馬鵬超,胡乃元,朱玉春

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,陜西 楊凌 712100)

治國如治水,善治國者必先治水。流域是國家治理的重要場(chǎng)域,為解決河流污染問題,2016年12月中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于全面推行河長制的意見》,使治理的權(quán)責(zé)落實(shí)到地方黨政主要負(fù)責(zé)人,由其擔(dān)任河長負(fù)責(zé)轄區(qū)內(nèi)流域資源的保護(hù)和管理,重塑“權(quán)力”結(jié)構(gòu)和“責(zé)任”結(jié)構(gòu),進(jìn)而達(dá)到推動(dòng)河流生態(tài)環(huán)境有效治理的目的,可謂“古有大禹治水,今有河長治河”[1-2]。截至2018年6月底,全國共設(shè)立省市縣鄉(xiāng)四級(jí)河長30多萬名,全面建立起縱橫協(xié)同的四級(jí)河長制治理體系,并且河長制鏈條仍在不斷向村莊延伸[3-4]。村域河流資源的有效治理是建設(shè)生態(tài)宜居的美麗鄉(xiāng)村至關(guān)重要的一環(huán)。近十年來,伴隨著農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程加快,大量污染物排入河流,加之農(nóng)村生活污染加劇、畜禽養(yǎng)殖污染嚴(yán)重等問題相互交織,致使農(nóng)村水資源、水環(huán)境、水生態(tài)問題日益突出[5]。河流污染所帶來的可用水資源短缺、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境失衡等問題,嚴(yán)重制約農(nóng)業(yè)與農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展[6]。2021年中央一號(hào)文件提出進(jìn)一步強(qiáng)化河長制、湖長制,開展水系連通及水美鄉(xiāng)村建設(shè)。作為近年來一項(xiàng)重要的流域治理制度,河長制釋放了顯著的政治勢(shì)能,但因監(jiān)測(cè)和表征農(nóng)村水環(huán)境、水生態(tài)、水資源等河流資源數(shù)據(jù)的缺乏,迄今鮮有學(xué)者評(píng)估河長制在農(nóng)村基層治水中的政策效應(yīng)。河長制效果評(píng)估顯著影響水系連通及水美鄉(xiāng)村建設(shè)的及時(shí)性和有效性,對(duì)當(dāng)前的政策執(zhí)行和未來的政策制定十分重要。那么,河長制是如何對(duì)流域末端場(chǎng)域、輸出端口和薄弱環(huán)節(jié)的村域河流進(jìn)行治理的呢?對(duì)這一問題的回答,可為破解治水“最后一公里”難題探尋有效解決方案,為實(shí)現(xiàn)“河暢、水清、岸綠、景美”的河湖管理目標(biāo)提供科學(xué)的實(shí)踐依據(jù)。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于:一是聚焦河長制推行中的村域河流治理績效問題,并從“環(huán)境、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)”三個(gè)方面解構(gòu)河流治理績效,拓寬了河長制與村域河流治理績效研究的視角與維度;二是有別于已有實(shí)證檢驗(yàn)的水質(zhì)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),本文從末端政策執(zhí)行者和公眾視角切入,采用我國東中西部村級(jí)隨機(jī)抽樣微觀調(diào)查數(shù)據(jù),綜合運(yùn)用五種傾向得分匹配法,實(shí)證檢驗(yàn)河長制對(duì)村域河流治理績效的影響效應(yīng),并進(jìn)一步揭示河長制這一制度優(yōu)勢(shì)如何轉(zhuǎn)化為治理效能,即可能存在的影響機(jī)制。

一、文獻(xiàn)綜述與機(jī)理分析

(一)文獻(xiàn)綜述

流域生態(tài)環(huán)境長期存在邊治理邊衰退的一個(gè)重要原因,在于地方政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的權(quán)衡中較多選擇默許水污染行為,導(dǎo)致環(huán)境政策低效率執(zhí)行[2-3]。2007年太湖藍(lán)藻事件爆發(fā)后,江蘇省無錫市率先出臺(tái)河長制,將水污染治理權(quán)下放至地方核心官員,負(fù)責(zé)轄區(qū)內(nèi)河流管理和保護(hù),推動(dòng)地方官員將注意力由原來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)移到環(huán)境保護(hù)上來,將自身利益與環(huán)境保護(hù)緊密聯(lián)系在一起,解決地方政府治污內(nèi)生動(dòng)力不足的痼疾,克服傳統(tǒng)環(huán)境政策在執(zhí)行過程中容易出現(xiàn)的“委托代理”問題[7-8]。此后,隨著流域治理效果凸顯,河長制逐步推廣到全國。然而,河長制與流域治理之間的關(guān)系在學(xué)界一直備受爭議,學(xué)者們采用不同數(shù)據(jù)、運(yùn)用不同分析方法,針對(duì)不同區(qū)域進(jìn)行了研究,但結(jié)論并未達(dá)成一致。樂觀者認(rèn)為河長制通過領(lǐng)導(dǎo)干部“包干制”從制度上解決了激勵(lì)的問題,促進(jìn)了縱橫向府際間分工協(xié)作,降低了水域中化學(xué)需氧量和氨氮含量,顯著改善了水環(huán)境質(zhì)量,在GDP較高的城市和環(huán)保法規(guī)更嚴(yán)格的城市中,河長制的污染減排效應(yīng)更為明顯[9-10];而悲觀者則強(qiáng)調(diào)河長制過于依賴人治,缺乏社會(huì)監(jiān)督,難以問責(zé),雖然一定程度上改善了地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量,但并未改善水域中的化學(xué)需氧量,政策效果低于預(yù)期,在“平行擴(kuò)散”地區(qū)未能產(chǎn)生顯著的減排效應(yīng),地方政府存在粉飾性治污行為的可能,常規(guī)化后可能面臨動(dòng)力不足的困境[11-15]。兩種觀點(diǎn)的辯爭呼應(yīng)著河長制政策執(zhí)行的差異化結(jié)果。已有研究充分關(guān)注了河長制對(duì)流域生態(tài)治理績效的影響,但研究也主要集中在環(huán)境績效,缺乏對(duì)經(jīng)濟(jì)績效和社會(huì)績效的關(guān)注。短期來看,河長制倒逼地方政府把更多精力投入到環(huán)境治理當(dāng)中,也造成部分地方“不惜一切代價(jià)治水”的高成本問題[16]。河長制能否實(shí)現(xiàn)“環(huán)境社會(huì)經(jīng)濟(jì)”紅利效應(yīng),仍需要進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。已有研究鮮有將河長制與村域河流治理置于統(tǒng)一的框架下進(jìn)行系統(tǒng)分析,缺少從微觀層面研究河長制與村域河流治理績效之間的關(guān)系,而河長制如何影響村域河流治理績效更是有待打開的“黑箱”。

(二)機(jī)理分析

河長制的內(nèi)在邏輯是利用科層制體系下的“命令-控制”體系推動(dòng)各級(jí)政府承擔(dān)治理責(zé)任,建立可信承諾,提升治理效能。理論上,河長制在縱向激勵(lì)機(jī)制、問責(zé)機(jī)制、規(guī)制機(jī)制、橫向參與機(jī)制等方面的制度優(yōu)勢(shì),對(duì)扭轉(zhuǎn)流域生態(tài)系統(tǒng)衰退的局面有著積極的作用[17]。本文在借鑒已有成果的基礎(chǔ)上,對(duì)河長制影響村域河流治理績效的作用機(jī)制進(jìn)行分析。

第一,河長制向農(nóng)村基層推廣強(qiáng)化了縱向激勵(lì)問責(zé)機(jī)制,進(jìn)而推動(dòng)村域河流治理績效的提升。河流資源通常隸屬于公共物品范疇,具有很強(qiáng)的外部性,容易催生“機(jī)會(huì)主義”“公地悲劇”問題,而科學(xué)合理的激勵(lì)問責(zé)機(jī)制能夠有效地降低代理人的行為偏差,是提升制度執(zhí)行有效性的關(guān)鍵[6]。河長制帶有深厚的運(yùn)動(dòng)式治理特征,激勵(lì)問責(zé)是其有效運(yùn)行的方式之一。河長制通過對(duì)治水有效的河長進(jìn)行資金獎(jiǎng)勵(lì)、評(píng)獎(jiǎng)評(píng)優(yōu)和政治晉升,發(fā)揮正向激勵(lì)作用;對(duì)治水工作出現(xiàn)嚴(yán)重紕漏的河長進(jìn)行嚴(yán)厲的問責(zé)與懲罰,發(fā)揮負(fù)向問責(zé)作用,實(shí)現(xiàn)治理責(zé)任的誘因倒逼。進(jìn)一步地,河長制向農(nóng)村基層推廣能夠激發(fā)村莊之間的“標(biāo)尺競爭”,入選“最美河長”獎(jiǎng)勵(lì)名單會(huì)在村莊之間產(chǎn)生標(biāo)桿激勵(lì)效應(yīng)。由于村域河流治理存在空間關(guān)聯(lián)性和依賴性,受到表彰、獎(jiǎng)勵(lì)的基層河長傾向于加強(qiáng)與其他基層河長的交流與合作,通過協(xié)同治理克服村莊之間的以鄰為壑行為,進(jìn)而提升村莊之間的河流治理績效。

第二,河長制向農(nóng)村基層推廣提升了環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度,降低了企業(yè)和農(nóng)戶亂占、亂采、亂堆、亂建等“四亂”行為的發(fā)生,從而推動(dòng)村域河流治理績效的提升。村域河流資源是作為公共物品而存在的,產(chǎn)權(quán)難以界定,具有消費(fèi)的競爭性和非排他性,而通過市場(chǎng)機(jī)制解決環(huán)境污染的負(fù)外部性問題存在一定的局限性[3],政府需要實(shí)施環(huán)境規(guī)制[18-19]。河長制視域下環(huán)境規(guī)制的具體措施可以分為激勵(lì)性規(guī)制和約束性規(guī)制。激勵(lì)性規(guī)制旨在借助市場(chǎng)信號(hào)引導(dǎo)微觀主體行為,最大程度上降低微觀主體參與村域河流治理的成本預(yù)期,提高收益預(yù)期,增強(qiáng)微觀主體對(duì)河長制政策的知曉度以及參與流域治理的積極性。約束型規(guī)制下政府通過加強(qiáng)水污染法律法規(guī)的執(zhí)行力度,對(duì)微觀主體行為進(jìn)行制度約束,企業(yè)、農(nóng)戶等微觀主體行為一旦背離規(guī)制目標(biāo),將會(huì)面臨罰款、批評(píng)等形式的懲罰,作為“理性經(jīng)濟(jì)人”的微觀主體,充分權(quán)衡違規(guī)成本后會(huì)順應(yīng)規(guī)制目標(biāo)。

第三,河長制向農(nóng)村基層推廣通過動(dòng)員效應(yīng)、規(guī)制認(rèn)同效應(yīng)和技術(shù)嵌入效應(yīng),增強(qiáng)了公眾參與的廣度、深度和效度,而公眾有效參與能夠提升村域河流治理績效。河長制推行中,公眾通過監(jiān)督、舉報(bào)、治理等方式參與河長制治理,有利于打破政府與市場(chǎng)在監(jiān)管失靈和信息不對(duì)稱背景下的環(huán)境負(fù)外部均衡,有助于克服河長制政策執(zhí)行中的高治理成本、形式主義、社會(huì)動(dòng)員不足等弊端,推動(dòng)河長制從應(yīng)急管理制度設(shè)計(jì)轉(zhuǎn)向長效化制度實(shí)踐[20]。在農(nóng)村熟人或半熟人社會(huì)的情境下,由基層黨政一把手擔(dān)任的河長有其天然的在地優(yōu)勢(shì),村莊所特有的熟人關(guān)系網(wǎng)、人情機(jī)制、面子觀念及河長權(quán)威,能夠有效凝聚共同利益,對(duì)公眾參與具有動(dòng)員效應(yīng)和規(guī)則認(rèn)同效應(yīng)[3]。與此同時(shí),以“互聯(lián)網(wǎng)+河長制”為代表的技術(shù)平臺(tái)賦予了公眾更加多元化的參與表達(dá)和溝通渠道,有助于培養(yǎng)和強(qiáng)化公眾對(duì)河流資源管護(hù)的意識(shí),為有效參與村域河流資源監(jiān)督、管護(hù)、治理、決策提供新的契機(jī)[7]。

基于以上理論分析,本文認(rèn)為河長制的實(shí)施能夠增強(qiáng)激勵(lì)問責(zé),提升環(huán)境規(guī)制和促進(jìn)公眾參與,并最終推動(dòng)村域河流治理績效的提升。但村域河流作為流域治理體系中的末端場(chǎng)域和薄弱環(huán)節(jié),是政策容易失靈且極具復(fù)雜性的實(shí)踐空間,時(shí)常與政策執(zhí)行理想狀態(tài)存在差距,河長制能否如理論所述有效提升村域河流治理績效,需要在考慮其他影響因素的基礎(chǔ)上運(yùn)用計(jì)量模型進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臋z驗(yàn)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

本文實(shí)證檢驗(yàn)中最理想的方法是通過比較處理組(推行河長制的村莊)在推行與不推行河長制時(shí)村域河流治理績效之間的差異,進(jìn)而揭示出河長制對(duì)村域河流治理績效的影響效應(yīng)。但現(xiàn)實(shí)情境中,很難觀測(cè)到處理組如果沒有推行河長制時(shí)村域河流治理績效的差異,因?yàn)檫@是一個(gè)反事實(shí)。傾向得分匹配法(PSM)是處理上述問題較為有效的分析模型,其基本思想是構(gòu)建“反事實(shí)”框架,通過尋找與處理組相似的反事實(shí)控制組,最大限度克服非隨機(jī)試驗(yàn)的樣本選擇偏誤,這種偏誤可能會(huì)夸大或者減小政策沖擊的效應(yīng)。假定Y1i為處理組的村域河流治理績效指標(biāo),Y0i為控制組的村域河流治理績效指標(biāo),Di表示處理變量,則河長制對(duì)村域河流治理績效的因果影響,即處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)可表示為:

ATT=E(Y1i|Di=1)-E(Y0i|Di=1)=E(Y1i-Y0i|Di=1)

(1)

PSM反事實(shí)框架分析步驟包括估計(jì)傾向得分、匹配方法選擇、共同支撐假設(shè)、平衡性檢驗(yàn)和估計(jì)平均處理效應(yīng)。其中,運(yùn)用Logit模型來估計(jì)傾向得分,構(gòu)造E(Y0i|Di=1)的替代指標(biāo)。相應(yīng)地,樣本村是否選擇推行河長制的決定方程如下:

P(Xi)=P(Di=1|Xi)=E(Di|Xi)

(2)

式(2)中,P(Di=1|Xi) 為樣本村推行河長制的概率,Xi為匹配變量。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于課題組2019年7-8月和2020年11月在江蘇、湖北、寧夏三省(區(qū))開展的實(shí)地調(diào)研和深度訪談,包括水利部門座談會(huì)與村莊問卷調(diào)查兩個(gè)環(huán)節(jié),調(diào)查對(duì)象主要為村干部及沿河村民(包括巡河員、護(hù)河員、民間河長等)。選取江蘇、湖北、寧夏作為調(diào)查對(duì)象的主要原因在于:第一,所選區(qū)域兼顧東、中、西部,覆蓋長江流域、黃河流域、淮河流域與太湖流域,既涵蓋河長制發(fā)源地?zé)o錫市、河長制工作獲得水利部獎(jiǎng)勵(lì)的宜昌市,還包含徐州、潛江、中衛(wèi)等其他地市。第二,就當(dāng)前農(nóng)村社會(huì)特點(diǎn)而言,江蘇城鄉(xiāng)融合程度更高,湖北農(nóng)村的“原子化”程度較深,而寧夏農(nóng)村的熟人社會(huì)特征最明顯。綜合而言,本研究的樣本選擇具有較強(qiáng)的差異性。該調(diào)查經(jīng)過數(shù)據(jù)處理整合,最終形成了106個(gè)村莊有效問卷1 056份。

(三)變量選擇

1.結(jié)果變量?？冃?qiáng)調(diào)結(jié)果和產(chǎn)出,是行動(dòng)目標(biāo)的最終體現(xiàn)。公共資源治理績效是政府在公共資源治理中通過某些手段或方法克服事物本身存在的缺陷和問題,做出的一系列工作所取得的成績與效果。村域河流作為一種公共資源也遵循同樣的底層邏輯。本文結(jié)果變量借鑒水利部河長辦公布的河流健康評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,基于中國鄉(xiāng)村現(xiàn)實(shí)情形,從環(huán)境績效、社會(huì)績效、經(jīng)濟(jì)績效3個(gè)層面對(duì)村域河流治理績效進(jìn)行測(cè)度。

2.處理變量。本文的處理變量為河長制,參照河長制全面推行的五級(jí)河長制體系,可以用村莊是否設(shè)立了村級(jí)河長來表征河長制推行情況,該題項(xiàng)通過村級(jí)調(diào)查數(shù)據(jù)獲取,若村莊已設(shè)立村級(jí)河長,記為1;否則,記為0。

3.匹配變量。借鑒已有研究[21],選取流經(jīng)村莊河流數(shù)量、自然條件是否惡劣、河長制政策宣傳、公共領(lǐng)導(dǎo)力、信息公開、村莊巡河員人數(shù)、村莊治理失靈、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府投資力度等9個(gè)變量作為匹配變量。

4.機(jī)制變量?；谇拔牡睦碚摲治?本文選取激勵(lì)問責(zé)、環(huán)境規(guī)制與公眾參與3個(gè)變量作為機(jī)制變量,探究河長制這一制度安排是否會(huì)通過激勵(lì)問責(zé)、環(huán)境規(guī)制與公眾參與來影響村域河流治理績效。

以上變量定義及均值差異檢驗(yàn)見表1。

表1 變量定義與樣本均值差異檢驗(yàn)

三、模型估計(jì)結(jié)果與解釋

(一)河長制對(duì)村域河流治理績效的影響效應(yīng)測(cè)算

1.共同支撐域檢驗(yàn)。為實(shí)現(xiàn)推行河長制的村莊與未推行河長制村莊的樣本匹配,根據(jù)上文(2)式方程,利用Logit模型預(yù)測(cè)村莊推行河長制的傾向得分(1)限于篇幅,傾向得分結(jié)果并未在正文中列出,備索。。為進(jìn)一步證實(shí)PSM估計(jì)的合理性及有效性,本文進(jìn)行了共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。從圖1可以發(fā)現(xiàn),村莊推行河長制與未推行河長制的傾向得分值存在較大范圍的重疊區(qū)域,并且多數(shù)樣本值在共同取值范圍之內(nèi),滿足共同支撐假設(shè)。經(jīng)PSM匹配后,協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)差均在10%范圍內(nèi)(見圖2),說明匹配結(jié)果較穩(wěn)健。

圖1 共同支撐假設(shè)檢驗(yàn) 圖2 匹配前后協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差對(duì)比

2.平衡性檢驗(yàn)。條件獨(dú)立性假設(shè)是進(jìn)行PSM 的重要前提,為確保結(jié)果的可靠性,采用k近鄰匹配、卡尺內(nèi)k近鄰匹配、半徑(卡尺)匹配、核匹配、局部線性回歸匹配進(jìn)行匹配。由平衡性檢驗(yàn)結(jié)果可知(見表2),與匹配前相比,匹配后的PseudoR2由0.147降至0.006～0.008,LRχ2由207.97降至11.26～15.46,均值偏差由30.4降至5.3～6.4,中位數(shù)偏差由20.7降至4.5～6.1。這意味著匹配后樣本自選擇導(dǎo)致的估計(jì)偏誤大大降低,各匹配變量在統(tǒng)計(jì)上不存在顯著性差異,表明各匹配變量在經(jīng)過匹配后滿足條件獨(dú)立性假定。

表2 匹配前后解釋變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

3.影響效應(yīng)測(cè)算。本部分測(cè)算了河長制對(duì)環(huán)境績效、社會(huì)績效、經(jīng)濟(jì)績效的平均處理效應(yīng)(ATT)。如表3所示,5種不同匹配方法的估計(jì)結(jié)果基本一致,并通過顯著性檢驗(yàn),這意味著傾向得分匹配結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。經(jīng)PSM反事實(shí)估計(jì)后,河長制向農(nóng)村基層擴(kuò)散顯著正向影響環(huán)境績效,影響的平均處理效應(yīng)為2.304,這意味著在解決樣本選擇偏誤后,河長制會(huì)促使村域河流“四亂”問題解決效度顯著提升230.4%。從社會(huì)績效來看,處理組的平均處理效應(yīng)為2.676,說明在排除其他因素的影響下,推行河長制會(huì)促使村民環(huán)保意識(shí)顯著提升267.6%。在經(jīng)濟(jì)績效方面,處理組的平均處理效應(yīng)為0.156,但PSM估計(jì)結(jié)果的t檢驗(yàn)值均小于1.96的臨界值,未能通過顯著性檢驗(yàn),表明河長制并未能顯著推動(dòng)村莊經(jīng)濟(jì)收益的增加。此外,模型結(jié)果還表明,不論采用何種匹配方法,村莊推行河長制對(duì)社會(huì)績效提升的作用均大于對(duì)環(huán)境績效的提升作用。

表3 傾向得分匹配的平均處理效應(yīng)(ATT)

(二)內(nèi)生性問題處理

在現(xiàn)實(shí)情景中,村域河流治理績效反過來也會(huì)影響村莊河長制推行,這會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。因此,為內(nèi)生變量“河長制”尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞烤统蔀榻鉀Q內(nèi)生性問題的最優(yōu)選擇。本文借鑒楊嬋[22]等的做法,采用省級(jí)層面河長制推行指標(biāo)的均值作為工具變量。對(duì)于同一個(gè)省份而言,各個(gè)村莊推行河長制存在一定的政策關(guān)聯(lián)性,而一個(gè)省份河長制推行的均值對(duì)單獨(dú)一個(gè)村莊的河流治理績效不存在明顯的影響。

檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。第一階段工具變量估計(jì)結(jié)果在1%水平上顯著為正,表明工具變量和內(nèi)生性變量的確存在可觀的相關(guān)性;通過Cragg和Donald Wald 檢驗(yàn)來考察弱工具變量問題,結(jié)果顯示χ2值在1%水平上顯著,說明工具變量滿足相關(guān)性和外生性條件。第二階段估計(jì)結(jié)果顯示,河長制估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著正向影響環(huán)境績效與社會(huì)績效,在方向上和顯著性上均與基準(zhǔn)模型所報(bào)告的回歸結(jié)果相似。上述檢驗(yàn)結(jié)果表明,在考慮內(nèi)生性問題后,河長制有助于提升村域河流環(huán)境績效、社會(huì)績效的結(jié)果依然顯著成立。

表4 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

四、異質(zhì)性分析與機(jī)制檢驗(yàn)

(一)異質(zhì)性分析

1.地區(qū)差異。本部分基于k近鄰匹配方法進(jìn)一步探討河長制對(duì)江蘇、湖北、寧夏村域河流治理績效的地區(qū)差異。表5分別給出了江蘇、湖北、寧夏三省(區(qū))子樣本的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果?？梢缘弥?江蘇的村莊在推行河長制后分別顯著提升了251.0%的環(huán)境績效、312.5%的社會(huì)績效、157.8%的經(jīng)濟(jì)績效;湖北的村莊在推行河長制后分別顯著提升了249.2%的環(huán)境績效、269.8%的社會(huì)績效;寧夏的村莊在推行河長制后分別顯著提升了234.6%的環(huán)境績效、147.5%的社會(huì)績效。相比湖北、寧夏地區(qū)的村莊,河長制對(duì)江蘇的村域河流治理績效提升效應(yīng)最大。其主要原因可能在于,江蘇、湖北、寧夏三省(區(qū))的村莊在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境治理體系建設(shè)、政治勢(shì)能釋放、河湖公共資源需求方面存在差異。尤其以江蘇為代表的東部地區(qū)不僅經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較好,而且最早推行河長制,廣泛推廣實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+河長制”“企業(yè)河長”等治水模式,技術(shù)治理與市場(chǎng)化水平較高,構(gòu)建了相對(duì)成熟的河長制參與、監(jiān)督、評(píng)價(jià)、考核體系。

表5 地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果

2.村級(jí)河長權(quán)威差異。村莊公共事務(wù)治理是否有效與村干部的權(quán)威存在必然聯(lián)系。通常情況下,村級(jí)河長由村干部擔(dān)任,因此,探討村級(jí)河長的權(quán)威差異對(duì)村域河流治理績效的影響尤為重要。借鑒楊嬋等對(duì)村干部權(quán)威的界定[22],從知識(shí)權(quán)威維度解析村級(jí)河長權(quán)威對(duì)河流治理績效的影響,以“受教育程度”來衡量知識(shí)權(quán)威。表6回歸結(jié)果顯示,村干部受教育程度為高中及以上的村莊在推行河長制后分別顯著提升了210.1%的環(huán)境績效、249.4%的社會(huì)績效。這說明村級(jí)河長的知識(shí)化、專業(yè)化水平在河長制驅(qū)動(dòng)村域河流治理績效提升中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。同時(shí),這一結(jié)論也與國家大量往鄉(xiāng)村選派大學(xué)生村官、第一書記的制度安排相一致,即人力資本在鄉(xiāng)村公共事務(wù)治理中發(fā)揮著重要作用[23]。

表6 村級(jí)河長權(quán)威異質(zhì)性回歸結(jié)果

3.河長制推行時(shí)間差異。河長制對(duì)村域河流治理績效的影響可能會(huì)因河長制推行時(shí)間的差異而存在異質(zhì)性。考慮到河長制自上而下全面推行始于2016年,2018年底四級(jí)河長制體系全面建立,2018年后覆蓋省市縣鄉(xiāng)村的五級(jí)河長制逐步建立。因此,本文根據(jù)研究所需,設(shè)立三個(gè)時(shí)間段(2016前、2016-2018年之間、2018年之后)分析河長制影響村域河流治理績效的時(shí)間異質(zhì)性,回歸結(jié)果如表7所示。由表7可知,河長制推行時(shí)間越早,其環(huán)境績效、社會(huì)績效的提升效應(yīng)越大?？赡艿脑蚴?在河長制推行時(shí)間較早的地區(qū),由于地方政府重點(diǎn)關(guān)注、河長制政策宣傳及村級(jí)河長培訓(xùn)、監(jiān)管、考核等治理機(jī)制的完善,河長制更有助于提升村域河流治理績效。這意味著各級(jí)政府應(yīng)持續(xù)完善覆蓋省市縣鄉(xiāng)村的五級(jí)河長制體系,促進(jìn)“賦權(quán)”與“確責(zé)”治理功能的調(diào)適,優(yōu)化政府統(tǒng)合協(xié)同結(jié)構(gòu),實(shí)現(xiàn)河長制從“有名”到“有實(shí)”的轉(zhuǎn)變。

表7 河長制推行時(shí)間異質(zhì)性回歸結(jié)果

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

以上研究著重分析了河長制對(duì)村域河流治理績效的影響及作用大小,但河長制如何影響村域河流治理績效同樣值得關(guān)注。基于前文理論分析,本節(jié)將運(yùn)用逐步回歸法,采用OLS估計(jì),檢驗(yàn)“河長制→激勵(lì)問責(zé)→治理績效”“河長制→環(huán)境規(guī)制→治理績效”“河長制→公眾參與→治理績效”三條作用路徑。表8估計(jì)結(jié)果顯示,河長制對(duì)激勵(lì)問責(zé)的估計(jì)系數(shù)顯著為正,激勵(lì)問責(zé)對(duì)環(huán)境績效、社會(huì)績效、經(jīng)濟(jì)績效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長制能夠通過增強(qiáng)激勵(lì)問責(zé)提高村域河流治理績效。表9估計(jì)結(jié)果顯示,河長制對(duì)環(huán)境規(guī)制的估計(jì)系數(shù)顯著為正,環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境績效、社會(huì)績效、經(jīng)濟(jì)績效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長制能夠通過提升環(huán)境規(guī)制改善村域河流治理效果。表10估計(jì)結(jié)果顯示,河長制對(duì)公眾參與的估計(jì)系數(shù)顯著為正,公眾參與對(duì)環(huán)境績效、社會(huì)績效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長制能夠通過促進(jìn)公眾參與提升村域河流環(huán)境績效和社會(huì)績效。

表8 河長制增強(qiáng)激勵(lì)問責(zé)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果n=106

表9 河長制提升環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果n=106

表10 河長制促進(jìn)公眾參與的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果n=106

五、結(jié)論與啟示

本文基于江蘇、湖北、寧夏三省(區(qū))106個(gè)村莊的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù),從“環(huán)境、社會(huì)、經(jīng)濟(jì)”視角解構(gòu)村域河流治理績效,采用傾向得分匹配法(PSM)構(gòu)建反事實(shí)框架,實(shí)證分析了河長制對(duì)村域河流治理績效的影響及機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),河長制向農(nóng)村基層擴(kuò)散顯著地提升了村域河流治理的環(huán)境績效和社會(huì)績效,而對(duì)經(jīng)濟(jì)績效未產(chǎn)生顯著影響,村莊推行河長制對(duì)社會(huì)績效提升的作用均大于對(duì)環(huán)境績效的提升作用,且內(nèi)生性檢驗(yàn)后這一結(jié)論依然穩(wěn)健;相比湖北、寧夏地區(qū)的村莊,河長制對(duì)江蘇村莊的河流治理績效提升效應(yīng)最大;村級(jí)河長受教育程度越高,河長制推行時(shí)間越早,其環(huán)境績效、社會(huì)績效的提升效應(yīng)越大。進(jìn)一步的機(jī)制分析發(fā)現(xiàn),河長制可以通過增強(qiáng)激勵(lì)問責(zé)、提升環(huán)境規(guī)制與促進(jìn)公眾參與三種渠道影響村域河流治理績效。

依據(jù)以上研究結(jié)論,本文提出如下政策啟示。第一,進(jìn)一步強(qiáng)化河長制,逐步完善覆蓋省市縣鄉(xiāng)村的五級(jí)河長制體系,促進(jìn)河長制從有名向有實(shí)、有能、有效的轉(zhuǎn)變,實(shí)現(xiàn)村域河流生態(tài)環(huán)境根本好轉(zhuǎn)。第二,河長制對(duì)村域河流治理績效的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性,應(yīng)堅(jiān)持村級(jí)河長選拔方面“年輕化、知識(shí)化、專業(yè)化”的標(biāo)準(zhǔn),提升村級(jí)河長履職的靈活性和高效性;注重從村莊自身發(fā)展的實(shí)際情況出發(fā),開展河流治理行動(dòng),形成一批可復(fù)制、可推廣、可擴(kuò)散的典型經(jīng)驗(yàn)。第三,村級(jí)河長處于“權(quán)虛、能弱、責(zé)重”的位置,河長制向農(nóng)村基層推行過程中應(yīng)采用靈活的激勵(lì)形式,避免無效的正向激勵(lì)和不合理問責(zé);制定與農(nóng)村社會(huì)相適應(yīng)的環(huán)境規(guī)制政策,提高環(huán)境規(guī)制的宣傳和普及力度,發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的激勵(lì)與約束作用;探索多元治水模式,鼓勵(lì)公眾參與,增設(shè)民間河長,進(jìn)一步拓展民間治水力量。