湖長(zhǎng)制對(duì)水質(zhì)提升的政策效應(yīng)研究

劉遠(yuǎn)航，杜曉榮,2

(1.河海大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 211100； 2.江蘇省“世界水谷”與生態(tài)文明協(xié)同創(chuàng)作中心，江蘇 南京 211100)

湖泊是人類賴以生存的重要場(chǎng)所，具有調(diào)節(jié)河川徑流、發(fā)展灌溉、提供工業(yè)和飲用的水源、繁衍水生生物、溝通航運(yùn)，改善區(qū)域生態(tài)環(huán)境以及開(kāi)發(fā)礦產(chǎn)等多種功能，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。然而，在氣候變化和長(zhǎng)期無(wú)序開(kāi)發(fā)湖泊資源活動(dòng)的雙重影響下，由于忽視對(duì)湖泊的有效保護(hù)與管理，我國(guó)湖泊面積萎縮、水域空間減少、水質(zhì)惡化、生物棲息地破壞等問(wèn)題突出，湖泊功能嚴(yán)重退化。

為了解決湖泊環(huán)境問(wèn)題，進(jìn)一步加強(qiáng)湖泊環(huán)境管理保護(hù)工作，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳于2018年1月4日印發(fā)了《關(guān)于在湖泊實(shí)施湖長(zhǎng)制的指導(dǎo)意見(jiàn)》(以下簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》)的通知。實(shí)施湖長(zhǎng)制是貫徹黨的十九大精神、加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)的具體舉措，是加強(qiáng)湖泊管理保護(hù)、改善湖泊生態(tài)環(huán)境、維護(hù)湖泊健康生命、實(shí)現(xiàn)湖泊功能永續(xù)利用的重要制度保障。

自2018年《意見(jiàn)》下發(fā)以來(lái)，全國(guó)各地區(qū)和各部門根據(jù)中央要求逐步落實(shí)湖長(zhǎng)制，目前各省、市、縣、鄉(xiāng)4級(jí)湖長(zhǎng)基本已經(jīng)全部設(shè)立完畢。湖長(zhǎng)制通過(guò)細(xì)化責(zé)任、強(qiáng)化監(jiān)管體系等方式，提高了環(huán)境質(zhì)量考核在地方政府績(jī)效考核中的分量，一方面，地方政府官員基于考核和晉升壓力，自然會(huì)提高湖泊環(huán)境治理支出，但另一方面，湖長(zhǎng)責(zé)任難以厘清、跨界湖泊的湖長(zhǎng)間缺乏上下聯(lián)動(dòng)及協(xié)調(diào)配合機(jī)制等問(wèn)題依然存在，湖長(zhǎng)制是否真正發(fā)揮了水質(zhì)提升的政策效應(yīng)呢？

與前人以河流為對(duì)象，側(cè)重點(diǎn)在水環(huán)境管理績(jī)效[1-2]、河長(zhǎng)制考核機(jī)制[3-4]、河流健康評(píng)價(jià)[5-6]、河湖生態(tài)流量管理[7-8]等研究有所不同，湖泊存在問(wèn)題的特異性使得其管理保護(hù)需要因地制宜、因湖施策，因此湖長(zhǎng)制政策效應(yīng)研究不能照搬以往河長(zhǎng)制的相關(guān)成果?；诖?，本文選取2013年11月至2021年6月的全國(guó)地表水水質(zhì)月報(bào)中主要湖庫(kù)數(shù)據(jù)，采用斷點(diǎn)回歸法探究湖長(zhǎng)制對(duì)水質(zhì)提升的政策效應(yīng)，由此對(duì)湖長(zhǎng)制這一政策做出價(jià)值判斷并針對(duì)存在問(wèn)題提出相關(guān)建議，這樣不僅能夠豐富湖長(zhǎng)制的相關(guān)理論研究成果，對(duì)于進(jìn)一步落實(shí)、完善湖長(zhǎng)制也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

作為河長(zhǎng)制的延伸，湖長(zhǎng)制同樣具有濃厚的中國(guó)特色，現(xiàn)有學(xué)術(shù)成果中對(duì)于湖長(zhǎng)制的價(jià)值判斷主要是圍繞制度優(yōu)勢(shì)、管理成效評(píng)價(jià)、現(xiàn)存問(wèn)題這3個(gè)方面展開(kāi)定性研究，對(duì)于湖長(zhǎng)制政策效應(yīng)的定量研究成果非常少。

湖長(zhǎng)制是因水環(huán)境問(wèn)題而生的湖泊保護(hù)制度，自誕生之初就顯示出強(qiáng)大的生機(jī)與活力，顯現(xiàn)出一定的制度優(yōu)勢(shì)。關(guān)于湖長(zhǎng)制的本質(zhì)，一些學(xué)者認(rèn)為作為一種水環(huán)境責(zé)任承包制[9]，湖長(zhǎng)制可以將管理責(zé)任充分落實(shí)到單一主體上，通過(guò)責(zé)任終身制消除“多龍治水”的弊端；另一些學(xué)者則認(rèn)為湖長(zhǎng)制是環(huán)境集權(quán)的體現(xiàn)，它加強(qiáng)了中央對(duì)地方政府的湖泊水環(huán)境質(zhì)量考核，加大了地方官員績(jī)效考核中水環(huán)境治理的分量，強(qiáng)化了湖泊水環(huán)境監(jiān)管體系，其本質(zhì)是“對(duì)現(xiàn)有湖泊管理制度的統(tǒng)籌，對(duì)現(xiàn)有湖泊管理權(quán)威的加強(qiáng)及對(duì)湖泊管理職責(zé)的監(jiān)管”[10]。

湖長(zhǎng)制推廣后，學(xué)者們圍繞湖長(zhǎng)制成效以及評(píng)價(jià)展開(kāi)研究。在管理成效方面，湖北、西藏作為湖泊大省，部分縣市針對(duì)當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況因地制宜地開(kāi)展了湖長(zhǎng)制工作[11]，水利部鄂竟平[12]指出，湖長(zhǎng)制推行后，很多湖泊實(shí)現(xiàn)了從“沒(méi)人管”到“有人管”、從“管不住”到“管得好”的轉(zhuǎn)變，湖泊生態(tài)環(huán)境得到明顯改善。在成效評(píng)價(jià)方面，學(xué)者們首先從江西省、江蘇省開(kāi)展了局部地區(qū)湖長(zhǎng)制成效評(píng)價(jià)[13]，王冠軍等[14]提出要構(gòu)建水安全、水資源、水環(huán)境、水生態(tài)、水管理、水文化“六位一體”湖長(zhǎng)制成效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行湖長(zhǎng)制成效評(píng)價(jià)。

在對(duì)湖長(zhǎng)制的價(jià)值判斷中，學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)了現(xiàn)存缺陷。其一，湖長(zhǎng)制存在著多級(jí)委托代理關(guān)系，存在“逆向選擇”和“道德風(fēng)險(xiǎn)”。湖長(zhǎng)制主要涉及中央政府、地方政府和排污企業(yè)3個(gè)主要主體，形成地方政府—排污企業(yè)以及中央政府—地方政府這兩級(jí)委托代理關(guān)系，在兩級(jí)委托代理關(guān)系中，地方政府成為了“雙重利益代表”[15]，容易引發(fā)角色錯(cuò)位、利益越界等諸多問(wèn)題。地方官員大多任期短，離任難追責(zé)，在財(cái)政約束和政治激勵(lì)的制度背景下，為了提高當(dāng)?shù)刎?cái)政收入以及個(gè)人職務(wù)的晉升，地方官員往往更多關(guān)注當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，以犧牲環(huán)境為代價(jià)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，而對(duì)河湖治理重視不夠。其二，湖長(zhǎng)制經(jīng)濟(jì)、社會(huì)績(jī)效都存在雙重性[16]。經(jīng)濟(jì)績(jī)效方面，湖長(zhǎng)制通過(guò)生態(tài)建設(shè)和環(huán)境保護(hù)倒逼經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，但湖長(zhǎng)制的集中式出臺(tái)造成了治水工程需求的強(qiáng)勁與治水力量和技術(shù)供給的相對(duì)不足，治水市場(chǎng)供需失衡，由此抬高了地方政府治水成本，導(dǎo)致地方政府負(fù)債率的大幅度上升；社會(huì)績(jī)效方面，湖長(zhǎng)制在強(qiáng)化政府管制手段的同時(shí)弱化了或忽視了湖泊治理的社會(huì)主體和社會(huì)機(jī)制的作用，降低了市場(chǎng)和公眾的參與度。

綜上所述，現(xiàn)有的定性研究從不同維度對(duì)湖長(zhǎng)制這一政策進(jìn)行了深度剖析，肯定了湖長(zhǎng)制帶來(lái)的成效，同時(shí)也指出了存在的問(wèn)題，但關(guān)于湖長(zhǎng)制的定量研究成果非常少?；诖耍疚膽?yīng)用斷點(diǎn)回歸方法，實(shí)證分析全國(guó)實(shí)施湖長(zhǎng)制對(duì)于水質(zhì)提升的政策效應(yīng)，為湖長(zhǎng)制研究提供新的視角，以期豐富湖長(zhǎng)制的相關(guān)研究成果，促進(jìn)湖長(zhǎng)制的進(jìn)一步完善，更好地發(fā)揮其保護(hù)我國(guó)湖泊水資源的政策效應(yīng)。

2 實(shí)證檢驗(yàn)及分析

2.1 研究方法

斷點(diǎn)回歸方法(regression discontinuity design, RDD)是近年來(lái)研究政策效應(yīng)的強(qiáng)有力工具，能夠緩解參數(shù)估計(jì)的內(nèi)生性問(wèn)題，可以在沒(méi)有隨機(jī)性的情況下識(shí)別出某項(xiàng)政策的效果。斷點(diǎn)回歸的主要原理是：存在一個(gè)臨界值，若研究的變量大于這個(gè)臨界值時(shí)，接受處置效應(yīng)；小于臨界值時(shí)，不接受處置效應(yīng)，可以視作是對(duì)照組[17]。斷點(diǎn)回歸通常大致可以分為兩類。第一類臨界點(diǎn)是模糊的(fussy RD)，即在臨界值附近，接受處置的概率是單調(diào)變化的；第二類臨界點(diǎn)是清晰的(sharp RD)，即在臨界值一側(cè)的所有觀測(cè)點(diǎn)都接受了處置，反之，在臨界點(diǎn)另一側(cè)的所有觀測(cè)點(diǎn)都沒(méi)有接受處置。此時(shí)，接受處置的概率從臨界值一側(cè)的0跳轉(zhuǎn)到另一側(cè)的1。2018年以前我國(guó)未推行湖長(zhǎng)制，2018年以后全面推行湖長(zhǎng)制，2018年就是一個(gè)清晰斷點(diǎn)(sharp RD)。所以本文運(yùn)用斷點(diǎn)回歸模型，設(shè)置2018年為一個(gè)清晰斷點(diǎn)，實(shí)證檢驗(yàn)湖長(zhǎng)制對(duì)水質(zhì)提升的政策效應(yīng)。

2.2 樣本和數(shù)據(jù)來(lái)源

以2013年11月至2021年6月中地表水水質(zhì)月報(bào)中每月監(jiān)測(cè)的全國(guó)重點(diǎn)湖庫(kù)為研究樣本，借助國(guó)家生態(tài)環(huán)境部每月公布的全國(guó)地表水水質(zhì)月報(bào)數(shù)據(jù)，整理得到2013年11月至2021年6月的國(guó)家重要湖庫(kù)各個(gè)監(jiān)測(cè)站點(diǎn)的月度數(shù)據(jù)(其中2016年11月至2017年12月的月報(bào)未公布)，獲得共78個(gè)月度觀測(cè)值。

2.3 研究模型與變量定義

2.3.1模型設(shè)計(jì)

借鑒徐曄等[18]整理的局部實(shí)驗(yàn)效應(yīng)估計(jì)方法，構(gòu)建以下模型：

(1)

式中：Yi,t為被解釋變量，即第i個(gè)被解釋變量在第t年的取值；t為年份；Tt為解釋變量，如果未受到政策的影響取Tt=0，受到政策的影響則取Tt=1；χ為政策系數(shù)；k為控制變量數(shù)；Xk,t為控制變量，即第k個(gè)控制變量在第t年的取值；εi,t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.3.2變量定義

本文選取的3個(gè)被解釋變量，分別為湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率P、湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率N、富營(yíng)養(yǎng)化率E。解釋變量為湖長(zhǎng)制推廣時(shí)間，符號(hào)為T。3個(gè)控制變量為化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率C、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率W、GDP累計(jì)增長(zhǎng)率G。

2.3.2.1被解釋變量

國(guó)家生態(tài)環(huán)境部披露的地表水環(huán)境月報(bào)中將重點(diǎn)湖庫(kù)的監(jiān)測(cè)分成總體水質(zhì)的監(jiān)測(cè)、總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)時(shí)水質(zhì)的監(jiān)測(cè)和富營(yíng)養(yǎng)化率監(jiān)測(cè)，突出了湖泊治理的重點(diǎn)，因此本文將湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率、湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率及富營(yíng)養(yǎng)化率作為評(píng)價(jià)湖長(zhǎng)制政策效應(yīng)的被解釋變量。其中，水質(zhì)分為6類：Ⅰ類、Ⅱ類、Ⅲ類、Ⅳ類、Ⅴ類以及劣Ⅴ類，湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率是指整體湖庫(kù)水質(zhì)處于劣Ⅴ類水質(zhì)的湖庫(kù)比率；湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率是指總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)時(shí)水質(zhì)處于Ⅲ類及以上水質(zhì)的湖庫(kù)比率；營(yíng)養(yǎng)化狀態(tài)也分為6類：貧營(yíng)養(yǎng)、中營(yíng)養(yǎng)、富營(yíng)養(yǎng)、輕度富營(yíng)養(yǎng)、中度富營(yíng)養(yǎng)和重度富營(yíng)養(yǎng)，富營(yíng)養(yǎng)化率是指營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)處于輕度富營(yíng)養(yǎng)、中度富營(yíng)養(yǎng)和重度富營(yíng)養(yǎng)的湖庫(kù)比率。

2.3.2.2解釋變量

本文將湖長(zhǎng)制的推行時(shí)間2018年作為虛擬變量，具體表示為

(2)

2.3.2.3控制變量

本文主要研究的是湖長(zhǎng)制對(duì)水資源保護(hù)的政策效應(yīng)，除湖長(zhǎng)制的影響外，還需要對(duì)其他可能影響水資源的因素加以控制。2016年，我國(guó)已成為世界第一大化學(xué)品生產(chǎn)國(guó)，化工行業(yè)廢水年排放量達(dá) 40億t，占工業(yè)行業(yè)年排放總量的10%，并且這些化工企業(yè)大多沿水而建，化工企業(yè)排放的劇毒污染物對(duì)城市供水安全也會(huì)產(chǎn)生嚴(yán)重威脅，化工行業(yè)已成湖泊污染重災(zāi)區(qū)。因此，本文將化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率納入控制變量。同時(shí)，參考肖建忠等[19]選取的控制變量，水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)也與湖庫(kù)水資源息息相關(guān)，將水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率納入控制變量。另外，根據(jù)相關(guān)研究[20-21]，GDP增長(zhǎng)率也是水環(huán)境治理政策效應(yīng)的重要影響因素。綜上，本文選取了化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率、水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)增加值累計(jì)增長(zhǎng)率及GDP增長(zhǎng)率作為控制變量，數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)模型中的變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

衡量總體水質(zhì)的變量湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率P政策前均值為0.086 4，政策后均值為0.064 3，推行湖長(zhǎng)制后均值有了一定程度的下降，說(shuō)明湖長(zhǎng)制對(duì)總體水質(zhì)提升起到了一定的政策效應(yīng)；而湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率N政策前均值為0.623 0，政策后均值為0.534 0，最小值為0.385 0，最大值為0.705 0，政策后均值有了一定程度下降，且最大值與最小值之間的極差較大，說(shuō)明總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)時(shí)水質(zhì)的波動(dòng)較大；富營(yíng)養(yǎng)化率E政策前均值為0.211 0，政策后均值為0.259 0，政策后均值的升高說(shuō)明了營(yíng)養(yǎng)化狀態(tài)愈發(fā)嚴(yán)重，湖長(zhǎng)制的推行反而對(duì)這兩個(gè)變量產(chǎn)生了消極影響。描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果顯示了變量分布的大致規(guī)律，下面將結(jié)合回歸分析得出更加科學(xué)完整的結(jié)論。

2.5 相關(guān)性分析

對(duì)模型中各變量之間的相關(guān)性進(jìn)行Pearson檢驗(yàn)，得到Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示。

表2 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

相關(guān)系數(shù)矩陣包含兩個(gè)部分，左下角為Pearson相關(guān)系數(shù)，右上角為非參數(shù)的Spearman相關(guān)系數(shù)，兩者共同組成了相關(guān)系數(shù)矩陣。在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的共識(shí)中，顯著性水平至少要達(dá)到5%表示存在顯著的相關(guān)關(guān)系。從各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣來(lái)看，絕大部分變量?jī)蓛芍g的相關(guān)系數(shù)顯著。虛擬變量T與湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率P顯著負(fù)相關(guān)，與湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率N顯著負(fù)相關(guān)，與富營(yíng)養(yǎng)化率E顯著正相關(guān)，與描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致。C與P、N、E呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)分別為-0.178、-0.075、-0.102；W與P呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.336,在1%的水平下顯著，與N呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.201，在10%的水平下顯著；G與P、N、E均存在顯著的正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.279、0.201、0.318，分別在5%、10%、1%的水平下顯著。在構(gòu)建模型時(shí)，控制變量選擇是否合適將直接影響分析結(jié)果的準(zhǔn)確性，通過(guò)Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣可知，C、W、G這3個(gè)變量與被解釋變量P、N、E之間有著顯著的相關(guān)性，因此，在構(gòu)建回歸模型當(dāng)中，將C、W、G設(shè)置為控制變量具有一定的合理性。

2.6 全樣本斷點(diǎn)回歸結(jié)果分析

運(yùn)用stata16.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，結(jié)果如表3所示。

表3 全樣本斷點(diǎn)回歸結(jié)果

在表3中，每一列代表一個(gè)模型回歸的結(jié)果。其中，Model_1a即模型(1)代表不納入控制變量的模型，Model_1b即模型(2)代表納入控制變量的模型，模型(3)、(4)、(5)、(6)同理。模型(1)、(3)、(5)表示未納入控制變量的回歸結(jié)果，模型(2)、(4)、(6)表示納入控制變量之后的回歸結(jié)果，T表示斷點(diǎn)，T對(duì)應(yīng)的系數(shù)為政策系數(shù)，也是本文的核心系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)納入控制變量后的模型計(jì)算出的擬合度R值均大于未加入控制變量后的模型計(jì)算出來(lái)的R值，說(shuō)明納入控制變量后的結(jié)果更加準(zhǔn)確，本文將著重分析納入控制變量后的模型的計(jì)算結(jié)果。

模型(2)的結(jié)果顯示，P與T之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，說(shuō)明實(shí)施湖長(zhǎng)制之后，湖庫(kù)總體水質(zhì)重度污染率整體呈下降趨勢(shì)，下降了2%；模型(4)的結(jié)果顯示，N與T也存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，湖庫(kù)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率在湖長(zhǎng)制實(shí)施后比實(shí)施前反而平均降低了8.8%；模型(6)的結(jié)果顯示，E與T存在正相關(guān)關(guān)系，并在1%的水平下顯著，富營(yíng)養(yǎng)化率在湖長(zhǎng)制實(shí)施后比實(shí)施前反而平均升高了5%。

為了證明以上結(jié)論的合理性，本文將進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。

3 安慰劑檢驗(yàn)

安慰劑檢驗(yàn)(placebo test)核心思想就是虛構(gòu)處理組或者虛構(gòu)政策時(shí)間進(jìn)行估計(jì)，如果不同虛構(gòu)方式下的估計(jì)量的回歸結(jié)果依然顯著，那么就說(shuō)明被解釋變量的變動(dòng)很有可能是受到了其他政策變革或者隨機(jī)性因素的影響。為了進(jìn)一步驗(yàn)證以上結(jié)論的可信度，本文的安慰劑檢驗(yàn)選取除政策斷點(diǎn)年份(2018年)以外的某年份(選2015年和2020年)作為一個(gè)虛構(gòu)的斷點(diǎn)時(shí)間，再進(jìn)行檢驗(yàn)。2015年的結(jié)果如表4所示，斷點(diǎn)T1與被解釋變量P、N、E之間的相關(guān)系數(shù)顯著性分別降低至10%、5%、10%；2020年的結(jié)果如表5所示，斷點(diǎn)T2與被解釋變量N之間的相關(guān)系數(shù)顯著性降低至5%，與E之間的相關(guān)系數(shù)不顯著，不能支持結(jié)論，而原模型則全部在1%的水平下顯著，因此說(shuō)明原模型在2018年是一個(gè)清晰的斷點(diǎn)，也一定程度上說(shuō)明了模型的穩(wěn)健性和可靠性。

表4 2015年全樣本斷點(diǎn)回歸結(jié)果

表5 2020年全樣本斷點(diǎn)回歸結(jié)果

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

實(shí)證檢驗(yàn)了湖長(zhǎng)制與水質(zhì)提升之間的關(guān)系，得出以下結(jié)論：湖長(zhǎng)制推行后全國(guó)重點(diǎn)湖庫(kù)的總體水質(zhì)重度污染率下降了2%，而總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)水質(zhì)優(yōu)良率下降了8.8%、富營(yíng)養(yǎng)化率上升了5%，說(shuō)明湖長(zhǎng)制推行后提升了全國(guó)重點(diǎn)湖庫(kù)的水質(zhì)綜合狀況，但對(duì)總氮單獨(dú)評(píng)價(jià)時(shí)的水質(zhì)狀況及湖庫(kù)營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)卻有著消極影響。

4.2 建議

a.從源頭控制湖泊污染物。湖泊污染物主要來(lái)自工業(yè)污染、農(nóng)業(yè)污染、生活垃圾污染3個(gè)方面。工業(yè)污染作為水污染的重要污染源，相關(guān)部門應(yīng)對(duì)重點(diǎn)排污企業(yè)嚴(yán)格執(zhí)行排污許可證制度，減輕水體污染，監(jiān)督達(dá)標(biāo)排放，并做好相關(guān)的凈化措施；對(duì)于農(nóng)業(yè)污染，相關(guān)部門應(yīng)監(jiān)督農(nóng)民控制農(nóng)藥殘?jiān)呐欧牛龊锰镩g節(jié)水灌溉、控制排水和水肥綜合調(diào)控，減少氮磷排放量；對(duì)于生活垃圾污染，相關(guān)部門應(yīng)加快建設(shè)城市污水處理基礎(chǔ)設(shè)施，加快污水處理廠升級(jí)，建立城市第二污水處理廠，在一級(jí)處理的基礎(chǔ)上主要用生物處理方法(如活性污泥、厭氧好氧等)去除溶解性污染物，達(dá)到二期處理標(biāo)準(zhǔn)，樹(shù)立所有污水回收利用的目標(biāo)，確保水體生態(tài)質(zhì)量和安全。

b.重視湖泊富營(yíng)養(yǎng)化問(wèn)題。富營(yíng)養(yǎng)化是湖泊的共性問(wèn)題，從上述實(shí)證結(jié)果看來(lái)富營(yíng)養(yǎng)化率在湖長(zhǎng)制實(shí)施后比實(shí)施前反而平均升高了5%，說(shuō)明富營(yíng)養(yǎng)化問(wèn)題尚未得到足夠重視。為解決富營(yíng)養(yǎng)化問(wèn)題，首先要制定嚴(yán)格的氮、磷排放標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)不同水體分類控制氮、磷的排放；其次要對(duì)排入污水進(jìn)行脫氮除磷處理，開(kāi)發(fā)新型酶類加快湖泊水體有機(jī)物的分解反應(yīng)；最后要加強(qiáng)湖泊氮磷含量監(jiān)測(cè)，及時(shí)掌握湖泊水生態(tài)變化，及時(shí)上傳信息化管控平臺(tái)，對(duì)湖泊生態(tài)系統(tǒng)進(jìn)行內(nèi)部調(diào)整。

c.建立各水域湖長(zhǎng)統(tǒng)一管理體制。受長(zhǎng)期以來(lái)傳統(tǒng)的區(qū)域治水影響，各地方、各部門在各自利益的驅(qū)使下，過(guò)分強(qiáng)調(diào)各自的管理而影響統(tǒng)一管理的現(xiàn)象較普遍，條塊分割管理的局面未能從根本上得到扭轉(zhuǎn)。因此，需要擺脫傳統(tǒng)觀念的束縛，建立各水域湖長(zhǎng)統(tǒng)一管理體制，加強(qiáng)不同行政區(qū)劃之間湖泊環(huán)境管理部門的溝通、協(xié)調(diào)能力，建立定期交流、相互對(duì)話的機(jī)制，通盤考慮，最終實(shí)現(xiàn)流域管理和區(qū)域管理的統(tǒng)一。