關(guān)鍵詞：河長制；太湖流域；水質(zhì)改善；雙重差分模型

前言

改革開放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展迅速，但隨著人們愈發(fā)忽視環(huán)境層面的問題，環(huán)境污染日益嚴重，甚至對經(jīng)濟進一步發(fā)展有了阻礙。其中，水資源污染問題就十分嚴重，二十大也提出要構(gòu)建水污染防治流域協(xié)同機制，對重點流域進行綜合治理，做到基本消除劣V類國控斷面。

2007年，無錫市人民政府下發(fā)相關(guān)文件試行了河長制。次年，江蘇省在十五條主要的河流逐步推行由省市兩級領導共同擔任河長的“雙河長制”。2014年，水利部印發(fā)相關(guān)通知后，上海市政府在青浦、閔行兩區(qū)探索試點河長制。2016年，中共中央及國務院印發(fā)了《關(guān)于全面推行河長制的意見》，至此，河長制作為常態(tài)化制度被正式確定下來。

1計量模型的設定

1.1模型構(gòu)建

由于河長制在太湖流域的政策試點地區(qū)和實施時間不同，故文章采取雙重查分（DID）模型評估太湖流域河長制政策的實施效果，將河長制政策在太湖流域的推行視為準自然實驗，運用太湖流域2008年一2018年重點斷面水環(huán)境質(zhì)量的面板數(shù)據(jù)，固定地區(qū)和時間效應，構(gòu)建雙重差分模型，如式（1）所示：

其中，Y是被解釋變量，表示i河段體t時間的水污染指標；policYi。是政策實施的虛擬變量，表示省市i在t時間是否實行了河長制政策；a是河長制政策的治理效應；X是控制變量，通過控制樣本城市的經(jīng)濟發(fā)展水平、技術(shù)水平、外貿(mào)成都等因素保證河長制政策評估的有效性；控制變量的系數(shù)分別是時間固定效應、城市固定效應和隨機擾動項。

1.2變量選擇

1.2.1被解釋變量

使用由國控監(jiān)測點發(fā)布的酸堿度指數(shù)、溶解氧（DO）濃度、高錳酸鹽（COD）指數(shù)和氨氮（NH3-N）濃度來表示水污染指標。上述指標都來自于全國主要流域重點斷面水質(zhì)自動監(jiān)測站點，水質(zhì)自動監(jiān)測站由環(huán)境部檢測管理。

1.2.2解釋變量

根據(jù)雙重查差分模型建立標準，文章根據(jù)所在市是否施行河長制政策為判定標準，構(gòu)建實驗組和控制組為虛擬變量。其中，實驗組為實施河長制的地級市，賦值為1，即處理虛擬變量在實施河長制政策后取值為1；控制組為尚未實施河長制政策的地級市，賦值為0。

1.2.3控制變量

文章參考以往研究，從影響河長制政策效果的因素出發(fā)，選取人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、地區(qū)工業(yè)化水平以及外貿(mào)進入程度這四個指標作為控制變量。并且為了保證研究的有效性，將城市和時間效應進行了固定。

1.3數(shù)據(jù)來源

被解釋變量的指標數(shù)據(jù)來源于中國環(huán)境監(jiān)測總站。通過手動收2008年-2018年間由該站發(fā)布的《水質(zhì)自動監(jiān)測周報》，從中摘取相關(guān)交界斷面的酸堿度指數(shù)、溶解氧濃度指數(shù)、高錳酸鹽指數(shù)和氨氮濃度指數(shù)四個指標，《周報》對全國150個水質(zhì)自動監(jiān)測斷面進行了記錄與統(tǒng)計。其中，位于太湖流域的7個監(jiān)測點在統(tǒng)計范圍內(nèi)，覆蓋了該地區(qū)的5座城市。在通過均值計算后，共得到2289個分析樣本。解釋變量的數(shù)據(jù)同樣通過手動收集中央和地方政府關(guān)于河長制政策的重大決定以及政策法規(guī)文件而得?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)來源于河段所在地級市的統(tǒng)計年鑒相應各期。

2實證結(jié)果分析

2.1DID檢驗

基于上文對河長制推行狀況對酸堿度指數(shù)、高錳酸鹽指數(shù)、氨氮濃度和溶解氧濃度影響的理論研究，文章建立以酸堿度、高錳酸鹽指數(shù)、氨氮濃度和溶解氧濃度是被解釋變量，以河長制推行狀況是解釋變量的雙向固定效應回歸模型。

如表1所示，河長制推行狀況對酸堿度指數(shù)及溶解氧濃度的回歸系數(shù)為正數(shù)，且分別在1%和5%顯著水平下顯著；同時，數(shù)據(jù)表明河長制實施使高錳酸鹽指數(shù)與氨氮濃度均有所下降，進一步證明了河長制對太湖流域水質(zhì)量的改善作用。

基準回歸的結(jié)果表明，河長制的實施對于太湖流域的水質(zhì)改善有著正向作用，從整體上改善了太湖流域的污染狀況，提升了水環(huán)境的治理效果。

2.2平行趨勢檢驗

文章基于上述基準回歸結(jié)果進行平行趨勢檢驗，并且由于水質(zhì)改善可能存在滯后性，因此應對河長制政策進行動態(tài)效應檢驗。為此，文章參考周燕等采用實踐研究法（event-study）加以檢驗?；诖?，此研究構(gòu)建如下回歸模型：

如表2所示，由結(jié)果（1）可得，政策實施前四年系數(shù)均不顯著，滿足了平行趨勢項的假設。從結(jié)果（2）與結(jié)果（3）可以看出，在政策實施之前，河長制對于湘江流域水質(zhì)量的影響均不顯著，但政策實施當年也不顯著，而是分別在政策實施的后兩年和后一年的回歸系數(shù)才顯著，說明河長制政策對太湖流域的溶解氧濃度和高錳酸鹽指數(shù)的影響具有一定的時滯性。而從結(jié)果（4）可以發(fā)現(xiàn)，河長制政策實施當年到實施后四年都不顯著，因此可得，河長制政策對于氨氮濃度的降低影響存在較長的時滯性，想要改善這一方面的污染源需要較長的時間。

2.3穩(wěn)健性檢驗：替換模型檢驗

由于存在遺漏變量等穩(wěn)健性問題的存在，所以文章選擇將固定效應回歸替換為Tobit模型的方法對基準模型進行穩(wěn)健性檢驗。模型替換前后，所有變量的解釋程度發(fā)生了變化，但是系數(shù)方向和顯著性沒有發(fā)生改變，與基準回歸結(jié)果完全一致，說明河長制推行狀況對酸堿度指數(shù)、高錳酸鹽指數(shù)和氨氮濃度的負相關(guān)作用是穩(wěn)健的，對溶解氧的正相關(guān)作用是穩(wěn)健的。

2.4異質(zhì)性分析

由于不同城市之間經(jīng)濟發(fā)展水平存在較為顯著的差異，因此對于河長制的實施以及后續(xù)的管控，不同的地方政府的要求也不盡相同。因此為了驗證流域內(nèi)水質(zhì)改善效果是否存在地區(qū)異質(zhì)性，對太湖流域流經(jīng)城市分為相對而言經(jīng)濟較為發(fā)達的上海地區(qū)和非上海城市進行分區(qū)域異質(zhì)性檢驗。

如表3所示河長制推行狀況對酸堿度指數(shù)、高錳酸鹽指數(shù)、氨氮濃度和溶解氧濃度的異質(zhì)性結(jié)果，具體結(jié)果（1）、（3）、（5）、（7）是河長制推行狀況對非上海地區(qū)影響的異質(zhì)性結(jié)果，結(jié)果（2）、（4）、（6）、（8）是河長制推行狀況對上海地區(qū)影響的異質(zhì)性結(jié)果。

由表3的結(jié)果可以看出，不同城市之間存在明顯的異質(zhì)性。其中，溶解氧濃度在10%的水平下顯著上升，高錳酸鹽指數(shù)和氨氮濃度在5%水平下顯著下降，這表明在實行河長制的背景下，太湖流域非上海地區(qū)的幾個主要城市區(qū)域中的污染物排放量明顯低于上海市。酸堿度指數(shù)在兩個地區(qū)均在1%水平下顯著，說明河長制政策對酸堿度指數(shù)的影響在其他城市和上海市之間沒有顯著差異。所以，異質(zhì)性結(jié)果相比較上海地區(qū)而言，河長制推行狀況對非上海地區(qū)的水環(huán)境治理效果更突出。究其原因，這可能是由于經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的地方政府更加注重經(jīng)濟發(fā)展，在執(zhí)行河長制等環(huán)保政策時并未較好貫徹，且地區(qū)內(nèi)官員缺乏晉升激勵，沒有較大的動力去完成環(huán)境監(jiān)管。

2.5影響機制分析

依據(jù)前文所述，河長制對于太湖流域的水污染有明顯抑制作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)化程度對“河長制”政策效果具有顯著影響，因此接下來文章選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化機制進行實證檢驗，明晰作用機理。文章借鑒Baron和Kenny的方法，構(gòu)建模型驗證產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化通過河長制對于酸堿度指數(shù)、高錳酸鹽指數(shù)、氨氮濃度和溶解氧濃度影響的中介效應，分別如式（3）、式（4）和式（5）所示：

其中，OLS為中介變量，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級變量，其余變量含義與基準回歸模型一致。機制檢驗結(jié)果見表4。

結(jié)果（1）為河長制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響，DID結(jié)果系數(shù)為0.089且在1%的水平上顯著，表明河長制政策可以優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而間接改善太湖流域水環(huán)境質(zhì)量。結(jié)果（2）（3）（4）（5）將DID與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化均納入回歸，結(jié)果顯示酸堿度指數(shù)和溶解氧濃度在1%水平上顯著上升，高錳酸鹽指數(shù)與氨氮濃度在1%水平上顯著降低，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對于太湖流域內(nèi)水環(huán)境保護具有正向作用，促進了流域內(nèi)水污染治理。因此，我們可以得知在太湖流域內(nèi)實行河長制政策，可以使地區(qū)內(nèi)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到進一步優(yōu)化，從而再次改善水體質(zhì)量。

3結(jié)束語

文章利用雙重差分模型對2008年至2018年太湖流域內(nèi)的面板數(shù)據(jù)進行了相關(guān)分析和實證檢驗，證明了實行“河長制”政策可以有效改善太湖流域的水體質(zhì)量。研究表明，這項政策的實施對于提高太湖流域水質(zhì)方面產(chǎn)生了積極的影響。動態(tài)效應及平行趨勢檢驗也驗證了該政策的有效性與滯后性。異質(zhì)性分析表明，不同社會經(jīng)濟水平的地區(qū)，政策實施效果上會存在一定差異，經(jīng)濟發(fā)達的上海地區(qū)實施效果不如非上海地區(qū)。影響機制結(jié)果說明，政策通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進環(huán)保、經(jīng)濟等領域的良性發(fā)展，從而讓水質(zhì)進一步改善。綜上所述，河長制政策在后續(xù)推行時，一方面應構(gòu)建協(xié)同治理機制，將各方利益進行協(xié)調(diào)，建立起協(xié)同管理機制，調(diào)動各方參與的積極性；另一方面要強化河長制長效機制，針對每一條河流的實際情況及經(jīng)濟狀況建立治理方案，做到“一河一策，一河一方案”。