劉遠航，杜曉榮,2

(1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省“世界水谷”與生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)作中心，江蘇 南京 211100)

湖泊是人類賴以生存的重要場所，具有調(diào)節(jié)河川徑流、發(fā)展灌溉、提供工業(yè)和飲用的水源、繁衍水生生物、溝通航運，改善區(qū)域生態(tài)環(huán)境以及開發(fā)礦產(chǎn)等多種功能，在國民經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。然而，在氣候變化和長期無序開發(fā)湖泊資源活動的雙重影響下，由于忽視對湖泊的有效保護與管理，我國湖泊面積萎縮、水域空間減少、水質(zhì)惡化、生物棲息地破壞等問題突出，湖泊功能嚴重退化。

為了解決湖泊環(huán)境問題，進一步加強湖泊環(huán)境管理保護工作，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳于2018年1月4日印發(fā)了《關(guān)于在湖泊實施湖長制的指導(dǎo)意見》(以下簡稱《意見》)的通知。實施湖長制是貫徹黨的十九大精神、加強生態(tài)文明建設(shè)的具體舉措，是加強湖泊管理保護、改善湖泊生態(tài)環(huán)境、維護湖泊健康生命、實現(xiàn)湖泊功能永續(xù)利用的重要制度保障。

自2018年《意見》下發(fā)以來，全國各地區(qū)和各部門根據(jù)中央要求逐步落實湖長制，目前各省、市、縣、鄉(xiāng)4級湖長基本已經(jīng)全部設(shè)立完畢。湖長制通過細化責(zé)任、強化監(jiān)管體系等方式，提高了環(huán)境質(zhì)量考核在地方政府績效考核中的分量，一方面，地方政府官員基于考核和晉升壓力，自然會提高湖泊環(huán)境治理支出，但另一方面，湖長責(zé)任難以厘清、跨界湖泊的湖長間缺乏上下聯(lián)動及協(xié)調(diào)配合機制等問題依然存在，湖長制是否真正發(fā)揮了水質(zhì)提升的政策效應(yīng)呢？

與前人以河流為對象，側(cè)重點在水環(huán)境管理績效[1-2]、河長制考核機制[3-4]、河流健康評價[5-6]、河湖生態(tài)流量管理[7-8]等研究有所不同，湖泊存在問題的特異性使得其管理保護需要因地制宜、因湖施策，因此湖長制政策效應(yīng)研究不能照搬以往河長制的相關(guān)成果?；诖耍疚倪x取2013年11月至2021年6月的全國地表水水質(zhì)月報中主要湖庫數(shù)據(jù)，采用斷點回歸法探究湖長制對水質(zhì)提升的政策效應(yīng)，由此對湖長制這一政策做出價值判斷并針對存在問題提出相關(guān)建議，這樣不僅能夠豐富湖長制的相關(guān)理論研究成果，對于進一步落實、完善湖長制也具有重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

作為河長制的延伸，湖長制同樣具有濃厚的中國特色，現(xiàn)有學(xué)術(shù)成果中對于湖長制的價值判斷主要是圍繞制度優(yōu)勢、管理成效評價、現(xiàn)存問題這3個方面展開定性研究，對于湖長制政策效應(yīng)的定量研究成果非常少。

湖長制是因水環(huán)境問題而生的湖泊保護制度，自誕生之初就顯示出強大的生機與活力，顯現(xiàn)出一定的制度優(yōu)勢。關(guān)于湖長制的本質(zhì)，一些學(xué)者認為作為一種水環(huán)境責(zé)任承包制[9]，湖長制可以將管理責(zé)任充分落實到單一主體上，通過責(zé)任終身制消除“多龍治水”的弊端；另一些學(xué)者則認為湖長制是環(huán)境集權(quán)的體現(xiàn)，它加強了中央對地方政府的湖泊水環(huán)境質(zhì)量考核，加大了地方官員績效考核中水環(huán)境治理的分量，強化了湖泊水環(huán)境監(jiān)管體系，其本質(zhì)是“對現(xiàn)有湖泊管理制度的統(tǒng)籌，對現(xiàn)有湖泊管理權(quán)威的加強及對湖泊管理職責(zé)的監(jiān)管”[10]。

湖長制推廣后，學(xué)者們圍繞湖長制成效以及評價展開研究。在管理成效方面，湖北、西藏作為湖泊大省，部分縣市針對當(dāng)?shù)氐膶嶋H情況因地制宜地開展了湖長制工作[11]，水利部鄂竟平[12]指出，湖長制推行后，很多湖泊實現(xiàn)了從“沒人管”到“有人管”、從“管不住”到“管得好”的轉(zhuǎn)變，湖泊生態(tài)環(huán)境得到明顯改善。在成效評價方面，學(xué)者們首先從江西省、江蘇省開展了局部地區(qū)湖長制成效評價[13]，王冠軍等[14]提出要構(gòu)建水安全、水資源、水環(huán)境、水生態(tài)、水管理、水文化“六位一體”湖長制成效評價指標體系進行湖長制成效評價。

在對湖長制的價值判斷中，學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)了現(xiàn)存缺陷。其一，湖長制存在著多級委托代理關(guān)系，存在“逆向選擇”和“道德風(fēng)險”。湖長制主要涉及中央政府、地方政府和排污企業(yè)3個主要主體，形成地方政府—排污企業(yè)以及中央政府—地方政府這兩級委托代理關(guān)系，在兩級委托代理關(guān)系中，地方政府成為了“雙重利益代表”[15]，容易引發(fā)角色錯位、利益越界等諸多問題。地方官員大多任期短，離任難追責(zé)，在財政約束和政治激勵的制度背景下，為了提高當(dāng)?shù)刎斦杖胍约皞€人職務(wù)的晉升，地方官員往往更多關(guān)注當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，以犧牲環(huán)境為代價發(fā)展經(jīng)濟，而對河湖治理重視不夠。其二，湖長制經(jīng)濟、社會績效都存在雙重性[16]。經(jīng)濟績效方面，湖長制通過生態(tài)建設(shè)和環(huán)境保護倒逼經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，但湖長制的集中式出臺造成了治水工程需求的強勁與治水力量和技術(shù)供給的相對不足，治水市場供需失衡，由此抬高了地方政府治水成本，導(dǎo)致地方政府負債率的大幅度上升；社會績效方面，湖長制在強化政府管制手段的同時弱化了或忽視了湖泊治理的社會主體和社會機制的作用，降低了市場和公眾的參與度。

綜上所述，現(xiàn)有的定性研究從不同維度對湖長制這一政策進行了深度剖析，肯定了湖長制帶來的成效，同時也指出了存在的問題，但關(guān)于湖長制的定量研究成果非常少?；诖?，本文應(yīng)用斷點回歸方法，實證分析全國實施湖長制對于水質(zhì)提升的政策效應(yīng)，為湖長制研究提供新的視角，以期豐富湖長制的相關(guān)研究成果，促進湖長制的進一步完善，更好地發(fā)揮其保護我國湖泊水資源的政策效應(yīng)。

2 實證檢驗及分析

2.1 研究方法

斷點回歸方法(regression discontinuity design, RDD)是近年來研究政策效應(yīng)的強有力工具，能夠緩解參數(shù)估計的內(nèi)生性問題，可以在沒有隨機性的情況下識別出某項政策的效果。斷點回歸的主要原理是：存在一個臨界值，若研究的變量大于這個臨界值時，接受處置效應(yīng)；小于臨界值時，不接受處置效應(yīng)，可以視作是對照組[17]。斷點回歸通常大致可以分為兩類。第一類臨界點是模糊的(fussy RD)，即在臨界值附近，接受處置的概率是單調(diào)變化的；第二類臨界點是清晰的(sharp RD)，即在臨界值一側(cè)的所有觀測點都接受了處置，反之，在臨界點另一側(cè)的所有觀測點都沒有接受處置。此時，接受處置的概率從臨界值一側(cè)的0跳轉(zhuǎn)到另一側(cè)的1。2018年以前我國未推行湖長制，2018年以后全面推行湖長制，2018年就是一個清晰斷點(sharp RD)。所以本文運用斷點回歸模型，設(shè)置2018年為一個清晰斷點，實證檢驗湖長制對水質(zhì)提升的政策效應(yīng)。

2.2 樣本和數(shù)據(jù)來源

以2013年11月至2021年6月中地表水水質(zhì)月報中每月監(jiān)測的全國重點湖庫為研究樣本，借助國家生態(tài)環(huán)境部每月公布的全國地表水水質(zhì)月報數(shù)據(jù)，整理得到2013年11月至2021年6月的國家重要湖庫各個監(jiān)測站點的月度數(shù)據(jù)(其中2016年11月至2017年12月的月報未公布)，獲得共78個月度觀測值。

2.3 研究模型與變量定義

2.3.1模型設(shè)計

借鑒徐曄等[18]整理的局部實驗效應(yīng)估計方法，構(gòu)建以下模型：

(1)

式中：Yi,t為被解釋變量，即第i個被解釋變量在第t年的取值；t為年份；Tt為解釋變量，如果未受到政策的影響取Tt=0，受到政策的影響則取Tt=1；χ為政策系數(shù)；k為控制變量數(shù)；Xk,t為控制變量，即第k個控制變量在第t年的取值；εi,t為隨機擾動項。

2.3.2變量定義

本文選取的3個被解釋變量，分別為湖庫總體水質(zhì)重度污染率P、湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率N、富營養(yǎng)化率E。解釋變量為湖長制推廣時間，符號為T。3個控制變量為化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計增長率C、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計增長率W、GDP累計增長率G。

2.3.2.1被解釋變量

國家生態(tài)環(huán)境部披露的地表水環(huán)境月報中將重點湖庫的監(jiān)測分成總體水質(zhì)的監(jiān)測、總氮單獨評價時水質(zhì)的監(jiān)測和富營養(yǎng)化率監(jiān)測，突出了湖泊治理的重點，因此本文將湖庫總體水質(zhì)重度污染率、湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率及富營養(yǎng)化率作為評價湖長制政策效應(yīng)的被解釋變量。其中，水質(zhì)分為6類：Ⅰ類、Ⅱ類、Ⅲ類、Ⅳ類、Ⅴ類以及劣Ⅴ類，湖庫總體水質(zhì)重度污染率是指整體湖庫水質(zhì)處于劣Ⅴ類水質(zhì)的湖庫比率；湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率是指總氮單獨評價時水質(zhì)處于Ⅲ類及以上水質(zhì)的湖庫比率；營養(yǎng)化狀態(tài)也分為6類：貧營養(yǎng)、中營養(yǎng)、富營養(yǎng)、輕度富營養(yǎng)、中度富營養(yǎng)和重度富營養(yǎng)，富營養(yǎng)化率是指營養(yǎng)狀態(tài)處于輕度富營養(yǎng)、中度富營養(yǎng)和重度富營養(yǎng)的湖庫比率。

2.3.2.2解釋變量

本文將湖長制的推行時間2018年作為虛擬變量，具體表示為

(2)

2.3.2.3控制變量

本文主要研究的是湖長制對水資源保護的政策效應(yīng)，除湖長制的影響外，還需要對其他可能影響水資源的因素加以控制。2016年，我國已成為世界第一大化學(xué)品生產(chǎn)國，化工行業(yè)廢水年排放量達 40億t，占工業(yè)行業(yè)年排放總量的10%，并且這些化工企業(yè)大多沿水而建，化工企業(yè)排放的劇毒污染物對城市供水安全也會產(chǎn)生嚴重威脅，化工行業(yè)已成湖泊污染重災(zāi)區(qū)。因此，本文將化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計增長率納入控制變量。同時，參考肖建忠等[19]選取的控制變量，水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)也與湖庫水資源息息相關(guān)，將水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計增長率納入控制變量。另外，根據(jù)相關(guān)研究[20-21]，GDP增長率也是水環(huán)境治理政策效應(yīng)的重要影響因素。綜上，本文選取了化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計增長率、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計增長率及GDP增長率作為控制變量，數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局。

2.4 描述性統(tǒng)計

對模型中的變量進行了描述性統(tǒng)計分析，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

衡量總體水質(zhì)的變量湖庫總體水質(zhì)重度污染率P政策前均值為0.086 4，政策后均值為0.064 3，推行湖長制后均值有了一定程度的下降，說明湖長制對總體水質(zhì)提升起到了一定的政策效應(yīng)；而湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率N政策前均值為0.623 0，政策后均值為0.534 0，最小值為0.385 0，最大值為0.705 0，政策后均值有了一定程度下降，且最大值與最小值之間的極差較大，說明總氮單獨評價時水質(zhì)的波動較大；富營養(yǎng)化率E政策前均值為0.211 0，政策后均值為0.259 0，政策后均值的升高說明了營養(yǎng)化狀態(tài)愈發(fā)嚴重，湖長制的推行反而對這兩個變量產(chǎn)生了消極影響。描述性統(tǒng)計的結(jié)果顯示了變量分布的大致規(guī)律，下面將結(jié)合回歸分析得出更加科學(xué)完整的結(jié)論。

2.5 相關(guān)性分析

對模型中各變量之間的相關(guān)性進行Pearson檢驗，得到Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示。

表2 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

相關(guān)系數(shù)矩陣包含兩個部分，左下角為Pearson相關(guān)系數(shù)，右上角為非參數(shù)的Spearman相關(guān)系數(shù)，兩者共同組成了相關(guān)系數(shù)矩陣。在經(jīng)濟學(xué)研究的共識中，顯著性水平至少要達到5%表示存在顯著的相關(guān)關(guān)系。從各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣來看，絕大部分變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)顯著。虛擬變量T與湖庫總體水質(zhì)重度污染率P顯著負相關(guān)，與湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率N顯著負相關(guān)，與富營養(yǎng)化率E顯著正相關(guān)，與描述性統(tǒng)計結(jié)果一致。C與P、N、E呈負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.178、-0.075、-0.102；W與P呈顯著負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.336,在1%的水平下顯著，與N呈顯著負相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.201，在10%的水平下顯著；G與P、N、E均存在顯著的正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.279、0.201、0.318，分別在5%、10%、1%的水平下顯著。在構(gòu)建模型時，控制變量選擇是否合適將直接影響分析結(jié)果的準確性，通過Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣可知，C、W、G這3個變量與被解釋變量P、N、E之間有著顯著的相關(guān)性，因此，在構(gòu)建回歸模型當(dāng)中，將C、W、G設(shè)置為控制變量具有一定的合理性。

2.6 全樣本斷點回歸結(jié)果分析

運用stata16.0軟件對數(shù)據(jù)進行處理，結(jié)果如表3所示。

表3 全樣本斷點回歸結(jié)果

在表3中，每一列代表一個模型回歸的結(jié)果。其中，Model_1a即模型(1)代表不納入控制變量的模型，Model_1b即模型(2)代表納入控制變量的模型，模型(3)、(4)、(5)、(6)同理。模型(1)、(3)、(5)表示未納入控制變量的回歸結(jié)果，模型(2)、(4)、(6)表示納入控制變量之后的回歸結(jié)果，T表示斷點，T對應(yīng)的系數(shù)為政策系數(shù)，也是本文的核心系數(shù)。可以發(fā)現(xiàn)納入控制變量后的模型計算出的擬合度R值均大于未加入控制變量后的模型計算出來的R值，說明納入控制變量后的結(jié)果更加準確，本文將著重分析納入控制變量后的模型的計算結(jié)果。

模型(2)的結(jié)果顯示，P與T之間存在負相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，說明實施湖長制之后，湖庫總體水質(zhì)重度污染率整體呈下降趨勢，下降了2%；模型(4)的結(jié)果顯示，N與T也存在負相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，湖庫總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率在湖長制實施后比實施前反而平均降低了8.8%；模型(6)的結(jié)果顯示，E與T存在正相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，富營養(yǎng)化率在湖長制實施后比實施前反而平均升高了5%。

為了證明以上結(jié)論的合理性，本文將進行安慰劑檢驗。

3 安慰劑檢驗

安慰劑檢驗(placebo test)核心思想就是虛構(gòu)處理組或者虛構(gòu)政策時間進行估計，如果不同虛構(gòu)方式下的估計量的回歸結(jié)果依然顯著，那么就說明被解釋變量的變動很有可能是受到了其他政策變革或者隨機性因素的影響。為了進一步驗證以上結(jié)論的可信度，本文的安慰劑檢驗選取除政策斷點年份(2018年)以外的某年份(選2015年和2020年)作為一個虛構(gòu)的斷點時間，再進行檢驗。2015年的結(jié)果如表4所示，斷點T1與被解釋變量P、N、E之間的相關(guān)系數(shù)顯著性分別降低至10%、5%、10%；2020年的結(jié)果如表5所示，斷點T2與被解釋變量N之間的相關(guān)系數(shù)顯著性降低至5%，與E之間的相關(guān)系數(shù)不顯著，不能支持結(jié)論，而原模型則全部在1%的水平下顯著，因此說明原模型在2018年是一個清晰的斷點，也一定程度上說明了模型的穩(wěn)健性和可靠性。

表4 2015年全樣本斷點回歸結(jié)果

表5 2020年全樣本斷點回歸結(jié)果

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

實證檢驗了湖長制與水質(zhì)提升之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論：湖長制推行后全國重點湖庫的總體水質(zhì)重度污染率下降了2%，而總氮單獨評價水質(zhì)優(yōu)良率下降了8.8%、富營養(yǎng)化率上升了5%，說明湖長制推行后提升了全國重點湖庫的水質(zhì)綜合狀況，但對總氮單獨評價時的水質(zhì)狀況及湖庫營養(yǎng)狀態(tài)卻有著消極影響。

4.2 建議

a.從源頭控制湖泊污染物。湖泊污染物主要來自工業(yè)污染、農(nóng)業(yè)污染、生活垃圾污染3個方面。工業(yè)污染作為水污染的重要污染源，相關(guān)部門應(yīng)對重點排污企業(yè)嚴格執(zhí)行排污許可證制度，減輕水體污染，監(jiān)督達標排放，并做好相關(guān)的凈化措施；對于農(nóng)業(yè)污染，相關(guān)部門應(yīng)監(jiān)督農(nóng)民控制農(nóng)藥殘渣的排放，做好田間節(jié)水灌溉、控制排水和水肥綜合調(diào)控，減少氮磷排放量；對于生活垃圾污染，相關(guān)部門應(yīng)加快建設(shè)城市污水處理基礎(chǔ)設(shè)施，加快污水處理廠升級，建立城市第二污水處理廠，在一級處理的基礎(chǔ)上主要用生物處理方法(如活性污泥、厭氧好氧等)去除溶解性污染物，達到二期處理標準，樹立所有污水回收利用的目標，確保水體生態(tài)質(zhì)量和安全。

b.重視湖泊富營養(yǎng)化問題。富營養(yǎng)化是湖泊的共性問題，從上述實證結(jié)果看來富營養(yǎng)化率在湖長制實施后比實施前反而平均升高了5%，說明富營養(yǎng)化問題尚未得到足夠重視。為解決富營養(yǎng)化問題，首先要制定嚴格的氮、磷排放標準，根據(jù)不同水體分類控制氮、磷的排放；其次要對排入污水進行脫氮除磷處理，開發(fā)新型酶類加快湖泊水體有機物的分解反應(yīng)；最后要加強湖泊氮磷含量監(jiān)測，及時掌握湖泊水生態(tài)變化，及時上傳信息化管控平臺，對湖泊生態(tài)系統(tǒng)進行內(nèi)部調(diào)整。

c.建立各水域湖長統(tǒng)一管理體制。受長期以來傳統(tǒng)的區(qū)域治水影響，各地方、各部門在各自利益的驅(qū)使下，過分強調(diào)各自的管理而影響統(tǒng)一管理的現(xiàn)象較普遍，條塊分割管理的局面未能從根本上得到扭轉(zhuǎn)。因此，需要擺脫傳統(tǒng)觀念的束縛，建立各水域湖長統(tǒng)一管理體制，加強不同行政區(qū)劃之間湖泊環(huán)境管理部門的溝通、協(xié)調(diào)能力，建立定期交流、相互對話的機制，通盤考慮，最終實現(xiàn)流域管理和區(qū)域管理的統(tǒng)一。