基层河长行为与河长制效力：一个实证分析框架

姚文捷

（浙江水利水电学院 浙江水文化研究所，杭州310018）

一、引言

河长制作为水污染严峻情势下水环境行政治理模式的一种创新，本质上是对现有河流管理的制度统筹、权威加强与职责监管。在国家出台《关于全面推进河长制的意见》之后，河长制已从“自下而上”的自主探索转向了“自上而下”的统一意志[1]。这一制度结合流域分布与行政区划，将河流管理分散的事权集中在各级党政领导手中，通过“一把手抓”与“抓一把手”的压力型“领导-负责”互动机制来实现“自上而下”的目标任务运作，一定程度上解决了水政管理部门之间因职权交叉而引起的失调问题。

基层河长无疑是河长制的执行主体。如浙江省规定，县（市、区）级及以上河长负责牵头制定“一河一策”治理方案；乡（镇、街道）、村（社区）两级河长负责对责任河道进行日常巡查，并协助上级河长开展工作。显然，基层河长行为是指基层河长对责任河道日常管理职责的履行，以及对责任河道综合治理相关任务的贯彻和落实。作为环境管制的一种特殊形式，河长制能否在河道污染治理中产生效果，直接源于基层河长的各种行为。理论上，基层河长作为单一的个体，既是公共利益实现人，又是理性价值选择者，其行为是一个系统利用可获得的各种信息并付诸行动的过程，性别、年龄、职业、个性等变量经由行为态度与主观规范间接影响行为意向[2]。在组织行为学视域下，个体心理上不仅存在着实现公共价值、履职尽责等正面因子，也埋藏着面临多重选择的犹疑、应对工作责任的迟疑、化解风险压力的怀疑等负面因子[3]。正是这些正负因子的交互影响为基层河长行为提供了直接的价值判断。一般而言，基层河长行为往往趋向于包括社会价值、组织价值与个体价值在内的一系列结果的实现。由于社会价值与组织价值的实现客观上受制于一些不可控的因素，如前者包括经济社会转型、外部组织发展等，后者包括基层行政事务繁重、上级政府强力问责等，基层河长会直接致力于个体价值的实现。特别是河长制推行以来，基层河长在高压考核与低效激励的双重态势下，容易滋生“恐担责、不敢为”的心理，从而热衷于达成操作简单、风险可控、问责面小的目标任务，结果也就忽视了责任的本源属性。从外部环境来看，河长制在属地管理原则和层层签订责任状的运作机制下，河道污染治理的主要责任与较大压力实际上“自上而下”转移到了基层。在包括会议制度、巡视制度、信息报送制度、工作督查制度、考核问责制度等在内的整个河长制框架内，基层河长往往疲于应付，极易诱发形式主义，从而在客观上削弱了河长制效力。已有研究表明，虽然河长制达到了水污染治理的初步效果，但并未显著减少水中深度污染物，这可能揭示了地方政府治标不治本的粉饰性治污行为[4]。从内在要求来看，河道污染治理是一项复杂的系统工程，执行主体必须具备扎实的专业知识、积极的工作态度、出色的综合能力以及开放的思维模式。这对大多数基层河长来说显然是力不能及的，从而在主观上制约了河长制效力。

现有的相关研究也印证了上述观点。学者们认为，尽管可以通过强化纵向机制达到提升河道污染治理绩效的良好效果[5～6]，但因过度依托权威导致政策执行人员和执行机构面临能力困境和行动困境[7]，加之委托代理下的信息不对称与双重角色下的角色过载[8～9]，治水政令的“最后一公里”其实并不通畅。鉴于相关定量分析极为缺乏的研究现状，有必要通过问卷调查获得来自基层河长的第一手数据，再基于责任河段定量评价是否达到治理目标与水质前后变化程度，针对基层河长行为揭示河长制效力的现实状况。本文的研究旨在为河长制再建设中架构基层河长行为的正向激励机制提供实证支持与决策参考，这对落实绿色发展理念、全面推行河长制具有重要的现实意义。

二、研究设计

（一）样本选取

一般而言，基层河长是指村（社区）级河长与乡（镇、街道）级河长两类。鉴于许多地区规定由县（市、区）级河长负责制定、实施“一河一策”治理方案，并且“一河一策”治理方案也是对县（市、区）级及以下河长考核问责的基本依据，本文将县（市、区）级河长也纳入基层河长的范畴。依托成立于浙江水利水电学院的全国首家河长学院——浙江河长学院在2019年组织“河长制”工作业务培训之机，本文对参加学习的683位基层河长在2018年这一整年内的河长履职情况展开问卷调查，共发放问卷683份，全部回收后经信息筛选和可靠性评估，获得有效问卷667份，有效率达到97.66%。在667位基层河长中，有628位来自浙江省金华市、衢州市和温州市的下辖区县，其余39位来自甘肃省平凉市崆峒区；行政级别上，村（社区）级河长有445位，乡（镇、街道）级河长有136位，县（市、区）级河长有86位，占比分别为66.72%、20.39%、12.89%。

（二）变量设置

为考察河长制效力，设置了两个被解释变量，即是否达到治理目标与水质前后变化程度。是否达到治理目标是0～1型二分类因变量，对已达到治理目标的赋值为1，未达到治理目标的赋值为0。水质前后变化程度是目前水质与以前水质二者之差，水质评价分为6个档次，由劣到优依次为劣Ⅵ类、Ⅴ类、Ⅳ类、Ⅲ类、Ⅱ类、Ⅰ类，分别赋值为0、1、2、3、4、5。

核心解释变量为一组行为特征变量。根据河长制的工作业务内容归纳基层河长行为，确定行为特征变量为9个，即是否实行“一河一策”、年巡河次数、是否有巡河记录、年工作例会次数、与公众交流情况、是否参加过工作培训、是否公开年度工作任务、是否如期完成年度工作任务、加班情况。这9个变量一般被认为会对河道污染治理产生积极的效果，即基层河长实行“一河一策”，有巡河记录，参加过工作培训，公开及如期完成年度工作任务，年巡河次数、年工作例会次数、与公众交流、加班等越多，河长制的效果就可能越好。

控制变量为一组社会特征变量。这是因为，在基层河长行为之外，是否达到治理目标与水质前后变化程度还受群众状况、基础设施状况、产业状况等客观条件的制约。一般而言，有群众反映问题、群众支持工作、雨水排放口数量多，对是否达到治理目标与水质前后变化程度会有一定的积极影响；而排污口、集雨区工业企业和畜禽养殖场数量多则有可能对是否达到治理目标与水质前后变化程度产生一定的消极影响。

各变量定义见表1。

表1 变量定义

（三）模型设定

基层河长的多数行为对是否达到治理目标或水质前后变化程度具有显著的正向作用，说明河长制是存在效力的。鉴于被解释变量的定性或定量特征，相应构建了二元logit和OLS两个回归模型来揭示河长制效力的现实状况。

式中，T为已达到治理目标的概率；ΔQ为水质前后变化程度；Q0与Q1分别为以前水质和目前水质；Bi为核心解释变量，即一组行为特征变量；Sj为控制变量，即一组社会特征变量；α0、α1i、α2j、β0、β1i、β2j为对应的回归系数；θ为县域固定效应；ε与η为随机误差。若经回归获得了α1i或β1i显著为正的结果，则表明基层河长的某一行为对河道污染治理产生积极的效果；否则为无效的行为。

三、实证分析

（一）描述性统计

表2显示了所有变量的描述性统计结果。调查显示，基层河长中，87.71%（585位）达到了治理目标，并且，以前水质和目前水质的均值分别为2.2969与3.2264，水质前后变化程度均值为0.9295，说明落实河长制使水质大体上由Ⅳ类向Ⅲ类好转。

对基层河长行为特征的调查显示，93.55%（624 位）实行了“一河一策”，90.25%（602 位）有巡河记录，76.61%（511位）参加过工作培训，88.31%（589位）公开了年度工作任务，73.16%（488位）如期完成了年度工作任务；并且，年巡河次数均值为3.7901，年工作例会次数均值为4.1244，与公众交流情况均值为3.6387，加班情况均值为2.8426。可见，虽然年巡河次数较少，但总体上，基层河长履职行为的统计表现较为积极。

对基层河长社会特征的调查显示，37.48%（250 位）有群众反映问题，并且，群众支持工作情况均值为3.9415，排污口数量均值为1.7376（标准差为8.1862），雨水排放口数量均值为3.8441（标准差为25.5761），集雨区工业企业数量均值为4.2804（标准差为51.6797），集雨区畜禽养殖场数量均值为0.5067（标准差为5.1209）。可见，基层河长遭遇群众反映问题的并不多，群众较为支持河长工作，根据问卷的地理来源显示，排污口数量、雨水排放口数量、集雨区工业企业数量、集雨区畜禽养殖场数量等地理因素差异很大。

表2 变量描述性统计

（二）河长制效力分析

表3与表4分别列示了式（1）和式（2）的回归结果。列（1）未加入任何控制变量；列（2）仅加入涉及群众状况的控制变量，即社会特征中的是否有群众反映问题与群众支持工作情况；列（3）仅加入涉及基础设施状况的控制变量，即社会特征中的排污口数量与雨水排放口数量；列（4）仅加入涉及产业状况的控制变量，即社会特征中的集雨区工业企业数量与集雨区畜禽养殖场数量；列（5）加入了全部社会特征控制变量。表3各列均控制了县域固定效应。

综合两个回归结果来看，在行为特征变量中，是否实行“一河一策”与年巡河次数这两个因素对是否达到治理目标和水质前后变化程度都有显著的正向作用，且呈现出良好的稳健性。在表3列（5）中经计算得到是否实行“一河一策”和年巡河次数的平均边际效应分别为0.1662（标准误为0.0381）与0.0224（标准误为0.0060），且均在1%的统计水平下显著；几率比分别为11.7682（标准误为6.2846）与1.3949（标准误为0.1165），且均在1%的统计水平下显著①。这说明，是否实行“一河一策”或年巡河次数每增加1单位，达到治理目标的概率将提高0.1662单位或0.0224单位，几率比将提高10.7682单位或0.3949单位。显然，是否实行“一河一策”对是否达到治理目标的作用较年巡河次数要大。同样，表4列（5）的回归系数也说明了是否实行“一河一策”对水质前后变化程度的作用较年巡河次数要大。值得注意的是，加班情况对水质前后变化程度具有显著的负向作用，且呈现出良好的稳健性。这可能是因为平时河长工作被积压在加班时段，正常上班时段并未有效落实环境管制，导致一些污染偷排偷放行为没有得到及时遏制，从而加班频率越高，水质恶化越严重。颜海娜等（2019）[9]的研究结果也说明，工作负荷对基层河长的政策执行力产生了显著的负向影响。但是，加班情况对是否达到治理目标却没有显著影响。此外，尽管稳健性稍弱，年工作例会次数对水质前后变化程度也有显著的正向作用。在社会特征控制变量中，是否有群众反映问题对水质前后变化程度具有显著的负向作用，这可能是群众反映的问题不能得到及时解决所致。

表3 河长制效力的二元Logit回归结果

表4 河长制效力的OLS回归结果

为保证回归结果的稳健性，设置了如下几种检验方式：第一，在式（1）中改用Probit 回归模型进行再估计；第二，鉴于同一地区较低行政级别河长的责任河段有可能归属于较高行政级别河长的责任河段，在总体样本中剔除136位乡（镇、街道）级河长和86位县（市、区）级河长，保留445位村（社区）级河长，并对式（1）和式（2）进行再估计；第三，考虑到存在省际差异，在总体样本中剔除39位来自甘肃省的基层河长，保留628位来自浙江省的基层河长，并对式（1）和式（2）进行再估计。

表5列示了稳健性检验的结果。结果显示，是否实行“一河一策”与年巡河次数这两个因素对是否达到治理目标和水质前后变化程度仍有显著的正向作用。由于在总体样本中只保留了445位村（社区）级河长或只保留了628位来自浙江省的基层河长，回归结果显示：年工作例会次数在列（2）与列（3）中对是否达到治理目标具有显著的正向作用，在列（5）中对水质前后变化程度具有显著的正向作用；是否公开年度工作任务在列（4）中对水质前后变化程度具有显著的正向作用；加班情况在列（4）与列（5）中对水质前后变化程度具有显著的负向作用。值得注意的有两点。第一，是否参加过工作培训在列（2）与列（3）中对是否达到治理目标具有显著的负向作用，在列（4）与列（5）中对水质前后变化程度具有显著的负向作用。可能的解释是，河长所接受的培训内容对工作的实际指导存在一定的偏误，从而村（社区）级河长或来自浙江省的基层河长参加过工作培训反而使得水质恶化并不易达到治理目标。第二，是否如期完成年度工作任务在列（3）中对是否达到治理目标具有显著的负向作用，在列（4）中对水质前后变化程度具有显著的负向作用。可能的解释是，年度工作任务的设置缺乏对权变因素的考虑，从而来自浙江省的基层河长如期完成年度工作任务反而不易达到治理目标，村（社区）级河长如期完成年度工作任务反而使得水质恶化。总体上，基层河长行为不能对河道污染治理产生积极的效果，河长制效力并未得到应有的体现。

表5 稳健性检验结果

四、结论与政策启示

基层河长行为除是否实行“一河一策”与年巡河次数二者之外，基本不能对河道污染治理产生积极的效果，河长制缺乏效力。因此，河长制再建设势在必行，结合调查问卷和访谈结果，本文认为再建设中最迫切的是要架构基层河长行为的正向激励机制，具体措施如下：（1）优化河长制框架设计。在继续强化“一河一策”执行力度并规范巡视制度的基础上，简化会议制度、信息报送制度与工作督查制度，以责任河段的治理目标实现与水质改善程度为主要依据，建立合理的、强效激励的奖惩体系。特别要侧重加大利益引导与输送，以调动基层河长履职的积极性并激发河道污染治理的内生动力，如将河长工作绩效与薪酬、晋升挂钩；根据考核结果评选“优秀河长”，设立专项资金加以奖励；完善财务制度，对涉及河长工作的开支予以报销或补贴等。（2）建立基层河长履职的专业人才辅助制度。可通过面向社会长期招聘或从职能部门临时调用等方式延揽相关技术人员，以不断丰富基层河长工作的人才构成，弥补基层河长的专业缺陷并有效提高其履职效率。（3）弱化环境管制这一强制性政策工具偏好。引入环境税费与补贴、排污权交易等政策，优化政策工具结构，并相应地吸收企业、社会公众、非政府组织、媒体等体制外力量参与河道污染治理，有效缓解“责任发包”对基层河长造成的风险与压力。

注 释：

①分别计算在每个样本观测值上的边际效应，然后进行简单算数平均，即为平均边际效应；计算被解释变量取1的概率与取0的概率的比值，即为几率比。