姚文捷

（浙江水利水電學(xué)院 浙江水文化研究所，杭州310018）

一、引言

河長(zhǎng)制作為水污染嚴(yán)峻情勢(shì)下水環(huán)境行政治理模式的一種創(chuàng)新，本質(zhì)上是對(duì)現(xiàn)有河流管理的制度統(tǒng)籌、權(quán)威加強(qiáng)與職責(zé)監(jiān)管。在國(guó)家出臺(tái)《關(guān)于全面推進(jìn)河長(zhǎng)制的意見(jiàn)》之后，河長(zhǎng)制已從“自下而上”的自主探索轉(zhuǎn)向了“自上而下”的統(tǒng)一意志[1]。這一制度結(jié)合流域分布與行政區(qū)劃，將河流管理分散的事權(quán)集中在各級(jí)黨政領(lǐng)導(dǎo)手中，通過(guò)“一把手抓”與“抓一把手”的壓力型“領(lǐng)導(dǎo)-負(fù)責(zé)”互動(dòng)機(jī)制來(lái)實(shí)現(xiàn)“自上而下”的目標(biāo)任務(wù)運(yùn)作，一定程度上解決了水政管理部門(mén)之間因職權(quán)交叉而引起的失調(diào)問(wèn)題。

基層河長(zhǎng)無(wú)疑是河長(zhǎng)制的執(zhí)行主體。如浙江省規(guī)定，縣（市、區(qū)）級(jí)及以上河長(zhǎng)負(fù)責(zé)牽頭制定“一河一策”治理方案；鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）、村（社區(qū)）兩級(jí)河長(zhǎng)負(fù)責(zé)對(duì)責(zé)任河道進(jìn)行日常巡查，并協(xié)助上級(jí)河長(zhǎng)開(kāi)展工作。顯然，基層河長(zhǎng)行為是指基層河長(zhǎng)對(duì)責(zé)任河道日常管理職責(zé)的履行，以及對(duì)責(zé)任河道綜合治理相關(guān)任務(wù)的貫徹和落實(shí)。作為環(huán)境管制的一種特殊形式，河長(zhǎng)制能否在河道污染治理中產(chǎn)生效果，直接源于基層河長(zhǎng)的各種行為。理論上，基層河長(zhǎng)作為單一的個(gè)體，既是公共利益實(shí)現(xiàn)人，又是理性?xún)r(jià)值選擇者，其行為是一個(gè)系統(tǒng)利用可獲得的各種信息并付諸行動(dòng)的過(guò)程，性別、年齡、職業(yè)、個(gè)性等變量經(jīng)由行為態(tài)度與主觀規(guī)范間接影響行為意向[2]。在組織行為學(xué)視域下，個(gè)體心理上不僅存在著實(shí)現(xiàn)公共價(jià)值、履職盡責(zé)等正面因子，也埋藏著面臨多重選擇的猶疑、應(yīng)對(duì)工作責(zé)任的遲疑、化解風(fēng)險(xiǎn)壓力的懷疑等負(fù)面因子[3]。正是這些正負(fù)因子的交互影響為基層河長(zhǎng)行為提供了直接的價(jià)值判斷。一般而言，基層河長(zhǎng)行為往往趨向于包括社會(huì)價(jià)值、組織價(jià)值與個(gè)體價(jià)值在內(nèi)的一系列結(jié)果的實(shí)現(xiàn)。由于社會(huì)價(jià)值與組織價(jià)值的實(shí)現(xiàn)客觀上受制于一些不可控的因素，如前者包括經(jīng)濟(jì)社會(huì)轉(zhuǎn)型、外部組織發(fā)展等，后者包括基層行政事務(wù)繁重、上級(jí)政府強(qiáng)力問(wèn)責(zé)等，基層河長(zhǎng)會(huì)直接致力于個(gè)體價(jià)值的實(shí)現(xiàn)。特別是河長(zhǎng)制推行以來(lái)，基層河長(zhǎng)在高壓考核與低效激勵(lì)的雙重態(tài)勢(shì)下，容易滋生“恐擔(dān)責(zé)、不敢為”的心理，從而熱衷于達(dá)成操作簡(jiǎn)單、風(fēng)險(xiǎn)可控、問(wèn)責(zé)面小的目標(biāo)任務(wù)，結(jié)果也就忽視了責(zé)任的本源屬性。從外部環(huán)境來(lái)看，河長(zhǎng)制在屬地管理原則和層層簽訂責(zé)任狀的運(yùn)作機(jī)制下，河道污染治理的主要責(zé)任與較大壓力實(shí)際上“自上而下”轉(zhuǎn)移到了基層。在包括會(huì)議制度、巡視制度、信息報(bào)送制度、工作督查制度、考核問(wèn)責(zé)制度等在內(nèi)的整個(gè)河長(zhǎng)制框架內(nèi)，基層河長(zhǎng)往往疲于應(yīng)付，極易誘發(fā)形式主義，從而在客觀上削弱了河長(zhǎng)制效力。已有研究表明，雖然河長(zhǎng)制達(dá)到了水污染治理的初步效果，但并未顯著減少水中深度污染物，這可能揭示了地方政府治標(biāo)不治本的粉飾性治污行為[4]。從內(nèi)在要求來(lái)看，河道污染治理是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，執(zhí)行主體必須具備扎實(shí)的專(zhuān)業(yè)知識(shí)、積極的工作態(tài)度、出色的綜合能力以及開(kāi)放的思維模式。這對(duì)大多數(shù)基層河長(zhǎng)來(lái)說(shuō)顯然是力不能及的，從而在主觀上制約了河長(zhǎng)制效力。

現(xiàn)有的相關(guān)研究也印證了上述觀點(diǎn)。學(xué)者們認(rèn)為，盡管可以通過(guò)強(qiáng)化縱向機(jī)制達(dá)到提升河道污染治理績(jī)效的良好效果[5～6]，但因過(guò)度依托權(quán)威導(dǎo)致政策執(zhí)行人員和執(zhí)行機(jī)構(gòu)面臨能力困境和行動(dòng)困境[7]，加之委托代理下的信息不對(duì)稱(chēng)與雙重角色下的角色過(guò)載[8～9]，治水政令的“最后一公里”其實(shí)并不通暢。鑒于相關(guān)定量分析極為缺乏的研究現(xiàn)狀，有必要通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查獲得來(lái)自基層河長(zhǎng)的第一手?jǐn)?shù)據(jù)，再基于責(zé)任河段定量評(píng)價(jià)是否達(dá)到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度，針對(duì)基層河長(zhǎng)行為揭示河長(zhǎng)制效力的現(xiàn)實(shí)狀況。本文的研究旨在為河長(zhǎng)制再建設(shè)中架構(gòu)基層河長(zhǎng)行為的正向激勵(lì)機(jī)制提供實(shí)證支持與決策參考，這對(duì)落實(shí)綠色發(fā)展理念、全面推行河長(zhǎng)制具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取

一般而言，基層河長(zhǎng)是指村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)與鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）級(jí)河長(zhǎng)兩類(lèi)。鑒于許多地區(qū)規(guī)定由縣（市、區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)負(fù)責(zé)制定、實(shí)施“一河一策”治理方案，并且“一河一策”治理方案也是對(duì)縣（市、區(qū)）級(jí)及以下河長(zhǎng)考核問(wèn)責(zé)的基本依據(jù)，本文將縣（市、區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)也納入基層河長(zhǎng)的范疇。依托成立于浙江水利水電學(xué)院的全國(guó)首家河長(zhǎng)學(xué)院——浙江河長(zhǎng)學(xué)院在2019年組織“河長(zhǎng)制”工作業(yè)務(wù)培訓(xùn)之機(jī)，本文對(duì)參加學(xué)習(xí)的683位基層河長(zhǎng)在2018年這一整年內(nèi)的河長(zhǎng)履職情況展開(kāi)問(wèn)卷調(diào)查，共發(fā)放問(wèn)卷683份，全部回收后經(jīng)信息篩選和可靠性評(píng)估，獲得有效問(wèn)卷667份，有效率達(dá)到97.66%。在667位基層河長(zhǎng)中，有628位來(lái)自浙江省金華市、衢州市和溫州市的下轄區(qū)縣，其余39位來(lái)自甘肅省平?jīng)鍪嗅轻紖^(qū)；行政級(jí)別上，村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)有445位，鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）級(jí)河長(zhǎng)有136位，縣（市、區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)有86位，占比分別為66.72%、20.39%、12.89%。

（二）變量設(shè)置

為考察河長(zhǎng)制效力，設(shè)置了兩個(gè)被解釋變量，即是否達(dá)到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度。是否達(dá)到治理目標(biāo)是0～1型二分類(lèi)因變量，對(duì)已達(dá)到治理目標(biāo)的賦值為1，未達(dá)到治理目標(biāo)的賦值為0。水質(zhì)前后變化程度是目前水質(zhì)與以前水質(zhì)二者之差，水質(zhì)評(píng)價(jià)分為6個(gè)檔次，由劣到優(yōu)依次為劣Ⅵ類(lèi)、Ⅴ類(lèi)、Ⅳ類(lèi)、Ⅲ類(lèi)、Ⅱ類(lèi)、Ⅰ類(lèi)，分別賦值為0、1、2、3、4、5。

核心解釋變量為一組行為特征變量。根據(jù)河長(zhǎng)制的工作業(yè)務(wù)內(nèi)容歸納基層河長(zhǎng)行為，確定行為特征變量為9個(gè)，即是否實(shí)行“一河一策”、年巡河次數(shù)、是否有巡河記錄、年工作例會(huì)次數(shù)、與公眾交流情況、是否參加過(guò)工作培訓(xùn)、是否公開(kāi)年度工作任務(wù)、是否如期完成年度工作任務(wù)、加班情況。這9個(gè)變量一般被認(rèn)為會(huì)對(duì)河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，即基層河長(zhǎng)實(shí)行“一河一策”，有巡河記錄，參加過(guò)工作培訓(xùn)，公開(kāi)及如期完成年度工作任務(wù)，年巡河次數(shù)、年工作例會(huì)次數(shù)、與公眾交流、加班等越多，河長(zhǎng)制的效果就可能越好。

控制變量為一組社會(huì)特征變量。這是因?yàn)椋诨鶎雍娱L(zhǎng)行為之外，是否達(dá)到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度還受群眾狀況、基礎(chǔ)設(shè)施狀況、產(chǎn)業(yè)狀況等客觀條件的制約。一般而言，有群眾反映問(wèn)題、群眾支持工作、雨水排放口數(shù)量多，對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度會(huì)有一定的積極影響；而排污口、集雨區(qū)工業(yè)企業(yè)和畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)數(shù)量多則有可能對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度產(chǎn)生一定的消極影響。

各變量定義見(jiàn)表1。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

基層河長(zhǎng)的多數(shù)行為對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)或水質(zhì)前后變化程度具有顯著的正向作用，說(shuō)明河長(zhǎng)制是存在效力的。鑒于被解釋變量的定性或定量特征，相應(yīng)構(gòu)建了二元logit和OLS兩個(gè)回歸模型來(lái)揭示河長(zhǎng)制效力的現(xiàn)實(shí)狀況。

式中，T為已達(dá)到治理目標(biāo)的概率；ΔQ為水質(zhì)前后變化程度；Q0與Q1分別為以前水質(zhì)和目前水質(zhì)；Bi為核心解釋變量，即一組行為特征變量；Sj為控制變量，即一組社會(huì)特征變量；α0、α1i、α2j、β0、β1i、β2j為對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)；θ為縣域固定效應(yīng)；ε與η為隨機(jī)誤差。若經(jīng)回歸獲得了α1i或β1i顯著為正的結(jié)果，則表明基層河長(zhǎng)的某一行為對(duì)河道污染治理產(chǎn)生積極的效果；否則為無(wú)效的行為。

三、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2顯示了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。調(diào)查顯示，基層河長(zhǎng)中，87.71%（585位）達(dá)到了治理目標(biāo)，并且，以前水質(zhì)和目前水質(zhì)的均值分別為2.2969與3.2264，水質(zhì)前后變化程度均值為0.9295，說(shuō)明落實(shí)河長(zhǎng)制使水質(zhì)大體上由Ⅳ類(lèi)向Ⅲ類(lèi)好轉(zhuǎn)。

對(duì)基層河長(zhǎng)行為特征的調(diào)查顯示，93.55%（624 位）實(shí)行了“一河一策”，90.25%（602 位）有巡河記錄，76.61%（511位）參加過(guò)工作培訓(xùn)，88.31%（589位）公開(kāi)了年度工作任務(wù)，73.16%（488位）如期完成了年度工作任務(wù)；并且，年巡河次數(shù)均值為3.7901，年工作例會(huì)次數(shù)均值為4.1244，與公眾交流情況均值為3.6387，加班情況均值為2.8426?？梢?jiàn)，雖然年巡河次數(shù)較少，但總體上，基層河長(zhǎng)履職行為的統(tǒng)計(jì)表現(xiàn)較為積極。

對(duì)基層河長(zhǎng)社會(huì)特征的調(diào)查顯示，37.48%（250 位）有群眾反映問(wèn)題，并且，群眾支持工作情況均值為3.9415，排污口數(shù)量均值為1.7376（標(biāo)準(zhǔn)差為8.1862），雨水排放口數(shù)量均值為3.8441（標(biāo)準(zhǔn)差為25.5761），集雨區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)量均值為4.2804（標(biāo)準(zhǔn)差為51.6797），集雨區(qū)畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)數(shù)量均值為0.5067（標(biāo)準(zhǔn)差為5.1209）?？梢?jiàn)，基層河長(zhǎng)遭遇群眾反映問(wèn)題的并不多，群眾較為支持河長(zhǎng)工作，根據(jù)問(wèn)卷的地理來(lái)源顯示，排污口數(shù)量、雨水排放口數(shù)量、集雨區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)量、集雨區(qū)畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)數(shù)量等地理因素差異很大。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）河長(zhǎng)制效力分析

表3與表4分別列示了式（1）和式（2）的回歸結(jié)果。列（1）未加入任何控制變量；列（2）僅加入涉及群眾狀況的控制變量，即社會(huì)特征中的是否有群眾反映問(wèn)題與群眾支持工作情況；列（3）僅加入涉及基礎(chǔ)設(shè)施狀況的控制變量，即社會(huì)特征中的排污口數(shù)量與雨水排放口數(shù)量；列（4）僅加入涉及產(chǎn)業(yè)狀況的控制變量，即社會(huì)特征中的集雨區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)量與集雨區(qū)畜禽養(yǎng)殖場(chǎng)數(shù)量；列（5）加入了全部社會(huì)特征控制變量。表3各列均控制了縣域固定效應(yīng)。

綜合兩個(gè)回歸結(jié)果來(lái)看，在行為特征變量中，是否實(shí)行“一河一策”與年巡河次數(shù)這兩個(gè)因素對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)和水質(zhì)前后變化程度都有顯著的正向作用，且呈現(xiàn)出良好的穩(wěn)健性。在表3列（5）中經(jīng)計(jì)算得到是否實(shí)行“一河一策”和年巡河次數(shù)的平均邊際效應(yīng)分別為0.1662（標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0381）與0.0224（標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0060），且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；幾率比分別為11.7682（標(biāo)準(zhǔn)誤為6.2846）與1.3949（標(biāo)準(zhǔn)誤為0.1165），且均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著①。這說(shuō)明，是否實(shí)行“一河一策”或年巡河次數(shù)每增加1單位，達(dá)到治理目標(biāo)的概率將提高0.1662單位或0.0224單位，幾率比將提高10.7682單位或0.3949單位。顯然，是否實(shí)行“一河一策”對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)的作用較年巡河次數(shù)要大。同樣，表4列（5）的回歸系數(shù)也說(shuō)明了是否實(shí)行“一河一策”對(duì)水質(zhì)前后變化程度的作用較年巡河次數(shù)要大。值得注意的是，加班情況對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負(fù)向作用，且呈現(xiàn)出良好的穩(wěn)健性。這可能是因?yàn)槠綍r(shí)河長(zhǎng)工作被積壓在加班時(shí)段，正常上班時(shí)段并未有效落實(shí)環(huán)境管制，導(dǎo)致一些污染偷排偷放行為沒(méi)有得到及時(shí)遏制，從而加班頻率越高，水質(zhì)惡化越嚴(yán)重。顏海娜等（2019）[9]的研究結(jié)果也說(shuō)明，工作負(fù)荷對(duì)基層河長(zhǎng)的政策執(zhí)行力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響。但是，加班情況對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)卻沒(méi)有顯著影響。此外，盡管穩(wěn)健性稍弱，年工作例會(huì)次數(shù)對(duì)水質(zhì)前后變化程度也有顯著的正向作用。在社會(huì)特征控制變量中，是否有群眾反映問(wèn)題對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負(fù)向作用，這可能是群眾反映的問(wèn)題不能得到及時(shí)解決所致。

表3 河長(zhǎng)制效力的二元Logit回歸結(jié)果

表4 河長(zhǎng)制效力的OLS回歸結(jié)果

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，設(shè)置了如下幾種檢驗(yàn)方式：第一，在式（1）中改用Probit 回歸模型進(jìn)行再估計(jì)；第二，鑒于同一地區(qū)較低行政級(jí)別河長(zhǎng)的責(zé)任河段有可能歸屬于較高行政級(jí)別河長(zhǎng)的責(zé)任河段，在總體樣本中剔除136位鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）級(jí)河長(zhǎng)和86位縣（市、區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)，保留445位村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)，并對(duì)式（1）和式（2）進(jìn)行再估計(jì)；第三，考慮到存在省際差異，在總體樣本中剔除39位來(lái)自甘肅省的基層河長(zhǎng)，保留628位來(lái)自浙江省的基層河長(zhǎng)，并對(duì)式（1）和式（2）進(jìn)行再估計(jì)。

表5列示了穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果。結(jié)果顯示，是否實(shí)行“一河一策”與年巡河次數(shù)這兩個(gè)因素對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)和水質(zhì)前后變化程度仍有顯著的正向作用。由于在總體樣本中只保留了445位村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)或只保留了628位來(lái)自浙江省的基層河長(zhǎng)，回歸結(jié)果顯示：年工作例會(huì)次數(shù)在列（2）與列（3）中對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)具有顯著的正向作用，在列（5）中對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的正向作用；是否公開(kāi)年度工作任務(wù)在列（4）中對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的正向作用；加班情況在列（4）與列（5）中對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負(fù)向作用。值得注意的有兩點(diǎn)。第一，是否參加過(guò)工作培訓(xùn)在列（2）與列（3）中對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)具有顯著的負(fù)向作用，在列（4）與列（5）中對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負(fù)向作用?？赡艿慕忉屖牵娱L(zhǎng)所接受的培訓(xùn)內(nèi)容對(duì)工作的實(shí)際指導(dǎo)存在一定的偏誤，從而村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)或來(lái)自浙江省的基層河長(zhǎng)參加過(guò)工作培訓(xùn)反而使得水質(zhì)惡化并不易達(dá)到治理目標(biāo)。第二，是否如期完成年度工作任務(wù)在列（3）中對(duì)是否達(dá)到治理目標(biāo)具有顯著的負(fù)向作用，在列（4）中對(duì)水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負(fù)向作用。可能的解釋是，年度工作任務(wù)的設(shè)置缺乏對(duì)權(quán)變因素的考慮，從而來(lái)自浙江省的基層河長(zhǎng)如期完成年度工作任務(wù)反而不易達(dá)到治理目標(biāo)，村（社區(qū)）級(jí)河長(zhǎng)如期完成年度工作任務(wù)反而使得水質(zhì)惡化?？傮w上，基層河長(zhǎng)行為不能對(duì)河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，河長(zhǎng)制效力并未得到應(yīng)有的體現(xiàn)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

基層河長(zhǎng)行為除是否實(shí)行“一河一策”與年巡河次數(shù)二者之外，基本不能對(duì)河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，河長(zhǎng)制缺乏效力。因此，河長(zhǎng)制再建設(shè)勢(shì)在必行，結(jié)合調(diào)查問(wèn)卷和訪談結(jié)果，本文認(rèn)為再建設(shè)中最迫切的是要架構(gòu)基層河長(zhǎng)行為的正向激勵(lì)機(jī)制，具體措施如下：（1）優(yōu)化河長(zhǎng)制框架設(shè)計(jì)。在繼續(xù)強(qiáng)化“一河一策”執(zhí)行力度并規(guī)范巡視制度的基礎(chǔ)上，簡(jiǎn)化會(huì)議制度、信息報(bào)送制度與工作督查制度，以責(zé)任河段的治理目標(biāo)實(shí)現(xiàn)與水質(zhì)改善程度為主要依據(jù)，建立合理的、強(qiáng)效激勵(lì)的獎(jiǎng)懲體系。特別要側(cè)重加大利益引導(dǎo)與輸送，以調(diào)動(dòng)基層河長(zhǎng)履職的積極性并激發(fā)河道污染治理的內(nèi)生動(dòng)力，如將河長(zhǎng)工作績(jī)效與薪酬、晉升掛鉤；根據(jù)考核結(jié)果評(píng)選“優(yōu)秀河長(zhǎng)”，設(shè)立專(zhuān)項(xiàng)資金加以獎(jiǎng)勵(lì)；完善財(cái)務(wù)制度，對(duì)涉及河長(zhǎng)工作的開(kāi)支予以報(bào)銷(xiāo)或補(bǔ)貼等。（2）建立基層河長(zhǎng)履職的專(zhuān)業(yè)人才輔助制度。可通過(guò)面向社會(huì)長(zhǎng)期招聘或從職能部門(mén)臨時(shí)調(diào)用等方式延攬相關(guān)技術(shù)人員，以不斷豐富基層河長(zhǎng)工作的人才構(gòu)成，彌補(bǔ)基層河長(zhǎng)的專(zhuān)業(yè)缺陷并有效提高其履職效率。（3）弱化環(huán)境管制這一強(qiáng)制性政策工具偏好。引入環(huán)境稅費(fèi)與補(bǔ)貼、排污權(quán)交易等政策，優(yōu)化政策工具結(jié)構(gòu)，并相應(yīng)地吸收企業(yè)、社會(huì)公眾、非政府組織、媒體等體制外力量參與河道污染治理，有效緩解“責(zé)任發(fā)包”對(duì)基層河長(zhǎng)造成的風(fēng)險(xiǎn)與壓力。

注 釋?zhuān)?/p>

①分別計(jì)算在每個(gè)樣本觀測(cè)值上的邊際效應(yīng)，然后進(jìn)行簡(jiǎn)單算數(shù)平均，即為平均邊際效應(yīng)；計(jì)算被解釋變量取1的概率與取0的概率的比值，即為幾率比。