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

河長制作為水污染嚴峻情勢下水環(huán)境行政治理模式的一種創(chuàng)新，本質(zhì)上是對現(xiàn)有河流管理的制度統(tǒng)籌、權(quán)威加強與職責(zé)監(jiān)管。在國家出臺《關(guān)于全面推進河長制的意見》之后，河長制已從“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)集中在各級黨政領(lǐng)導(dǎo)手中，通過“一把手抓”與“抓一把手”的壓力型“領(lǐng)導(dǎo)-負責(zé)”互動機制來實現(xiàn)“自上而下”的目標(biāo)任務(wù)運作，一定程度上解決了水政管理部門之間因職權(quán)交叉而引起的失調(diào)問題。

基層河長無疑是河長制的執(zhí)行主體。如浙江省規(guī)定，縣（市、區(qū)）級及以上河長負責(zé)牽頭制定“一河一策”治理方案；鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）、村（社區(qū)）兩級河長負責(zé)對責(zé)任河道進行日常巡查，并協(xié)助上級河長開展工作。顯然，基層河長行為是指基層河長對責(zé)任河道日常管理職責(zé)的履行，以及對責(zé)任河道綜合治理相關(guān)任務(wù)的貫徹和落實。作為環(huán)境管制的一種特殊形式，河長制能否在河道污染治理中產(chǎn)生效果，直接源于基層河長的各種行為。理論上，基層河長作為單一的個體，既是公共利益實現(xiàn)人，又是理性價值選擇者，其行為是一個系統(tǒng)利用可獲得的各種信息并付諸行動的過程，性別、年齡、職業(yè)、個性等變量經(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，個體心理上不僅存在著實現(xiàn)公共價值、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)對工作責(zé)任的遲疑、化解風(fēng)險壓力的懷疑等負面因子[3]。正是這些正負因子的交互影響為基層河長行為提供了直接的價值判斷。一般而言，基層河長行為往往趨向于包括社會價值、組織價值與個體價值在內(nèi)的一系列結(jié)果的實現(xiàn)。由于社會價值與組織價值的實現(xiàn)客觀上受制于一些不可控的因素，如前者包括經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型、外部組織發(fā)展等，后者包括基層行政事務(wù)繁重、上級政府強力問責(zé)等，基層河長會直接致力于個體價值的實現(xiàn)。特別是河長制推行以來，基層河長在高壓考核與低效激勵的雙重態(tài)勢下，容易滋生“恐擔(dān)責(zé)、不敢為”的心理，從而熱衷于達成操作簡單、風(fēng)險可控、問責(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)境來看，河長制在屬地管理原則和層層簽訂責(zé)任狀的運作機制下，河道污染治理的主要責(zé)任與較大壓力實際上“自上而下”轉(zhuǎn)移到了基層。在包括會議制度、巡視制度、信息報送制度、工作督查制度、考核問責(zé)制度等在內(nèi)的整個河長制框架內(nèi)，基層河長往往疲于應(yīng)付，極易誘發(fā)形式主義，從而在客觀上削弱了河長制效力。已有研究表明，雖然河長制達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)在要求來看，河道污染治理是一項復(fù)雜的系統(tǒng)工程，執(zhí)行主體必須具備扎實的專業(yè)知識、積極的工作態(tài)度、出色的綜合能力以及開放的思維模式。這對大多數(shù)基層河長來說顯然是力不能及的，從而在主觀上制約了河長制效力。

現(xiàn)有的相關(guān)研究也印證了上述觀點。學(xué)者們認為，盡管可以通過強化縱向機制達到提升河道污染治理績效的良好效果[5～6]，但因過度依托權(quán)威導(dǎo)致政策執(zhí)行人員和執(zhí)行機構(gòu)面臨能力困境和行動困境[7]，加之委托代理下的信息不對稱與雙重角色下的角色過載[8～9]，治水政令的“最后一公里”其實并不通暢。鑒于相關(guān)定量分析極為缺乏的研究現(xiàn)狀，有必要通過問卷調(diào)查獲得來自基層河長的第一手數(shù)據(jù)，再基于責(zé)任河段定量評價是否達到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度，針對基層河長行為揭示河長制效力的現(xiàn)實狀況。本文的研究旨在為河長制再建設(shè)中架構(gòu)基層河長行為的正向激勵機制提供實證支持與決策參考，這對落實綠色發(fā)展理念、全面推行河長制具有重要的現(xiàn)實意義。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取

一般而言，基層河長是指村（社區(qū)）級河長與鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）級河長兩類。鑒于許多地區(qū)規(guī)定由縣（市、區(qū)）級河長負責(zé)制定、實施“一河一策”治理方案，并且“一河一策”治理方案也是對縣（市、區(qū)）級及以下河長考核問責(zé)的基本依據(jù)，本文將縣（市、區(qū)）級河長也納入基層河長的范疇。依托成立于浙江水利水電學(xué)院的全國首家河長學(xué)院——浙江河長學(xué)院在2019年組織“河長制”工作業(yè)務(wù)培訓(xùn)之機，本文對參加學(xué)習(xí)的683位基層河長在2018年這一整年內(nèi)的河長履職情況展開問卷調(diào)查，共發(fā)放問卷683份，全部回收后經(jīng)信息篩選和可靠性評估，獲得有效問卷667份，有效率達到97.66%。在667位基層河長中，有628位來自浙江省金華市、衢州市和溫州市的下轄區(qū)縣，其余39位來自甘肅省平?jīng)鍪嗅轻紖^(qū)；行政級別上，村（社區(qū)）級河長有445位，鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）級河長有136位，縣（市、區(qū)）級河長有86位，占比分別為66.72%、20.39%、12.89%。

（二）變量設(shè)置

為考察河長制效力，設(shè)置了兩個被解釋變量，即是否達到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度。是否達到治理目標(biāo)是0～1型二分類因變量，對已達到治理目標(biāo)的賦值為1，未達到治理目標(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)評價分為6個檔次，由劣到優(yōu)依次為劣Ⅵ類、Ⅴ類、Ⅳ類、Ⅲ類、Ⅱ類、Ⅰ類，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)河長制的工作業(yè)務(wù)內(nèi)容歸納基層河長行為，確定行為特征變量為9個，即是否實行“一河一策”、年巡河次數(shù)、是否有巡河記錄、年工作例會次數(shù)、與公眾交流情況、是否參加過工作培訓(xùn)、是否公開年度工作任務(wù)、是否如期完成年度工作任務(wù)、加班情況。這9個變量一般被認為會對河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，即基層河長實行“一河一策”，有巡河記錄，參加過工作培訓(xùn)，公開及如期完成年度工作任務(wù)，年巡河次數(shù)、年工作例會次數(shù)、與公眾交流、加班等越多，河長制的效果就可能越好。

控制變量為一組社會特征變量。這是因為，在基層河長行為之外，是否達到治理目標(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，有群眾反映問題、群眾支持工作、雨水排放口數(shù)量多，對是否達到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度會有一定的積極影響；而排污口、集雨區(qū)工業(yè)企業(yè)和畜禽養(yǎng)殖場數(shù)量多則有可能對是否達到治理目標(biāo)與水質(zhì)前后變化程度產(chǎn)生一定的消極影響。

各變量定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)定

基層河長的多數(shù)行為對是否達到治理目標(biāo)或水質(zhì)前后變化程度具有顯著的正向作用，說明河長制是存在效力的。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兩個回歸模型來揭示河長制效力的現(xiàn)實狀況。

式中，T為已達到治理目標(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，即一組社會特征變量；α0、α1i、α2j、β0、β1i、β2j為對應(yīng)的回歸系數(shù)；θ為縣域固定效應(yīng)；ε與η為隨機誤差。若經(jīng)回歸獲得了α1i或β1i顯著為正的結(jié)果，則表明基層河長的某一行為對河道污染治理產(chǎn)生積極的效果；否則為無效的行為。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2顯示了所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。調(diào)查顯示，基層河長中，87.71%（585位）達到了治理目標(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，說明落實河長制使水質(zhì)大體上由Ⅳ類向Ⅲ類好轉(zhuǎn)。

對基層河長行為特征的調(diào)查顯示，93.55%（624 位）實行了“一河一策”，90.25%（602 位）有巡河記錄，76.61%（511位）參加過工作培訓(xùn)，88.31%（589位）公開了年度工作任務(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?？梢姡m然年巡河次數(shù)較少，但總體上，基層河長履職行為的統(tǒng)計表現(xiàn)較為積極。

對基層河長社會特征的調(diào)查顯示，37.48%（250 位）有群眾反映問題，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)殖場數(shù)量均值為0.5067（標(biāo)準(zhǔn)差為5.1209）。可見，基層河長遭遇群眾反映問題的并不多，群眾較為支持河長工作，根據(jù)問卷的地理來源顯示，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)殖場數(shù)量等地理因素差異很大。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）河長制效力分析

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，即社會特征中的是否有群眾反映問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)殖場數(shù)量；列（5）加入了全部社會特征控制變量。表3各列均控制了縣域固定效應(yīng)。

綜合兩個回歸結(jié)果來看，在行為特征變量中，是否實行“一河一策”與年巡河次數(shù)這兩個因素對是否達到治理目標(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)計算得到是否實行“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)計水平下顯著①。這說明，是否實行“一河一策”或年巡河次數(shù)每增加1單位，達到治理目標(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，是否實行“一河一策”對是否達到治理目標(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)也說明了是否實行“一河一策”對水質(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，加班情況對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負向作用，且呈現(xiàn)出良好的穩(wěn)健性。這可能是因為平時河長工作被積壓在加班時段，正常上班時段并未有效落實環(huán)境管制，導(dǎo)致一些污染偷排偷放行為沒有得到及時遏制，從而加班頻率越高，水質(zhì)惡化越嚴重。顏海娜等（2019）[9]的研究結(jié)果也說明，工作負荷對基層河長的政策執(zhí)行力產(chǎn)生了顯著的負向影響。但是，加班情況對是否達到治理目標(biāo)卻沒有顯著影響。此外，盡管穩(wěn)健性稍弱，年工作例會次數(shù)對水質(zhì)前后變化程度也有顯著的正向作用。在社會特征控制變量中，是否有群眾反映問題對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負向作用，這可能是群眾反映的問題不能得到及時解決所致。

表3 河長制效力的二元Logit回歸結(jié)果

表4 河長制效力的OLS回歸結(jié)果

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

表5列示了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果。結(jié)果顯示，是否實行“一河一策”與年巡河次數(shù)這兩個因素對是否達到治理目標(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)）級河長或只保留了628位來自浙江省的基層河長，回歸結(jié)果顯示：年工作例會次數(shù)在列（2）與列（3）中對是否達到治理目標(biāo)具有顯著的正向作用，在列（5）中對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的正向作用；是否公開年度工作任務(wù)在列（4）中對水質(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）中對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負向作用。值得注意的有兩點。第一，是否參加過工作培訓(xùn)在列（2）與列（3）中對是否達到治理目標(biāo)具有顯著的負向作用，在列（4）與列（5）中對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負向作用。可能的解釋是，河長所接受的培訓(xùn)內(nèi)容對工作的實際指導(dǎo)存在一定的偏誤，從而村（社區(qū)）級河長或來自浙江省的基層河長參加過工作培訓(xùn)反而使得水質(zhì)惡化并不易達到治理目標(biāo)。第二，是否如期完成年度工作任務(wù)在列（3）中對是否達到治理目標(biāo)具有顯著的負向作用，在列（4）中對水質(zhì)前后變化程度具有顯著的負向作用。可能的解釋是，年度工作任務(wù)的設(shè)置缺乏對權(quán)變因素的考慮，從而來自浙江省的基層河長如期完成年度工作任務(wù)反而不易達到治理目標(biāo)，村（社區(qū)）級河長如期完成年度工作任務(wù)反而使得水質(zhì)惡化?？傮w上，基層河長行為不能對河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，河長制效力并未得到應(yīng)有的體現(xiàn)。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

基層河長行為除是否實行“一河一策”與年巡河次數(shù)二者之外，基本不能對河道污染治理產(chǎn)生積極的效果，河長制缺乏效力。因此，河長制再建設(shè)勢在必行，結(jié)合調(diào)查問卷和訪談結(jié)果，本文認為再建設(shè)中最迫切的是要架構(gòu)基層河長行為的正向激勵機制，具體措施如下：（1）優(yōu)化河長制框架設(shè)計。在繼續(xù)強化“一河一策”執(zhí)行力度并規(guī)范巡視制度的基礎(chǔ)上，簡化會議制度、信息報送制度與工作督查制度，以責(zé)任河段的治理目標(biāo)實現(xiàn)與水質(zhì)改善程度為主要依據(jù)，建立合理的、強效激勵的獎懲體系。特別要側(cè)重加大利益引導(dǎo)與輸送，以調(diào)動基層河長履職的積極性并激發(fā)河道污染治理的內(nèi)生動力，如將河長工作績效與薪酬、晉升掛鉤；根據(jù)考核結(jié)果評選“優(yōu)秀河長”，設(shè)立專項資金加以獎勵；完善財務(wù)制度，對涉及河長工作的開支予以報銷或補貼等。（2）建立基層河長履職的專業(yè)人才輔助制度。可通過面向社會長期招聘或從職能部門臨時調(diào)用等方式延攬相關(guān)技術(shù)人員，以不斷豐富基層河長工作的人才構(gòu)成，彌補基層河長的專業(yè)缺陷并有效提高其履職效率。（3）弱化環(huán)境管制這一強制性政策工具偏好。引入環(huán)境稅費與補貼、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”對基層河長造成的風(fēng)險與壓力。

注 釋：

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