河湖长制能否起到保护水资源的作用？——基于湖北省经验数据

肖建忠，赵 豪

(1.中国地质大学(武汉)经济管理学院，武汉 430074；2.湖北省生态文明研究中心，武汉 430074)

习近平总书记在党的十九大报告中指出，“我们要建设的现代化是人与自然和谐共生的现代化，既要创造更多物质财富和精神财富以满足人民日益增长的美好生活需要，也要提供更多优质生态产品以满足人民日益增长的优美生态环境需要”[1].改革开放以来，中国经济迅猛发展，随之而来的生态环境问题也日益严重.随着中国特色社会主义进入新时期，我国经济已经由高速增长阶段转向高质量发展阶段，过去那种传统的资源浪费和环境污染的粗放式发展模式已经行不通了，经济发展方式亟待转型升级[2-4].资源浪费、环境污染和生态系统紊乱都严重地制约了我国经济实现高质量发展，保护生态环境的任务刻不容缓.在整个生态系统当中，水资源的保护显得尤为重要.在水资源防污攻坚战中，河长制承担着举足轻重的作用，它能够有效地破解中国目前治理水污染问题的困境，是我国在治理水污染问题方面做出的一项创新举措[5-8].

河长制，顾名思义，即是由我国各级党政主要负责人担任“河长”职务，其主要职责是保护河湖水资源安全.河长制的发展历程大致经历了三个阶段，即个别首创、地区推广和全面推行[9].第一阶段，河长制首创于浙江省长兴县.长兴县位于太湖流域，拥有着得天独厚的水资源禀赋，然而，在20世纪末，长兴县在经济飞速发展的同时，给生态环境也造成了不可承受的破坏，水资源遭到大量污染，黑河密布，污水泛滥.2003年，长兴县首次推行河长制，水资源保护效果显著.第二阶段，江苏无锡借鉴优秀经验，积极推行河长制，实现了部门之间的联动作用，将河长制进一步推进与深化.其后，各地纷纷仿照，河长制逐步推广与扩散.第三阶段，2016年底，中央国务院下发《关于全面推行河长制的意见》，意见明确强调在2018年底要在全国范围内建立河长制.湖北省位于我国中部，九省通衢，河湖众多，保护水资源意义重大.湖北省努力践行习近平总书记“生态优先、绿色发展”理念，积极响应党中央关于建立河长制号召，出台了《湖北省全面推行河湖长制实施方案(2018年-2020年)》通知，并于2017年底在省内全面建立起河湖长制，自此之后，河湖长制在湖北省内全面实施.因此，研究河湖长制的政策效应具有重要的现实意义.

1 文献综述

河长制是具有浓厚的中国特色的政策制度，国内关于河长制研究成果也颇为丰富，目前大多数文献都是从制度理论分析和实践运行效果这两个方面来研究河长制的.在制度理论分析方面，王书明、蔡萌萌[10]基于新制度经济学理论，认为河长制综合全面考虑了地方权力结构与环境现实，推动了环境制度变迁的步伐，但存在着急功近利的问题，需要不断发展与完善.王灿发[11]从法律角度对河长制进行剖析，认为河长制在本质上属于“人治”而非“法治”.李汉卿[12]认为河长制是一种行政发包制，并从控制权理论出发，发现河长制存在政策冷漠和执政困境等问题.在实践运行效果方面，任敏[13]认为河长制是一种跨部门协同的责任机制，需各方主体积极配合才能发挥效用.朱德米[14]认为河湖长制是中国治理水环境的一种创新模式，但在实践过程当中，体制、机制和技术三者之间相互匹配度较低，河湖长制的治理效果难以持久.沈坤荣、金刚[15]认为河长制对于水污染问题起到了初步效果，但是并没有从根本上减少水中深度污染物，这在一定程度上反映了地方政府治标不治本的行为.

综上所述，现存文献大多数都是从定性的角度来对河长制进行价值判断，一方面学者充分肯定了河长制的制度优势，另一方面学者则是在肯定的同时也指出了河长制现存的缺陷，然而，从定量的角度来对河长制进行事实判断的文献却寥寥无几.鉴于此，本文采用断点回归模型，实证分析了湖北省全面实施河湖长制的政策效果，这在一定程度上扩宽了研究河湖长制的视角，丰富了研究河湖长制的内容.

2 数据说明

2.1 数据来源

2.1.1 河流数据 本文借助湖北省生态环境厅公布的地表水环境质量月报数据，手动整理了2009年5月至2019年11月长江干流、汉江干流、长江支流、汉江支流这四大河流各个监测站点的月度数据.由于难以获得各个河流监测站点的详细数据，本文选取的是经过湖北省生态环境厅处理之后的月度总体数据，反映的是每月河流断面水质的总体情况，包含河流断面水质的优良率和重度污染率.

2.1.2 湖库数据 本文借助湖北省生态环境厅公布的地表水环境质量月报数据，手动整理了2009年5月至2019年11月各大省控湖泊和水库监测站点的月度数据，其中湖泊包括梁子湖、洪湖、斧头湖等监测站点，湖库包括丹江水库、黄龙滩水库、陆水水库等监测站点.由于难以获得各个湖库监测站点的详细数据，本文的数据是经过湖北省生态环境厅处理之后的月度总体数据，反映的是每月湖库水质的总体情况，包含湖库总体水质优良率和重度污染率.

2.2 变量说明

2.2.1 结果变量主要河流断面水质优良率(RER)和重度污染率(RPR) 河长的一项重要任务就是加强水资源的保护和综合治理.在评价水资源的治理效果时，河流水质优良率和重度污染率是两项极其重要的指标，它能够科学地反映出在某一时间段里河流水质安全情况.

主要湖库总体水质优良率(LER)和重度污染率(LPR).湖长与河长相对应，即对自己辖区内重要湖库加强水资源保护和综合治理.湖北省不仅注重河流水资源的保护与修复，对湖泊与水库的保护也是非常重视.湖北省在推行河长制的基础上实行湖长制，一湖一长，湖库水质优良率和重度污染率也是直接反映了水质安全情况.

2.2.2 处理变量河湖长制推行时间 本文将湖北省全面推行河湖长制的时间作为虚拟变量，观测当年的取值为1，其余取值为0.具体如下所示：

其中，i代表着结果变量，t代表着年份，2018年之前取值为0，2018年之后取值为1.

2.2.3 控制变量和其他变量 本文主要研究对象是河湖长制对水资源的保护作用，因此除河湖长制外，还需要对其他可能影响水资源安全的因素加以控制.由于工业生产会产生大量的废水，这些废水的排出会直接影响水质安全；化工企业多是沿江、沿河布局，化工企业所产生的污水也是造成水污染的重要原因之一，因此，本文选取工业增加值同比增长率(IGR)和化学原料及化学制品制造业增加值累计增长(CIGR)这两个指标作为控制变量.加之，地区平均降水量(AP)的稀缺程度也与水资源安全息息相关.IGR、CIGR和AP的数据来源于国家统计局、湖北省统计局和湖北省气象局.其次，为了避免时间趋势所带来的误差，影响计量结果的准确性，本文还对时间效应做了控制，这样所得出的结果精准度会更高.

表1 变量及符号Tab.1 Variables and symbols

2.3 描述性结果

本文各项变量的描述性结果如表2所示.我们可以从统计结果中发现，湖北省在全面推行河湖长制政策的前后，四个结果变量的均值都发生了变化.主要河流断面水质优良率(RER)在推行河湖长制政策之后，均值有了小幅度提升；主要河流断面水质重度污染率(RPR)的均值存在下降的趋势.主要湖库总体水质优良率(LER)的均值却在河湖长制政策推行之后存在下降的问题；主要湖库总体水质为重度污染率(LPR)的均值却是上涨的.当然，这只是描述性统计结果表面所反映出来的问题，并不具有十分的科学性，不能得出准确的结论，还需进一步研究与讨论.

表2 描述性统计结果Tab.2 Descriptive statistical results

3 实证研究及分析

3.1 研究方法

断点回归方法(regression discontinuity design，即RDD)是近年来研究政策效应的强有力工具，它可以在没有随机性的情况下识别出某项政策的效果.断点回归的主要原理是：存在一个变量，如果该变量大于这个临界值时，接受处置效应，小于临界值时，不接受处置效应，可以视作是对照组[16].学者Lee认为断点回归能够有效地避免内生性问题，可以很好地、如实地反映出各个变量之间的关系.通常地，断点回归大致可以分为两类，第一类，临界点是确定的(sharp RD)，即在临界值一侧的所有观测点都接受了处置，反之，在临界点另一侧的所有观测点都没有接受处置.此时，接受处置的概率从临界值一侧的0跳转到另一侧的1；第二类，临界点是模糊的(fussy RD)，即在临界值附近，接受处置的概率是单调变化的.

湖北省在2018年全面推行河湖长制，本文研究的是湖北省在全面推行河湖长制之后对水资源保护的政策效应.在2018年之前，湖北省没有全面推行河湖长制，2018年之后湖北省开始全面推行河湖长制，所以，2018年就是一个清晰断点(Sharp RD).所以本文运用断点回归模型，设置2018年为断点，实证研究了河湖长制推行之后对于湖北省水资源的保护效应.

3.2 模型设定

一般来讲，断点回归估计有两种方法，一是参数估计法，二是非参数估计法，本文选用的是第二种非参数估计法，本文借鉴引用徐晔、蔡奇翰学者整理的局部实验效应估计方法[17-18]，构建如下模型：

其中，Yi，t代表结果变量，即第i个结果变量在第t年的取值，t代表着年份，α，β，δ，γ均为本模型系数，Di，t为虚拟变量，即2018年之前，取值为0，2018年之后取值为1，γ为政策系数，也是本文研究的核心系数.Xk，t代表着第k个控制变量在第t年的取值，μk代表着控制变量系数，φi，t代表着时间效应，εi，t代表随机误差.本文由于受数据限制，研究样本较少，政策前后样本差较大，故不设置断点回归带宽.

3.3 Person相关系数检验

为了检验选取的控制变量的合理性与科学性，本文利用皮尔森相关系数对变量与变量之间的相关性做了检验，结果如表3所示.

表3 皮尔森相关系数结果Tab.3 Person correlation coefficient results

注：*、**、***分别表示显著水平为10%、5%、1%.下表同.

其中这个相关系数表包含两部分，左下角是指皮尔森相关系数，右上角的为非参数的斯皮尔曼相关系数，本文只分析左下角的皮尔森系数结果，斯皮尔曼系数一般不需解释.RER，RPR，LER，LPR是被解释变量，AP，IGR，CIGR是解释变量，他们的交叉点代表二者的相关系数.*代表显著性水平为10%，**代表显著性水平为5%，***代表显著性水平为1%，在经济学研究的共识中，至少要两颗星**才表示存在显著的相关关系.AP和RER，LER，LPR的相关系数不显著，代表不存在显著的相关关系，而AP和RPR的相关系数为-0.274，显著性水平为1%，表示存在显著的负相关.IGR与RER，RPR，LER，LPR均存在着显著的相关关系，并且IGR与RER和LER存在着显著的负相关，相关系数分别为-0.428与-0.318；IGR与RPR和LPR存在着显著的正相关，相关系数为0.674与0.355.同样地，CIGR与RER，RPR，LER，LPR也存在着显著的相关关系，并且CIGR与RER和LER也存在着显著的负相关，相关系数为-0.405和-0.273；CIGR与RPR和LPR存在显著的正相关，相关系数为0.649和0.282.在模型当中，控制变量选择是否合适将直接影响分析结果的准确性，通过皮尔森相关系数结果可知，AP，IGR，CIGR这三个控制变量均与RER，RPR，LER，LPR这四个结果变量存在着显著的相关性，由此可见，在构建断点回归模型当中，将AP，IGR，CIGR设置为控制变量具有合理性，它可以很好地帮助我们控制除了政策之外影响水资源安全的因素，更加直接地分析河湖长制这项政策的实施效应.

3.4 全样本断点回归结果分析

本文运用Stata 15.0软件，对数据模型进行处理，结果如下表4所示.这是一个模型结果的汇总表，其中每一列代表一个模型，表中变量对应的数值代表回归系数，系数右上角的星号代表显著性水平(***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1)，数值下的括号内为系数的标准误差.其中模型1(即Model_1a)和模型2(Model_1b)是指RER为被解释变量的模型，模型1a为不纳入控制变量的模型，而模型1b为纳入控制变量的模型.模型1～8代表4个被解释变量的模型，两两一组.其中，D表示断点，2018年之前为0，2018年(含)之后为1.D的系数代表断点之后相比于断点之前多多少个单位的被解释变量的数值，是本文研究的核心系数，具体结果如表4所示：

具体分析结果下：模型(1)，模型(3)，模型(5)和模型(7)代表不加控制变量的结果，模型(2)，模型(4)，模型(6)和模型(8)代表加入控制变量之后的结果，可以发现，纳入控制变量之后，模型中的R值相较于不纳入控制变量的R值有所增加，这可以说明加入控制变量之后的结果更为准确.因此，本文将着重分析纳入控制变量之后的结果.模型(2)表示，控制其他变量不变的条件下，RER与D存在着明显的负相关，2018年之后比2018年之前平均减少了10.57个单位的RER，这说明了湖北省在全面实施河湖长制之后，主要河流断面水质优良率相较于2018年之前是下降的，这可能是因为河湖长制政策的推行时间较短，在短时间内，政策效果不明显.模型(4)表示，控制其他变量不变，RPR与D存在着显著的正相关，2018年之后比2018年之前平均多1.640个单位的RPR，说明了湖北省在2018年之后主要河流断面水质重度污染率有了轻微上涨，说明污染河流的行为仍然存在，河长制责任没有得到充分落实，监督机制不够完善.模型(6)表示，控制其他变量不变，LER和D存在着显著的负相关，2018年之后比2018年之前平均减少了41.68个单位的LER，说明了湖北省在推行了河湖长制之后，主要湖库总体水质优良率是呈现出较为严重的下降趋势.模型(8)表示，在控制其他变量不变的情况下，LPR与D存在着显著的正相关，即2018年之后比2018年之前平均增多了5.33个单位的LPR，说明河湖长制实施之后，主要湖库总体水质重度污染率有了小幅度增加.究其原因，一方面可能是因为湖库的自然条件限制，水流性较差，水资源治理和控制存在较大困难；另一方面反映了湖长制的监督机制不完善，湖库污染行为没有得到有效控制，湖长制的责任也同样没有得到落实.对于控制变量的解读如下：以模型(4)的AP为例，控制其他变量不变，AP的系数为-0.010 3，在1%显著性水平显著为负，表明AP和RPR为显著的负向关系，其中AP每增加一个单位，则RPR减小0.010 3个单位；以模型(8)为例，控制其他变量不变，IGR的系数为0.267，即在1%显著性水平显著为正，表明IGR与LPR为显著的正向关系，其中IGR每增加一个单位，LPR就增加0.267各单位.

表4 全样本断点回归结果Tab.4 Full sample regression discontinuity results

另外，对比模型(3)和(4)，模型(5)和(6)，模型(7)和(8)的D的系数，发现不纳入控制变量和纳入控制变量，系数均显著，并且系数的大小未发生较大的变化，系数的正负号也均一致，因此，可以在一定程度说明模型具有稳健性，为了证明结论的合理性，本文将在下一部分进行安慰剂检验.

4 安慰剂检验

安慰剂检验(placebo test)并没有特定的和具体的操作方法，一般是更换解释变量，或者是被解释变量，然后再研究其结果显著与否.本文运用的是断点回归模型，其中虚拟变量D是模型的核心变量，为了进一步验证上述结果的可信度，本文做了安慰剂检验，其基本思想是：如果在其他假定的政策断点年份处，结果变量也出现了显著的跳跃，则说明原断点回归模型的结果并不可靠.因此，本文在政策断点之前的某一年份(此处选2015年)作为一个假定的断点，再对断点进行检验.结果如表5所示，模型(1)至(8)断点D1均不显著，而原模型则全部显著，因此说明原模型在2018年是一个显著的断点，也一定程度上说明了模型的稳健性和可靠性.

5 结论、建议及展望

5.1 结论

本文以湖北省推行河湖长制之后的政策效应为研究对象，采用断点回归模型实证分析了河湖长制与水资源保护之间的关系，得出了如下结论．

1) 河湖长制政策在短时间内并没有达到保护水资源的预期效果.这是因为政策效果本身具有一定的滞后性，并不能立竿见影.湖北省在2018年全面推行河湖长制之后，截至目前仅仅只有两年的时间，而且湖北省内河流、湖泊众多，水资源治理过程较为复杂，不同的地区治理效果也会存在差异性，水资源安全问题并不能立刻得到解决，而是要经过长时间的积累与建设，才能初见成效.鉴于此，我们不能简单地、机械地将河湖长制看成是一项“无用”政策，而是要全面地、科学地对河湖长制进行研判.

表5 安慰剂检验结果Tab.5 Placebo test results

2) 河湖长制对于湖库的水资源治理没有达到理想效果.因为湖泊与水库里面的水资源是静止的、停滞的，流行性差，水体交换能力较差，当外来污染物进入湖库之内，由于自身闭塞的自然环境，水资源的自我净化能力较差，水中污染物的治理问题较为复杂.由于造成湖库水资源污染因素较多，如工业废水、生活废水和农业废水等，一旦对湖库造成污染之后，治理起来就有具有很大挑战与困难.因此，湖库水资源的治理与保护是未来工作的重点.

3) 河湖长制的责任落实不到位，监管机制不完善.在研究结果中，我们可以发现，湖北省在全面推行河湖长制之后，河流断面水质的重度污染率和湖库总体水质重度污染率没有得到有效控制，这说明污染河流和湖库水资源的行为仍然存在，反映了各级河湖长的责任并没有得到充分落实，监督机制并不完善.河湖长制是一种形式较为特别的政策，它由地方政府主要领导人担任“河湖长”，层层下设，逐级设岗，“河湖长”数量众多，但其中仍然存在着不作为、爱掩饰、治标不治本等问题，为了所谓的“业绩”虚报检测数据，试图掩耳盗铃，自欺欺人，并且河湖长制是一项“自上而下”的政策，在实际地运行当中，常常出现监督断层情况，权力与责任不相匹配，现行的监管机制并不能及时地解决这类问题，导致河湖长制存在着一些弊端.

5.2 建议

河湖长制是一项国家重大政策，是中国在新时代建设“美丽中国”的重要突破，是推动形成绿色发展模式，建设生态文明的的重大创新.河湖长制全面擘画了保护水资源的宏伟蓝图.本文根据上述研究结论，提出以下几条政策建议.

1) 积极完善河湖长制，充分发挥河湖长的引领作用.湖北省应该积极完善河湖长制，继续发挥河湖长的领导作用，积极树立“绿水青山就是金山银山”理念，坚持与时俱进，不断在发展过程中对河湖长制进行完善.

2) 加大对湖库水资源治理力度.合理布局化工产业、重污染产业，严格控制污水排放；推动产业结构优化升级，加快绿色产业发展；完善城市污水处理系统；积极发挥各级湖长作用.

3) 加强河湖长制的责任落实，完善考核监管机制.加强各级河湖长责任落实，建立严格的问责考核机制；加强河湖长制的监督机制建设，积极引入第三方监督主体.

5.3 研究展望

本文采用断点回归模型，对湖北省河湖长制能否保护水资源进行了实证研究.无可否认的是，本文研究仍然受到数据可得性的限制，因为目前只有地表水环境质量的月度总体数据可用，无法获得各个监测站点的详细数据，所以本文的实证研究内容还不够全面.未来，如果可以获得更为微观、细致的数据，将从河湖水中污染物的变化情况、河湖湿地的修复情况和河湖水域岸线的管理情况来全面地研究河湖长制的政策效应，这也是我们下一步的研究方向与重点.