《實施河長制對水資源保護的影響實證探究》8200字（論文）

實施河長制對水資源保護的影響實證研究目錄TOC\o"1-3"\h\u26022摘要 1298061.前言 3146592.河長制 3324362.1河長制的概述 3324362.1河長制的現(xiàn)狀 3324362.3塔里木河流域河長制的實踐 582592.3.1流域所屬 573952.3.2流域管理職責 677553.研究設計 788723.1數(shù)據來源 7288033.2變量說明 7225463.3描述性結果 8184833.4方法選取 9299104.實證研究及分析 9254794.1研究方法 9139724.2模型設定 10105574.3皮爾森相關系數(shù)檢驗 10292554.4模型結果分析 1132675.結論、建議及展望 12158025.1結論 12191055.2建議 13171025.3研究展望 15摘要：河長制是新時期我國探索和解決水資源和生態(tài)問題的偉大舉措，具有偉大而又重要的意義。塔里木河流域是保障南疆經濟，自然生態(tài)，以及各族人民生活的生命之線，隨著社會經濟的快速發(fā)展，正面臨著緊迫的流域性水問題，河(湖)長制的建立可以通過制度,從源頭去解決河流污染的問題。結合新疆塔里木河流域概況，本課題基于塔里木河流域進行分析研究，通過對河長制政策的分析，利用計量經濟學中斷點回歸模型來進行分析和論證，探討在全面推行河長制之后對塔里木河流域水資源的保護作用及相關結果和建議。關鍵詞：新疆；河長制；斷點回歸前言中國在改革開放之后，社會主義經濟取得了巨大的發(fā)展，但是，生態(tài)和環(huán)境問題也越來越嚴重。現(xiàn)在，我們的社會進入了一個嶄新的時代。社會經濟得到了長足的發(fā)展。傳統(tǒng)資源浪費和環(huán)境破壞的廣泛發(fā)展已不再可能適應當前社會發(fā)展的需要，傳統(tǒng)的經濟發(fā)展是以犧牲環(huán)境和生態(tài)為代價，發(fā)展模式存在著嚴重的問題，經濟發(fā)展方式也迫切需要轉型升級[2]。而水資源的保護在整個生態(tài)環(huán)境保護體系中，極為重要。在與水污染的斗爭中，河流主管系統(tǒng)發(fā)揮著重要作用。它可以有效地解決中國目前在水污染治理方面的困難。在2016年的時候，國務院《關于全面推行河長制的意見》的通知下發(fā)，該通知規(guī)定，全國范圍內要在2018年底建立起河長制。河長制的推行和實施貫徹了我國綠色發(fā)展的要求。這是我國在水污染治理中采取的一項重大的新措施。本文將使用圖表分析法、描述性統(tǒng)計分析法、皮爾森相關系數(shù)以及近些年研究政策效果的強大工具--斷點回歸方法。針對自治區(qū)塔里木河流域，來研究和論證河長制和水資源保護方面的關系。河長制2.1河長制概述河長制要求各級黨委干部作為河流的相關負責人，去組織和管理河流與湖泊。這是一個基于現(xiàn)行國家和地方法律法規(guī)的創(chuàng)新系統(tǒng)，一方面可以加強政府對河流治理方面的總體規(guī)劃和協(xié)調，另一方面明確職責分工[3]，積極地發(fā)揮地方黨委和政府主體的作用。2.2河長制的現(xiàn)狀2.2.1河長制區(qū)別于別國的政策，是我國所獨有且具有中國特色的一項政策。我國是從省、市、縣、鄉(xiāng)四級來全面建立河長體系。各省設立總河長,由黨委主要同志擔任;各省行政區(qū)域內主要的河流和湖泊都有省級同志設立的河長。江、湖所處的市，縣，鄉(xiāng)分別設在不同的層次[4]，并由同級的負責同志服務?？h級以上的河道負責人應當設立相應的河道負責人辦公室，河道負責人辦公室應當負責河道負責人組織和實施的具體工作，并執(zhí)行河道負責人確定的事項。具體組成由各地根據實際情況確定[5]。相關文件的頒布2010年國務院批復《全國水資源綜合規(guī)劃》，簡稱《規(guī)劃》2015年中央政治局常委委員會議審議通過《水污染防治行動計劃》，簡稱《水十條》2016年中央國務院下發(fā)《關于全面推行河長制的意見》2017年自治區(qū)人民政府黨組2017年第10次會議，研究審議通過了《新疆維吾爾自治區(qū)實施河長制工作方案》2017年自治區(qū)通知并印發(fā)《新疆維吾爾自治區(qū)實施河長例工作方案》2019年中央全面深化改革委員會和水利部審議通過《國家節(jié)水行動方案》2020年新疆維吾爾自治區(qū)水利廳印發(fā)《2020年自治區(qū)全面推行河湖長制、最嚴水資源管理及水土保持目標責任年度考核工作方案》信息來源：網絡信息及手動整理2.2.2我們從河長制成果研究來看，目前，我們所知的文獻一般是從兩個角度來分析和論證河長制，一個角度是從實際實施的效果來研究和論證，另一個角度是從制度理論分析來研究。在研究《華中師范大學學報<自然科學版>》期刊，在對制度理論的分析中，從新制度經濟學的理論[6]出發(fā)，河長制綜合考慮了地方權力和環(huán)境現(xiàn)實兩個方面，這兩個方面的研究促進了環(huán)境制度變遷的步伐。然而，存在渴望快速成功和即時收益的問題，并且它需要不斷的發(fā)展和改進。我們從法律角度來探究河長制[7]，河長制這項政策是行政承包制[8]，從控制權角度看，發(fā)現(xiàn)河長制有政策的冷漠等問題[9]。任敏分析認為，河長制的實施需要跨部門的協(xié)調與配合，是一種責任機制[10]。朱德米認為，河長制是一種創(chuàng)新制度模式[11]。沈坤榮和金剛認為，河長制已經在河流治理治理方面達到一定的效果[12]。2.3塔里木河流域河長制的實踐2.3.1流域所屬塔里木河流域的河系是從塔里木盆地周圍的天山，喀喇昆侖山，昆侖山，阿爾廷山和帕米爾高原的南坡發(fā)源，形成了一百四十四條大小河流，這一百四十四條河流來看，它們分別分別屬于阿克蘇河系和喀什噶爾河水系、葉爾羌河水系等九個主要水系。在1940年代前后，因為歷史原因和環(huán)境的影響，只剩下我們現(xiàn)在所熟知的幾條河流（見下圖），也形成了現(xiàn)在“四源一干”的格局。2.3.2流域管理職責自治區(qū)在1990年成立了塔里木河流域管理局。1997年頒布《塔里木河流域水資源管理條例》，成立了相關專屬的辦公室。2018年，自治區(qū)開始全面實行河長制。塔里木河流域由副書記李鵬新?lián)巫灾螀^(qū)級河長，彭家瑞、巴代、姚新民、魯旭平擔任副河長，塔管局設流域河長制專屬辦公室，履行河長制工作的相關職能[10]。本文基于塔里木河流域進行分析研究，結合新疆塔里木河流域概況，通過對河長制政策的分析，利用計量經濟學中斷點回歸模型來進行分析和論證，探討在全面推行河長制之后對塔里木河流域水資源的保護作用及相關結果和建議。研究設計3.1數(shù)據來源本文根據水資源公報和新疆統(tǒng)計年鑒等公布的地表水環(huán)境質量數(shù)據，手動編制了塔里木河干流，葉爾羌河，阿克蘇河，和田河，開都-孔雀河的監(jiān)測點。2013年至2019年四條河的年度數(shù)據。由于難以獲得各河流監(jiān)測站的詳細數(shù)據，本文選擇該流域的年度相關的總體數(shù)據，這其中包括以下指標。下表所示：結果數(shù)據時間水質優(yōu)良率*100%水質重度污染率*100%平均降水量（mm）工業(yè)增加值同比增長率*%20130.8140.072173.90.17920140.8220.063195.30.16420150.8040.063239.50.17120160.8260.056260.30.15420170.8560.043270.50.16520180.8680.040278.90.14420190.8740.022294.70.13120200.9190.017311.20.113*結果來源于對水資源公報和新疆統(tǒng)計年鑒等公布的地表水環(huán)境質量數(shù)據的手動整理3.2變量說明3.2.1塔里木河流域的水質優(yōu)良率（RER）和重度污染率（RPR）是主要結果變量（表1）。河長制作為一項政策，加強對水資源的綜合管理和保護是其中一個重要任務。在對該流域水資源的治理效果進行評價時，RER和RPR是其中兩個非常重要的指標，可以在一定時期內科學地反映河流水質的安全性。3.2.2本文將自治區(qū)全面推行河長制推行時間作為處理變量，觀測當年的取值為1，其余年份取值為０。詳情如下所示：結果變量我們用i表示，年份t表示，18年之前取0，18年之后取1。3.2.3控制變量和其他變量河長制對水資源的保護作用是本文的主要研究對象。然而，除了河流主要系統(tǒng)以外，還需要對其他的一些因素來進行嚴格的控制。社會中工業(yè)生產產生的廢水排放將直接影響水的質量和安全性，工業(yè)產生的廢水直接影響著水資源的質量，這是造成水污染的主要原因之一。我們將選取兩個指標，即工業(yè)相關增加值的增長率（IGR），區(qū)域平均降水量（AP）作為其控制變量。IGR，AP的數(shù)據來自國家統(tǒng)計局，新疆維吾爾自治區(qū)水資源公報和統(tǒng)計年鑒。為避免時間趨勢對結果準確性的影響，我們對時間效應來進行嚴格的控制，以使獲得的結果的準確性更高。變量變量名稱變量符號結果變量主要河流斷面水質優(yōu)良率ＲＥＲ主要河流斷面水質重度污染率ＲＰＲ處理變量河湖長制推行時間Ｄ控制變量平均降水量ＡＰ工業(yè)增加值同比增長率ＩＧＲ其他變量時間效應Year表3-1變量及符號3.3描述性結果名稱樣本量最小值最大值平均值標準差中位數(shù)政策前均值政策后均值ＲＥＲ80.8040.9190.8480.0390.84153.57255.243ＲＰＲ80.0170.0720.0470.020.055.6332.535ＡＰ8173.9311.2253.03847.697265.487.51279.317ＩＧＲ80.1130.1790.1530.0220.15913.9526.896表3-2描述性統(tǒng)計結果分析來源：SPSSAU描述分析從統(tǒng)計的相關結果我們可以不難發(fā)現(xiàn)，河（湖）長制政策實施的前后，RER和RPR的均值發(fā)生了變化。自治區(qū)實行河長制政策后，主要河段優(yōu)良水質率（RER）的平均值略有提高。主要河段重污染水質率（RPR）的平均值呈下降趨勢。當然，這只是描述性統(tǒng)計結果表面上反映的一個問題。它并不是很準確，不能得出十分準確的結論。當然需要進一步的討論和研究。3.4方法選取目前關于政策研究比較常用的有四種模型：傾向得分匹配（PropensityScoreMatching，PSM）、合成控制法（SyntheticControlMethod）、雙重差分法（Difference-in-Difference，DID）和斷點回歸（RegressionDiscontinuity，RD）。傾向得分匹配,這一模型主要是從概率角度來對政策進行分析。合成控制法，這個方法適合選取比較小得范圍來進行分析（一般為一個或兩個地方）。雙重差分法，這種方法是從兩個方面去研究一項政策的實施效果，一是時間上的有無，即政策時間的前后；二是對象范圍的有無，例如A地實行了政策，B地沒有實行政策，兩者進行差分。滿足以上兩種條件，我們選取DID模型，進行兩次差分。斷點回歸，相比DID模型，這個模型是從一個方面去考量政策的實行效果，我們研究河長制對水資源的影響，從政策落實的時間前后這一個方面來進行回歸分析，因此RD模型更適合這個政策的研究。實證研究及分析4.1研究方法近年來，研究政策效果的強大工具--斷點回歸方法。它可以隨機確定某種策略的效果。其原理可以概括為是：變量A，如果A大于等于等于其臨界值，接受效果處置。反之，B不接受效果處置，A和B可以認為是對照組[13]。通常，斷點回歸可以大致分為兩類。精確斷點回歸是第一類，確定了臨界點，也就是說，已處理了臨界值一側的所有觀察點，反之亦然，此時，接受處置的可能性從臨界值一側的0變成另一側的1；模糊斷點回歸是第二類，臨界點是模糊的，也就是說，在臨界值附近，接受處置的結果可能性單調變化。自治區(qū)在2018年全面實施了河（湖）長制。在2018年之前，自治區(qū)沒有完全實施河（湖）長制。2018年后，自治區(qū)開始全面實施河（湖）長制。從下圖可以看出，2018年是一個明顯的轉折點（如下表）。因此，我們用斷點回歸模型來研究與分析，把2018年作為斷點，來實證和研究河（湖）長制實施后對自治區(qū)水資源的保護作用。*表格來源于EXCEL數(shù)據手動整理4.2模型設定一般來說，斷點回歸估計有兩種方法，一種是參數(shù)估計，另一種是非參數(shù)估計。本文使用第二種非參數(shù)估計方法。本文借鑒了學者徐燁和蔡啟漢效應估計方法[14]編制的局部實驗，建立了以下模型：其中，結果變量用表示Yi，t，即，第t年中第i個結果變量的值，t表示年份，模型系數(shù)是α，β，γ和δ，虛擬變量是Di，t，即2018年之前的值為0,2018年之后的值為1，本文的核心系數(shù)--政策系數(shù)是γ。Xk，t表示第t年中第k個控制變量的值，μk表示控制。變量系數(shù)--時間效應用φi，t表示，而εi，t是隨機誤差。4.3皮爾森相關系數(shù)檢驗通常我們需要檢驗所選控制變量之間的合理性與科學性，在這里我們使用了皮爾森相關系數(shù)檢驗的方法來檢驗其之間的相關性，結果見表4-3。表4-3皮爾森相關系數(shù)結果VariableRERRPRAPIGRRER1-0.501***0.048-0.415***RPR-0.530***1-0.257***0.733***AP0.094-0.254***1-0.218**IGR-0.448***0.674***-0.222**1注：10%、5%、1%分別表示顯著水平為*、**、**。上述的相關系數(shù)表包括了兩個部分。左下方的是皮爾森相關系數(shù)，右上方的是非參數(shù)斯皮爾曼相關系數(shù)。本文僅分析左下角的Pearson系數(shù)結果，而Spearman系數(shù)通常不需要解釋。RER，RPR是被解釋變量，AP，IGR是解釋變量，它們的交集代表兩者的相關系數(shù)。顯著性水平為10％用*表示，顯著性水平為5％用**表示，顯著性水平為1％用***表示。通常我們在經濟研究的之中，至少需要兩個星號來表明存在顯著關系。AP與RER的相關系數(shù)不顯著，表示無顯著相關，而AP與RPR的相關系數(shù)為-0.254，顯著性水平為1％，表明存在顯著相關性負相關性。IGR與RER，RPR，顯著相關，IGR與RER顯著負相關，相關系數(shù)分別為-0.448。IGR與RPR有顯著正相關，相關系數(shù)是0.674。控制變量的選擇在模型中將直接影響分析結果的準確性。根據Pearson相關系數(shù)結果，RER，RPR的兩個結果變量和AP，IGR兩個控制變量都同時存在著顯著的相關性。因此，在斷點回歸模型的構建中，控制變量設置為AP，IGR是合理的。4.4模型結果的分析研究變量類型?類型名稱被解釋變量水質優(yōu)良率*100%內生變量時間工具變量平均降水量（mm）工業(yè)增加值同比增長率*100%2sls模型分析結果非標準化系數(shù)tp95%CIR

2調整R

2Waldχ2B標準誤常數(shù)-27.5064.484-6.1350.000**-36.294~-18.7180.8440.818χ2(1)=39.990,p=0.000時間0.0140.0026.3240.000**0.010~0.018被解釋變量：水質優(yōu)良率*100%*

p<0.05**

p<0.01數(shù)據來源：SPSSAU模型分析從上表可知，將時間作為內生變量，將平均降水量（mm）(AP),工業(yè)增加值同比增長率(IGR)作為工具變量，而將水質優(yōu)良率*100%作為被解釋變量進行回歸，第一階段是將斷點時間前后作為被解釋變量Y，將平均降水量（mm）,工業(yè)增加值同比增長率作為解釋變量，然后進行回歸得到預測估計值；第二階段是將水質優(yōu)良率作為被解釋變量，將第一階段預測估計值作為解釋變量進行回歸，并得到最終結果（上表格）。

從上表可以看出，模型R方值為0.844，意味著時間可以解釋水質優(yōu)良率(RER)的84.4%變化原因。對模型進行Wald卡方檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過Wald卡方檢驗(Chi=39.990，p=0.000<0.05)，也即說明時間一定會對水質優(yōu)良率產生影響關系，以及模型公式為：水質優(yōu)良率*100%=-27.506+0.014*時間。最終具體分析可知：時間的回歸系數(shù)值為0.014(p=0.000<0.01)，意味著時間（2018年后）會對水質優(yōu)良率(RER)產生顯著的正向影響關系即河長制之后，每過一年，水質優(yōu)良率將提高0.014。數(shù)據來源：SPSSAU模型分析研究變量類型?類型名稱被解釋變量水質重度污染率*100%內生變量時間工具變量平均降水量（mm）工業(yè)增加值同比增長率*100%2sls模型分析結果?非標準化系數(shù)tp95%CIR

2調整R

2Waldχ2B標準誤常數(shù)15.9381.22213.0460.000**13.543~18.3320.9570.950χ2(1)=169.200,p=0.000時間-0.0080.001-13.0080.000**-0.009~-0.007被解釋變量：水質重度污染率*100%*

p<0.05**

p<0.01從上表可知，將時間作為內生變量，將平均降水量（mm）(AP),工業(yè)增加值同比增長率(IGR)作為工具變量，而將水質重度污染率作為被解釋變量進行回歸，第一階段是將斷點時間前后作為被解釋變量Y，將平均降水量（mm）,工業(yè)增加值同比增長率作為解釋變量，然后進行回歸得到預測估計值；第二階段是將水質重度污染率*100%作為被解釋變量，將第一階段預測估計值作為解釋變量進行回歸，并得到最終結果（上表格）。

從上表可以看出，模型R方值為0.957，意味著時間可以解釋水質重度污染率（RPR）的95.7%變化原因。對模型進行Wald卡方檢驗時發(fā)現(xiàn)模型通過Wald卡方檢驗(Chi=169.200，p=0.000<0.05)，也即說明時間一定會對水質重度污染率產生影響關系，以及模型公式為：水質重度污染率*100%=15.938-0.008*時間。最終具體分析可知：時間的回歸系數(shù)值為-0.008(p=0.000<0.01)，意味著時間（2018年后）會對水質重度污染率*100%產生顯著的負向影響關系，即河長制之后，每過一年，水質重度污染率將減低0.008。結論、建議及展望5.1結論本文研究了自治區(qū)實施河長制后的政策效果，并運用斷點回歸模型對河長制與水資源保護之間的關系進行了研究與分析，以此得出了下面的結論。對于河長制的實施缺乏全面的流域管理規(guī)劃。因其該流域的綜合管理計劃的缺乏對，塔里木河流域水資源的難以進行有效利用。相關機構也缺乏宏觀指水資源的開發(fā)，利用，管理，分配，養(yǎng)護和保護導。相反，在區(qū)域利益的驅動下，流域水資源的開發(fā)利用相關政策被大打折扣。這也將導致大量水資源的被浪費。流域管理規(guī)劃的缺乏限制了塔里木盆地社會、經濟和環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展。截止到現(xiàn)在河長制實施的時間周期還太短，短時間內實施效果難以顯現(xiàn)，加之水資源的統(tǒng)一管理能力不夠強。自治區(qū)全面實施河長制后，由于實施時間過短，而自治區(qū)河流湖泊眾多，也使得該流域在治理過程中更加復雜多樣。不同地區(qū)的治理效果和治理水平的不同，使得不能迅速的解決水資源安全的相關問題。一項政策效果的顯現(xiàn)，需要經過長時間的積累。因此，我們盲目的將河長制視為“無用”的政策。相反，我們必須全面，科學地研究和評價河長制。河長制的實施前期需要大量的資金投入，而塔里木河流域屬于新疆南疆的經濟欠發(fā)達區(qū)域。水利基礎設施不足，主流河流缺乏治理；流域交通條件惡劣，加之受文化素質的限制。在這樣的地區(qū)，舊的水資源管理體制難以迅速發(fā)生變化，以流域組織為主體的水資源管理得以迅速進行落實。管理機制不可避免地會遇到兩個問題：一個是自上而下的（自治區(qū)，每個州-基層）和自下而上的（基層-每個州-自治區(qū)）概念和意識的轉變的問題。如何管理水資源，在很大程度上，具體的管理方法和措施等，在流域內達成難以形成共識。毫無疑問，這需要一個過程，一個適應階段；二是必要的水資源管理和生態(tài)保護成本等水資源問題。因此，要真正實現(xiàn)水資源的統(tǒng)一管理，需要走很長的曲折道路。5.2建議河（湖）長制是一項重大的國家政策。促進了綠色發(fā)展模式的形成和生態(tài)文明的建設，是一項重大創(chuàng)新，是建設新時代的“美麗中國”是中國的重要突破?；谝陨辖Y論，提出了以下幾點的建議：1）強化河長制對于流域的管理協(xié)調作用目前，我們對河長制這項政策的實施仍處于不斷地探索階段。各方面的研究還不算成熟，我們應該積極強化和完善強化河長制對于流域的管理協(xié)調作用，積極并充分的去發(fā)揮河長制的引領和示范作用。依托河長制去建立該流域水資源方面保護體系的大框架，制定相關方面的合理計劃。在這個大的框架之內，我們可以賦予此流域中各管理部門更多的權利，以此達到河長制對于流域的管理協(xié)調作用的目的。2）用法制來保證河長制的落實從無至今，河流的治理從來都不是一日的努力，這是一個長久的過程。因此河長制的實施需要一個長久的過程，需要我們久久為功。在這期間，我們需要利用法制來保證河長制的健康平穩(wěn)的運行。通過不斷地立法與完善制度，來使得法律文件成為河長制堅強而有力的后盾保障，真正的時間河長制這項政策對塔里木河流域水資源治理的常態(tài)以及長效化。3）完善政策吸引社會資本助力河長制每一項政策的實施，都離不開資金的投入和政府的扶持。政府對于政策的資金投入往往是前期的，具有一定的示范效應，要想真正的長久，還是必須依靠社會資本的投入和助力。我們要善于運用社會資本來探索和建立該流域水資源保護方面的PPP模式[15]。一是可以讓市場在塔里木河流域水資源配置等方面充分的發(fā)揮應有的作用，二是可以解決基建任務繁重與資金短缺之間的矛盾，也可以借此盤活市場資金。有鑒于此，政府可以從其中減少政府資源投入的比重，以此在其他方面來進行有效資源分配與整合。4）健全公眾參與監(jiān)管體系以及加強相關治理力度我們進行河長制的最終目的是為了群眾的美好生活。因此，我們要充分發(fā)揮群眾的參與與監(jiān)督的作用。加強和健全公眾在塔里木河流域水資源保護方面的監(jiān)督作用。公眾完全可以作為第三方來進行管理和監(jiān)督，讓河長制這項政策真真正正的落地生根，最終實現(xiàn)“根繁葉茂”。其次，我們也要重視廠礦在塔里木河流域周圍的合理布局，堅決打擊違法行為。我們要加快綠色產業(yè)的不斷發(fā)展，真正的實現(xiàn)“綠水青山就是金山銀山”。5.3研究展望在新形勢下，河（湖）長制是保護水資源的重要實踐。盡管在制度建設和