基于31個(gè)省份事件史分析的河長(zhǎng)制創(chuàng)新與擴(kuò)散的影響因素

梅正午,劉文璋,孫玉棟

基于31個(gè)省份事件史分析的河長(zhǎng)制創(chuàng)新與擴(kuò)散的影響因素

梅正午,劉文璋,孫玉棟*

(中國(guó)人民大學(xué)公共管理學(xué)院,北京 100872)

利用事件史分析(EHA)模型對(duì)河長(zhǎng)制政策2010～2016年在省級(jí)層面的擴(kuò)散進(jìn)行實(shí)證研究,結(jié)果表明:水污染越是嚴(yán)重的地區(qū),越傾向于采納河長(zhǎng)制,平均而言,人均水污染排放量每增加一個(gè)單位,一個(gè)省份河長(zhǎng)制政策得到采納的優(yōu)勢(shì)會(huì)增加30.2%;財(cái)政自給率在水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制采納之間具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng),即面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染,財(cái)政自給率高的省份不太傾向于采納河長(zhǎng)制,而財(cái)政自給率低的省份則更加傾向于采納河長(zhǎng)制;河長(zhǎng)制政策采納具有明顯的政治周期性,在黨代會(huì)召開(kāi)的當(dāng)年,省政府更加傾向于采納河長(zhǎng)制;鄰近省份的政策采納并不會(huì)對(duì)河長(zhǎng)制的橫向擴(kuò)散產(chǎn)生顯著影響.

河長(zhǎng)制；創(chuàng)新擴(kuò)散；事件史分析

河長(zhǎng)制是由各地的黨政負(fù)責(zé)人作為其所在轄區(qū)河流湖泊的河長(zhǎng),分級(jí)分段承擔(dān)對(duì)應(yīng)的責(zé)任,設(shè)立專門(mén)的河長(zhǎng)辦公室,協(xié)同各個(gè)單位,統(tǒng)籌規(guī)劃水資源保護(hù)、水環(huán)境治理的一項(xiàng)創(chuàng)新制度[1].河長(zhǎng)制政策源于2007年江蘇省太湖流域發(fā)生的藍(lán)藻事件導(dǎo)致的飲用水危機(jī),截止到2016年底,全國(guó)共有天津、江西、北京等8個(gè)省份(自治區(qū)、直轄市)先后采納了河長(zhǎng)制政策.2016年12月,中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于全面推行河長(zhǎng)制的意見(jiàn)》[2],河長(zhǎng)制變?yōu)槿珖?guó)性政策.但影響河長(zhǎng)制在省級(jí)政府之間擴(kuò)散的因素尚無(wú)系統(tǒng)研究.省級(jí)政府通常是政策擴(kuò)散的主體,其在政策制定、資源調(diào)動(dòng)、利益協(xié)調(diào)方面的自主權(quán)要大于市級(jí)政府和縣級(jí)政府[3].而河長(zhǎng)制政策涉及的河流治理,空間跨度大[4]、范圍廣,需要較高層次如省級(jí)政府的協(xié)調(diào)[5]和共同治理[6].因此,本文以省級(jí)層面河長(zhǎng)制的創(chuàng)新與擴(kuò)散過(guò)程作為研究對(duì)象,采用事件史分析(EHA)模型,分析河長(zhǎng)制政策在省級(jí)層面擴(kuò)散的影響因素.

政策創(chuàng)新是指地方政府對(duì)一項(xiàng)政策的首次采納,而不論該政策的存在時(shí)間有多久,或者是否已經(jīng)有其它政府采納了該項(xiàng)政策[7],強(qiáng)調(diào)一項(xiàng)政策在某一地區(qū)的首次實(shí)際應(yīng)用.本文則以河長(zhǎng)制政策在一個(gè)省份的首次采納作為該省的政策創(chuàng)新.政策創(chuàng)新在時(shí)間層面表現(xiàn)為S型曲線,在空間層面存在“鄰近效應(yīng)”[8],在區(qū)域?qū)用鎰t有“領(lǐng)導(dǎo)者-追隨者”效應(yīng)[9].常見(jiàn)的政策創(chuàng)新擴(kuò)散主要包含學(xué)習(xí)、競(jìng)爭(zhēng)、強(qiáng)制、模仿4種機(jī)制[10].

就河長(zhǎng)制政策創(chuàng)新擴(kuò)散的研究而言,主要集中在河長(zhǎng)制擴(kuò)散的進(jìn)程和機(jī)制[11]、路徑和內(nèi)容等方面[12].而關(guān)于河長(zhǎng)制擴(kuò)散的影響因素研究相對(duì)較少.熊燁等認(rèn)為,河長(zhǎng)制擴(kuò)散的主要影響因素包含資源稟賦、行政壓力、政策需求、外部力量[13],但該文側(cè)重于定性分析.金剛等[14]實(shí)證分析了官員年齡對(duì)河長(zhǎng)制擴(kuò)散的影響.但是針對(duì)的是市級(jí)層面而非省級(jí)層面.與此同時(shí),上述研究并未涉及河長(zhǎng)制橫向擴(kuò)散的影響因素.

本文采用事件史分析(EHA)模型定量分析了河長(zhǎng)制政策在省際橫向擴(kuò)散的影響因素,豐富了關(guān)于環(huán)境政策擴(kuò)散的研究.同時(shí),通過(guò)引入政治周期因素和財(cái)政自給率因素,為政策創(chuàng)新和擴(kuò)散中關(guān)于環(huán)境治理壓力,地方自主性[15]、政治周期等理論提供了有益探索.

1 研究方法

1.1 研究假設(shè)

政策創(chuàng)新與問(wèn)題的嚴(yán)重程度密不可分.朱多剛等指出,地方官員可能采納某項(xiàng)新政策,是由于他們認(rèn)識(shí)到了問(wèn)題的嚴(yán)重性,急需采納新的方案來(lái)應(yīng)對(duì)面臨的挑戰(zhàn)[16].同理,環(huán)境污染越嚴(yán)重的地區(qū),越可能采納一項(xiàng)新的環(huán)境政策.一方面,隨著居民環(huán)保意識(shí)的增強(qiáng),環(huán)境污染會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)鼐用竦奈⒂^行為產(chǎn)生影響,進(jìn)而通過(guò)某種途徑增加地方政府環(huán)保作為的壓力[17].另一方面,現(xiàn)有對(duì)環(huán)境污染的懲罰機(jī)制,如“十一五”規(guī)劃明確指出,實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)?？?jī)效考核、環(huán)境執(zhí)法責(zé)任和責(zé)任追究制,也決定了地方官員在面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染和約束性減排目標(biāo)[18]時(shí)更容易采納一項(xiàng)新的環(huán)境政策.由此,提出假設(shè)1:

H1:水污染的嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制的采納具有相關(guān)性.水污染越嚴(yán)重的地區(qū),越傾向于采納河長(zhǎng)制.

政策的創(chuàng)新與實(shí)施需要大量的資源[19].財(cái)政自給率越高的地區(qū),意味著該地區(qū)有充足的財(cái)力資源,這就為該地區(qū)進(jìn)行政策創(chuàng)新與實(shí)施提供了前提條件.Walker的研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的州更加容易進(jìn)行政策創(chuàng)新[7].制定和實(shí)施一項(xiàng)新的環(huán)境政策需要大量的成本,包括信息成本、專家咨詢及公眾參與成本、政策文本制作費(fèi)用、水質(zhì)量自動(dòng)檢測(cè)站的安裝運(yùn)行費(fèi)用等等[20],這些無(wú)疑需要大量的財(cái)力投入.因此,財(cái)政自給率可能會(huì)對(duì)水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制的采納之間具有正向的調(diào)節(jié)作用,即面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染,財(cái)政自給率越高的地區(qū),越有可能采納河長(zhǎng)制.由此,本文提出假設(shè)2:

H2:財(cái)政自給率對(duì)水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制采納之間具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng),水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制采納之間的正向關(guān)系,會(huì)隨著財(cái)政自給率的提高而增加.

河長(zhǎng)制是“領(lǐng)導(dǎo)掛帥、高位協(xié)調(diào)”機(jī)制的制度創(chuàng)新[21],其政策的采納與政治周期之間存在一定的相關(guān)性.余靖雯等指出,在選舉當(dāng)年,政治家會(huì)采取一些擴(kuò)張性政策(如減少稅收、增加轉(zhuǎn)移支付等)以贏得選民的支持[22].環(huán)境治理既是官員考核體系的一部分,同時(shí)也有利于獲得當(dāng)?shù)鼐用竦闹С?為地方政府官員積累良好的聲譽(yù).加之“晉升錦標(biāo)賽”也鼓勵(lì)地方政府進(jìn)行政策創(chuàng)新[23].因此,在黨代會(huì)召開(kāi)的當(dāng)年,地方政府更加傾向于采納新的環(huán)境政策以提高當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境治理水平.由此提出假設(shè)3:

H3:河長(zhǎng)制的采納具有政治周期性,黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年,省政府更有可能采納該政策.

政策擴(kuò)散包含學(xué)習(xí)、競(jìng)爭(zhēng)、強(qiáng)制、模仿4種機(jī)制.一方面,相鄰的地方政府可能面臨類(lèi)似的問(wèn)題,其往往會(huì)學(xué)習(xí)、模仿鄰近地方政府的政策.另一方面,出于競(jìng)爭(zhēng)的需要,當(dāng)某一地方政府出臺(tái)了一項(xiàng)政策并且取得了相應(yīng)的績(jī)效后,鄰近的地方政府也會(huì)出臺(tái)類(lèi)似的政策,以避免落后.吳建南等分析了“效能建設(shè)”政策在省際之間的擴(kuò)散,發(fā)現(xiàn)了鄰近省份和各省效能建設(shè)的政策采納之間呈正相關(guān)關(guān)系[24].本文提出假設(shè)4:

H4:假如鄰近的省份采納了河長(zhǎng)制,則該省份會(huì)傾向于采納河長(zhǎng)制政策.

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文僅考慮河長(zhǎng)制在各省之間的自主擴(kuò)散,故收集了2010～2016年河長(zhǎng)制在31個(gè)省份之間的政策擴(kuò)散數(shù)據(jù).根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》[25]整理了各省水污染嚴(yán)重程度數(shù)據(jù),測(cè)算了各省財(cái)政自給率.根據(jù)各省政府官方網(wǎng)站,整理了各省召開(kāi)黨代會(huì)的時(shí)間.根據(jù)各省地理位置和相互關(guān)系,收集了相鄰省份政策采納情況數(shù)據(jù).本文的因變量與王洛忠等[12]統(tǒng)計(jì)的2010～2016年河長(zhǎng)制的政策采納保持一致,主要依據(jù)某省是否出臺(tái)了從省級(jí)層面實(shí)施河長(zhǎng)制政策的文件,來(lái)衡量某一省份是否采納河長(zhǎng)制政策.以江蘇省為例,江蘇省2010年發(fā)布了《江蘇省水利廳關(guān)于建立河長(zhǎng)制的實(shí)施辦法》[26],就意味著該省采納了河長(zhǎng)制政策.

1.3 變量測(cè)量

1.3.1 因變量 本文的因變量為省級(jí)政府在時(shí)間采納河長(zhǎng)制的概率,用于觀測(cè)因變量河長(zhǎng)制的政策采納,反映了某一省級(jí)政府采納河長(zhǎng)制的時(shí)點(diǎn).河長(zhǎng)制采納為虛擬變量,如果省級(jí)政府在第年采納了該政策,則賦值為1.反之,賦值為0.省份在采納河長(zhǎng)制以后的年份被剔除.部分省份,地級(jí)市河長(zhǎng)制的采納要早于省級(jí)政府,這種情況依舊賦值為0.因?yàn)楸疚闹饕芯康氖呛娱L(zhǎng)制在省級(jí)政府之間的擴(kuò)散.

1.3.2 自變量 ①水污染的嚴(yán)重程度.河長(zhǎng)制主要用于治理水污染,改善水環(huán)境.參考許靜等[27]本文主要采用人均廢水排放總量(廢水排放總量/該省年末常住人口)來(lái)衡量水污染的嚴(yán)重程度.②財(cái)政自給率.財(cái)政自給率在一定程度上反映了省級(jí)政府的財(cái)政實(shí)力.本文采用省級(jí)一般公共預(yù)算收入/省級(jí)一般公共預(yù)算支出衡量省級(jí)政府的財(cái)政自給率.③政治周期.黨代會(huì)每5a召開(kāi)一次,具有一定的周期性.政治周期是指由于黨代會(huì)召開(kāi)的可預(yù)見(jiàn)性,黨代會(huì)的召開(kāi)作為一種外部激勵(lì),地方官員通常會(huì)采取有助于自身仕途發(fā)展的行為.本文設(shè)置黨代會(huì)為虛擬變量,反映黨代會(huì)對(duì)河長(zhǎng)制采納的影響.plp表示黨代會(huì),如果是黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年,則賦值為1.反之,賦值為0.④鄰近省份政策采納.鄰近省份政策采納體現(xiàn)了河長(zhǎng)制的擴(kuò)散,反映了該省份受到其它省份河長(zhǎng)制政策采納的影響.鄰近省份,是指在地理位置上與該省份接壤的其他省份.以山東省為例,其鄰近省份為與其接壤的河北、河南、安徽、江蘇等4省.參考Berry等[28]研究,采用相鄰省份中采納河長(zhǎng)制省份的數(shù)量/所有相鄰省份的總數(shù)來(lái)衡量.

1.3.3 控制變量 人口規(guī)模采用省內(nèi)的年末常住人口衡量[29],人均水資源量用省份的水資源總量/省內(nèi)年末常住人口衡量.

影響河長(zhǎng)制政策采納的因素具有時(shí)滯性,按照分析影響因素的常用思路[30],本文自變量和控制變量均采用滯后一期納入模型.

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

1.4 模型設(shè)定

采用事件史分析(EHA)模型對(duì)河長(zhǎng)制2010～ 2016年在31個(gè)省份之間的政策擴(kuò)散進(jìn)行實(shí)證研究,由于一個(gè)省份在某年采納河長(zhǎng)制后,之后年份的樣本會(huì)被剔除,故最終對(duì)201個(gè)樣本進(jìn)行了回歸.EHA模型自從被用于研究政策創(chuàng)新擴(kuò)散以來(lái),已經(jīng)得到大量應(yīng)用.因變量河長(zhǎng)制政策采納是一個(gè)虛擬變量,故采用logit模型分析自變量對(duì)河長(zhǎng)制擴(kuò)散的影響.由于事件史分析(EHA)模型使用的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為“生存數(shù)據(jù)”而非“面板數(shù)據(jù)”,故不需要考慮時(shí)間和城市固定效應(yīng).對(duì)于時(shí)間發(fā)生事件的預(yù)測(cè)需要基于第-1期的變量,這樣可以較好的滿足因果關(guān)系預(yù)測(cè)以及先后順序,對(duì)于探究事件發(fā)生概率的影響因素具有很好的適用性.計(jì)量模型如下:

式中:p代表一個(gè)地區(qū)在第年決定采納河長(zhǎng)制的概率;p/(1- p)表示優(yōu)勢(shì)比;logit(p)為取對(duì)數(shù)后的優(yōu)勢(shì),這一過(guò)程稱之為“l(fā)ogit 轉(zhuǎn)換”.公式的右邊,0為常數(shù)項(xiàng),其余的變量依次為水污染的嚴(yán)重程度、財(cái)政自給率、水污染的嚴(yán)重程度×財(cái)政自給率、政治周期、鄰近省份政策采納、人均水資源量、人口規(guī)模,為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).

2 結(jié)果與討論

2.1 回歸分析結(jié)果

采用Stata15.1對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析.由表2可以看出,回歸方程的似然函數(shù)值、偽2、卡方值,這些指標(biāo)可以反應(yīng)模型的擬合優(yōu)度,模型在0.01的水平上顯著,表明模型很好的擬合了數(shù)據(jù),且可以較好地解釋因變量.

表2 基于logit回歸的事件史分析結(jié)果

注:*,**和***分別表示相關(guān)系數(shù)通過(guò)0.10,0.05和0.01水平的顯著性檢驗(yàn).

由表2可知,第一,水污染嚴(yán)重程度(1=0.264,￡0.1),這意味著水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制采納之間呈正向相關(guān)關(guān)系,并且在0.1的水平上顯著.表明水污染越是嚴(yán)重的地區(qū),省政府越傾向于采納河長(zhǎng)制.進(jìn)一步結(jié)合水污染嚴(yán)重程度的優(yōu)勢(shì)比變化,可以發(fā)現(xiàn),人均水污染排放量每增加一個(gè)單位,一個(gè)省份河長(zhǎng)制政策得到采納的優(yōu)勢(shì)會(huì)增加30.2%.假設(shè)1得到支持.第二,財(cái)政自給率(2=30.12,￡0.05),這意味著財(cái)政自給率與河長(zhǎng)制采納之間呈正向相關(guān)關(guān)系,并且在0.05的水平上顯著,結(jié)合財(cái)政自給率的優(yōu)勢(shì)比變化,可以看出,財(cái)政自給率每提高一個(gè)百分點(diǎn),一個(gè)省份采納河長(zhǎng)制政策的優(yōu)勢(shì)會(huì)增加(1.20e+15)%.第三,水污染嚴(yán)重程度和財(cái)政自給率的交互項(xiàng)(3=-0.431,￡0.05),這意味著水污染嚴(yán)重程度和財(cái)政自給率的交互項(xiàng)對(duì)河長(zhǎng)制采納有負(fù)向影響,并且在0.05的水平上顯著.即財(cái)政自給率在水污染嚴(yán)重程度和河長(zhǎng)制采納之間具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用,面臨嚴(yán)重的水污染,財(cái)政自給率高的省份不傾向于采納河長(zhǎng)制,而財(cái)政自給率低的省份傾向于采納河長(zhǎng)制,假設(shè)2未得到支持.第四,政治周期(4=1.638,￡0.05),這意味著政治周期與河長(zhǎng)制政策采納之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系,并且在0.05的水平上顯著.這表明河長(zhǎng)制的采納具有政治周期性,在黨代會(huì)召開(kāi)的當(dāng)年,省政府更有可能采納河長(zhǎng)制,進(jìn)一步的結(jié)合政治周期的優(yōu)勢(shì)比變化,可以發(fā)現(xiàn),在黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年,一個(gè)省份采納河長(zhǎng)制政策的優(yōu)勢(shì)會(huì)增加412.4%.假設(shè)3得到支持.第五,鄰近省份政策采納(5=3.438,>0.1),這意味著鄰近省份政策采納與河長(zhǎng)制采納之間呈正相關(guān)關(guān)系,但在0.1水平上未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn).這表明鄰近省份對(duì)河長(zhǎng)制的采納并不會(huì)對(duì)該省份河長(zhǎng)制的采納產(chǎn)生顯著影響,假設(shè)4未得到支持.最后,控制變量中,人均水資源量(6=0.006,>0.1)和人口規(guī)模(7=-0.02,>0.1),均未在0.1的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn).這表明人均水資源量和人口規(guī)模均未對(duì)河長(zhǎng)制的采納產(chǎn)生顯著影響.

2.2 案例分析

選取河長(zhǎng)制政策在廣東省、福建省、海南省、云南省、貴州省的擴(kuò)散進(jìn)行分析.選擇以上5省的主要原因:第一,廣東省毗鄰福建省和海南省,可以較好的驗(yàn)證鄰近省份河長(zhǎng)制政策采納對(duì)另一省份政策采納的影響.第二,5省在水污染程度方面的差異性較大,便于識(shí)別水污染嚴(yán)重程度對(duì)河長(zhǎng)制政策采納的影響.第三,廣東省、福建省、海南省、云南省、貴州省在財(cái)政自給率方面存在一定的差異性,便于分析財(cái)政自給率對(duì)于水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制政策采納之間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用是否存在.

2.2.1 河長(zhǎng)制政策在5省的創(chuàng)新與擴(kuò)散 為了更加明晰各級(jí)部門(mén)在流域保護(hù)方面的責(zé)任,確保流域保護(hù)管理的進(jìn)一步規(guī)范化,減少水污染,保障用水安全.2014年8月26日,福建省發(fā)布了《福建省河長(zhǎng)制實(shí)施方案》[31],要求2014年底,在全省全面推行河長(zhǎng)制,進(jìn)而從省級(jí)層面明確了河長(zhǎng)制政策的實(shí)施.2016年8月17日,海南省水務(wù)廳發(fā)布了《海南省城鎮(zhèn)內(nèi)河(湖)河長(zhǎng)制實(shí)施辦法》[32],從省級(jí)層面確定了在海南省實(shí)施河長(zhǎng)制政策.截止2016年12月,中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于全面推行河長(zhǎng)制的意見(jiàn)》[2]之前,廣東省、云南省和貴州省尚未從省級(jí)層面明確在所在轄區(qū)實(shí)施河長(zhǎng)制政策.

2.2.2 多要素作用下的河長(zhǎng)制創(chuàng)新與擴(kuò)散 河長(zhǎng)制政策的創(chuàng)新與擴(kuò)散是多要素共同作用的結(jié)果.第一,在水污染嚴(yán)重程度方面,由圖1可以發(fā)現(xiàn),福建省和海南省的水污染程度相對(duì)較高,結(jié)合兩省均已出臺(tái)在全省推行河長(zhǎng)制的政策,可以證實(shí),水污染越是嚴(yán)重的地區(qū),越是傾向于采納河長(zhǎng)制政策,即河長(zhǎng)制政策的采納會(huì)受到當(dāng)?shù)厮廴境潭鹊挠绊?第二,在財(cái)政自給率方面,由圖2可以看,福建省和海南省的財(cái)政自給率相對(duì)較高,由于兩省均已出臺(tái)在全省推行河長(zhǎng)制的政策,可以證實(shí),河長(zhǎng)制政策的采納在一定的程度上會(huì)受到地方財(cái)政實(shí)力的影響.第三,在水污染嚴(yán)重程度與財(cái)政自給率的交互項(xiàng)方面,結(jié)合圖1和圖2可以發(fā)現(xiàn),總體而言,廣東省的財(cái)政自給率和水污染嚴(yán)重程度都是最高的,然而廣東省卻未在省級(jí)層面出臺(tái)河長(zhǎng)制政策.由此可見(jiàn),財(cái)政自給率對(duì)水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制政策采納之間起到了負(fù)向的調(diào)節(jié)作用.即面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染,財(cái)政自給率高的地區(qū)反而不傾向于采納河長(zhǎng)制政策.第四,在鄰近省份政策采納方面,廣東省毗鄰海南省和福建省,在福建省和海南省均已出臺(tái)河長(zhǎng)制政策的情況下,廣東省并未出臺(tái)河長(zhǎng)制政策.由此可以看出,鄰近省份對(duì)河長(zhǎng)制政策的采納,并不會(huì)對(duì)該省份河長(zhǎng)制政策的采納產(chǎn)生顯著影響.第五,在政治周期方面,海南省出臺(tái)河長(zhǎng)制政策的時(shí)間為2016年,而海南省第七次黨代會(huì)的召開(kāi)時(shí)間為2017年.考慮到河長(zhǎng)制政策的實(shí)施需要提前準(zhǔn)備,且其所產(chǎn)生的政策效應(yīng)具有一定的滯后性,2016年出臺(tái)的政策,其政策效應(yīng)往往在2017年才能夠顯現(xiàn)出來(lái),為了在黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年呈現(xiàn)良好的環(huán)境治理效果,地發(fā)官員往往會(huì)提前實(shí)施河長(zhǎng)制政策.由此可見(jiàn),河長(zhǎng)制政策的采納會(huì)受到政治周期的影響.

圖1 廣東、福建、海南、貴州和云南五省的水污染程度

圖2 廣東、福建、海南、貴州和云南五省的財(cái)政自給率

2.3 討論

案例分析表明,①就水污染的嚴(yán)重程度而言,水污染越是嚴(yán)重的地區(qū),越是傾向于采納河長(zhǎng)制;水污染較弱的地區(qū),采納河長(zhǎng)制的概率則相對(duì)較小.這表明,問(wèn)題的嚴(yán)重性是影響政策創(chuàng)新與擴(kuò)散的重要因素之一.這與Berry等[28]關(guān)于財(cái)政危機(jī)嚴(yán)重程度, Mintrom[33]關(guān)于教育質(zhì)量水平落后情況的研究具有內(nèi)在邏輯的一致性.②面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染,財(cái)政自給率高的地區(qū)不傾向于采納河長(zhǎng)制.相反,財(cái)政自給率低的地區(qū)更加傾向于采納河長(zhǎng)制.這與李健等[34]對(duì)政府購(gòu)買(mǎi)服務(wù)政策在全國(guó)31個(gè)省份擴(kuò)散的研究具有一致性,即省份較貧窮時(shí)傾向于采納政府購(gòu)買(mǎi)服務(wù)政策.正如張平淡[35]指出,在財(cái)政分權(quán)背景下,地方政府會(huì)降低環(huán)境規(guī)制水平和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn),以犧牲環(huán)境為代價(jià)而吸引外資流入,從而形成“逐底競(jìng)爭(zhēng)”的現(xiàn)象.③黨代會(huì)召開(kāi)的當(dāng)年,省政府更傾向于采納河長(zhǎng)制.這與朱多剛等[16]對(duì)專利資助政策在中國(guó)省際之間擴(kuò)散的研究不太一致,該研究發(fā)現(xiàn)專利資助在省際之間的擴(kuò)散并不具有政治周期性.可能的原因是與政策本身的屬性有一定的關(guān)系,馬亮[36]指出,不同的公共政策或公共服務(wù),其所面臨的政治氛圍和政策屬性并不相同.相比較于專利資助政策,環(huán)境治理直接關(guān)乎官員的晉升[37],且在黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年采納河長(zhǎng)制可以為官員贏得良好的政治聲譽(yù),獲得民眾的支持.因而,在黨代會(huì)召開(kāi)當(dāng)年,地方政府會(huì)更加傾向于采納河長(zhǎng)制.朱旭峰等[38]關(guān)于行政審批制度的研究也支持了這一點(diǎn),其研究表明,現(xiàn)有干部人事管理制度政績(jī)考核可以促使地方政府自主進(jìn)行政策的創(chuàng)新.④鄰近省份河長(zhǎng)制采納對(duì)地方政府河長(zhǎng)制政策采納并無(wú)顯著影響.這與現(xiàn)有的研究并不太一致,張克[39]、李健等[34]的研究表明,鄰近省份的政策采納會(huì)顯著影響本省的政策采納.可能的原因是環(huán)境政策與其它政策不同,地方政府存在環(huán)境政策領(lǐng)域的競(jìng)爭(zhēng).相比較于環(huán)境政策比自己嚴(yán)格的省份,地方政府更加關(guān)注環(huán)境政策比自己寬松的省份.楊海生等[40]指出,為了防止資本向外擴(kuò)散帶給當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)、就業(yè)的負(fù)面影響,防止外來(lái)人口涌入給當(dāng)?shù)鼐用窀＠麕?lái)?yè)p失,地方政府對(duì)待環(huán)境政策比自己寬松的省份重視程度遠(yuǎn)大于環(huán)境政策比自己嚴(yán)格的省份.環(huán)境政策是爭(zhēng)奪資本和勞動(dòng)力的一種工具,為此,地方政府會(huì)降低環(huán)境規(guī)制的水平,以求吸引更多的企業(yè),即利用競(jìng)爭(zhēng)到底的環(huán)境政策[41]實(shí)現(xiàn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)利益的最大化.財(cái)政自給率較高的地區(qū),往往工業(yè)企業(yè)聚集的較多,采納一項(xiàng)新的環(huán)境政策所帶來(lái)的成本可能要比財(cái)政自給率低的地區(qū)大的多.環(huán)境規(guī)制水平的提高可能會(huì)導(dǎo)致污染企業(yè)的外移[42],進(jìn)而會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展以及就業(yè)產(chǎn)生不利影響.張華[43]指出,現(xiàn)有的財(cái)政分權(quán)使得地方政府獲得了一定的財(cái)政自主權(quán),為了爭(zhēng)奪流動(dòng)性資源,地方政府可以選擇實(shí)施符合自身利益的政策.

2.4 研究的不確定性分析

一是影響河長(zhǎng)制省際擴(kuò)散的因素較多,本文無(wú)法覆蓋全部的變量.比如,政策企業(yè)家可能在河長(zhǎng)制的擴(kuò)散中也發(fā)揮了一定的作用,本文暫未考慮在內(nèi).二是本文僅僅分析了河長(zhǎng)制的采納與否,并未對(duì)政策采納的程度和狀況進(jìn)行研究,未來(lái)可以圍繞此方面開(kāi)展相應(yīng)的研究.三是本文分析的是河長(zhǎng)制在各省之間的擴(kuò)散,未來(lái)可以進(jìn)一步分析地級(jí)市層面的政策創(chuàng)新與擴(kuò)散,找出其它可能影響地級(jí)市政策創(chuàng)新與擴(kuò)散的因素.

3 結(jié)論

3.1 水污染嚴(yán)重程度對(duì)河長(zhǎng)制采納具有顯著的正向影響.水污染越是嚴(yán)重的地區(qū),越是傾向于采納河長(zhǎng)制;水污染較弱的地區(qū),采納河長(zhǎng)制的概率則相對(duì)較小.平均而言,控制其他變量的情況下,人均廢水排放量每增加一單位,一個(gè)省份采納河長(zhǎng)制政策的優(yōu)勢(shì)會(huì)上升30.2%.

3.2 財(cái)政自給率在水污染嚴(yán)重程度與河長(zhǎng)制采納之間起到了負(fù)向的調(diào)節(jié)作用.即面臨嚴(yán)重的環(huán)境污染,財(cái)政自給率低的地區(qū)更加傾向于采納河長(zhǎng)制,而財(cái)政自給率高的地區(qū)則不傾向于采納河長(zhǎng)制.

3.3 河長(zhǎng)制的采納具有政治周期,但不受鄰近省份河長(zhǎng)制采納的影響.具體而言,政治周期對(duì)河長(zhǎng)制具有顯著的正向影響,即在黨代會(huì)召開(kāi)的當(dāng)年,省政府更傾向于采納河長(zhǎng)制;鄰近省份河長(zhǎng)制采納對(duì)地方政府河長(zhǎng)制政策采納并無(wú)顯著影響.

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Influencing factors of policy diffusion of river chief system based on event history analysis of 31 provinces.

MEI Zheng-wu, LIU Wen-zhang, SUN Yu-dong*

(School of Public Administration and Policy, Renmin University of China, Beijing 100872, China)., 2021,41(6)：2956～2963

Using the event history analysis (EHA) model, we conducted an empirical study on the diffusion of river chief system (RCS) policy at the provincial level from 2010 to 2016. The RCS policy was more likely to be adopted by provinces with more serious water pollution. Specifically, on average, a one-unit increase in per capita water pollution emission increased the odds of RCS policy adoption by 30.2%; but the effect of water pollution on the adoption of RCS policy was negatively moderated by the fiscal self-financing rate. Under same water pollution level, provinces with low fiscal self-financing rate were more likely to adopt the RCS policy. Provincial governments were more likely to adopt the RCS policy in the years when the party congresses were held. The adoption of the RCS policy in a certain province did not have a significant impact on the horizontal policy diffusion across its neighboring provinces.

river chief system；policy diffusion；event history analysis

X321

A

1000-6923(2021)06-2956-08

2020-11-17

教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(17JZD014);北京市社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(18ZDA10);中國(guó)人民大學(xué)科學(xué)研究基金(中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助)項(xiàng)目(21XNH032);中央高校建設(shè)世界一流大學(xué)(學(xué)科)和特色發(fā)展引導(dǎo)專項(xiàng)資金

* 責(zé)任作者,教授,sunyudong@ruc.edu.cn

梅正午(1991-),男,河南禹州人,中國(guó)人民大學(xué)博士研究生,主要從事環(huán)境政策研究.發(fā)表論文10篇.