地方政府環境政策創新與企業環境績效

李雪松 周敏 汪成鵬

關鍵詞 河長制；企業環境績效；三重差分

在全球淡水資源緊缺的情況下，水污染治理在國民經濟和國家環境安全中占有重要戰略地位。黨的二十大報告指出，“深入推進環境污染防治，持續深入打好藍天、碧水、凈土保衛戰”。國家“十四五”規劃確定“十四五”時期治理目標“主要污染物排放總量持續減少，生態環境持續改善，生態安全屏障更加牢固”。可見，新時代把生態文明建設擺在重要位置，將實行生態環保制度視為重要抓手。由于環境污染問題固有的外部性特點，政府在環境治理體系中占據主導地位，同時中國的環境政策大多是由中央政府制定，由地方政府執行，而實證結果表明這種自上而下的環境政策，往往在調動地方政府的積極性上存在困難，以至于產生意想不到的以鄰為壑的下游效應［1］。因此，研究并評估自下而上的環境政策創新河長制對于豐富中國環境政策工具箱具有重要意義。

河長制是落實生態文明建設的重大舉措。自2007年無錫市率先自發實施以來，河長制經歷了地方首創、區域擴散到全國推廣的演進過程，截至2018年6月份，中國已有31個省級行政區已全面建立起河長制制度，全國共設立了30余萬名各級“河長”。據中央和地方環保部門統計數據顯示，無論是無錫市、蘇州市等河長制試點地區還是全面推行河長制以來的全國絕大多數地區，從直觀上來看水污染問題都有了很大程度的緩解，但河長制實施如何對水污染企業的排污活動產生影響，產生多大的影響，以及地方政府基于不同動機實行河長制對政策效果影響的異質性仍有待通過實證分析進行量化檢驗。該研究通過匹配工業企業數據庫和綠色發展數據庫獲取的企業微觀數據進行實證分析，定量地研究河長制政策對企業環境績效的影響以及作用機制，對中國環境政策改進和完善具有重要意義。

對河長制實施以來的現狀評價方面，現有研究主要分為對制度本身的定性評價和對污染現狀的定量評價，以定性評價為主。定性評價方面，部分學者基于制度經濟學視角評價了河長制作為一項制度本身的優缺點，認為其主要優點在于地方政府主體責任更加明確、考核機制更加健全、擴散機制值得提倡，但也存在無法從根本上解決委托代理和合謀、“為治水而治水”的高成本等一系列問題［2-3］。當前定量評估河長制績效的實證研究均通過雙重差分法對河長制的實施效果進行實證檢驗，但就河長制的實施是否降低了水污染的結論并未達成一致。從整體治理效果來看，多數學者研究發現河長制的實施對于地區水環境污染現狀有顯著的改善作用［4-7］，但肖建忠等［8］使用湖北省的河流和湖庫數據得出了相反的結論，認為由于地方政府未能嚴格落實水資源保護的主體責任。

關于河長制影響水污染的傳導機制研究，部分學者認為河長制是通過倒逼地方升級產業結構、通過關停或遷移重污染產業等方式達成污染治理目標［6-7］，王班班等［9］通過企業微觀數據發現河長制主要通過降低企業產出而非提高排污能力來達到預期目標。關于河長制實施效果的異質性，現有研究主要考察了河長制實施效果地區的異質性、“河長”年齡的異質性和企業規模的異質性。從地區異質性來看，經濟發展程度更高的地區河長制實施效果更好［6］，政策執行力度更嚴的地區河長制實施效果更好［5-6］，無錫等自發推行和蘇州、常州等主動模仿學習河長制的地區比在上級政府統一要求下實行的地區治污效果更好［9］；從“河長”年齡異質性來看，年齡較大的市長擔任“河長”時政策效果好于較為年輕的市長［5］；從企業規模異質性來看，河長制對大企業的減排治污效果從整體來看好于小企業［9］。

綜上，當前對于河長制這一環境規制政策的效果定量研究，缺乏微觀企業層面正確的估計和機制研究。因此，厘清微觀企業在河長制的規制下，如何應對環境規制政策，對于完善以及制定環境制度至關重要。該研究主要在以下三個方面作出了貢獻：①從梳理的文獻看，該研究可能是國內較少采用三重差分方法從微觀層面對河長制實施效果進行研究，該研究發現運用雙重差分方法無法滿足共同趨勢假設，因此構建了三重差分方法檢驗河長制對企業排污的影響，較其他文獻更為準確地計量出河長制對企業減排效果的影響。②運用調節效應模型驗證理論模型，即企業在面對環境規制政策時一方面采用積極應對方式，即采取技術革新，增強污染處理能力；另一方面消極應對，即企業采取減產的方式減排，為河長制實行的質量提供依據。③異質性分析基于政策的承受方的性質和政策制定方動機進行研究，更深入剖析了環境政策在地方實行效果，一方面會受政府主觀能動性強弱的影響，另一方面會受企業的環保意識的影響。

1 政策背景

環境規制主要分為法律法規等命令型、排污權交易等市場型和政府直接投入進行治理等直接型三類。其中，命令型工具主要包括“兩控區”政策、中央和上級政府對下級政府的環保約談、地方環境立法監管、G20會議等臨時性環境管控及該研究所要研究的河長制等類型；市場型工具主要包含碳排放交易試點、排污費征繳等通過市場化手段緩解環境污染問題的類型；政府直接治理型則為政府直接投入一定財政或人力支出用于環境污染治理。河長制是指由地方主要黨政負責人擔任“河長”以負責對應河流湖泊保護工作的制度，是中國從少數城市首創到局部擴散再到全面推行的制度創新，目前中國已全面建立起省市縣鄉四級河長制。經過系統全面梳理河長制的誕生、演進與擴散，可以將其演進脈絡劃分為自發試點期（2003—2007年）、借鑒模仿期（2008—2012年）、廣泛擴散期（2013—2016年）以及集中統一實行期（2017年至今）四個階段（圖1）。

1. 1 自發試點期（2003—2007年）

河長制最初是浙江省湖州市長興縣于2003年10月實行的一項地方創新制度。長興縣出臺文件，由水利局相關負責人擔任河長，負責全縣轄區內河流的清理淤泥、改善水質工作，由此拉開了河長制的序幕。雖然長興縣2003年就已實行河長制，但其僅在縣域范圍內試行，且未對其他地區產生實質性影響。因而在對河長制的相關研究中，被多數學者認可的河長制發軔之地為2007年因太湖流域暴發嚴重的藍藻危機而大規模實行河長制的江蘇省無錫市。由于河道長期缺乏維護清淤以及沿河沿湖企業大量向河流湖泊中排污，無錫市政府緊急出臺了水質控制目標及考核辦法，將河流、湖泊、水庫、水蕩等水資源的水質檢測結果納入各級黨委和政府主要負責同志的考核之中并嚴格執行，由于無錫市推行河長制執行力度嚴、社會影響大、輻射范圍廣、治理效果好，因而被廣泛學習借鑒，被多數學者認可為河長制的首創之地。

1. 2 借鑒模仿期（2008—2012年）

無錫市實行河長制僅一年便有了顯著成效，鑒于無錫市良好的試點效果，為進一步解決太湖水質問題，江蘇省政府于2008年6月發布文件在太湖流域15條主要的河流中建立起由省市兩級負責人共同擔任河長的雙河長制，2008年12月，江蘇省鹽城市印發相關行動方案，明確提出在2009 年建立河長制。此后江蘇省內的淮安市（2009年6月）、揚州市（2009年12月）、泰州市（2009年12月）、鎮江市（2011年1月）、連云港市（2011年12月）和浙江省的臺州市（2011年7月）等陸續建立起河長制。2012年9月，江蘇省政府統一印發全省推行河長制文件，標志著江蘇省邁入全面推行河長制階段。

1. 3 廣泛擴散期（2013—2016年）

2013年以來，河長制的傳播范圍從江蘇省內逐步擴展至長三角其他省份。2013年5月和6月份南京市、徐州市分別印發河長制推行文件，江蘇省除了宿遷市、南通市之外的其他11個設區市已全面推行了河長制，此后河長制主要擴散至浙江省、安徽省等長三角其他省份。這段時間內，安徽省合肥市（2013年6月）、浙江省湖州市（2013年8月）、浙江省金華市（2013年11月）、安徽省黃山市（2013年10 月）、江蘇省南通市（2014 年1 月）、浙江省寧波市（2014年5月）、浙江省杭州市（2015年6月）陸續頒布相關文件，河長制在長三角地區得到了較好的推廣和擴散。

1. 4 集中統一實行期（2017年至今）

2016年10月黨中央審議通過了《關于全面推行河長制的意見》（簡稱《意見》），12月中共中央辦公廳和國務院辦公廳印發《意見》，正式將河長制作為一項成功的試點做法向全國省份推廣，并要求各省份在每年1月份將上年度的執行情況上報中央，標志著河長制從一項地方試點創新政策正式上升為國家意志。《意見》頒布以來，長三角地區還未實行河長制的城市和地區在2017年迅速推行，基本在當年完成了河長制在長三角地區的全覆蓋，整體速度優于其他地區。

從時間維度來看，長江三角洲地區是中國實行河長制最早、擴散最快的區域。從絕對時間指標來看，全國最早實行河長制的城市、最早在全省推廣河長制的省份均在長三角地區，早在2016年底中央全面推行河長制之前，長三角地區就已有21個城市自發或借鑒鄰近城市實行了河長制，占長三角地區全部城市數量的比例過半。從相對時間指標來看，中央全面推行河長制后，長三角地區其余尚未實行河長制的城市基本在2017年一年以內完成了全面推行，表明長三角地區城市被動接受政策擴散的時效性同樣優于其他地區。

2 模型數據來源、變量選取與處理

2. 1 樣本和數據

（1）以2004—2013年長三角地區的工業企業作為研究樣本。樣本選擇具體步驟如下：①確定水污染行業。根據《第一次全國污染源普查公報》，劃分出7個水污染行業，分別是：造紙及紙制品業、紡織業、農副食品加工業、化學原料及化學制品制造業、飲料制造業、食品制造業和醫藥制造業。②確定樣本地區。為避免跨區域和跨流域因素的影響，該研究把樣本限定在長江三角洲（簡稱“長三角”）地區的企業。長三角地區包括上海市、江蘇省、浙江省、安徽省，這三省一市呈一體化發展，相似度相對較高，可以在一定程度上緩解因經濟社會特征、政府偏好、資源稟賦等差異帶來的遺漏變量問題。③確定樣本地區水污染行業工業企業。 針對上述長三角地區三省一市和是否為水污染行業企業為篩選樣本企業的條件，從中國微觀經濟數據查詢系統，將其中的工業企業數據庫與綠色發展數據庫通過唯一的工業企業代碼進行匹配，可獲得微觀企業層級的經濟指標和污染指標。④為了保證樣本的穩定性和有效性，根據使用工業企業數據庫和綠色發展數據庫文獻中的普遍處理方法，需要對部分異常值和錯誤值進行篩選處理，參考聶輝華等［10］的做法，主要進行以下操作：對總資產、工業總產值等關鍵信息缺失的樣本予以剔除；對總資產小于總負債、總資產小于凈資產等不符合基本財務原則的樣本予以剔除；對部分不可能出現負值卻出現負值情況的異常樣本予以剔除；對職工人數小于8人的不具備代表性或出現錯報情況的樣本予以剔除；對關鍵指標的極端異常值進行前后1%尺度上的截尾處理，以避免因極少數異常值對整體估計結果造成較大偏差。在對綠色發展數據庫進行處理時，將各主要污染排放量存在缺失的、為負值的、連續兩年變動超過100%的等異常情況樣本予以剔除。

（2）三重差分樣本來自長三角地區非水污染行業企業。該研究將長三角地區非水污染行業中的所有工業企業作為另一對處理組和對照組的樣本。

（3）化學需氧量排放量、氨氮排放量、工業廢水排放量以及其他企業特征的企業級數據來自中國工業企業環境統計數據庫。人均GDP、第二產業占比、人口密度以及其他城市層面數據來自《中國城市統計年鑒》。三種專利授權數來自中國企業專利數據庫。

2. 2 重要變量及其測度

（1）河長制政策。通過長三角地區各城市政府官方網站、中央及地方官方媒體報道、北大法寶數據庫、北大法意網等途徑手動整理出各城市發布文件推行河長制的具體時間，各城市河長制文件的頒發時間，為更加準確地反映河長制推行情況，該研究對河長制推行時間進行一定處理，若某城市推行河長制的時間為該年3月份以前，則在回歸中將該城市實行河長制的時間定為當年，若其在該年3月以后才發布文件推行河長制，為保證當地有足夠的時間落實河長制政策進而對水污染產生實質性影響，在回歸中將該城市實行河長制的時間定為文件發布后的第二年。該研究用虛擬變量表示，若某城市推行了河長制且年份處于河長制推行之后的時間，則賦值為1（作為處理組），否則賦值為0（作為對照組）。

（2）水污染情況。依據國家生態環境部發布的地表水環境質量標準中對相關污染指標的界定，并參考相關研究和結合數據的可得性，該研究選定化學需氧量排放量（COD）、氨氮排放量、工業廢水排放量三類指標衡量水污染情況，在對河流湖泊污染和工業廢水性質的研究中，化學需氧量是一項非常重要且能迅速得到測定的水污染參考物，眾多對水污染研究的學者均將其作為水污染的代理變量［11-13］，因此該研究亦將其作為主被解釋變量，將氨氮排放量和工業廢水排放量作為替代性被解釋變量驗證回歸穩健性。

（3）控制變量的主要解釋如下：人均GDP 對數值（ln pgdp），用以衡量該城市的總體經濟發展水平，經濟發展與環境污染的關系十分密切；全年供水總量對數值（ln water_suply），用以衡量城市水資源豐富程度；第二產業占比（ind），用以衡量工業產出占比，一般而言工業產值越高污染排放也會越高；人口對數值（ln people）和城市面積（ln area）分別用城市年末總人口和城市行政面積并取對數得出，人口密度是影響水污染排放的重要因素；地方財政預算內支出對數值（ln budget_），因直接環境治理投資額數據無法獲取，故使用此指標作為代替指標；企業總資產對數值（ln asset）、凈資產收益率（ROE）、成本費用利潤率（RCP）作為企業層面控制變量，主要衡量企業的規模大小情況以及生產中水消耗情況。

（4）全要素生產率（TFP）。測算企業全要素生產率時，Olley等［14］和Levinsohn等［15］提出的半參數法被眾多學者廣泛運用［16］（分別簡稱為OP方法和LP方法）。考慮到OP方法要求企業真實投資必須大于0，這一限制導致在估計過程中損失了很多企業樣本，而LP方法在OP方法基礎上通過替換變量的辦法解決了樣本損失問題。因此，該研究參考Ackerberg等［17］和Bond等［18］提出的修正LP方法計算的企業全要素生產率測度企業全要素生產率。主要變量的描述性統計見表1。

3 計量模型與實證結果

3. 1 雙重差分法基本模型

采用雙重差分模型衡量河長制的推行與否對長三角地區各城市水污染產生的政策沖擊差異，由于河長制政策在長三角各城市推行的時間并不一致，該研究首先采用多期DID模型進行實證檢驗（表2），具體模型如下：

樣本限定在長三角地區的水污染行業企業，將實行了河長制地區的水污染企業作為實驗組，將未實行河長制地區的水污染企業作為對照組。i 代表不同企業，c 代表不同城市，t 代表不同時間。變量中：Yit 為被解釋變量，該研究選取了衡量水污染常用的三個污染物排放指標，分別為化學需氧量、氨氮的排放量和工業廢水排放量，其中化學需氧量排放量是主變量，為減弱不同指標間單位、量綱等因素帶來的異方差性，對各排放量取對數處理；DIDct 為河長制推行的虛擬變量，若某城市推行了河長制且年份處于河長制推行之后的時間，則DIDct=1，否則DIDct=0，DIDct 的系數θ 即為河長制的推行帶來的河長制效應和地區差異效應；Xit表示控制變量合計，在參考相關研究的基礎上，該研究加入的主要控制變量有人均GDP、第二產業占比、人口密度、地方財政預算內支出、企業總資產等指標，同樣對相關指標取對數處理；μi表示企業固定效應，λt表示時間固定效應，?ict表示模型誤差項。

上述結果表明，河長制的實施會使水污染企業化學需氧量排放量的下降10. 68%（由e-0. 113-1計算而來），在1%的水平上顯著，使得企業氨氮排放量降低10. 95%（由e-0. 116-1計算而來），在1%的水平上顯著，使得企業工業廢水排放降低4. 28%（由e-0. 044-1計算而來），在5%的水平上顯著。結果初步表明河長制的實施對水污染企業化學需氧量的排放、氨氮的排放和工業廢水的排放均具備顯著的抑制作用。

3. 2 雙重差分共同趨勢檢驗

使用DID方法評價河長制對水污染產生的沖擊效應時，必要的前提條件是在河長制推行之前，實行了河長制的實驗組和未實行河長制的控制組必須具備相同的發展趨勢。對平行趨勢檢驗的回歸模型如下：

其中：Yict 表示被解釋變量化學需氧量排放量的對數值，DIDc，t - j 為構造的虛擬變量，如果某城市i 在t - j 時期實行了河長制政策，則t - j=1，否則t - j=0。δ0 為河長制實施當期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分別為河長制實施前5期、4期、3期、2期的效果，將政策提前一期作為基準期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分別為河長制實施后1期、2期、3期、4期、5期的效果。回歸結果如圖2、圖3所示，無論是以化學需氧量排放量、氨氮排放量或廢水排放量作為被解釋變量時，政策的提前項存在顯著，表明處理組和對照組在河長制政策實施前化學需氧量排放量、氨氮排放量和廢水排放量不滿足共同趨勢假設，可能的原因在于雙重差分包含了區域間的混雜效應：較早實行河長制地區是由于其環境污染較為嚴重和環保意識更強，與該地區整體發展策略有較大關系，即存在地區差異的混雜效應。因此，該研究進一步提出三重差分，剔除地區間的混雜效應，正確識別出河長制的政策效果。

3. 3 三重差分模型

上述雙重差分估計策略存在的問題是，除河長制政策之外，可能存在其他對試點地區和非試點地區企業污染排放行為產生不一致的影響，使得實驗組和對照組不滿足共同趨勢假設，從而使估計結果出現偏差。在環境經濟學研究中，國際前沿研究則基于雙重差分模型，引入第三重差分，即行業的污染屬性［1，19］。河長制政策主要針對的是水污染行業，試圖改善或促進污染水行業內企業的相關經濟活動或者污染治理行為。然而對于非水污染行業來說，河長制對其行業內企業的相關環境壓力會遠小于政策對污染企業帶來的壓力。該研究采用分樣本回歸驗證河長制對非水污染企業的污染排放不產生顯著影響（表3）河長制的實施對非水污染行業企業的化學需氧量排放量、氨氮排放量和廢水排放量均不產生顯著影響。

因此，通過比較環境規制對河長制試點地區非水污染行業與非試點地區非水污染行業的污染排放活動的影響，該研究可以進一步剔除掉不隨時間變化的、不可觀察到的以及河長制政策之外的因素。如，由于較早實行河長制地區其環境污染較為嚴重是與其地理位置、天然稟賦和地區整體發展策略更適合工業企業發展；較早實行河長制地區是由于該地區官員和居民更注重生態環境，與地區整體社會氛圍有關。

因為河長制的實施效果與該地區整體的發展策略有較大關系，即雙重差分估計出的結構中包含著地區差異的混雜效應。因此進一步構造DDD模型，用未受到河長制政策影響地區的水污染行業企業和未實行河長制地區的非水污染行業企業作為新的對照組，從而盡可能把河長制政策的效果從其他不可觀察到的混淆因素中剝離出來。

表4報告了三重差分估計的平均處理效果，結果表明，河長制的實施使得水污染企業的化學需氧量下降了22. 97%（由e-0. 261-1計算而來），在1% 的水平上顯著，使得水污染企業的氨氮排放量下降了24. 87%（由e-0. 286-1計算而來），在1% 的水平上顯著，使得水污染企業的廢水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1 計算而來），在1%的水平上顯著。說明河長制政策對企業減排效果顯著，抑制了水污染企業排污。至此，該研究實證證明了中國的河長制環境規制政策抑制了企業排污水平。

3. 4 三重差分平行趨勢檢驗

三重差分模型成立的前提要求在政策實行前，實行河長制地區的水污染行業企業和沒有實行河長制地區的水污染行業企業的產出的時間趨勢是一致的，實行河長制地區的非水污染行業企業和沒有實行河長制地區的非水污染行業企業的產出的時間趨勢是一致的。然而， 在河長制政策實施之后，平行趨勢的打破主要體現在實行河長制地區水污染行業相對于非水污染行業產出存在趨勢變化。同時，基準回歸結果反映的是試點政策實施對企業排污水平的平均影響，并沒有反映試點政策在不同時段內這一影響的差異。為此，該研究參考Jacobson等［20］提出的事件研究法（Event Study Approach）對試點政策的動態效應進行實證檢驗，并構建以下模型：

其中：DDDicj，t - a 為構造的虛擬變量，如果某企業i 在（t - a）時期受河長制政策的影響，則t - j=1，否則t - j=0。δ0 為河長制實施當期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分別為河長制實施前5期、4期、3期、2期的效果，將政策提前一期作為基準期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分別為河長制實施后1期、2期、3期、4期、5期的效果。

檢驗結果如圖4、圖5所示，δa 在政策提前期均不顯著，說明處理組和對照組在試點政策實施前不存在明顯的差異，滿足共同趨勢假設。此外，試點后估計系數δa 隨著河長制實施年份的滯后而顯著減小，對企業排污的抑制作用顯著增強，表明河長制使得企業的環境績效隨著時間推進而持續優化。

3. 5 穩健性檢驗

3. 5. 1 控制時間、行業和城市層面的交互固定效應

為進一步控制城市間每年的差異、行業間每年的差異和城市間每年的差異，結果見表5。該研究進一步控制了時間、行業和城市層面的交互固定效應，結果仍然顯著，即河長制的實施使得水污染企業的化學需氧量下降了18. 7%（由e-0. 207-1計算而來），在1%的水平上顯著，使得水污染企業的氨氮排放量下降了16. 72%（由e-0. 071-1計算而來），在5%的水平上顯著。

3. 5. 2 排除其他中央政策干擾

中央從“十一五”開始實施的污染物總量控制目標，新增不同五年計劃時期的虛擬變量，由于數據樣本為2004—2013年間，因此分別設定“十一五”期間虛擬變量和“十二五”期間虛擬變量來消除中央政策對回歸結果的干擾，結果見表6。結果顯示，河長制的實施使得水污染企業的化學需氧量下降了17. 88%（由e-0. 197-1計算而來），在1% 的水平上顯著；使得水污染企業的氨氮排放量下降了23. 13%（由e-0. 263-1 計算而來），在1% 的水平上顯著；使得水污染企業的廢水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1計算而來），在1%的水平上顯著。

3. 5. 3 加入時間趨勢項

考慮到樣本內不同個體的化學需氧量排放量、氨氮排放量、廢水排放量可能存在的并且尚未被控制變量和固定效應所覆蓋的增減趨勢，納入時間趨勢項，以此控制樣本期技術進步因素對污染物排放減少的影響。結果見表7。結果顯示，河長制的實施使得水污染企業的化學需氧量下降了15. 13%（由e-0. 164-1計算而來），在1%的水平上顯著；使得水污染企業的氨氮排放量下降了22. 12%（由e-0. 250-1計算而來），在1%的水平上顯著；使得水污染企業的廢水排放量下降了12. 89%（由e-0. 138-1 計算而來），在1%的水平上顯著。

4 進一步分析

4. 1 影響機制分析

河長制的實行對企業排污確實具有抑制作用，那么該制度影響企業排污的傳導機制是什么？根據文獻分析，企業會從以下三個方面進行減排：一是企業消極應對河長制，通過主動降低產量降低污染物的排放量。二是企業積極應對河長制，通過提高環保技術，加大環境治理投資、技術革新，倒逼企業技術創新減少污染排放。三是企業積極應對河長制，通過調整生產效率應對河長制，降低生產成本，但同時企業在提高環保技術系數τ的同時，使得生產成本短期內上漲，因此環境規制對企業生產效率的影響方向未知。該研究采用全要素生產率進行度量，參考Ackerberg 等［18］和Bond 等［19］提出的修正方法計算企業全要素生產率。結合現實情況和數據可得性，該研究將通過河長制影響工業企業總產出和河長制影響企業污水治理設施處理能力兩個方面進行機制檢驗，具體見方程（11）、（12）、（13）。

檢驗結果見表8。表8檢驗一回歸結果顯示，在河長制對企業排污強度施加影響的過程中，河長制通過降低企業產出使得企業減排，在5%的水平上顯著。類似地，檢驗二回歸結果顯示，河長制通過促進企業創新來提升企業環境績效，在1%的水平上顯著。檢驗三結果顯示河長制實施會降低水污染行業企業的全要素生產率。至此，該研究驗證理論分析推論。

4. 2 異質性分析

盡管該研究已經論證了河長制對改善企業環境績效的有效性，不同企業、地區政府采取河長制的不同動機對政策效果的影響是否存在一定差異？對于該問題的探討有助于深入理解排污權交易制度的作用機制和外界條件。因此，該研究分別從企業特征和河長制擴散方式兩方面對河長制影響企業環境績效的異質性進行討論。具體而言，這部分將從企業所有制和地方政府采取河長制的動機兩方面考察。

4. 2. 1 企業所有制

研究河長制對國有企業和私有企業的環境績效的影響是否有所不同。成本敏感性較低或環保意識較強的企業受到地區環境執法力度差異的影響較小［1］。表9和表10中的交互項回歸系數可以看出，國有企業屬性顯著削弱河長制的政策效果，私有企業屬性顯著增強河長制的政策效果。

上述異質效應歸因于以下原因：與私企相比，國有企業不僅要承擔社會經濟責任，還要更多地承擔社會責任，環境保護意識較強，根據中國企業評價協會聯合萬里智庫發布的中國綠金企業100優名單，在百優入圍名單中，國企數量最多，國企履行環保責任的領頭羊效應明顯，因此河長制命令型環境規制政策對環保意識本來較強的國企影響較小。私有企業由于對成本的敏感性較高，且環境保護意識弱于國企，河長制對其減排影響最大。

4. 2. 2 政策動機

根據河長制政策推行動機來看，可以分為“自發首創”“向上擴散”和“平行擴散”三種［9］。對三種政策動機實施分樣本回歸，表11結果顯示：自發首發型河長制顯著增強地抑制企業排放氨氮的效應，交互項的系數為-0. 294，并在5%水平上顯著。隨后，在上級政府的要求和考核下，河長制政策“向上擴散”的地區，表12結果顯示，交互項系數均為正數，并在1%水平上顯著，說明受上級政府要求而實行政策的地區，會顯著減弱河長制政策效果。表13結果顯示，平行擴散河長制地區的河長制實施無顯著的調節效應。

上述異質性效應的原因可以歸結于，最初實行的無錫市實行河長制的原因在于太湖水質已達到非治理不可的地步，因而無錫市作為“自發首創”地區推行動機最強，環境執法力度最強。“向上擴散”地區是指太湖流域的城市在江蘇省政府的要求下實施河長制，由于地方政府是在上級政府的要求下被動實行河長制，地方政府主觀能動性不強，“為治水而治水”的成本高昂，治理效果評估指標體系匱乏，使得河長制在“向上擴散”地區對企業減排治污無顯著影響。

5 結論與政策啟示

該研究首先通過分析微觀企業決策模型探討了企業在面臨環境規制時會做出的不同決策，為分析河長制的推行對水污染產生影響厘清了傳導機制，奠定了理論基礎。并利用長三角地區陸續推行河長制作為準自然實驗，使用三重差分的識別策略，評估河長制對企業環境績效的影響。實證結果顯示，在河長制的影響下，企業的環境績效得到顯著提高，化學需氧量排放量、氨氮排放量和廢水排放量均顯著下降。同時，利用調節效應模型驗證河長制主要通過降低企業工業產出和提高企業污染處理能力兩條路徑來降低企業的污染排放，且提高污染處理能力的調節效應強于降低產出。河長制對不同性質企業的環境績效具有完全不同的影響，河長制抑制私企排污，卻促進了國企排污，對外企排污無顯著影響。首發創新推行河長制、被動實行河長制與主動模仿河長制三種動機下的河長制推行對企業環境績效影響具有異質性，其中，在上級政府要求下實行河長制地區，企業環境績效沒有顯著改善。根據上述結論，該研究得出以下政策啟示。

（1）繼續堅持全面推行河長制政策。該研究從企業微觀實證研究證明，河長制的實施整體上有力地遏制了工業企業化學需氧量、氨氮等污染物排放，提高了水質量，背后的原因在于河長制強化了地方政府保護水資源、防控水污染、治理水環境的主體責任，調動了其工作的積極性和主動性。在全面踐行“綠水青山就是金山銀山”生態建設理念的背景之下，要從根本上解決中國水污染難題、破解水治理困境、保障居民用水安全，就必須要充分利用好河長制這一重要抓手，繼續堅持全面推行河長制政策不動搖，切實做到確保“一河一長”，確保執行到位。

（2）引導企業不斷加大創新投入通過技術更新提高污染治理能力。該研究結果顯示，河長制能通過降低企業工業產出和倒逼企業創新兩個路徑來降低企業的污染排放，其中通過倒逼企業創新發揮的作用更大。通過降低產出來減少排放的做法不利于企業做大做強和核心競爭力的提高，更不利于國家的經濟增長和社會的發展進步，唯有不斷引導企業加強科技創新投入，不斷革新生產技術，在生產過程中淘汰老舊設備和落后技術產線，通過設備更新和技術升級降低污染，在排放過程中通過安裝環保設備、采用低排放技術等手段降低污染物的排放，只有不斷加大創新投入通過技術更新提高污染治理能力才能從根本上解決生產增長和污染排放之間的矛盾。

（3）加強社會監督，提升企業環保意識。該研究發現不同地區河長制的推行對不同性質的企業呈現出不同的治理效果，河長制對私企的污染排放的抑制效應更為明顯，側面體現相比于更具社會責任感的國企，命令型環境規制政策河長制對于提升成本敏感性更高的私企環境表現更為顯著，即環保意識更強的國企具備更大的減排自驅力，而不是依賴于環境命令型政策的驅使。因此，一方面要不斷加強河長制對成本敏感性較強的私企污染排放的抑制作用，另一方面也要加大宣傳力度來增強企業環保意識，引導企業樹立正面形象，提高企業減排的自驅力。

（4）應鼓勵政府因地制宜主動進行地方環境政策創新。異質性研究結果表明不同地區河長制的推行中隨著執行動機的強弱呈現出不同的治理效果，自發首創地區出于環境治理的迫切性具備最強烈的推行動機，往往也會產生最顯著的治理效果，然而在河長制的迅速擴散和中央集中推廣的過程中，難免會存在盲目跟風或者為應付上級考核敷衍了事等形式主義作風，往往只會從表面上推行河長制卻并不能落到實處，無法起到實際作用。因此要不斷完善河長制在各級政府和官員中的考核體系和評價標準，促進各級政府落實主體責任，同時加強對河長制的監督機制建設，進一步提高各級政府嚴格落實河長制的動機和主觀能動性，確保河長制能落到實處、嚴格執行，切實發揮好其在江河湖泊水資源治理中應有的作用。