基于31個省份事件史分析的河長制創新與擴散的影響因素

梅正午,劉文璋,孫玉棟

基于31個省份事件史分析的河長制創新與擴散的影響因素

梅正午,劉文璋,孫玉棟*

(中國人民大學公共管理學院,北京 100872)

利用事件史分析(EHA)模型對河長制政策2010～2016年在省級層面的擴散進行實證研究,結果表明:水污染越是嚴重的地區,越傾向于采納河長制,平均而言,人均水污染排放量每增加一個單位,一個省份河長制政策得到采納的優勢會增加30.2%;財政自給率在水污染嚴重程度與河長制采納之間具有負向調節效應,即面臨嚴重的環境污染,財政自給率高的省份不太傾向于采納河長制,而財政自給率低的省份則更加傾向于采納河長制;河長制政策采納具有明顯的政治周期性,在黨代會召開的當年,省政府更加傾向于采納河長制;鄰近省份的政策采納并不會對河長制的橫向擴散產生顯著影響.

河長制；創新擴散；事件史分析

河長制是由各地的黨政負責人作為其所在轄區河流湖泊的河長,分級分段承擔對應的責任,設立專門的河長辦公室,協同各個單位,統籌規劃水資源保護、水環境治理的一項創新制度[1].河長制政策源于2007年江蘇省太湖流域發生的藍藻事件導致的飲用水危機,截止到2016年底,全國共有天津、江西、北京等8個省份(自治區、直轄市)先后采納了河長制政策.2016年12月,中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發了《關于全面推行河長制的意見》[2],河長制變為全國性政策.但影響河長制在省級政府之間擴散的因素尚無系統研究.省級政府通常是政策擴散的主體,其在政策制定、資源調動、利益協調方面的自主權要大于市級政府和縣級政府[3].而河長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政府的協調[5]和共同治理[6].因此,本文以省級層面河長制的創新與擴散過程作為研究對象,采用事件史分析(EHA)模型,分析河長制政策在省級層面擴散的影響因素.

政策創新是指地方政府對一項政策的首次采納,而不論該政策的存在時間有多久,或者是否已經有其它政府采納了該項政策[7],強調一項政策在某一地區的首次實際應用.本文則以河長制政策在一個省份的首次采納作為該省的政策創新.政策創新在時間層面表現為S型曲線,在空間層面存在“鄰近效應”[8],在區域層面則有“領導者-追隨者”效應[9].常見的政策創新擴散主要包含學習、競爭、強制、模仿4種機制[10].

就河長制政策創新擴散的研究而言,主要集中在河長制擴散的進程和機制[11]、路徑和內容等方面[12].而關于河長制擴散的影響因素研究相對較少.熊燁等認為,河長制擴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],但該文側重于定性分析.金剛等[14]實證分析了官員年齡對河長制擴散的影響.但是針對的是市級層面而非省級層面.與此同時,上述研究并未涉及河長制橫向擴散的影響因素.

本文采用事件史分析(EHA)模型定量分析了河長制政策在省際橫向擴散的影響因素,豐富了關于環境政策擴散的研究.同時,通過引入政治周期因素和財政自給率因素,為政策創新和擴散中關于環境治理壓力,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

政策創新與問題的嚴重程度密不可分.朱多剛等指出,地方官員可能采納某項新政策,是由于他們認識到了問題的嚴重性,急需采納新的方案來應對面臨的挑戰[16].同理,環境污染越嚴重的地區,越可能采納一項新的環境政策.一方面,隨著居民環保意識的增強,環境污染會對當地居民的微觀行為產生影響,進而通過某種途徑增加地方政府環保作為的壓力[17].另一方面,現有對環境污染的懲罰機制,如“十一五”規劃明確指出,實行嚴格的環保績效考核、環境執法責任和責任追究制,也決定了地方官員在面臨嚴重的環境污染和約束性減排目標[18]時更容易采納一項新的環境政策.由此,提出假設1:

H1:水污染的嚴重程度與河長制的采納具有相關性.水污染越嚴重的地區,越傾向于采納河長制.

政策的創新與實施需要大量的資源[19].財政自給率越高的地區,意味著該地區有充足的財力資源,這就為該地區進行政策創新與實施提供了前提條件.Walker的研究發現,經濟發達的州更加容易進行政策創新[7].制定和實施一項新的環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、政策文本制作費用、水質量自動檢測站的安裝運行費用等等[20],這些無疑需要大量的財力投入.因此,財政自給率可能會對水污染嚴重程度與河長制的采納之間具有正向的調節作用,即面臨嚴重的環境污染,財政自給率越高的地區,越有可能采納河長制.由此,本文提出假設2:

H2:財政自給率對水污染嚴重程度與河長制采納之間具有正向調節效應,水污染嚴重程度與河長制采納之間的正向關系,會隨著財政自給率的提高而增加.

河長制是“領導掛帥、高位協調”機制的制度創新[21],其政策的采納與政治周期之間存在一定的相關性.余靖雯等指出,在選舉當年,政治家會采取一些擴張性政策(如減少稅收、增加轉移支付等)以贏得選民的支持[22].環境治理既是官員考核體系的一部分,同時也有利于獲得當地居民的支持,為地方政府官員積累良好的聲譽.加之“晉升錦標賽”也鼓勵地方政府進行政策創新[23].因此,在黨代會召開的當年,地方政府更加傾向于采納新的環境政策以提高當地的環境治理水平.由此提出假設3:

H3:河長制的采納具有政治周期性,黨代會召開當年,省政府更有可能采納該政策.

政策擴散包含學習、競爭、強制、模仿4種機制.一方面,相鄰的地方政府可能面臨類似的問題,其往往會學習、模仿鄰近地方政府的政策.另一方面,出于競爭的需要,當某一地方政府出臺了一項政策并且取得了相應的績效后,鄰近的地方政府也會出臺類似的政策,以避免落后.吳建南等分析了“效能建設”政策在省際之間的擴散,發現了鄰近省份和各省效能建設的政策采納之間呈正相關關系[24].本文提出假設4:

H4:假如鄰近的省份采納了河長制,則該省份會傾向于采納河長制政策.

1.2 數據來源

本文僅考慮河長制在各省之間的自主擴散,故收集了2010～2016年河長制在31個省份之間的政策擴散數據.根據《中國統計年鑒》[25]整理了各省水污染嚴重程度數據,測算了各省財政自給率.根據各省政府官方網站,整理了各省召開黨代會的時間.根據各省地理位置和相互關系,收集了相鄰省份政策采納情況數據.本文的因變量與王洛忠等[12]統計的2010～2016年河長制的政策采納保持一致,主要依據某省是否出臺了從省級層面實施河長制政策的文件,來衡量某一省份是否采納河長制政策.以江蘇省為例,江蘇省2010年發布了《江蘇省水利廳關于建立河長制的實施辦法》[26],就意味著該省采納了河長制政策.

1.3 變量測量

1.3.1 因變量 本文的因變量為省級政府在時間采納河長制的概率,用于觀測因變量河長制的政策采納,反映了某一省級政府采納河長制的時點.河長制采納為虛擬變量,如果省級政府在第年采納了該政策,則賦值為1.反之,賦值為0.省份在采納河長制以后的年份被剔除.部分省份,地級市河長制的采納要早于省級政府,這種情況依舊賦值為0.因為本文主要研究的是河長制在省級政府之間的擴散.

1.3.2 自變量 ①水污染的嚴重程度.河長制主要用于治理水污染,改善水環境.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)來衡量水污染的嚴重程度.②財政自給率.財政自給率在一定程度上反映了省級政府的財政實力.本文采用省級一般公共預算收入/省級一般公共預算支出衡量省級政府的財政自給率.③政治周期.黨代會每5a召開一次,具有一定的周期性.政治周期是指由于黨代會召開的可預見性,黨代會的召開作為一種外部激勵,地方官員通常會采取有助于自身仕途發展的行為.本文設置黨代會為虛擬變量,反映黨代會對河長制采納的影響.plp表示黨代會,如果是黨代會召開當年,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了河長制的擴散,反映了該省份受到其它省份河長制政策采納的影響.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制省份的數量/所有相鄰省份的總數來衡量.

1.3.3 控制變量 人口規模采用省內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/省內年末常住人口衡量.

影響河長制政策采納的因素具有時滯性,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 變量的描述性統計

1.4 模型設定

采用事件史分析(EHA)模型對河長制2010～ 2016年在31個省份之間的政策擴散進行實證研究,由于一個省份在某年采納河長制后,之后年份的樣本會被剔除,故最終對201個樣本進行了回歸.EHA模型自從被用于研究政策創新擴散以來,已經得到大量應用.因變量河長制政策采納是一個虛擬變量,故采用logit模型分析自變量對河長制擴散的影響.由于事件史分析(EHA)模型使用的數據結構為“生存數據”而非“面板數據”,故不需要考慮時間和城市固定效應.對于時間發生事件的預測需要基于第-1期的變量,這樣可以較好的滿足因果關系預測以及先后順序,對于探究事件發生概率的影響因素具有很好的適用性.計量模型如下:

式中:p代表一個地區在第年決定采納河長制的概率;p/(1- p)表示優勢比;logit(p)為取對數后的優勢,這一過程稱之為“logit 轉換”.公式的右邊,0為常數項,其余的變量依次為水污染的嚴重程度、財政自給率、水污染的嚴重程度×財政自給率、政治周期、鄰近省份政策采納、人均水資源量、人口規模,為隨機擾動項.

2 結果與討論

2.1 回歸分析結果

采用Stata15.1對數據進行分析.由表2可以看出,回歸方程的似然函數值、偽2、卡方值,這些指標可以反應模型的擬合優度,模型在0.01的水平上顯著,表明模型很好的擬合了數據,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果

注:*,**和***分別表示相關系數通過0.10,0.05和0.01水平的顯著性檢驗.

由表2可知,第一,水污染嚴重程度(1=0.264,￡0.1),這意味著水污染嚴重程度與河長制采納之間呈正向相關關系,并且在0.1的水平上顯著.表明水污染越是嚴重的地區,省政府越傾向于采納河長制.進一步結合水污染嚴重程度的優勢比變化,可以發現,人均水污染排放量每增加一個單位,一個省份河長制政策得到采納的優勢會增加30.2%.假設1得到支持.第二,財政自給率(2=30.12,￡0.05),這意味著財政自給率與河長制采納之間呈正向相關關系,并且在0.05的水平上顯著,結合財政自給率的優勢比變化,可以看出,財政自給率每提高一個百分點,一個省份采納河長制政策的優勢會增加(1.20e+15)%.第三,水污染嚴重程度和財政自給率的交互項(3=-0.431,￡0.05),這意味著水污染嚴重程度和財政自給率的交互項對河長制采納有負向影響,并且在0.05的水平上顯著.即財政自給率在水污染嚴重程度和河長制采納之間具有負向調節作用,面臨嚴重的水污染,財政自給率高的省份不傾向于采納河長制,而財政自給率低的省份傾向于采納河長制,假設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制政策采納之間具有顯著的正相關關系,并且在0.05的水平上顯著.這表明河長制的采納具有政治周期性,在黨代會召開的當年,省政府更有可能采納河長制,進一步的結合政治周期的優勢比變化,可以發現,在黨代會召開當年,一個省份采納河長制政策的優勢會增加412.4%.假設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制采納之間呈正相關關系,但在0.1水平上未能通過顯著性檢驗.這表明鄰近省份對河長制的采納并不會對該省份河長制的采納產生顯著影響,假設4未得到支持.最后,控制變量中,人均水資源量(6=0.006,>0.1)和人口規模(7=-0.02,>0.1),均未在0.1的水平上通過顯著性檢驗.這表明人均水資源量和人口規模均未對河長制的采納產生顯著影響.

2.2 案例分析

選取河長制政策在廣東省、福建省、海南省、云南省、貴州省的擴散進行分析.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,可以較好的驗證鄰近省份河長制政策采納對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,便于識別水污染嚴重程度對河長制政策采納的影響.第三,廣東省、福建省、海南省、云南省、貴州省在財政自給率方面存在一定的差異性,便于分析財政自給率對于水污染嚴重程度與河長制政策采納之間的負向調節作用是否存在.

2.2.1 河長制政策在5省的創新與擴散 為了更加明晰各級部門在流域保護方面的責任,確保流域保護管理的進一步規范化,減少水污染,保障用水安全.2014年8月26日,福建省發布了《福建省河長制實施方案》[31],要求2014年底,在全省全面推行河長制,進而從省級層面明確了河長制政策的實施.2016年8月17日,海南省水務廳發布了《海南省城鎮內河(湖)河長制實施辦法》[32],從省級層面確定了在海南省實施河長制政策.截止2016年12月,中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《關于全面推行河長制的意見》[2]之前,廣東省、云南省和貴州省尚未從省級層面明確在所在轄區實施河長制政策.

2.2.2 多要素作用下的河長制創新與擴散 河長制政策的創新與擴散是多要素共同作用的結果.第一,在水污染嚴重程度方面,由圖1可以發現,福建省和海南省的水污染程度相對較高,結合兩省均已出臺在全省推行河長制的政策,可以證實,水污染越是嚴重的地區,越是傾向于采納河長制政策,即河長制政策的采納會受到當地水污染程度的影響.第二,在財政自給率方面,由圖2可以看,福建省和海南省的財政自給率相對較高,由于兩省均已出臺在全省推行河長制的政策,可以證實,河長制政策的采納在一定的程度上會受到地方財政實力的影響.第三,在水污染嚴重程度與財政自給率的交互項方面,結合圖1和圖2可以發現,總體而言,廣東省的財政自給率和水污染嚴重程度都是最高的,然而廣東省卻未在省級層面出臺河長制政策.由此可見,財政自給率對水污染嚴重程度與河長制政策采納之間起到了負向的調節作用.即面臨嚴重的環境污染,財政自給率高的地區反而不傾向于采納河長制政策.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河長制政策的情況下,廣東省并未出臺河長制政策.由此可以看出,鄰近省份對河長制政策的采納,并不會對該省份河長制政策的采納產生顯著影響.第五,在政治周期方面,海南省出臺河長制政策的時間為2016年,而海南省第七次黨代會的召開時間為2017年.考慮到河長制政策的實施需要提前準備,且其所產生的政策效應具有一定的滯后性,2016年出臺的政策,其政策效應往往在2017年才能夠顯現出來,為了在黨代會召開當年呈現良好的環境治理效果,地發官員往往會提前實施河長制政策.由此可見,河長制政策的采納會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政自給率

2.3 討論

案例分析表明,①就水污染的嚴重程度而言,水污染越是嚴重的地區,越是傾向于采納河長制;水污染較弱的地區,采納河長制的概率則相對較小.這表明,問題的嚴重性是影響政策創新與擴散的重要因素之一.這與Berry等[28]關于財政危機嚴重程度, Mintrom[33]關于教育質量水平落后情況的研究具有內在邏輯的一致性.②面臨嚴重的環境污染,財政自給率高的地區不傾向于采納河長制.相反,財政自給率低的地區更加傾向于采納河長制.這與李健等[34]對政府購買服務政策在全國31個省份擴散的研究具有一致性,即省份較貧窮時傾向于采納政府購買服務政策.正如張平淡[35]指出,在財政分權背景下,地方政府會降低環境規制水平和環境標準,以犧牲環境為代價而吸引外資流入,從而形成“逐底競爭”的現象.③黨代會召開的當年,省政府更傾向于采納河長制.這與朱多剛等[16]對專利資助政策在中國省際之間擴散的研究不太一致,該研究發現專利資助在省際之間的擴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系,馬亮[36]指出,不同的公共政策或公共服務,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,環境治理直接關乎官員的晉升[37],且在黨代會召開當年采納河長制可以為官員贏得良好的政治聲譽,獲得民眾的支持.因而,在黨代會召開當年,地方政府會更加傾向于采納河長制.朱旭峰等[38]關于行政審批制度的研究也支持了這一點,其研究表明,現有干部人事管理制度政績考核可以促使地方政府自主進行政策的創新.④鄰近省份河長制采納對地方政府河長制政策采納并無顯著影響.這與現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顯著影響本省的政策采納.可能的原因是環境政策與其它政策不同,地方政府存在環境政策領域的競爭.相比較于環境政策比自己嚴格的省份,地方政府更加關注環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散帶給當地經濟、就業的負面影響,防止外來人口涌入給當地居民福利帶來損失,地方政府對待環境政策比自己寬松的省份重視程度遠大于環境政策比自己嚴格的省份.環境政策是爭奪資本和勞動力的一種工具,為此,地方政府會降低環境規制的水平,以求吸引更多的企業,即利用競爭到底的環境政策[41]實現本地區經濟利益的最大化.財政自給率較高的地區,往往工業企業聚集的較多,采納一項新的環境政策所帶來的成本可能要比財政自給率低的地區大的多.環境規制水平的提高可能會導致污染企業的外移[42],進而會對當地的經濟發展以及就業產生不利影響.張華[43]指出,現有的財政分權使得地方政府獲得了一定的財政自主權,為了爭奪流動性資源,地方政府可以選擇實施符合自身利益的政策.

2.4 研究的不確定性分析

一是影響河長制省際擴散的因素較多,本文無法覆蓋全部的變量.比如,政策企業家可能在河長制的擴散中也發揮了一定的作用,本文暫未考慮在內.二是本文僅僅分析了河長制的采納與否,并未對政策采納的程度和狀況進行研究,未來可以圍繞此方面開展相應的研究.三是本文分析的是河長制在各省之間的擴散,未來可以進一步分析地級市層面的政策創新與擴散,找出其它可能影響地級市政策創新與擴散的因素.

3 結論

3.1 水污染嚴重程度對河長制采納具有顯著的正向影響.水污染越是嚴重的地區,越是傾向于采納河長制;水污染較弱的地區,采納河長制的概率則相對較小.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,一個省份采納河長制政策的優勢會上升30.2%.

3.2 財政自給率在水污染嚴重程度與河長制采納之間起到了負向的調節作用.即面臨嚴重的環境污染,財政自給率低的地區更加傾向于采納河長制,而財政自給率高的地區則不傾向于采納河長制.

3.3 河長制的采納具有政治周期,但不受鄰近省份河長制采納的影響.具體而言,政治周期對河長制具有顯著的正向影響,即在黨代會召開的當年,省政府更傾向于采納河長制;鄰近省份河長制采納對地方政府河長制政策采納并無顯著影響.

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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

教育部哲學社會科學研究重大課題攻關項目(17JZD014);北京市社會科學基金重大項目(18ZDA10);中國人民大學科學研究基金(中央高校基本科研業務費專項資金資助)項目(21XNH032);中央高校建設世界一流大學(學科)和特色發展引導專項資金

* 責任作者,教授,sunyudong@ruc.edu.cn

梅正午(1991-),男,河南禹州人,中國人民大學博士研究生,主要從事環境政策研究.發表論文10篇.