“河長制”政策能否激勵綠色創新？

王川杰　李詩涵　曾帥

關鍵詞 環境規制政策；河長制；綠色創新；多期雙重差分法

中圖分類號 TV213. 4 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2023）04-0161-11 DOI：10. 12062/cpre. 20220924

自黨的十八大以來，習近平始終強調要“貫徹新發展理念，推動形成綠色發展方式和生活方式”，希望中國加快構建綠色循環低碳發展的產業體系，走高質量產業的可持續發展道路。其中，工業經濟快速發展帶來的水污染問題一直受到社會各界的關注。為應對這一挑戰，河長制政策已成為中國水污染防治的有效舉措，以及大多數河流環境保護政策的主要依托和落實手段。河長制的施行也為識別官員規制類的水污染環境治理政策對企業行為的影響提供了機會。區別于之前的環保政策，河長制政策首次全面落實“責任到人”的地方黨政領導負責制度，通過差異化的績效考核評價，將環境治理與官員的晉升機制緊密關聯，旨在提升地方官員治理水污染的能動性?，F有文獻大多聚焦于對河長制的制度思考［1］。諸多學者研究并驗證了河長制政策對河流水質的顯著改善作用［2］。后續研究也發現，河長制通過降低企業的水污染排放行為，改善了河流水質［3］。企業可以通過兩種方式來減少污染排放，一種是調整產出，另一種是采用新設備、新技術等［4］。在面臨河長制政策的環境治理壓力時，企業為達到當地河長監督的環境標準，可能在降低產出或加快綠色技術研發之間進行抉擇。鑒于此，文章檢驗企業是否選擇綠色技術創新以應對環境治理壓力，對河長制政策的效應評估有著重要意義。

1 文獻回顧

1. 1 水污染治理的相關研究

1995年，“波特假說”被提出，該理論認為適當的環境規制能促使企業進行更多創新活動，而這些創新將提高企業生產力，從而抵消環境規制所帶來的成本，并提升企業在市場的盈利能力［5］。此后，諸多學者嘗試驗證這一理論，即環境規制政策能實現環境保護和創新進步的雙贏效果［6-9］。隨著國家“十四五”規劃從科技進步和綠色發展兩方面，提出對高質量發展的政策要求，逐漸有文獻研究環境規制政策對綠色創新的促進效應［5， 10-13］。企業出于最大化利潤的考量，對生態環境的保護動機相對較弱，因此企業往往缺乏綠色技術創新的內生動力。為構建支持環境保護的綠色技術創新體系，中國政府出臺并施行了一系列針對綠色技術創新的激勵、引導和服務型政策。這些政策按照規制主體可分為企業規制政策和官員規制政策，直接作用于企業的環境規制政策主要包括排污收費等，而作用于地方政府官員的環境規制政策主要體現為加大對地方官員的環境治理壓力，將環境治理成果與晉升掛鉤。

水污染治理政策是環保政策中較為重要的一個方面，《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》也明確提出，化學需氧量和氨氮排放總量分別下降8%。有關研究多從政策效果視角切入，考察各類水污染治理政策對地區水質、產業結構、金融發展、居民健康等方面的影響［14-18］。然而，在水污染治理政策與企業創新的關系方面，尚未有研究討論水污染環境規制政策是否促進企業的綠色創新水平。

1. 2 地方“河長制”政策與綠色創新

早在2003年，浙江省長興縣率先實行河長制。2007年，無錫市作為河長制試點的首個地級市，出臺了《無錫市河（湖、庫、蕩、氿）斷面水質控制目標及考核方法（試行）》的文件，將水質監測結果列入地方黨政主要負責人的政績考核內容中。隨后浙江、江蘇等省份陸續推動省內建立河長制。2016年底，中央下發《關于全面推行河長制的意見》，要求到2018年底中國全面建立省、市、縣、鄉四級的河長制體系，河長制也從試點城市正式向全國推廣，并于2017年6月正式寫入修改后的《水污染防治法》。與其他水污染治理政策不同，河長制作為對黨政一把手的問責機制，執行時間、執行強度和治理效果等方面在不同地方存在明顯差異。全國各省份的地級市按照自身發展水平和水污染狀況，選擇不同時間點相繼出臺地方河長制文件，在轄區內正式啟動河長制的推廣和實行。

現有文獻關于河長制政策對河流水質達標率的提升作用已經達成共識，如She 等［19］發現河長制能夠較大幅度改善水質，且在不同經濟發展狀況城市，水質改善水平存在差異。王班班等［3］證實了河長制將在“向上擴散”地區和“自發首創”地區實現企業減排效果。沈坤榮等［2］基于國控監測點水污染數據，發現河長制能夠實現初步水污染治理的政策效果，但并未降低水中深度污染物。河長制將河流水質狀況納入地方官員政績的考量，這一特征使得地方官員從自身政績角度出發，積極采取措施以降低水污染，這種政績與環境治理掛鉤的激勵措施往往富有成效［20-21］。在巡視監督中，地方官員問責轄區內各類主要污染排放來源的企業，并為各類企業設置排放目標，以完成環境治理的考核要求。

梳理相關文獻可以發現，現有文獻已經對河長制的環境治理效應進行充分討論，而缺乏對企業面臨河長制政策時反饋的關注。鑒于此，文章試圖從以下兩個方面對已有文獻作出有益補充：一方面，文章旨在確定企業層面水污染治理政策的效應來源，企業實際可通過調整產量和提高綠色技術水平實現地方官員制訂的排放目標。文章認為在綠色發展的戰略背景下，環境治理久久為功，持續減產以滿足環境考核要求的策略，在短期損害企業經濟效應，在長期使企業經營難以為繼。因此，主動進行綠色創新將是企業應對河長制政策環境的理性決策。另一方面，在機制檢驗和效果分析中，文章順承已有文獻對環境規制政策的機制分析，區分企業應對水污染治理政策的內外部動機來源，并從官員激勵和治理廣度兩個維度，深化已有文獻關于水污染治理政策效果的認識。

2 識別策略、變量和數據

2. 1 計量模型設定

評估河長制實施對企業綠色創新產出的影響，最為直觀的方法是比較河長制實施前后企業綠色創新水平的差異，但是在政策實施前后，可能存在其他干擾因素影響河長制實施效果，從而使政策評估出現偏誤［22］。與此同時，各地區逐步推行河長制政策的現實特點，也為文章選用多時點雙重差分法提供可能，以更好地識別政策效果。因此，文章采用雙重差分法（DID）來識別河長制對企業綠色創新產生的政策影響，能有效評估政策的實施效果，這一方法也被廣泛地應用于環境規制政策的效應評估中［23］。借鑒沈坤榮等［2］、王班班等［3］的研究思路，文章設定基準回歸模型如下：

2. 2 變量說明與數據處理

以中國滬深A股上市企業為研究對象，時間區間選取為金融危機后的2009年至2019年，以此為樣本實證檢驗地方河長制政策對企業綠色創新是否有激勵作用。根據沈坤榮等［2］以及文章的統計，超過70%的地級市推行河長制的時間在2013年以后，因此考慮到數據可得性和政策效應的完整評估，文章選用上市公司作為調查企業。文章主要從中國研究數據服務平臺（CNRDS）獲取各年度上市企業的綠色專利申請數據和負面新聞報道數量，并從公開信息渠道手工收集整理地級市河長制數據，其他的財務數據和地級市的人均GDP數據從萬得（Wind）數據庫和國泰安（CSMAR）數據庫獲得。在完成原始數據整理后，文章對數據進行了以下處理：①刪除樣本期內上市的企業；②剔除樣本期內曾被ST的企業；③刪除資本結構特殊的金融企業；④刪除變量數據缺失的企業，經過處理，文章最終得到1 031家企業共11 341個樣本。

被解釋變量是上市企業的綠色創新能力?？紤]到綠色專利申請數量能夠有效測度企業綠色創新動力，且不同的綠色專利授權所需時間存在差異，因此文章選用各上市公司每年申請的綠色專利數量對綠色創新能力進行指標構建。具體地，參照王班班等［24］、齊紹洲等［10］、徐佳等［13］的指標構建方法，文章分別對上市企業每年度的綠色專利申請總數、綠色發明型專利申請數量和綠色實用新型專利申請數量加1后取對數處理，得到三個被解釋變量Pat?Green、PatGreen_inv 和PatGreen_uty。

核心解釋變量為上市企業總部所在地級市是否推行河長制的情況。根據2021年《中國統計年鑒》，截至2020年底中國共有293個地級市。但是，按照前文的樣本篩選方法，并非所有地級市都存在滬深A股上市公司，因此文章首先梳理總結樣本企業總部所在地級市樣本，共有232個。在此基礎上，手動整理這些地級市樣本實際推行河長制的時間以及相應的政策文件，從知網政策文件庫、百度新聞以及地級市政府官網等三個渠道進行信息搜集，并對結果進行匯總交叉驗證，以構建核心解釋變量River?Chief。參考張琦等［25］、徐佳等［13］、李青原等［11］的研究，選取公司規模（Size）、公司年齡（Age）、獨立董事比例（Dep）和企業屬性（SOE）等12個企業控制變量，以及企業總部所在地級市人均GDP（Lnpgdp）作為城市控制變量，控制影響企業綠色創新的因素，緩解遺漏變量偏誤，具體變量信息見表1。

3 實證結果

3. 1 描述性統計

表2展示了主要變量的描述性統計分析結果，滬深A股上市企業綠色創新水平（PatGreen、PatGreen_inv 和Pat?Green_uty）中位數均為0，超過50%的上市企業沒有進行綠色技術創新，說明整體綠色創新動機和能力較弱，而從綠色專利的類型來看，綠色發明型專利申請的均值大于綠色實用新型專利申請均值。其余控制變量的描述性統計結果與已有研究基本一致。

3. 2 基準回歸結果

在基準回歸中，將上市企業的各項綠色技術創新能力作為被解釋變量，以模型（1）為基準，結果見表3，分別列示了以不同綠色創新衡量標準為被解釋變量的回歸結果，所有回歸分析都控制了年份固定效應和企業固定效應。

表3結果顯示，河長制的實施顯著提升了上市企業的綠色創新水平（5%的顯著性水平），并且顯著性水平不受控制變量的影響。具體而言，河長制政策使得綠色專利申請總量的對數提升了約7. 3%，在區分綠色專利類型的情況下，政策對綠色發明型專利申請數量的影響略高于對綠色實用新型專利的影響。因此，從結果來看，河長制對企業綠色創新能力的政策效應是顯著的，通過加大地方官員的環境治理壓力“倒逼”企業進行綠色專利研發。

3. 3 假設檢驗

盡管前文已經初步證明河長制政策的施行提升了企業綠色創新能力，但是DID的合理性建立在一系列假設的前提下，為了驗證識別策略的可靠性，文章接下來對重要的識別假設進行檢驗分析。

3. 3. 1 平行趨勢檢驗：事件分析法

雙重差分法有效性的重要前提假設是，在政策沖擊之前，處理組和控制組綠色專利研發水平具有相同的趨勢，即如果沒有實施河長制政策，處理組和控制組的綠色專利變化趨勢不應隨時間變化有系統性差異。借鑒Jacobson等［26］、沈坤榮等［2］的做法，將模型（1）中的核心解釋變量RiverChiefjt 替換為河長制推行前和推行后若干年的虛擬變量，具體模型設定為：

3. 3. 2 安慰劑檢驗

為了檢驗河長制政策的效果是否源于其他不可觀測因素或遺漏變量，參考Chetty 等［27］和La Ferrara 等［28］，通過隨機確定河長制在各城市的推行時間設計了間接的安慰劑檢驗，基于隨機選擇的樣本，重復進行500次基準回歸，最終得到因變量分別為PatGreen、PatGreen_inv、Pat?Green_uty 的500個參數估計結果。結果發現，基準回歸的系數完全獨立于參數估計的系數分布之外。因此，文章可以排除河長制政策促進企業綠色創新水平是源自其他不可觀測因素或者遺漏變量的可能。

3. 3. 3 其他穩健性檢驗

為進一步確保研究的可靠性，文中還針對基準模型（1）進行了一系列的穩健性檢驗，相應的結果在表4和表5中報告。

首先，為克服樣本選擇偏誤，采用傾向得分匹配方法（PSM）選擇對照組，隨后根據基本估計模型進行PSMDID檢驗，結果見表4的列（1）至列（3）。盡管核心解釋變量的系數估計值大小有細微變化，但是河長制政策仍然對所有企業綠色創新水平的代理變量在5%的顯著性水平下有正向影響，即結果并未改變文章的主要結論，文章基準結果穩健。

此外，參考Ren［29］、郭峰等［30］的做法，為了控制行業層面隨時間變化的不可觀測因素對企業綠色創新水平的影響，例如行業層面逐年變化的景氣度對企業綠色專利研發產出的影響，文章進一步控制了行業固定效應與年份固定效應的交乘項。從表4的列（4）到列（6）可以發現，核心解釋變量的參數估計仍在5%的顯著性水平下保持顯著，且系數值與基準回歸的值差異較小，表明估計結果并未受到行業層面隨時間變化不可觀測因素的影響。

最后，為了保證對企業綠色創新水平衡量的可靠性，借鑒李青原等［11］的思路，替代性地采用企業當期綠色專利授權情況衡量企業的綠色創新水平，即將因變量替換為當期綠色專利授權總數、綠色發明型專利授權數和綠色實用新型專利授權數分別加1后的對數值。表5的列（1）至列（3）顯示，核心解釋變量的參數估計都為正。因變量為綠色專利授權總數和綠色發明型專利授權數時，系數在5%的顯著性水平下顯著，而以綠色實用新型專利授權數為代理變量的參數估計不顯著。

考慮到專利授權存在滯后性的問題，一項專利從申請到授權往往需要1至2年的時間［10］ ，因此文章進一步考慮以滯后一期的綠色專利授權情況來衡量企業的綠色創新水平。表5的列（4）至列（6）報告了該檢驗的結果，可以發現，河長制政策對企業綠色創新水平的影響仍然為正，同時核心解釋變量的參數估計結果均在5%的水平下顯著。綠色專利授權總數和綠色發明型專利授權數為因變量時，顯著性水平為1%?？偟膩碚f，在替換因變量的情況下，上述結果仍與文章的研究結論保持一致。

3. 4 作用機制分析

為了考察河長制政策對企業綠色創新產出的影響機制，參考李青原等［11］的研究，分別考察企業內部激勵和外部壓力兩種可能渠道。分別用前三名高管薪酬和媒體報刊中負面新聞的數量來構建內部激勵變量（Salary）和外部壓力變量（News）。如果變量值大于中位數，相應的虛擬變量取值為1，反之則為0。理論上，在面臨河長制政策外部環境治理壓力時，前三名高管薪酬越高，高管將有更強的內部激勵動機進行綠色技術專利研發；媒體報刊中對于企業報道的負面新聞數量越多，企業面臨的監管強度將更嚴，河長制對綠色創新的促進效應更明顯。

表6報告了企業綠色創新激勵來源的檢驗結果，列（1）、列（3）和列（5）顯示核心解釋變量RiverChief_jt×Salary_it 的參數估計值都為正，且以綠色專利申請總數和綠色發明型專利申請數構造綠色創新水平因變量時，系數分別在10%和1%的水平下顯著；列（2）、列（4）和列（6）的結果顯示核心解釋變量RiverChief_jt× News_it的參數估計值在5%的顯著性水平下都顯著為正。以上結果表明，企業在面臨河長制政策的環境治理壓力時，外部壓力水平和內部激勵水平越高，會加大環境治理壓力對綠色創新水平的提升效應，且外部壓力的效果強于內部激勵的效果。

4 進一步討論與異質性分析

前文采用雙重差分法以及一系列穩健性檢驗，驗證了河長制政策對企業綠色創新的促進作用，并且分析了內部激勵和外部壓力兩種傳導機制。那么，河長制政策的影響范圍如何，是否受到地方黨政領導治理動力的影響，以及政策效應是否受企業特征影響，仍需進一步分析和討論。

4. 1 政策影響廣度分析

在基準回歸中，文章僅考慮利用河長制政策的推行構造虛擬變量，進行政策效應評估，以判斷地方官員的環境治理壓力是否促進了企業的綠色創新水平。但是，前文并未考慮河長制政策與已有河流環境治理政策在執行力度和影響廣度方面的區別。文章創新性地測度了企業離最近河流的距離Dist_River，作為河長制政策執行力度和影響廣度的代理變量。根據水利部制定的《河道等級劃分辦法》，中國河道分為一級至五級共五個等級，其中五級支流流域面積小于100 km²，這對于研究地級市推行河長制政策不具有參考價值，所以實際選取四級支流作為基準計算上市企業到最近河道的距離。為測算上市企業距離河流、地級市邊界的最近距離，文章從國家地理信息中心1∶400萬主要河流矢量分布圖和全國地級市行政區劃矢量圖中提取河流和地級市邊界信息，進一步利用ArcGIS軟件進行近鄰分析計算得到最近距離。

由于在全面推行河長制政策之前，中國政府已經推行過許多水污染防治措施和法律法規。例如，1984年通過的《中華人民共和國水污染防治法》和2008年出臺的《淮河、海河、遼河、巢湖、滇池、黃河中上游等重點流域水污染防治規劃（2006—2010年）》，這些政策都是通過施加全國范圍的水污染防治壓力來改善水體質量。因此，在企業已經受到水污染防治措施影響的背景下，文章進一步檢驗“責任到人”的河長制政策是否擴大了環境治理壓力影響廣度，更大程度促進企業綠色創新水平的提升。

表7報告了回歸結果，重點關注RiverChief_it× Dist_ Rive_^ri的參數估計結果?？梢园l現，所有列的估計結果都是正值，并且以綠色專利申請總數和綠色發明型專利申請數計算的綠色創新水平系數在10%的水平下顯著。這表明，在“責任到人”河長制的水污染治理壓力之下，距離河流越遠的企業受影響更大，綠色創新水平增長更明顯。因此，相較于河長制政策推行前的水污染治理措施，河長制影響程度更為廣泛，官員直接面臨主要領導責任制的考核紅線，對于水污染的治理能動性更強，對于離河流較遠的污染企業也能“雖遠必治”，覆蓋了此前政策的治理盲區。

4. 2 官員治理動力分析

為了檢驗河長制政策之下官員的治理動力差異對企業綠色創新水平的影響，文章主要將考慮以下兩個維度的檢驗：一方面，檢驗河長制政策是否受到水污染治理“以鄰為壑”的政策松懈因素影響，另一方面，檢驗河長制政策是否受到以地方黨政領導年齡衡量的晉升激勵因素影響。

首先，地方黨政領導在擔任“河長”進行河流水污染治理時，可能會存在“以鄰為壑”的僥幸心理，即在離行政區域邊界越近的地方，會相對放松治理力度，因此會降低企業的綠色創新水平。借鑒Huang等［31］的做法，以距離邊界20 km 為閾值設置虛擬變量Dist_City，若企業在距離邊界20 km以內，該虛擬變量取值為1，反之則為0。表8 的列（1）、列（3）和列（5）報告了檢驗結果，盡管沈坤榮等［2］并未發現基于河流水質情況的河長制水污染治理效應因是否靠近行政邊界而存在顯著差異，但是表中核心解釋變量的參數估計結果均為負，且以綠色發明型專利申請數衡量綠色創新水平時估計結果在10%的水平下顯著。這在一定程度上表明，企業越靠近行政邊界，河長制政策對企業綠色創新水平的正向效果越弱，即河長制政策下行政官員擔任河長在邊界處存在政策松懈。在實踐中，地方河長面臨水污染環境治理成本與收益之間的權衡，使得水污染環境規制政策引起地區間的策略競爭，這種成本收益的權衡在行政邊界處體現得更為明顯。

其次，河長制政策的官員治理動力還源于官員的晉升激勵預期。參考Wang［32］和He等［33］的做法，將57歲作為地級市黨政領導晉升激勵的分水嶺，分別設置市長和市委書記所對應的虛擬變量Age_Mayor 和Age_Secretary。若時任地級市黨政領導年齡超過57歲，其獲得提拔的概率降低、晉升激勵缺失，相應的虛擬變量取值為1，反之取值為0。結果見表8中的列（2）、列（4）和列（6）。結果表明，在同時引入地級市黨政領導晉升激勵的情況下，僅以綠色實用新型專利申請數衡量綠色創新時，地級市市長年齡對應的參數估計結果在10%的水平下顯著為負，其余情況結果都不顯著。這與He等［33］的發現部分一致，即市長在晉升激勵缺失的情況下，會削弱河長制的治理效應，因此對企業綠色創新水平的促進效應越弱。但是整體而言，晉升激勵缺失誘發的治理動機衰減較弱。

4. 3 異質性分析

前文的分析指出，河長制政策通過施加環境治理壓力，對企業綠色創新水平有顯著的促進作用。各級河長在推行水污染治理舉措時，可能對不同規?；虿煌a權性質的企業，有不同的關注度和執行力，同時也可能會對水污染行業的企業進行特別關注，因此需要進行進一步的異質性效果分析。

首先，分析企業規模異質性的影響，河長制政策對不同企業規模綠色創新水平影響的異質性結果見表9中的列（1）、列（3）和列（5）?？梢园l現，該政策對大企業綠色創新水平的促進效果更顯著，且核心解釋變量RiverChief_jt ×Size_ijt參數估計結果在1%的水平下顯著為正。這表明，河長制政策對大企業的規制更強，大企業受到的政策關注度更高，因此也導致其綠色創新水平提升更明顯。

其次，分析企業產權異質性的影響，國有企業和民營企業的經營情況在中國存在較大差異，具體體現在國有企業的高層管理人員大多由政府任命，其經營目標也主要與政府目的或社會責任相關，而民營企業經營目標重點在最大化股東價值［34］。在面臨河長制政策的環境治理壓力時，國有企業相較于民營企業將受影響更大，更有動力加快綠色技術研發，因此綠色創新水平提升更多。企業產權異質性分析結果見表9中列（2）、列（4）和列（6），與前文假設相同，核心解釋變量RiverChief_jt× SOE_ijt的參數估計結果均為正，并且所有系數在5%的水平下顯著為正。這說明，河長制政策顯著增加了國有企業的綠色創新水平，證明了國有企業對河長制政策的環境治理響應相較于民營企業更為積極。

最后，分析企業行業異質性的影響，生態環境部于2020年發布了《第二次全國污染源普查公報》，其中將水污染物分為化學需氧量、氨氮、總氮、總磷、石油類、揮發酚、氰化物、重金屬等八種種類，并對每種污染物排放量位居前3位的行業進行統計。為檢驗河長制政策是否針對水污染重點行業進行著重監管，進而更大程度提升企業綠色創新水平，文章整理了八種水污染物排放量前三的行業共計10種，若企業屬于這10種水污染重點行業，則設置虛擬變量PoWater_i= 1，否則PoWater_i= 0。

表10列（1）至列（3）報告了河長制政策對是否是水污染重點行業的異質性影響。結果顯示，核心解釋變量RiverChief_jt× PoWater_i的參數估計結果都為負值，且在以綠色專利申請總數和綠色發明型專利申請數量為被解釋變量時，參數估計結果分別在10%和1%的水平下顯著，這反映了水污染重點行業并未因河長制的重點監管壓力而進行更多的綠色技術研發。為進一步說明水污染重點行業如何應對河長制政策的重點監管，在表10中的列（4）報告了以企業主營業務收入Revenue 為被解釋變量的回歸結果。可以發現，河長制政策在1%的水平下顯著降低了水污染重點行業的主營業務收入。因此，水污染重點行業可能是通過減產應對河長制的環境治理壓力，而非專注于綠色創新水平的提升。

5 結論與建議

“堅持生態優先、綠色發展”是中國在“十四五”時期和2035年遠景目標中的重要課題，在此基礎上“完善河湖管理保護機制，強化河長制、湖長制”成為健全現代水體環境治理體系的重要抓手。文章率先研究了河長制這一典型的水污染治理政策對推動企業綠色技術創新的重要作用，為河長制對水體治理的影響提供了綠色創新的視角，是發展綠色經濟的有益借鑒。同時，差異化地分析治理政策在不同官員治理動力和企業激勵的情況下發揮作用的機理，對頂層設計加強對政策薄弱環節的管控，提升企業的綠色創新力，實現經濟增長與環境保護雙目標有重要價值。

5. 1 結論

文章以2009年至2019年的滬深A股上市企業作為研究樣本，實證檢驗了河長制政策的推行對企業綠色創新水平的影響。結果發現，河長制顯著提升了綠色創新水平，并且主要可通過企業內部激勵和外部壓力兩種渠道產生作用，再進行傾向得分匹配、引入行業年份固定效應和改變變量定義等穩健性檢驗后，主要結論依然成立。

進一步研究發現，河長制對離河流更遠的企業效果更明顯，這說明河長制因“責任到人”的主要領導責任制，覆蓋了此前水污染防治政策的治理盲區。同時，文章發現河長制轉化為官員的環境治理壓力時，在行政邊界處有“以鄰為壑”的松懈效應，對于年齡越大而缺乏晉升激勵的河長，其執行河長制政策的動力更弱，在一定程度上對綠色創新的促進作用更小。在異質性分析中，對于規模越大的企業、國有企業，河長制政策都會更大程度促進企業綠色創新，但是水污染行業的企業更多選擇通過減產來規避監管，并未聚焦于綠色技術研發。需要指出的是，文章也有一定的不足，主要在于研究樣本為上市企業，可能存在代表性不強的問題。待未來大規模的企業微觀數據可得時，可以展開進一步的分析論證。

5. 2 建議

文章為水污染治理政策對企業綠色創新的影響研究提供了進一步的證據，探索了河長制政策治理河流污染的具體途徑，詮釋了地方黨政領導負責制的水污染治理政策對企業綠色創新水平的顯著促進作用。基于文章的研究，這里提出以下三條政策建議。

5. 2. 1 落實“責任到人”的主要領導責任制

中央政府在進行頂層設計時，應嚴格遵照習近平“完善經濟社會發展考核評價體系，建立責任追究制度”的要求，將地方政府官員的晉升激勵與環境治理目標有機結合，充分調動擔任河長的地方官員環境治理主動性，通過有效、有力的環境規制促進企業進行綠色創新。同時，在進行政策設計時，應注意官員治理動力的薄弱環節，進行引導性的機制設計，避免出現“以鄰為壑”的投機行為，保證環境規制政策的充分執行。

5. 2. 2 常態化媒體監督渠道

要把常態化媒體監督等渠道作為水污染治理政策的輔助手段，增強企業綠色創新、節能環保的內生動力。政府機構應該加大對綠色創新的輿論引導，對積極進行綠色技術研發、在環保方面取得成績的企業應該加大媒體關注水平和報道力度，而對污染排放不達標的企業堅決曝光，并依法予以懲罰，通過建立輿論獎懲的有效渠道加強水污染治理政策對綠色創新水平的促進作用。

5. 2. 3 水污染治理政策的推行應充分考慮企業異質性，力爭實現政策全覆蓋

政策應更加聚焦于綠色創新水平不足、創新動力缺乏的中小微企業和民營企業。對于這類型企業，政策制定者應主張“以幫促管”，通過合理的科技扶持計劃和技術支持帶動綠色創新水平，最終實現環境治理目標。此外，應該避免對政策的僵硬執行，不可對污染企業“一關了之”“一停了之”，應幫扶企業積極進行綠色轉型，同時也要關注企業對政策的應對策略，推進企業通過綠色創新而非消極減產應對環境治理壓力，實現經濟發展與環境保護的“雙贏”。

（責任編輯：于杰）