河長(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響及作用機(jī)制

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(guó)如治水,善治國(guó)者必先治水。流域是國(guó)家治理的重要場(chǎng)域,為解決河流污染問(wèn)題,2016年12月中共中央辦公廳和國(guó)務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于全面推行河長(zhǎng)制的意見(jiàn)》,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(zhǎng)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(zhǎng)治河”[1-2]。截至2018年6月底,全國(guó)共設(shè)立省市縣鄉(xiāng)四級(jí)河長(zhǎng)30多萬(wàn)名,全面建立起縱橫協(xié)同的四級(jí)河長(zhǎng)制治理體系,并且河長(zhǎng)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(lái),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(wèn)題相互交織,致使農(nóng)村水資源、水環(huán)境、水生態(tài)問(wèn)題日益突出[5]。河流污染所帶來(lái)的可用水資源短缺、農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境失衡等問(wèn)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(zhǎng)制、湖長(zhǎng)制,開(kāi)展水系連通及水美鄉(xiāng)村建設(shè)。作為近年來(lái)一項(xiàng)重要的流域治理制度,河長(zhǎng)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(zhǎng)制在農(nóng)村基層治水中的政策效應(yīng)。河長(zhǎng)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(lái)的政策制定十分重要。那么,河長(zhǎng)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(wèn)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(zhǎng)制推行中的村域河流治理績(jī)效問(wèn)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(jī)效,拓寬了河長(zhǎng)制與村域河流治理績(jī)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(guó)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(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響效應(yīng),并進(jìn)一步揭示河長(zhǎng)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(zhǎng)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(wú)錫市率先出臺(tái)河長(zhǎng)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(lái)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)移到環(huán)境保護(hù)上來(lái),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(guò)程中容易出現(xiàn)的“委托代理”問(wèn)題[7-8]。此后,隨著流域治理效果凸顯,河長(zhǎng)制逐步推廣到全國(guó)。然而,河長(zhǎng)制與流域治理之間的關(guān)系在學(xué)界一直備受爭(zhēng)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(lè)觀者認(rèn)為河長(zhǎng)制通過(guò)領(lǐng)導(dǎo)干部“包干制”從制度上解決了激勵(lì)的問(wèn)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(zhǎng)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(zhǎng)制過(guò)于依賴人治,缺乏社會(huì)監(jiān)督,難以問(wèn)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(zhēng)呼應(yīng)著河長(zhǎng)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(zhǎng)制對(duì)流域生態(tài)治理績(jī)效的影響,但研究也主要集中在環(huán)境績(jī)效,缺乏對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效和社會(huì)績(jī)效的關(guān)注。短期來(lái)看,河長(zhǎng)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(wèn)題[16]。河長(zhǎng)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(zhǎng)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?gòu)奈⒂^層面研究河長(zhǎng)制與村域河流治理績(jī)效之間的關(guān)系,而河長(zhǎng)制如何影響村域河流治理績(jī)效更是有待打開(kāi)的“黑箱”。

(二)機(jī)理分析

河長(zhǎng)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(zhǎng)制在縱向激勵(lì)機(jī)制、問(wèn)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(zhǎng)制影響村域河流治理績(jī)效的作用機(jī)制進(jìn)行分析。

第一,河長(zhǎng)制向農(nóng)村基層推廣強(qiáng)化了縱向激勵(lì)問(wèn)責(zé)機(jī)制,進(jìn)而推動(dòng)村域河流治理績(jī)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(wèn)題,而科學(xué)合理的激勵(lì)問(wèn)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(zhǎng)制帶有深厚的運(yùn)動(dòng)式治理特征,激勵(lì)問(wèn)責(zé)是其有效運(yùn)行的方式之一。河長(zhǎng)制通過(guò)對(duì)治水有效的河長(zhǎng)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(zhǎng)進(jìn)行嚴(yán)厲的問(wèn)責(zé)與懲罰,發(fā)揮負(fù)向問(wèn)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(zhǎng)制向農(nóng)村基層推廣能夠激發(fā)村莊之間的“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”,入選“最美河長(zhǎng)”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(zhǎng)傾向于加強(qiáng)與其他基層河長(zhǎng)的交流與合作,通過(guò)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(jī)效。

第二,河長(zhǎng)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(jī)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(jìng)爭(zhēng)性和非排他性,而通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制解決環(huán)境污染的負(fù)外部性問(wèn)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(zhǎng)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(zhǎng)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(guò)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(zhǎng)制向農(nóng)村基層推廣通過(guò)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(jī)效。河長(zhǎng)制推行中,公眾通過(guò)監(jiān)督、舉報(bào)、治理等方式參與河長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)制從應(yīng)急管理制度設(shè)計(jì)轉(zhuǎn)向長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)制的實(shí)施能夠增強(qiáng)激勵(lì)問(wèn)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(jī)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(zhǎng)制能否如理論所述有效提升村域河流治理績(jī)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(guò)比較處理組(推行河長(zhǎng)制的村莊)在推行與不推行河長(zhǎng)制時(shí)村域河流治理績(jī)效之間的差異,進(jìn)而揭示出河長(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)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(méi)有推行河長(zhǎng)制時(shí)村域河流治理績(jī)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(wèn)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(guò)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(jī)效指標(biāo),Y0i為控制組的村域河流治理績(jī)效指標(biāo),Di表示處理變量,則河長(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)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(lái)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(zhǎng)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(zhǎng)制的概率,Xi為匹配變量。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)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(kāi)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(wèn)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(zhǎng)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(zhǎng)江流域、黃河流域、淮河流域與太湖流域,既涵蓋河長(zhǎng)制發(fā)源地?zé)o錫市、河長(zhǎng)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(guò)數(shù)據(jù)處理整合,最終形成了106個(gè)村莊有效問(wèn)卷1 056份。

(三)變量選擇

1.結(jié)果變量。績(jī)效強(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(jī)效是政府在公共資源治理中通過(guò)某些手段或方法克服事物本身存在的缺陷和問(wèn)題,做出的一系列工作所取得的成績(jī)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(zhǎng)辦公布的河流健康評(píng)價(jià)指標(biāo)體系,基于中國(guó)鄉(xiāng)村現(xiàn)實(shí)情形,從環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)效、經(jīng)濟(jì)績(jī)效3個(gè)層面對(duì)村域河流治理績(jī)效進(jìn)行測(cè)度。

2.處理變量。本文的處理變量為河長(zhǎng)制,參照河長(zhǎng)制全面推行的五級(jí)河長(zhǎng)制體系,可以用村莊是否設(shè)立了村級(jí)河長(zhǎng)來(lái)表征河長(zhǎng)制推行情況,該題項(xiàng)通過(guò)村級(jí)調(diào)查數(shù)據(jù)獲取,若村莊已設(shè)立村級(jí)河長(zhǎng),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(zhǎng)制政策宣傳、公共領(lǐng)導(dǎo)力、信息公開(kāi)、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。基于前文的理論分析,本文選取激勵(lì)問(wèn)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(zhǎng)制這一制度安排是否會(huì)通過(guò)激勵(lì)問(wèn)責(zé)、環(huán)境規(guī)制與公眾參與來(lái)影響村域河流治理績(jī)效。

以上變量定義及均值差異檢驗(yàn)見(jiàn)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(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)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(zhǎng)制的村莊與未推行河長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)制與未推行河長(zhǎng)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(jiàn)圖2),說(shuō)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(jiàn)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(guò)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(zhǎng)制對(duì)環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)效、經(jīng)濟(jì)績(jī)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(guò)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(zhǎng)制向農(nóng)村基層擴(kuò)散顯著正向影響環(huán)境績(jī)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(zhǎng)制會(huì)促使村域河流“四亂”問(wèn)題解決效度顯著提升230.4%。從社會(huì)績(jī)效來(lái)看,處理組的平均處理效應(yīng)為2.676,說(shuō)明在排除其他因素的影響下,推行河長(zhǎng)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(jī)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(guò)顯著性檢驗(yàn),表明河長(zhǎng)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(zhǎng)制對(duì)社會(huì)績(jī)效提升的作用均大于對(duì)環(huán)境績(jī)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(wèn)題處理

在現(xiàn)實(shí)情景中,村域河流治理績(jī)效反過(guò)來(lái)也會(huì)影響村莊河長(zhǎng)制推行,這會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。因此,為內(nèi)生變量“河長(zhǎng)制”尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞烤统蔀榻鉀Q內(nèi)生性問(wèn)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(zhǎng)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(zhǎng)制存在一定的政策關(guān)聯(lián)性,而一個(gè)省份河長(zhǎng)制推行的均值對(duì)單獨(dú)一個(gè)村莊的河流治理績(jī)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(guò)Cragg和Donald Wald 檢驗(yàn)來(lái)考察弱工具變量問(wèn)題,結(jié)果顯示χ2值在1%水平上顯著,說(shuō)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(zhǎng)制估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著正向影響環(huán)境績(jī)效與社會(huì)績(jī)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(wèn)題后,河長(zhǎng)制有助于提升村域河流環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)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(zhǎng)制對(duì)江蘇、湖北、寧夏村域河流治理績(jī)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。可以得知:江蘇的村莊在推行河長(zhǎng)制后分別顯著提升了251.0%的環(huán)境績(jī)效、312.5%的社會(huì)績(jī)效、157.8%的經(jīng)濟(jì)績(jī)效;湖北的村莊在推行河長(zhǎng)制后分別顯著提升了249.2%的環(huán)境績(jī)效、269.8%的社會(huì)績(jī)效;寧夏的村莊在推行河長(zhǎng)制后分別顯著提升了234.6%的環(huán)境績(jī)效、147.5%的社會(huì)績(jī)效。相比湖北、寧夏地區(qū)的村莊,河長(zhǎng)制對(duì)江蘇的村域河流治理績(jī)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(zhǎng)制,廣泛推廣實(shí)施“互聯(lián)網(wǎng)+河長(zhǎng)制”“企業(yè)河長(zhǎng)”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(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)由村干部擔(dān)任,因此,探討村級(jí)河長(zhǎng)的權(quán)威差異對(duì)村域河流治理績(jī)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(zhǎng)權(quán)威對(duì)河流治理績(jī)效的影響,以“受教育程度”來(lái)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(zhǎng)制后分別顯著提升了210.1%的環(huán)境績(jī)效、249.4%的社會(huì)績(jī)效。這說(shuō)明村級(jí)河長(zhǎng)的知識(shí)化、專業(yè)化水平在河長(zhǎng)制驅(qū)動(dòng)村域河流治理績(jī)效提升中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。同時(shí),這一結(jié)論也與國(guó)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(zhǎng)權(quán)威異質(zhì)性回歸結(jié)果

3.河長(zhǎng)制推行時(shí)間差異。河長(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響可能會(huì)因河長(zhǎng)制推行時(shí)間的差異而存在異質(zhì)性?？紤]到河長(zhǎng)制自上而下全面推行始于2016年,2018年底四級(jí)河長(zhǎng)制體系全面建立,2018年后覆蓋省市縣鄉(xiāng)村的五級(jí)河長(zhǎng)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(zhǎng)制影響村域河流治理績(jī)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(zhǎng)制推行時(shí)間越早,其環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)效的提升效應(yīng)越大?？赡艿脑蚴?在河長(zhǎng)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(zhǎng)制政策宣傳及村級(jí)河長(zhǎng)培訓(xùn)、監(jiān)管、考核等治理機(jī)制的完善,河長(zhǎng)制更有助于提升村域河流治理績(jī)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(zhǎng)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(zhǎng)制從“有名”到“有實(shí)”的轉(zhuǎn)變。

表7 河長(zhǎng)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(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響及作用大小,但河長(zhǎng)制如何影響村域河流治理績(jī)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(zhǎng)制→激勵(lì)問(wèn)責(zé)→治理績(jī)效”“河長(zhǎng)制→環(huán)境規(guī)制→治理績(jī)效”“河長(zhǎng)制→公眾參與→治理績(jī)效”三條作用路徑。表8估計(jì)結(jié)果顯示,河長(zhǎng)制對(duì)激勵(lì)問(wèn)責(zé)的估計(jì)系數(shù)顯著為正,激勵(lì)問(wèn)責(zé)對(duì)環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)效、經(jīng)濟(jì)績(jī)效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長(zhǎng)制能夠通過(guò)增強(qiáng)激勵(lì)問(wèn)責(zé)提高村域河流治理績(jī)效。表9估計(jì)結(jié)果顯示,河長(zhǎng)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(jī)效、社會(huì)績(jī)效、經(jīng)濟(jì)績(jī)效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長(zhǎng)制能夠通過(guò)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(zhǎng)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(jī)效、社會(huì)績(jī)效的估計(jì)系數(shù)顯著為正,表明河長(zhǎng)制能夠通過(guò)促進(jìn)公眾參與提升村域河流環(huán)境績(jī)效和社會(huì)績(jī)效。

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

表9 河長(zhǎng)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(zhǎng)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(jī)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(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響及機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn),河長(zhǎng)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(jī)效和社會(huì)績(jī)效,而對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效未產(chǎn)生顯著影響,村莊推行河長(zhǎng)制對(duì)社會(huì)績(jī)效提升的作用均大于對(duì)環(huán)境績(jī)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(zhǎng)制對(duì)江蘇村莊的河流治理績(jī)效提升效應(yīng)最大;村級(jí)河長(zhǎng)受教育程度越高,河長(zhǎng)制推行時(shí)間越早,其環(huán)境績(jī)效、社會(huì)績(jī)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(zhǎng)制可以通過(guò)增強(qiáng)激勵(lì)問(wèn)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(jī)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(zhǎng)制,逐步完善覆蓋省市縣鄉(xiāng)村的五級(jí)河長(zhǎng)制體系,促進(jìn)河長(zhǎng)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(zhǎng)制對(duì)村域河流治理績(jī)效的影響效應(yīng)存在異質(zhì)性,應(yīng)堅(jiān)持村級(jí)河長(zhǎng)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(zhǎng)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(kāi)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(zhǎng)處于“權(quán)虛、能弱、責(zé)重”的位置,河長(zhǎng)制向農(nóng)村基層推行過(guò)程中應(yīng)采用靈活的激勵(lì)形式,避免無(wú)效的正向激勵(lì)和不合理問(wèn)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(zhǎng),進(jìn)一步拓展民間治水力量。