黃萬華，王婷婷，高紅貴

（1. 武漢工程大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430205；2. 中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430072）

一、引 言

近年來，隨著工業(yè)化和城市化的快速發(fā)展，黃河流域水污染形勢(shì)日益嚴(yán)峻，已成為地區(qū)綠色發(fā)展和人們追求美好生活的主要障礙。習(xí)近平總書記在黨的二十大報(bào)告中指出，“我們堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展，堅(jiān)持節(jié)約優(yōu)先、保護(hù)優(yōu)先、自然恢復(fù)為主的方針，像保護(hù)眼睛一樣保護(hù)自然和生態(tài)環(huán)境，堅(jiān)定不移走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，實(shí)現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展。”2019年9月，習(xí)近平總書記在黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展座談會(huì)上指出“要著力加強(qiáng)黃河流域生態(tài)保護(hù)、保障黃河長治久安、促進(jìn)全流域高質(zhì)量發(fā)展”。2016 年底，《關(guān)于全面推行河長制的意見》中明確指出，2018 年底前全國將全面建立河長制。2014年起，黃河流域開始逐步實(shí)施河長制，河長制明確了“省區(qū)單元”的治水責(zé)任，以“屬地治理”為特征的“政區(qū)單元”河長制政策，能否改善跨多個(gè)省份的黃河流域水環(huán)境質(zhì)量，還需科學(xué)驗(yàn)證。因此，需要結(jié)合中國國情和“政區(qū)單元”河長制實(shí)施過程中面臨的新問題，進(jìn)行流域管理體制創(chuàng)新，協(xié)同推進(jìn)黃河流域大治理。

“政區(qū)單元”河長制是具有中國特色的水治理政策，學(xué)界對(duì)“政區(qū)單元”河長制政策效果的研究主要沿兩種思路展開：一是通過績效評(píng)估理論構(gòu)建河長制政策績效評(píng)估指標(biāo)體系，結(jié)合案例，利用熵權(quán)模型、層次分析模型、模糊綜合評(píng)價(jià)模型展開研究［1-3］。二是基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分法對(duì)河長制政策效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。沈坤榮和金剛［4］認(rèn)為，河長制達(dá)到了初步的水污染治理效果，但政策效果并不顯著。王班班等［5］以長三角地區(qū)為例進(jìn)行研究，認(rèn)為河長制對(duì)污染治理主要是通過降低企業(yè)產(chǎn)出實(shí)現(xiàn)減排效果，地方政府存在治標(biāo)不治本的粉飾性治污行為。王力和孫中義［6］基于長江經(jīng)濟(jì)帶河長制政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)了河長制的環(huán)境與經(jīng)濟(jì)雙重紅利效應(yīng)。于紅等［7］以中國七大流域河長制作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用多期雙重差分法研究認(rèn)為，河長制對(duì)跨省河流治理存在“以鄰為壑”現(xiàn)象。She等［8］基于長江經(jīng)濟(jì)帶的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法實(shí)證了河長制政策對(duì)于水污染治理的顯著效果。Li等［9］認(rèn)為河長制對(duì)不同污染物的影響具有異質(zhì)性，且地方政府考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)先于環(huán)境治理。Xu等［10］基于隨機(jī)干擾因素下的差分博弈模型，認(rèn)為巢湖流域的水污染治理在河長制推行地區(qū)的平均效果顯著大于未推行地區(qū)。

近幾年，隨著微觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)在政策效果評(píng)價(jià)方面研究應(yīng)用的增加，基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分法可以有效克服政傳統(tǒng)策評(píng)估計(jì)量模型的“內(nèi)生性”問題，因而成為公共政策評(píng)價(jià)的主流方法［11］。學(xué)界大多是以省域范圍為單元對(duì)河長制政策效果進(jìn)行評(píng)估，其中多數(shù)學(xué)者認(rèn)為河長制明確了省域范圍內(nèi)的治水責(zé)任，可以有效解決省域范圍內(nèi)水污染治理問題，但鮮有研究對(duì)跨省域大江大河大湖整個(gè)流域的河長制政策效果展開評(píng)價(jià)，因而在跨省域水污染的治理上，河長制政策效果并不明確。

本文利用基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的雙重差分方法，探討黃河流域河長制政策效果，將黃河流域河長制政策的實(shí)施視為一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多期雙重差分法探討“政區(qū)單元”河長制政策對(duì)黃河流域水環(huán)境質(zhì)量影響的“凈效應(yīng)”，并探討效應(yīng)的異質(zhì)性。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出構(gòu)建“流域單元”河長制，并強(qiáng)化中央權(quán)力對(duì)流域“政區(qū)單元”的橫向協(xié)調(diào)與指導(dǎo)。本文是對(duì)當(dāng)前“政區(qū)單元”河長制研究的有益補(bǔ)充，為跨省域治理提供了理論支撐，對(duì)協(xié)同推進(jìn)黃河流域大保護(hù)，促進(jìn)黃河流域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

自2008年江蘇無錫開始實(shí)施河長制以來，全國各地開始陸續(xù)推行河長制。截至2017年，本文黃河流域35個(gè)樣本地級(jí)市中有15個(gè)先后實(shí)施了“政區(qū)單元”河長制，本文將實(shí)施河長制的15個(gè)地級(jí)市作為實(shí)驗(yàn)組，其余20個(gè)地級(jí)市作為控制組，如表1所示。

表1 黃河流域河長制實(shí)施情況

被解釋變量：選取酸堿度（PH）、溶解氧（DO）、高錳酸鹽指數(shù)（CODMN）、氨氮（NH3-N）、和化學(xué)需氧量（COD）來表示水污染指標(biāo)。酸堿度越高，水質(zhì)污染越嚴(yán)重；①從表3 可以看出，實(shí)驗(yàn)組和控制組的酸堿度（PH）最低值均高于7（實(shí)驗(yàn)組最小值為7.492，控制組最小值為7.030)，呈堿性，因而黃河流域河長制的政策目標(biāo)是降低酸堿度（PH）。因此，針對(duì)本文黃河流域的研究樣本，其酸堿度（PH）越高，則對(duì)水質(zhì)污染越嚴(yán)重。溶解氧數(shù)值越低，水質(zhì)污染越嚴(yán)重；高錳酸鹽指數(shù)、氨氮和化學(xué)需氧量的數(shù)值越高，水質(zhì)污染越嚴(yán)重。

核心解釋變量：河長制推行狀況（policy×time），即policy和time的交叉項(xiàng)，表示黃河流域各個(gè)重點(diǎn)斷面所在地級(jí)市推行河長制的狀況。

控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)、工業(yè)化程度以及人口規(guī)模等都會(huì)影響河長制的政策效果。本文控制變量包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值（人均GDP）、地區(qū)生產(chǎn)總值增長率（GDP增長率）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Thrid GDP）、地方政府競(jìng)爭(zhēng)（Goverment）、工業(yè)化程度（Industry）和人口規(guī)模（People）。數(shù)據(jù)處理采用軟件STATA16.0。變量選取與說明如表2所示。

表2 變量選取與說明

（二）模型構(gòu)建

雙重差分法的準(zhǔn)自然試驗(yàn)可以有效地避免環(huán)境政策問題的內(nèi)生性和遺漏變量等問題［12］。用雙重差分法檢驗(yàn)政策效果需要滿足兩個(gè)假設(shè)條件：第一，平行趨勢(shì)假設(shè)，即水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)隨時(shí)間的變化在實(shí)驗(yàn)組和控制組應(yīng)該是大致相同的。本文的實(shí)驗(yàn)組和控制組城市都位于黃河流域，所處地理位置、氣候條件和水文特征等都是相近的，故滿足這一假設(shè)。第二，政策的實(shí)施是隨機(jī)的。河長制政策是外生的，不存在內(nèi)生性問題，故滿足這一假設(shè)。

2014年，山東最早開始試點(diǎn)實(shí)施河長制，2017年，寧夏、山西、河南、內(nèi)蒙古等省份也相繼開始實(shí)施。由于“政區(qū)單元”河長制在黃河流域的政策試點(diǎn)地區(qū)和實(shí)施時(shí)間不同，故本文采用多期雙重差分模型對(duì)河長制政策在黃河流域?qū)嵤┑男ЧM(jìn)行評(píng)估。因此，本文將“政區(qū)單元”河長制政策視為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，并采取多期雙重差分法進(jìn)行因果識(shí)別，在時(shí)間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)雙重固定的條件下，構(gòu)建雙重差分模型如式（1）所示：

其中，i是黃河流域重點(diǎn)斷面，t是時(shí)間，pollutionit是被解釋變量，表示i斷面t時(shí)間的水污染指標(biāo)。policyit×timeit是“河長制政策實(shí)施與時(shí)間的交叉項(xiàng)；policyit是河長制政策實(shí)施的虛擬變量，如城市實(shí)施了河長制，則policyit取值為1，反之則為0；timeit是時(shí)間虛擬變量，在實(shí)施河長制之后timeit取值為1，反之則為0；α1是交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)，也表現(xiàn)為雙重差分模型重點(diǎn)考察的政策處理效應(yīng)。Xit是控制變量，包括人均地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)、工業(yè)化程度以及人口規(guī)模等；β是控制變量的系數(shù)；γt是時(shí)間固定效應(yīng)；μi是城市固定效應(yīng)；εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

實(shí)驗(yàn)組和控制組中的酸堿度、溶解氧、高錳酸鹽指數(shù)、氨氮和化學(xué)需氧量的均值都略有差異。從整體上來看兩組數(shù)據(jù)較為相近，說明樣本分布比較均勻，具有可比性。實(shí)驗(yàn)組中除酸堿度外，其余衡量水環(huán)境質(zhì)量的各項(xiàng)指標(biāo)均優(yōu)于控制組，說明黃河流域較早實(shí)施“政區(qū)單元”河長制政策的城市河流水環(huán)境質(zhì)量實(shí)現(xiàn)了較好改善。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 2012—2018年實(shí)驗(yàn)組和控制組各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步對(duì)比政策實(shí)施前后水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)均值的變化情況。溶解氧（DO）上升，上升比率接近15%，溶解氧上升對(duì)水環(huán)境質(zhì)量有著正向作用。高錳酸鹽指數(shù)（CODMN）、氨氮（NH3-N）和化學(xué)需氧量（COD）均在一定比例上降低，降幅最高近50%，高錳酸鹽指數(shù)、氨氮和化學(xué)需氧量越低，水環(huán)境質(zhì)量越好。酸堿度（PH）有所上升，這是唯一在政策實(shí)施后沒有得到改善的水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)，其原因可能是地方政府對(duì)生活污水和工業(yè)廢水的排放管理不足，因而導(dǎo)致對(duì)河水酸堿度的治理效果不理想。河長制政策實(shí)施前后水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)平均值變化，結(jié)果如表4所示。

表4 河長制政策實(shí)施前后水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)平均值變化

（二）DID檢驗(yàn)

為評(píng)估“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施對(duì)黃河流域水環(huán)境質(zhì)量的影響，本文使用雙重固定效應(yīng)的DID 模型進(jìn)行回歸。DID 基準(zhǔn)回歸控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，但沒有加入控制變量。結(jié)果如表5所示。

表5 DID模型估計(jì)結(jié)果（不加控制變量）

由表5可知，河長制政策并沒有全面改善黃河水環(huán)境質(zhì)量。隨著“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施，氨氮在10%水平上顯著下降，化學(xué)需氧量在1%水平上顯著下降，表明河流水質(zhì)總體情況有一定改善，但酸堿度指標(biāo)在5%水平上顯著上升，表明酸堿度指標(biāo)沒有得到改善。高錳酸鹽指標(biāo)的回歸結(jié)果不顯著。

本文對(duì)加入控制變量的DID模型進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果表明：在加入控制變量之后，河長制政策并沒有全面改善黃河水環(huán)境質(zhì)量。溶解氧在5%的水平上顯著上升，氨氮在10%水平上顯著下降，化學(xué)需氧量在5%的水平上顯著下降，河流水環(huán)境質(zhì)量總體得到一定改善，但酸堿度在10%的水平上顯著上升，表明該指標(biāo)沒有明顯改善。高錳酸鹽指標(biāo)不顯著。隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化，第三產(chǎn)業(yè)比重增加，化學(xué)需氧量在10%水平上顯著下降，高錳酸鹽在1%的水平上顯著下降，表明河流水環(huán)境質(zhì)量得到改善，這說明第三產(chǎn)業(yè)比重的增加有助于改善環(huán)境狀況。加入地方政府競(jìng)爭(zhēng)控制變量后，氨氮在5%的水平上顯著上升，表明地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)水環(huán)境質(zhì)量具有負(fù)面影響，這可能是因?yàn)橄噍^于環(huán)境治理這種周期長、成本高、短期見效慢的項(xiàng)目，地方政府更注重追求當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展。隨著工業(yè)化程度提高，氨氮在1%的水平上顯著上升，不利于水環(huán)境質(zhì)量的改善。因此，從保護(hù)水環(huán)境質(zhì)量的角度，黃河流域應(yīng)改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，由原來工業(yè)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)向服務(wù)主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變，通過構(gòu)建良好的制度環(huán)境，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

表6 DID模型估計(jì)結(jié)果（加入控制變量）

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)考察的是政策評(píng)價(jià)方法和指標(biāo)解釋能力的穩(wěn)健性，當(dāng)改變某些參數(shù)時(shí)，評(píng)價(jià)方法和指標(biāo)是否仍然對(duì)評(píng)價(jià)結(jié)果保持一致和穩(wěn)定的解釋。做法是改變某個(gè)特定的參數(shù)，進(jìn)行重復(fù)的實(shí)驗(yàn)，來觀察實(shí)證結(jié)果是否隨著參數(shù)設(shè)定的改變而發(fā)生變化，如果改變參數(shù)設(shè)定后，結(jié)果的符號(hào)和顯著性發(fā)生了變化，這說明結(jié)果是不穩(wěn)健的，需要尋找其問題所在。本文為保證回歸結(jié)果的可靠，分別采取平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)和替換控制組的方法對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

⒈ 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)或共同趨勢(shì)是指，實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策實(shí)施之前必須具有大致相同的發(fā)展趨勢(shì)，若不滿足這一條件，則雙重差分法得出的政策效應(yīng)就不完全是真實(shí)的政策效應(yīng)。使用雙重差分法的一個(gè)重要的前提假設(shè)是滿足平行趨勢(shì)假定，兩組樣本在政策發(fā)生之前必須具有可比性，實(shí)驗(yàn)組如果沒有受到政策干預(yù)，其時(shí)間趨勢(shì)應(yīng)該與控制組一致。圖1繪制了黃河流域2012—2018年實(shí)驗(yàn)組和控制組中溶解氧、化學(xué)需氧量、酸堿度以及氨氮四個(gè)（由于高錳酸鹽指數(shù)不顯著，所以本文沒有繪制）水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)均值的時(shí)間趨勢(shì)，實(shí)驗(yàn)組和控制組主要水污染指標(biāo)的均值在政策實(shí)施前基本呈同趨勢(shì)變化，故滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。結(jié)果如圖1所示。

圖1 實(shí)驗(yàn)組和控制組主要水污染指標(biāo)均值時(shí)間趨勢(shì)

⒉ 安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證“政區(qū)單元”河長制對(duì)于流域污染治理影響的穩(wěn)健性，本文通過隨機(jī)分配試點(diǎn)城市，虛構(gòu)一組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。本文從黃河流域35 個(gè)地級(jí)市中隨機(jī)抽取11 個(gè)地級(jí)市作為虛擬組，假設(shè)這11個(gè)城市實(shí)施了“政區(qū)單元”河長制政策，其他城市作為對(duì)照組，重新進(jìn)行雙重差分估計(jì)。隨機(jī)抽樣要確保本文構(gòu)建的自變量對(duì)水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)沒有影響，任何顯著性的顯現(xiàn)都將表明上述的回歸結(jié)果有偏差。本文進(jìn)行了500次的隨機(jī)抽樣，并對(duì)式（1）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。如果虛擬組DID的估計(jì)結(jié)構(gòu)仍然顯著，說明原來的估計(jì)結(jié)果可能出現(xiàn)了偏誤。本文繪制了500個(gè)估計(jì)系數(shù)的分布及其相關(guān)P值圖，①由于篇幅所限，文中沒有列示該圖，留存?zhèn)渌鳌＝Y(jié)果顯示DID的估計(jì)系數(shù)均不顯著，故安慰劑檢驗(yàn)通過。

⒊ 替換控制組

為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，選取與控制組同省并相鄰的10個(gè)地級(jí)市（濰坊、煙臺(tái)、青島、大同、太原、晉城、固原、許昌、平頂山、商丘）作為新的控制組進(jìn)行DID回歸?！罢^(qū)單元”河長制作為一種自上而下的行政干預(yù)改革，同省能夠保證控制組所在的地級(jí)市來自省級(jí)政府的行政壓力基本一致，也表明各地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)水平基本相同。“相鄰”則表明控制組所在地級(jí)市的水環(huán)境質(zhì)量基本一致?；貧w結(jié)果②由于篇幅所限，文中沒有列示該表，留存?zhèn)渌?。顯示隨著“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施，替換控制組后DID回歸結(jié)果與上述結(jié)論一致，故穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。

四、進(jìn)一步分析

（一）異質(zhì)性分析

由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在差異，因而地方政府對(duì)環(huán)境治理的要求往往并不相同，即使實(shí)施了河長制，地方政府也會(huì)做出異質(zhì)性的環(huán)境監(jiān)管行為。Wang等［13］認(rèn)為地方政府會(huì)因?yàn)檫^于重視短期經(jīng)濟(jì)發(fā)展、缺乏晉升激勵(lì)而忽視環(huán)境監(jiān)管。為進(jìn)一步檢驗(yàn)河長制的水污染治理效果是否存在區(qū)域異質(zhì)性，對(duì)黃河流域的上游和中下游進(jìn)行分區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)（青海、甘肅、寧夏和內(nèi)蒙古位于黃河流域上游；山西、陜西、河南和山東位于中下游）。地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表7 地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表7可以看出，“政區(qū)單元”河長制在不同地區(qū)存在明顯異質(zhì)性。經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的黃河中下游地區(qū)“政區(qū)單元”河長制治理效果整體上明顯優(yōu)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的上游地區(qū)。其中，高錳酸鹽和氨氮在1%水平下顯著下降，化學(xué)需氧量在5%水平上顯著下降，這表明黃河中上游推行“政區(qū)單元”河長制政策對(duì)這三項(xiàng)水質(zhì)指標(biāo)的改善效果優(yōu)于黃河上有。這可能是由于黃河中下游地區(qū)經(jīng)濟(jì)相較于上游地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)，因而黃河中下游的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、資源利用效率、環(huán)境治理能力、政策執(zhí)行力度等方面或許更有優(yōu)勢(shì)。酸堿度在10%水平上顯著上升，這可能是某些地方政府更重視考慮經(jīng)濟(jì)因素，在執(zhí)行環(huán)境保護(hù)政策中存在治標(biāo)不治本的粉飾性行為所導(dǎo)致的。

（二）影響機(jī)制分析

黃河流域“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施在一定程度上提升了黃河水污染治理效果。那么，該政策影響水環(huán)境質(zhì)量的傳導(dǎo)機(jī)制是什么？前文實(shí)證結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化程度對(duì)“政區(qū)單元”河長制政策效果具有顯著影響。本文借鑒Baron和Kenny［14］的方法，檢驗(yàn)“政區(qū)單元”河長制政策效果的影響機(jī)制。

構(gòu)建模型驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)升級(jí)通過河長制對(duì)于氨氮和化學(xué)需氧量影響的中介效應(yīng)；驗(yàn)證產(chǎn)業(yè)升級(jí)通過河長制對(duì)降低氨氮和化學(xué)需氧量影響的中介效應(yīng)，分別如式（2）、式（3）和式（4）所示：

其中，β1、γ1、δ1是交叉項(xiàng)的回歸系數(shù)，Xit是控制標(biāo)量，bj是控制變量的系數(shù)，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可知，列（1）和列（4）為第一步的回歸結(jié)果，氨氮在10%水平上顯著下降，化學(xué)需氧量在5%水平上顯著下降，表明“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施對(duì)于改善水環(huán)境質(zhì)量具有積極影響。列（2）和列（5）為第二步的回歸結(jié)果，系數(shù)均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施能夠優(yōu)化資源配置，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，改善了黃河流域水環(huán)境質(zhì)量。列（3）和列（6）是第三步的回歸結(jié)果，氨氮在10%水平上顯著下降，化學(xué)需氧量在5%水平上顯著下降，這表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)通過發(fā)揮良好的環(huán)境效應(yīng)，改善了黃河流域水環(huán)境質(zhì)量。因此，“政區(qū)單元”河長制的實(shí)施能夠通過促進(jìn)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)一定程度改善黃河水環(huán)境質(zhì)量。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

本文利用黃河流域多個(gè)地方政府漸進(jìn)性施行“政區(qū)單元”河長制的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于黃河流域2012—2018年地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法研究“政區(qū)單元”河長制對(duì)黃河流域水污染的治理效果以及政策的傳導(dǎo)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：在跨省黃河水污染治理方面，河長制政策雖然在一定程度上實(shí)現(xiàn)了水污染治理，但并未達(dá)到黃河水污染的全面治理。黃河流域“政區(qū)單元”河長制政策的實(shí)施顯高了黃河流域水中溶解氧的濃度，降低了氨氮和化學(xué)需氧量，但高錳酸鹽指數(shù)和酸堿度并沒有降低，這表明“政區(qū)單元”河長制并沒有實(shí)現(xiàn)對(duì)黃河流域水環(huán)境質(zhì)量的全面治理。異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，黃河流域經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)中下游地區(qū)河長制政策整體效果優(yōu)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的上游地區(qū)，這可能是由于地方政府對(duì)環(huán)境治理的訴求并不相同，因而“政區(qū)單元”河長制政策效果表現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性。影響機(jī)制分析表明，“政區(qū)單元”河長制能夠通過推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)能夠提升黃河水環(huán)境質(zhì)量，提高水環(huán)境質(zhì)量治理效果。

（二）政策建議

由于“政區(qū)單元”河長制并沒有實(shí)現(xiàn)對(duì)黃河流域水環(huán)境質(zhì)量的全面治理，因而應(yīng)構(gòu)建形成整體性治理格局的“流域單元”河長制?？紤]到“政區(qū)單元”河長制在不同地區(qū)表現(xiàn)出區(qū)域異質(zhì)性，因而應(yīng)當(dāng)以黃河流域管理委員會(huì)為基礎(chǔ)，構(gòu)建黃河“流域單元”河長制，推動(dòng)省級(jí)河長協(xié)作。應(yīng)對(duì)傳統(tǒng)的以“政區(qū)單元”河長制形成補(bǔ)充，由當(dāng)前以“省區(qū)單元”為主的屬地管理轉(zhuǎn)向以“流域單元”為主結(jié)合“省區(qū)單元”為輔的流域治理格局，轉(zhuǎn)向黃河流域左右岸、干支流協(xié)同，實(shí)現(xiàn)黃河流域由分散治理轉(zhuǎn)向以流域?yàn)閱卧恼w性治理格局。

以黃河流域?yàn)閱卧?，?shí)施統(tǒng)一空間規(guī)劃。黃河流域是具有獨(dú)特地理特征和整體功能的復(fù)合生態(tài)系統(tǒng)，以流域?yàn)榛締卧乃Y源綜合治理是推動(dòng)黃河流域資源—環(huán)境—社會(huì)—經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的重要途徑。由于省際行政區(qū)劃難以形成黃河流域整體性的治理格局，因而需要實(shí)施黃河全流域協(xié)同、統(tǒng)一的空間規(guī)劃，實(shí)施包括黃河全流域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型協(xié)同、產(chǎn)業(yè)分工協(xié)同、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)協(xié)同、產(chǎn)業(yè)布局協(xié)同、城鎮(zhèn)布局協(xié)同、國土空間開發(fā)協(xié)同以及生態(tài)保護(hù)協(xié)同等。

實(shí)施全流域水污染監(jiān)控，構(gòu)建差異化區(qū)域生態(tài)保護(hù)。通過科技支撐推進(jìn)黃河流域大治理，實(shí)現(xiàn)黃河全流域水污染一體化監(jiān)控，但考慮到黃河流域各省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，水污染治理側(cè)重點(diǎn)區(qū)域差異較大，因而各省份應(yīng)因地制宜，精準(zhǔn)施策，有針對(duì)性地治理黃河水污染的異質(zhì)性問題。經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的黃河中下游流域省份，應(yīng)注重流域水質(zhì)的預(yù)防和保護(hù)措施，加大對(duì)黃河水環(huán)境質(zhì)量的保護(hù)力度；經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的上游省份，應(yīng)著重優(yōu)化縱向生態(tài)補(bǔ)償，加強(qiáng)生態(tài)保護(hù)力度。建立黃河中下游省份對(duì)上游省份橫向生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制，統(tǒng)籌協(xié)調(diào)黃河全流域水污染防治工作，實(shí)現(xiàn)黃河流域生態(tài)大保護(hù)與高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同。