鄰為壑”及治理“搭便車”等分權治理的常見問題，這些都可能阻滯乃至掣肘河長制治理的實際效能。在這樣的制度情境中，作為一種環保集權的上級監管考核以及生態問責壓力，能夠在很大程度上影響河長制治理的實際成效。特別是伴隨環保目標責任制和晉升考核“一票否決”制的深化施行，作為流域河長的地方官員將隨問責壓力變化和上級注意力轉移而呈現出更為敏感的個體響應和政策回應，權宜性地在經濟增長政績與流域環境質量之間進行注意力配置，從而尋求政績最大化與問責規避化相協調的最優行動策略。具體來說：當處于生態考核與晉升甄擢的關鍵階段，則會密切關注其所擔任河長的河段水質監測讀數，并將其環保注意力傳達至各方主體，甚至以臨時關停排污企業的極端措施實現水質的快速改善［19］；當生態問責壓力相對較小時，則又會集中注意力于推動經濟快速增長和財政收入快速提升，以取得顯著的、優于同儕的相對政績表現［20］。基于這一分析，提出研究假設H1。

假設H1：地方官員感知的生態問責壓力水平越高，則河長制治理效應越明顯。

正如前文所述，作為一種分權化流域環境治理模式，河長制實施有賴于區域治理中地方官員的環保偏好重塑和治理策略轉型，會受到地方官員差異性治理激勵的影響，而呈現治理效應的非統一性［6］。河長制能夠通過責任劃分和權威傳達而實現地方政府的高效響應，但這種響應可能會受制于地方慣有政策偏好、環保支出財政能力、環境治理公共資源及治理能力的掣肘，從而表現為區域間差異化的流域環境治理成效。然而，基于官員治理責任劃分的生態問責機制，其作用機制在很大程度上是基于動員式治理而得以實現的——上級權威每一次對流域環境的注意力聚集，和對流域污染的嚴格監管和問責懲戒，都意味著對作為河長的領導干部的一次直接動員和對區域環境治理政策的一次權威介入。動員式治理能夠突破常規條塊體制結構和官僚運作邏輯，通過對地方官員的強效激勵促使其在短期內采取行政命令型、運動式環保強制措施，集聚動員體制內外的資源和注意力而集中解決某些特定問題，從而得以顯著提升區域環境質量［21-22］。由此可推斷，即便是在地方環保政策偏好弱化、環保支出財政能力和治理資源相對不足的情境下，當河長制實施中為地方官員劃定明確治理責任、并實行階段性的生態考核與問責，則地方官員也能夠通過發動運動式治理機制打斷既有政策和行政常規、調動多方資源從而實現其責任歸屬河段水質的提升，進而呈現出相較于治理能力較強區域的更為突出的環境質量提升和更大幅度的治理績效變動。基于這一推斷，提出研究假設H2。

假設H2：生態問責能夠糾補區域環境政策；亦即：環保投入越低的區域，官員生態問責對河長制治理效應的邊際影響越明顯。

2 研究設計

2. 1 樣本與數據

本研究以中國七大流域中由地級市主要官員（市委書記、市長）擔任河長的河流為樣本，統計分析了2012—2020年間河長制政策實施前后的水質變動情況。考慮到中央政府于2016年印發《關于全面推行河長制的意見》、各地大多在2017年前后推行河長制，以2012年為研究起始年份，一方面確保了黨的十八大召開后國家戰略和政策要求的一致性，另一方面又留置一定研究期間以開展政策實施前后階段的比較研究。共統計了98個國控監測點的水質監測數據，這些監測點分布于36條河流之上，共有76個地級市為這些河流任命了市級主政官員（市委書記或市長）作為河長。根據國控監測點所在位置，將月均監測水質數據與城市經濟社會及官員特征相匹配后，共得到8 866個觀察值。

研究所用水質數據為樣本河流所設置的地表水水質國控斷面監測點位的報告數據，其初始數據為日度監測數據，水質監測指標包括酸堿性（pH）、溶解氧（DO）、化學需氧量（COD）、氨氮（NH3?N）和水質等級等，數據來自“青悅數據”（http：//data. epmap. org/）。國控監測點數據受到轄區政府數據操縱的可能性較小，可以保證本文數據的可靠性和客觀性。各地級市河長制政策的實施時間和市級官員的年齡、任期等個體特征數據均由作者手工搜集得到。剔除因變量缺失樣本，個別控制變量缺失值采用條件均值方法進行補缺。城市的經濟發展水平、產業結構等其他相關數據則來自歷年《中國城市統計年鑒》《中國環境統計年鑒》。

2. 2模型與變量設定

雙重差分（difference?in?difference，DID）是政策評價典型實證分析方法，其能消除時間效應和個體效應造成的誤差，控制政策實施與地方環境治理之間的內生關聯，從而得到更為準確的政策沖擊凈效應檢驗結果［23］。鑒于河長制在各地級市是一個漸進推行的過程，研究中采用多期DID模型以作為河長制政策之治理效應檢驗的基準模型。其設定如下：

式（2）中：Accoun_ijt為點位i 所在城市j 之市委書記在t時間所受到的環保問責壓力。環保問責壓力通常難以直接觀測，其既會隨政治周期與晉升考核的時間變動而波動，又體現了地方官員在環境保護與經濟增長之兩相權衡的相對性。本研究參照已有文獻，從地方官員的任期波動和偏好相對性兩個維度測度環保問責壓力。一是“晉升考核期”（Assess_ijt），根據耿曙等［24］、王賢彬等［25］的研究，作為對上級考核重點和問責壓力的一種反饋，地方官員通常在任期中段表現出更強烈的經濟增長動機，在任期初期和任期末期階段則表現得更為“穩健”和“保守”，強調生態保護和社會穩定以避免潛在的政治問責。鑒于現有文獻統計的2008年以來市委書記任期年限分布于3. 2～4. 1區間內［26-28］，本研究統計得到市委書記平均任期為3. 62年，因此將第2、3年任期設定為任期中段（Assess為0），其他任期年份則為“晉升考核期”（Assess 為1），而在后一階段內官員受到更強的環保考核與問責壓力。二是“經濟增長偏好”（Growth_ijt），地方官員往往會理性地在增長政績最大化與環保問責規避之間尋求最優行動策略，因此其對于經濟增長顯性政績的行動偏好，能夠從客觀上體現上級環保考核的相對問責壓力。本研究以城市歷年固定資產投資強度測量官員“經濟增長偏好”，是因為該指標作為快速實現經濟增長的常用投入項目，能夠較好體現地方官員追逐顯性增長政績、獲取政府間橫向標尺競爭相對優勢的動機和強度［29-30］。

式（3）中：Govern_ijt為監測點i 所在城市j 在t 時間的環境治理強度。為使變量測度更為全面，本研究分別從各城市的環境政策偏好（動機）和環保政策行動（表現）兩個層面衡量其環保投入強度。一是“環境政策偏好”（Atten?tion_ijt），其測度指標為政府工作報告中的環境保護相關詞頻與經濟發展相關詞頻的比值，該指標體現了城市政府對環境保護的注意力分配強度。通過挖掘政府官方文本、利用詞頻分析測度政府對不同類型公共事務的關注和重視程度，已經愈發顯見于相關研究操作之中［31-32］。二是“環保政策行動”（Expend_ijt），以各城市的環保支出強度進行測度，體現了地方官員將環境注意力與動機轉化為實際環保行動的具體表現［28，31］。式（2）和式（3）的其他變量設定及模型估計方法同基準回歸模型（1）。

上述變量定義及其描述性統計見表1。在消除了極端值后月均COD質量濃度的讀數范圍仍有較大波動（標準差為3. 172 mg/L），這為實證檢驗創造了分析空間；進一步的均值比較發現，月均COD濃度均值由政策實施前的4. 129 mg/L降低到實施后的3. 389 mg/L，且均值t 檢驗結果顯示兩者存在顯著差異（P lt; 0. 01），表明河長制政策實施整體降低了樣本河流的污染水平，產生了一定的治理效應。另外，控制變量的標準差相對較小，表明變異較小，數據較穩定。

3 實證結果分析

3. 1 平行趨勢檢驗

應用DID進行政策凈效應評估的前提是滿足平行趨勢假定，即如果沒有發生政策沖擊則實驗組與對照組應始終保持相同的發展趨勢，而不應有系統性差異。事件研究法（event study）已成為政策沖擊分析中驗證平行趨勢假設的標準選擇，用以檢驗和呈現事件發生前后結果變量的變動情況。研究中借鑒Beck等［33］的操作方法，將政策沖擊替換為表示河長制實施前和實施后若干年的虛擬變量，加入基準檢驗模型中進行回歸，虛擬變量系數即為對應年份上處理組與對照組之間的差異。檢驗結果如圖1所示。圖中橫坐標為相對于河長制政策實施當年的相對年份，以政策實施前的第4年為基準組。可見，河長制政策推行前的年份中，年份虛擬變量系數并不顯著（95%置信區間包含0），表明處理組和對照組在河長制政策實施前沒有顯著差異，滿足平行趨勢假定。相較而言，政策推行之后各年份虛擬變量系數顯著為負，表明河長制政策顯著降低了河流污染物濃度、有效提升了流域環境質量。

3. 2 基準回歸

表2所示為基于式（1）的河長制政策治理效應之DID基準回歸結果。列（1）—列（4）分別為不含固定效應、加入個體固定效應、加入個體/時間固定效應和同時又加入城市及官員控制變量的檢驗結果。由表2可見，在4個模型中變量Chief 的系數均顯著為負（P lt; 0. 01），表明河長制政策能夠顯著降低地表水中的COD質量濃度（至少降低22. 4%）、提升水環境質量。可見，河長制政策作為一種依托壓力型體制的環境治理模式，能夠促使地方官員采取卓有成效的減排措施，從而產生顯著流域環境治理效應。

在控制變量中，經濟發展水平與流域環境質量呈顯著負相關關系，表明發展水平較高的城市其本身環境治理水平較高、更易適應環保政策沖擊帶來的發展模式改變，且有更強晉升需求的官員出于應對環保考核、問責壓力以及潛在的晉升激勵，也傾向于采取更高效的措施帶動地方減排提升治理功效。中國推行了近20年的流域污染治理規制后，水中關鍵污染物排放已經總體進入環境庫茲涅茨曲線的下行階段。更高的人口密度和第二產業占比都會顯著增加水中COD濃度，表明生活污水和工業生產依然是造成流域污染的重要排放來源，轉變居民生活方式、推動工業生產清潔化轉型仍是實現流域環境有效治理的關鍵。區域內河流密度與流域污染顯著負相關，這可能是因為更廣泛的河流分布使區域水環境有更高的自潔能力，同時也分散了污染物排放源、避免了污染企業的沿河聚集，可見合理功能劃分和產業布局也是提升城市整理環境治理效能的關鍵舉措。另外，市委書記年齡與流域污染程度之間關系并未通過顯著性檢驗，這在一定程度上印證了當前文獻中關于官員年齡與環保動機之關系的沖突性結論，亦即：一方面，基于個體理性的研究認為，年齡越大的地方官員工作經驗越豐富、大局意識越明顯，更能意識到生態環境的重要性、相應地有更多的環保投入［34］；另一方面，基于晉升激勵的分析則認為，年齡越大的官員越會意識到晉升概率較小，因此對激勵和懲戒措施的敏感度越低、也會傾向于更為緩進和溫和的環境規制措施，因此環境質量提升相對更為滯后［35］。對此，后續研究仍需對官員個體偏好與治理情境的匹配關系進行系統研究，以協調與整合兩種沖突性的分析視角、提供官員年齡之行為影響與環境效應的統一闡釋。

3. 3官員生態問責的影響效應檢驗

表3為基于式（2）的官員生態問責對河長制治理成效的影響效應檢驗結果，其中面板A和B分別為以官員的“晉升考核期”和“經濟增長偏好”來測度生態問責壓力的實證結果。

如面板A（以Assess 測度Accoun）所示，無論是否加入城市和官員控制變量，河長制政策變量Chief 與晉升考核期的交互項系數與水中COD質量濃度顯著負相關（β₄=-0. 369）。這一結果表明，雖然實施河長制之后流域水質呈現整體性的提升，但若時任河長正處于晉升考核的敏感時期，則水中污染物濃度降低的幅度更大。根據“負面偏見”效應，相較于正面信息，人們對負面信息更敏感、更容易過度反應。在任期臨結、上級甄擢考核的關鍵階段，地方官員為了避免因流域污染等負面信息而引起上級“過度反應”，會嚴格恪守河長制政策要求、確保所轄流域的環境質量，從而使河長制政策呈現出更為顯著的環境治理效應。面板B（以Growth 測度Accoun）結果則表明，無論是否加入城市和官員控制變量，在變量Chief 依然為負的基礎上，其與經濟增長偏好的交互項在1%的顯著性水平上與水中COD濃度正相關（β4 = 0. 116）。這表明，與其他地方官員相比，經濟增長沖動更強烈官員所轄河流的水質改善相對不彰，其為增長績效和同儕競爭而實施的經濟投資和付出的環境代價，將影響河長制政策的流域治理成效。

綜合上述結果，河長制治理效應受到地方官員政策響應程度的影響，而后者又取決于其在經濟增長政績和生態環境保護兩種偏好之間做出的策略性權衡的結果——當地方官員感知到的晉升考核和生態問責壓力越大，則越會確保完成所轄河段的水質目標、取得明顯的流域環境改善；而當地方決策者偏好于經濟增長政績并為此付出更多財政支出和投資，則可能相對減少對流域環境的保護，從而使得河長制政策效果相對減弱。可見，雖然河長制作為一種分權化環境模式，能夠通過明晰地方官員的個體治理責任從而推動流域生態改善，但同時又需輔以集權化的監管和問責機制，由此才能真正強化地方官員的生態責任、推動其提升環境保護的注意力配置。由此，研究假設H1得到支持。

3. 4 官員生態問責對區域環保政策的糾補效應檢驗

表4為基于式（3）的官員生態問責對區域環保政策的糾補效應檢驗結果，其中面板A和B分別為以地方政府的“環境政策偏好”和“環保政策行動”來測度區域環境治理強度的檢驗結果。

如面板A（以Attention 測度Govern）所示，無論是否包含控制變量，在雙重項Chief×Accoun 系數依然顯著為負的基礎上，三重交互項Chief×Accoun×Govern 至少在5%的顯著性水平上與COD質量濃度正相關，表明地方政府工作報告中環保類詞頻占比越高（即對環境保護關注和重視程度越強［31-32］），則河流污染程度越高、河長制政策效應越不明顯；反之亦然：環保考核壓力對河長制政策治理成效的促進作用，在政府環保注意力配置更少的區域內愈加明顯。其原因可能在于，長期更為關注環境保護的區域，則可能早已施行嚴格和有效的流域治理環境規制，因此河長制政策實施前后的水質變動相對較小；相反，慣以尋求經濟快速增長的地方政府，則可能相對忽視環境保護、在流域治理上投入較少，因此其受到河長制政策和流域生態問責的沖擊也大、政策實施后的環境改善效果也會更加明顯。在面板B（以Expend 測度Govern）中，三重交互項Chief×Accoun×Govern 的系數同樣顯著為正，表明環保考核壓力對河長制政策的促進作用，在政府環保支出占比更低的區域內更加明顯，從而可得到與面板A相一致的結論。

綜合上述結果可知，作為一種分權治理機制，河長制在通過分配和強化地方官員治理責任、實現流域環境整體改善的同時，其政策效應又會受到兩方因素的影響：一方面，受到地方官員個體偏好和注意力分配的影響，而上級施予的環保考核與生態問責壓力能夠顯著提升地方官員的環保偏好、促進其提升流域環境注意力配置；另一方面，又受到區域政府的一貫環保政策和治理策略的影響，而河長制施行中的上級生態問責能夠通過高效官僚動員，并促使后者采取運動式的非常規措施以打破行政常規、集聚資源力量、并進而實現流域環境的快速改善，從而又發揮了糾補和扭轉地方治理政策、彌合分權化環境治理中的制度差異與政策落差等困境。由此，研究假設H2得到支持。

3. 5 穩健性檢驗

為檢驗本研究實證分析結果的穩健性，分別替換實證檢驗中的主要變量。具體來說，第一，將COD替換為氨氮（NH₃?N）和溶解氧（DO）——另外兩種常見的地表水質量測度指標［6，17］，其檢驗結果見表5 列（1）和列（2）。可見，河長制政策實施同時也顯著降低了氨氮濃度，同時又使得溶解氧顯著提升，驗證了河長制的治理效應。第二，將市委書記替換為市長，檢驗市長在不同任期中其擔任河長的河流水質變動情況。列（3）在Chief 變量依然為負的情況下其與晉升考核期變量的交互項顯著為負，同樣支持了官員生態問責強化河長制治理效應的前文結論。第三，在生態問責不斷強化的宏觀制度環境中，環保排名愈是處于末位的地方政府主政官員所面臨的環保問責壓力越大［36］。鑒于此，引入環保排名變量（前一年省內水污染排名前三位則為1，否則為0）以作為官員生態問責的代理變量，檢驗結果見列（4），同樣與前文結論相一致。

另外，有研究采用基層環保機構規模（地方環保系統內人數占全國比重）作為環境分權的衡量指標［37-38］，認為作為政府提供公共服務和職能實現的載體，機構和人員編制是“集中反映政府職能和權力劃分的重要風向標”，其在不同層級上的變動情況能夠反映中國財政供養體制下“ 以環境管理事權劃分為核心的環境管理體制變動”［38］。雖然也有研究對這一指標質疑，認為地方環保系統工作人員分布更多體現了環境分權的結果而非管理權限的下放過程［39］，且其可能受到公共部門總體規模、財政自給能力等因素的多重影響，但本研究認為，該指標至少能夠在一定程度上體現地方政府實行有效環境治理的能力——更為充裕的環保系統人員，能夠提升污染源監管與環保巡查的覆蓋范圍、頻次和強度。因此，將這一指標用作為穩健性檢驗，觀察在不同環保系統規模的區域中，環保考核壓力對河長制治理成效的差異影響。由圖2可見，雖然環保系統機構規模和人員占比更大的區域中，無論環保考核壓力較大抑或較小，河長制都能顯著提升流域環境質量，然而在環保系統規模較小的區域中，只有當地方官員所面臨的環保考核壓力更大時，其所擔任河長的流域中水質才能得到顯著改善。亦即，更高強度的環保考核與問責壓力，能夠更為顯著地提升政府治理能力相對不足的區域中的環境政策成效，從而在一定程度上支持了前文的研究發現。

4 結論與政策啟示

本研究以中國7大流域中由地級市主要官員（市委書記、市長）擔任河長的河流為樣本，基于多期雙重差分模型，實證檢驗了官員生態問責、區域環保政策對河長制治理成效的差異影響。研究得到如下結論：①河長制政策施行顯著降低了河流污染物濃度，實現了流域環境的整體改善，驗證了以明晰和強化地方官員環保責任為核心機制的分權化環境治理模式的有效性。②晉升激勵能夠對河長制政策成效產生顯著影響，即相較于以經濟增長為目標的官員激勵，強化官員考核中的生態問責更能提升河長制這一分權化環境治理模式的治理效能。③環保考核對河長制治理成效的促進作用，在政府環保注意力配置更低、環境治理財政投入與監管能力相對不足的區域中更為明顯，表明環保集權能夠在一定程度上修正和糾補治理分權下的區域間政策落差與偏差，進而能夠克服地方環保治理中的政績偏好替代、生態政策執行低效、環境治理碎片化與“搭便車”等問題。

本研究的發現調和了環保監管集權與環境治理分權之間的理論沖突，指出兩者在環境治理實踐中可以呈現為互為條件、相互支撐的補充關系。河長制作為一種整合了自上而下的壓力型體制和官僚控制、自下而上的治理責任明確與治理任務分工的環保政策，唯有將環保集權的體制優勢和治理分權的機制效能有機結合起來，才能實現流域環境的長效治理。這一研究發現具有更為廣泛的理論意義。河長制誕生于地方政府在流域治理中的自主探索創新，并繼而經歷了兩種截然不同的政策擴散過程：一方面是橫向區域間的平行擴散，即同級其他地區自主借鑒和模仿這一環保政策；另一方面是不同行政層級之間的縱向擴散，即上一級政府在總結提煉地方政策試點的先進經驗后，進一步將該創新性政策在下級政府進行全面推行。然而，前一種政策擴散模式通常并不能產生顯著環境治理成效，模仿者可能僅是“為了模仿而模仿”而不愿付出較高經濟成本去嚴格執行這一政策［40］；與之不同，后一種政策創新的縱向擴散模式，則能夠取得與政策首創地類似的環境治理成效，地方政府懾于縱向政治權威的壓力而呈現出更高的政策執行效度，即便為此可能付出較高的經濟代價。這表明，環境分權在一定程度上留置了地方政府政策創新的空間，為豐富和完善環境治理政策體系提供了必要條件；然而，分權下的政策創新可能僅僅在政策初創地區能夠取得顯著治理成效，橫向政府間的政策擴散即便能夠發生，也會在模仿者的權宜性執行和策略性應對中喪失實際治理成效。唯有環境分權與集權的相互搭配和有機結合，才能同時取得政策探索創新和政策擴散執行的雙重成效。

上述研究發現和理論討論的政策啟示在于，一方面，在中央與地方之間的環保權責配置中，應超越集權-分權二元對立的單向思維，探索地方治理性賦權與中央政治性集權相結合的動態機制，實現縱向環保權責的可治理性調配。這要求：①在進一步完善河長制政策、強化官員治理責任的過程中，分權化治理效能的實現還需以制度間的嵌合和職能間的協調為條件，應從黨建引領、多部門協調、約談問責實施機制、大數據信息技術賦能以及公眾參與與民間河長等方面探索河長制政策的配套機制，并合理分配地方官員在“河長”與“街長”“路長”等其他角色之間的注意力和權能配置。②治理性賦權存在區域間的不平衡、不統一和不協調問題，為此應充分發揮目標責任制和生態考核問責機制的集權化效應，探索設定更為廣泛和恰適的生態考核約束性指標，并以環保監管垂直改革的常規體制支撐和階段性動員式治理的動態過程糾偏作為兩種必要的補充機制。③中央政府對于環境治理權的把控應處于“放”與“收”的靈活狀態，拓寬環保集權與治理分權的動態調整空間和容錯試錯范圍，以更為多樣的形式煥發環保政策活力、實現環保政策的動態長效性。

另一方面，要同步推動地方探索性量變與中央主導性質變，實現環保制度與政策體系的動態演進與創新。地方政策創制受中央宏觀政策方向引導的同時，又充分結合當地區域特征并不斷進行調整、最終推行出恰適性治理政策。正如河長制模式的地方探索和平行擴散所呈現的那樣，地方自主性政策探索具有鮮明的漸進性決策特征，是在不改變整體條塊權能配置、不觸及結構性治理風險的前提下，所進行的圍繞區域環境規制和政策措施的邊際調整與創新。在某種程度上，這些量變過程都為質變提供了選項、創造了條件、積蓄了力量，同時也能揭露出問題的關鍵點和創新的突破口。此時，中央政府應在吸納、分析這些分散的地方實踐經驗的基礎上，提出結構性和系統性的改革方案，以相對更為“激進”的策略推進環保體制機制的“質變”與創新。

（責任編輯：蔣金星）