地方政府环境政策创新与企业环境绩效

李雪松 周敏 汪成鹏

关键词 河长制；企业环境绩效；三重差分

在全球淡水资源紧缺的情况下，水污染治理在国民经济和国家环境安全中占有重要战略地位。党的二十大报告指出，“深入推进环境污染防治，持续深入打好蓝天、碧水、净土保卫战”。国家“十四五”规划确定“十四五”时期治理目标“主要污染物排放总量持续减少，生态环境持续改善，生态安全屏障更加牢固”。可见，新时代把生态文明建设摆在重要位置，将实行生态环保制度视为重要抓手。由于环境污染问题固有的外部性特点，政府在环境治理体系中占据主导地位，同时中国的环境政策大多是由中央政府制定，由地方政府执行，而实证结果表明这种自上而下的环境政策，往往在调动地方政府的积极性上存在困难，以至于产生意想不到的以邻为壑的下游效应［1］。因此，研究并评估自下而上的环境政策创新河长制对于丰富中国环境政策工具箱具有重要意义。

河长制是落实生态文明建设的重大举措。自2007年无锡市率先自发实施以来，河长制经历了地方首创、区域扩散到全国推广的演进过程，截至2018年6月份，中国已有31个省级行政区已全面建立起河长制制度，全国共设立了30余万名各级“河长”。据中央和地方环保部门统计数据显示，无论是无锡市、苏州市等河长制试点地区还是全面推行河长制以来的全国绝大多数地区，从直观上来看水污染问题都有了很大程度的缓解，但河长制实施如何对水污染企业的排污活动产生影响，产生多大的影响，以及地方政府基于不同动机实行河长制对政策效果影响的异质性仍有待通过实证分析进行量化检验。该研究通过匹配工业企业数据库和绿色发展数据库获取的企业微观数据进行实证分析，定量地研究河长制政策对企业环境绩效的影响以及作用机制，对中国环境政策改进和完善具有重要意义。

对河长制实施以来的现状评价方面，现有研究主要分为对制度本身的定性评价和对污染现状的定量评价，以定性评价为主。定性评价方面，部分学者基于制度经济学视角评价了河长制作为一项制度本身的优缺点，认为其主要优点在于地方政府主体责任更加明确、考核机制更加健全、扩散机制值得提倡，但也存在无法从根本上解决委托代理和合谋、“为治水而治水”的高成本等一系列问题［2-3］。当前定量评估河长制绩效的实证研究均通过双重差分法对河长制的实施效果进行实证检验，但就河长制的实施是否降低了水污染的结论并未达成一致。从整体治理效果来看，多数学者研究发现河长制的实施对于地区水环境污染现状有显著的改善作用［4-7］，但肖建忠等［8］使用湖北省的河流和湖库数据得出了相反的结论，认为由于地方政府未能严格落实水资源保护的主体责任。

关于河长制影响水污染的传导机制研究，部分学者认为河长制是通过倒逼地方升级产业结构、通过关停或迁移重污染产业等方式达成污染治理目标［6-7］，王班班等［9］通过企业微观数据发现河长制主要通过降低企业产出而非提高排污能力来达到预期目标。关于河长制实施效果的异质性，现有研究主要考察了河长制实施效果地区的异质性、“河长”年龄的异质性和企业规模的异质性。从地区异质性来看，经济发展程度更高的地区河长制实施效果更好［6］，政策执行力度更严的地区河长制实施效果更好［5-6］，无锡等自发推行和苏州、常州等主动模仿学习河长制的地区比在上级政府统一要求下实行的地区治污效果更好［9］；从“河长”年龄异质性来看，年龄较大的市长担任“河长”时政策效果好于较为年轻的市长［5］；从企业规模异质性来看，河长制对大企业的减排治污效果从整体来看好于小企业［9］。

综上，当前对于河长制这一环境规制政策的效果定量研究，缺乏微观企业层面正确的估计和机制研究。因此，厘清微观企业在河长制的规制下，如何应对环境规制政策，对于完善以及制定环境制度至关重要。该研究主要在以下三个方面作出了贡献：①从梳理的文献看，该研究可能是国内较少采用三重差分方法从微观层面对河长制实施效果进行研究，该研究发现运用双重差分方法无法满足共同趋势假设，因此构建了三重差分方法检验河长制对企业排污的影响，较其他文献更为准确地计量出河长制对企业减排效果的影响。②运用调节效应模型验证理论模型，即企业在面对环境规制政策时一方面采用积极应对方式，即采取技术革新，增强污染处理能力；另一方面消极应对，即企业采取减产的方式减排，为河长制实行的质量提供依据。③异质性分析基于政策的承受方的性质和政策制定方动机进行研究，更深入剖析了环境政策在地方实行效果，一方面会受政府主观能动性强弱的影响，另一方面会受企业的环保意识的影响。

1 政策背景

环境规制主要分为法律法规等命令型、排污权交易等市场型和政府直接投入进行治理等直接型三类。其中，命令型工具主要包括“两控区”政策、中央和上级政府对下级政府的环保约谈、地方环境立法监管、G20会议等临时性环境管控及该研究所要研究的河长制等类型；市场型工具主要包含碳排放交易试点、排污费征缴等通过市场化手段缓解环境污染问题的类型；政府直接治理型则为政府直接投入一定财政或人力支出用于环境污染治理。河长制是指由地方主要党政负责人担任“河长”以负责对应河流湖泊保护工作的制度，是中国从少数城市首创到局部扩散再到全面推行的制度创新，目前中国已全面建立起省市县乡四级河长制。经过系统全面梳理河长制的诞生、演进与扩散，可以将其演进脉络划分为自发试点期（2003—2007年）、借鉴模仿期（2008—2012年）、广泛扩散期（2013—2016年）以及集中统一实行期（2017年至今）四个阶段（图1）。

1. 1 自发试点期（2003—2007年）

河長制最初是浙江省湖州市长兴县于2003年10月实行的一项地方创新制度。长兴县出台文件，由水利局相关负责人担任河长，负责全县辖区内河流的清理淤泥、改善水质工作，由此拉开了河长制的序幕。虽然长兴县2003年就已实行河长制，但其仅在县域范围内试行，且未对其他地区产生实质性影响。因而在对河长制的相关研究中，被多数学者认可的河长制发轫之地为2007年因太湖流域暴发严重的蓝藻危机而大规模实行河长制的江苏省无锡市。由于河道长期缺乏维护清淤以及沿河沿湖企业大量向河流湖泊中排污，无锡市政府紧急出台了水质控制目标及考核办法，将河流、湖泊、水库、水荡等水资源的水质检测结果纳入各级党委和政府主要负责同志的考核之中并严格执行，由于无锡市推行河长制执行力度严、社会影响大、辐射范围广、治理效果好，因而被广泛学习借鉴，被多数学者认可为河长制的首创之地。

1. 2 借鉴模仿期（2008—2012年）

无锡市实行河长制仅一年便有了显著成效，鉴于无锡市良好的试点效果，为进一步解决太湖水质问题，江苏省政府于2008年6月发布文件在太湖流域15条主要的河流中建立起由省市两级负责人共同担任河长的双河长制，2008年12月，江苏省盐城市印发相关行动方案，明确提出在2009 年建立河长制。此后江苏省内的淮安市（2009年6月）、扬州市（2009年12月）、泰州市（2009年12月）、镇江市（2011年1月）、连云港市（2011年12月）和浙江省的台州市（2011年7月）等陆续建立起河长制。2012年9月，江苏省政府统一印发全省推行河长制文件，标志着江苏省迈入全面推行河长制阶段。

1. 3 广泛扩散期（2013—2016年）

2013年以来，河长制的传播范围从江苏省内逐步扩展至长三角其他省份。2013年5月和6月份南京市、徐州市分别印发河长制推行文件，江苏省除了宿迁市、南通市之外的其他11个设区市已全面推行了河长制，此后河长制主要扩散至浙江省、安徽省等长三角其他省份。这段时间内，安徽省合肥市（2013年6月）、浙江省湖州市（2013年8月）、浙江省金华市（2013年11月）、安徽省黄山市（2013年10 月）、江苏省南通市（2014 年1 月）、浙江省宁波市（2014年5月）、浙江省杭州市（2015年6月）陆续颁布相关文件，河长制在长三角地区得到了较好的推广和扩散。

1. 4 集中统一实行期（2017年至今）

2016年10月党中央审议通过了《关于全面推行河长制的意见》（简称《意见》），12月中共中央办公厅和国务院办公厅印发《意见》，正式将河长制作为一项成功的试点做法向全国省份推广，并要求各省份在每年1月份将上年度的执行情况上报中央，标志着河长制从一项地方试点创新政策正式上升为国家意志。《意见》颁布以来，长三角地区还未实行河长制的城市和地区在2017年迅速推行，基本在当年完成了河长制在长三角地区的全覆盖，整体速度优于其他地区。

从时间维度来看，长江三角洲地区是中国实行河长制最早、扩散最快的区域。从绝对时间指标来看，全国最早实行河长制的城市、最早在全省推广河长制的省份均在长三角地区，早在2016年底中央全面推行河长制之前，长三角地区就已有21个城市自发或借鉴邻近城市实行了河长制，占长三角地区全部城市数量的比例过半。从相对时间指标来看，中央全面推行河长制后，长三角地区其余尚未实行河长制的城市基本在2017年一年以内完成了全面推行，表明长三角地区城市被动接受政策扩散的时效性同样优于其他地区。

2 模型数据来源、变量选取与处理

2. 1 样本和数据

（1）以2004—2013年长三角地区的工业企业作为研究样本。样本选择具体步骤如下：①确定水污染行业。根据《第一次全国污染源普查公报》，划分出7个水污染行业，分别是：造纸及纸制品业、纺织业、农副食品加工业、化学原料及化学制品制造业、饮料制造业、食品制造业和医药制造业。②确定样本地区。为避免跨区域和跨流域因素的影響，该研究把样本限定在长江三角洲（简称“长三角”）地区的企业。长三角地区包括上海市、江苏省、浙江省、安徽省，这三省一市呈一体化发展，相似度相对较高，可以在一定程度上缓解因经济社会特征、政府偏好、资源禀赋等差异带来的遗漏变量问题。③确定样本地区水污染行业工业企业。 针对上述长三角地区三省一市和是否为水污染行业企业为筛选样本企业的条件，从中国微观经济数据查询系统，将其中的工业企业数据库与绿色发展数据库通过唯一的工业企业代码进行匹配，可获得微观企业层级的经济指标和污染指标。④为了保证样本的稳定性和有效性，根据使用工业企业数据库和绿色发展数据库文献中的普遍处理方法，需要对部分异常值和错误值进行筛选处理，参考聂辉华等［10］的做法，主要进行以下操作：对总资产、工业总产值等关键信息缺失的样本予以剔除；对总资产小于总负债、总资产小于净资产等不符合基本财务原则的样本予以剔除；对部分不可能出现负值却出现负值情况的异常样本予以剔除；对职工人数小于8人的不具备代表性或出现错报情况的样本予以剔除；对关键指标的极端异常值进行前后1%尺度上的截尾处理，以避免因极少数异常值对整体估计结果造成较大偏差。在对绿色发展数据库进行处理时，将各主要污染排放量存在缺失的、为负值的、连续两年变动超过100%的等异常情况样本予以剔除。

（2）三重差分样本来自长三角地区非水污染行业企业。该研究将长三角地区非水污染行业中的所有工业企业作为另一对处理组和对照组的样本。

（3）化学需氧量排放量、氨氮排放量、工业废水排放量以及其他企业特征的企业级数据来自中国工业企业环境统计数据库。人均GDP、第二产业占比、人口密度以及其他城市层面数据来自《中国城市统计年鉴》。三种专利授权数来自中国企业专利数据库。

2. 2 重要变量及其测度

（1）河长制政策。通过长三角地区各城市政府官方网站、中央及地方官方媒体报道、北大法宝数据库、北大法意网等途径手动整理出各城市发布文件推行河长制的具体时间，各城市河长制文件的颁发时间，为更加准确地反映河长制推行情况，该研究对河长制推行时间进行一定处理，若某城市推行河长制的时间为该年3月份以前，则在回归中将该城市实行河长制的时间定为当年，若其在该年3月以后才发布文件推行河长制，为保证当地有足够的时间落实河长制政策进而对水污染产生实质性影响，在回归中将该城市实行河长制的时间定为文件发布后的第二年。该研究用虚拟变量表示，若某城市推行了河长制且年份处于河长制推行之后的时间，则赋值为1（作为处理组），否则赋值为0（作为对照组）。

（2）水污染情况。依据国家生态环境部发布的地表水环境质量标准中对相关污染指标的界定，并参考相关研究和结合数据的可得性，该研究选定化学需氧量排放量（COD）、氨氮排放量、工业废水排放量三类指标衡量水污染情况，在对河流湖泊污染和工业废水性质的研究中，化学需氧量是一项非常重要且能迅速得到测定的水污染参考物，众多对水污染研究的学者均将其作为水污染的代理变量［11-13］，因此该研究亦将其作为主被解释变量，将氨氮排放量和工业废水排放量作为替代性被解释变量验证回归稳健性。

（3）控制变量的主要解释如下：人均GDP 对数值（ln pgdp），用以衡量该城市的总体经济发展水平，经济发展与环境污染的关系十分密切；全年供水总量对数值（ln water_suply），用以衡量城市水资源丰富程度；第二产业占比（ind），用以衡量工业产出占比，一般而言工业产值越高污染排放也会越高；人口对数值（ln people）和城市面积（ln area）分别用城市年末总人口和城市行政面积并取对数得出，人口密度是影响水污染排放的重要因素；地方财政预算内支出对数值（ln budget_），因直接环境治理投资额数据无法获取，故使用此指标作为代替指标；企业总资产对数值（ln asset）、净资产收益率（ROE）、成本费用利润率（RCP）作为企业层面控制变量，主要衡量企业的规模大小情况以及生产中水消耗情况。

（4）全要素生产率（TFP）。测算企业全要素生产率时，Olley等［14］和Levinsohn等［15］提出的半参数法被众多学者广泛运用［16］（分别简称为OP方法和LP方法）。考虑到OP方法要求企业真实投资必须大于0，这一限制导致在估计过程中损失了很多企业样本，而LP方法在OP方法基础上通过替换变量的办法解决了样本损失问题。因此，该研究参考Ackerberg等［17］和Bond等［18］提出的修正LP方法计算的企业全要素生产率测度企业全要素生产率。主要变量的描述性统计见表1。

3 计量模型与实证结果

3. 1 双重差分法基本模型

采用双重差分模型衡量河长制的推行与否对长三角地区各城市水污染产生的政策冲击差异，由于河长制政策在长三角各城市推行的时间并不一致，该研究首先采用多期DID模型进行实证检验（表2），具体模型如下：

样本限定在长三角地区的水污染行业企业，将实行了河长制地区的水污染企业作为实验组，将未实行河长制地区的水污染企业作为对照组。i 代表不同企业，c 代表不同城市，t 代表不同时间。变量中：Yit 为被解释变量，该研究选取了衡量水污染常用的三个污染物排放指标，分别为化学需氧量、氨氮的排放量和工业废水排放量，其中化学需氧量排放量是主变量，为减弱不同指标间单位、量纲等因素带来的异方差性，对各排放量取对数处理；DIDct 为河长制推行的虚拟变量，若某城市推行了河长制且年份处于河长制推行之后的时间，则DIDct=1，否则DIDct=0，DIDct 的系数θ 即为河长制的推行带来的河长制效应和地区差异效应；Xit表示控制变量合计，在参考相关研究的基础上，该研究加入的主要控制变量有人均GDP、第二产业占比、人口密度、地方财政预算内支出、企业总资产等指标，同样对相关指标取对数处理；μi表示企业固定效应，λt表示时间固定效应，?ict表示模型误差项。

上述结果表明，河长制的实施会使水污染企业化学需氧量排放量的下降10. 68%（由e-0. 113-1计算而来），在1%的水平上显著，使得企业氨氮排放量降低10. 95%（由e-0. 116-1计算而来），在1%的水平上显著，使得企业工业废水排放降低4. 28%（由e-0. 044-1计算而来），在5%的水平上显著。结果初步表明河长制的实施对水污染企业化学需氧量的排放、氨氮的排放和工业废水的排放均具备显著的抑制作用。

3. 2 双重差分共同趋势检验

使用DID方法评价河长制对水污染产生的冲击效应时，必要的前提条件是在河长制推行之前，实行了河长制的实验组和未实行河长制的控制组必须具备相同的发展趋势。对平行趋势检验的回归模型如下：

其中：Yict 表示被解释变量化学需氧量排放量的对数值，DIDc，t - j 为构造的虚拟变量，如果某城市i 在t - j 时期实行了河长制政策，则t - j=1，否则t - j=0。δ0 为河长制实施当期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分别为河長制实施前5期、4期、3期、2期的效果，将政策提前一期作为基准期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分别为河长制实施后1期、2期、3期、4期、5期的效果。回归结果如图2、图3所示，无论是以化学需氧量排放量、氨氮排放量或废水排放量作为被解释变量时，政策的提前项存在显著，表明处理组和对照组在河长制政策实施前化学需氧量排放量、氨氮排放量和废水排放量不满足共同趋势假设，可能的原因在于双重差分包含了区域间的混杂效应：较早实行河长制地区是由于其环境污染较为严重和环保意识更强，与该地区整体发展策略有较大关系，即存在地区差异的混杂效应。因此，该研究进一步提出三重差分，剔除地区间的混杂效应，正确识别出河长制的政策效果。

3. 3 三重差分模型

上述双重差分估计策略存在的问题是，除河长制政策之外，可能存在其他对试点地区和非试点地区企业污染排放行为产生不一致的影响，使得实验组和对照组不满足共同趋势假设，从而使估计结果出现偏差。在环境经济学研究中，国际前沿研究则基于双重差分模型，引入第三重差分，即行业的污染属性［1，19］。河长制政策主要针对的是水污染行业，试图改善或促进污染水行业内企业的相关经济活动或者污染治理行为。然而对于非水污染行业来说，河长制对其行业内企业的相关环境压力会远小于政策对污染企业带来的压力。该研究采用分样本回归验证河长制对非水污染企业的污染排放不产生显著影响（表3）河长制的实施对非水污染行业企业的化学需氧量排放量、氨氮排放量和废水排放量均不产生显著影响。

因此，通过比较环境规制对河长制试点地区非水污染行业与非试点地区非水污染行业的污染排放活动的影响，该研究可以进一步剔除掉不随时间变化的、不可观察到的以及河长制政策之外的因素。如，由于较早实行河长制地区其环境污染较为严重是与其地理位置、天然禀赋和地区整体发展策略更适合工业企业发展；较早实行河长制地区是由于该地区官员和居民更注重生态环境，与地区整体社会氛围有关。

因为河长制的实施效果与该地区整体的发展策略有较大关系，即双重差分估计出的结构中包含着地区差异的混杂效应。因此进一步构造DDD模型，用未受到河长制政策影响地区的水污染行业企业和未实行河长制地区的非水污染行业企业作为新的对照组，从而尽可能把河长制政策的效果从其他不可观察到的混淆因素中剥离出来。

表4报告了三重差分估计的平均处理效果，结果表明，河长制的实施使得水污染企业的化学需氧量下降了22. 97%（由e-0. 261-1计算而来），在1% 的水平上显著，使得水污染企业的氨氮排放量下降了24. 87%（由e-0. 286-1计算而来），在1% 的水平上显著，使得水污染企业的废水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1 计算而来），在1%的水平上显著。说明河长制政策对企业减排效果显著，抑制了水污染企业排污。至此，该研究实证证明了中国的河长制环境规制政策抑制了企业排污水平。

3. 4 三重差分平行趋势检验

三重差分模型成立的前提要求在政策实行前，实行河长制地区的水污染行业企业和没有实行河长制地区的水污染行业企业的产出的时间趋势是一致的，实行河长制地区的非水污染行业企业和没有实行河长制地区的非水污染行业企业的产出的时间趋势是一致的。然而， 在河长制政策实施之后，平行趋势的打破主要体现在实行河长制地区水污染行业相对于非水污染行业产出存在趋势变化。同时，基准回归结果反映的是试点政策实施对企业排污水平的平均影响，并没有反映试点政策在不同时段内这一影响的差异。为此，该研究参考Jacobson等［20］提出的事件研究法（Event Study Approach）对试点政策的动态效应进行实证检验，并构建以下模型：

其中：DDDicj，t - a 为构造的虚拟变量，如果某企业i 在（t - a）时期受河长制政策的影响，则t - j=1，否则t - j=0。δ0 为河长制实施当期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分别为河长制实施前5期、4期、3期、2期的效果，将政策提前一期作为基准期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分别为河长制实施后1期、2期、3期、4期、5期的效果。

检验结果如图4、图5所示，δa 在政策提前期均不显著，说明处理组和对照组在试点政策实施前不存在明显的差异，满足共同趋势假设。此外，试点后估计系数δa 随着河长制实施年份的滞后而显著减小，对企业排污的抑制作用显著增强，表明河长制使得企业的环境绩效随着时间推进而持续优化。

3. 5 稳健性检验

3. 5. 1 控制时间、行业和城市层面的交互固定效应

为进一步控制城市间每年的差异、行业间每年的差异和城市间每年的差异，结果见表5。该研究进一步控制了时间、行业和城市层面的交互固定效应，结果仍然显著，即河长制的实施使得水污染企业的化学需氧量下降了18. 7%（由e-0. 207-1计算而来），在1%的水平上显著，使得水污染企业的氨氮排放量下降了16. 72%（由e-0. 071-1计算而来），在5%的水平上显著。

3. 5. 2 排除其他中央政策干扰

中央从“十一五”开始实施的污染物总量控制目标，新增不同五年计划时期的虚拟变量，由于数据样本为2004—2013年间，因此分别设定“十一五”期间虚拟变量和“十二五”期间虚拟变量来消除中央政策对回归结果的干扰，结果见表6。结果显示，河长制的实施使得水污染企业的化学需氧量下降了17. 88%（由e-0. 197-1计算而来），在1% 的水平上显著；使得水污染企业的氨氮排放量下降了23. 13%（由e-0. 263-1 计算而来），在1% 的水平上显著；使得水污染企业的废水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1计算而来），在1%的水平上显著。

3. 5. 3 加入时间趋势项

考虑到样本内不同个体的化学需氧量排放量、氨氮排放量、废水排放量可能存在的并且尚未被控制变量和固定效应所覆盖的增减趋势，纳入时间趋势项，以此控制样本期技术进步因素对污染物排放减少的影响。结果见表7。结果显示，河长制的实施使得水污染企业的化学需氧量下降了15. 13%（由e-0. 164-1计算而来），在1%的水平上显著；使得水污染企业的氨氮排放量下降了22. 12%（由e-0. 250-1计算而来），在1%的水平上显著；使得水污染企业的废水排放量下降了12. 89%（由e-0. 138-1 计算而来），在1%的水平上显著。

4 进一步分析

4. 1 影响机制分析

河长制的实行对企业排污确实具有抑制作用，那么该制度影响企业排污的传导机制是什么？根据文献分析，企业会从以下三个方面进行减排：一是企业消极应对河长制，通过主动降低产量降低污染物的排放量。二是企业积极应对河长制，通过提高环保技术，加大环境治理投资、技术革新，倒逼企业技术创新减少污染排放。三是企业积极应对河长制，通过调整生产效率应对河长制，降低生产成本，但同时企业在提高环保技术系数τ的同时，使得生产成本短期内上涨，因此环境规制对企业生产效率的影响方向未知。该研究采用全要素生产率进行度量，参考Ackerberg 等［18］和Bond 等［19］提出的修正方法计算企业全要素生产率。结合现实情况和数据可得性，该研究将通过河长制影响工业企业总产出和河长制影响企业污水治理设施处理能力两个方面进行机制检验，具体见方程（11）、（12）、（13）。

检验结果见表8。表8检验一回归结果显示，在河长制对企业排污強度施加影响的过程中，河长制通过降低企业产出使得企业减排，在5%的水平上显著。类似地，检验二回归结果显示，河长制通过促进企业创新来提升企业环境绩效，在1%的水平上显著。检验三结果显示河长制实施会降低水污染行业企业的全要素生产率。至此，该研究验证理论分析推论。

4. 2 异质性分析

尽管该研究已经论证了河长制对改善企业环境绩效的有效性，不同企业、地区政府采取河长制的不同动机对政策效果的影响是否存在一定差异？对于该问题的探讨有助于深入理解排污权交易制度的作用机制和外界条件。因此，该研究分别从企业特征和河长制扩散方式两方面对河长制影响企业环境绩效的异质性进行讨论。具体而言，这部分将从企业所有制和地方政府采取河长制的动机两方面考察。

4. 2. 1 企业所有制

研究河长制对国有企业和私有企业的环境绩效的影响是否有所不同。成本敏感性较低或环保意识较强的企业受到地区环境执法力度差异的影响较小［1］。表9和表10中的交互项回归系数可以看出，国有企业属性显著削弱河长制的政策效果，私有企业属性显著增强河长制的政策效果。

上述异质效应归因于以下原因：与私企相比，国有企业不仅要承担社会经济责任，还要更多地承担社会责任，环境保护意识较强，根据中国企业评价协会联合万里智库发布的中国绿金企业100优名单，在百优入围名单中，国企数量最多，国企履行环保责任的领头羊效应明显，因此河长制命令型环境规制政策对环保意识本来较强的国企影响较小。私有企业由于对成本的敏感性较高，且环境保护意识弱于国企，河长制对其减排影响最大。

4. 2. 2 政策动机

根据河长制政策推行动机来看，可以分为“自发首创”“向上扩散”和“平行扩散”三种［9］。对三种政策动机实施分样本回归，表11结果显示：自发首发型河长制显著增强地抑制企业排放氨氮的效应，交互项的系数为-0. 294，并在5%水平上显著。随后，在上级政府的要求和考核下，河长制政策“向上扩散”的地区，表12结果显示，交互项系数均为正数，并在1%水平上显著，说明受上级政府要求而实行政策的地区，会显著减弱河长制政策效果。表13结果显示，平行扩散河长制地区的河长制实施无显著的调节效应。

上述异质性效应的原因可以归结于，最初实行的无锡市实行河长制的原因在于太湖水质已达到非治理不可的地步，因而无锡市作为“自发首创”地区推行动机最强，环境执法力度最强。“向上扩散”地区是指太湖流域的城市在江苏省政府的要求下实施河长制，由于地方政府是在上级政府的要求下被动实行河长制，地方政府主观能动性不强，“为治水而治水”的成本高昂，治理效果评估指标体系匮乏，使得河长制在“向上扩散”地区对企业减排治污无显著影响。

5 结论与政策启示

该研究首先通过分析微观企业决策模型探讨了企业在面临环境规制时会做出的不同决策，为分析河长制的推行对水污染产生影响厘清了传导机制，奠定了理论基础。并利用长三角地区陆续推行河长制作为准自然实验，使用三重差分的识别策略，评估河长制对企业环境绩效的影响。实证结果显示，在河长制的影响下，企业的环境绩效得到显著提高，化学需氧量排放量、氨氮排放量和废水排放量均显著下降。同时，利用调节效应模型验证河长制主要通过降低企业工业产出和提高企业污染处理能力两条路径来降低企业的污染排放，且提高污染处理能力的调节效应强于降低产出。河长制对不同性质企业的环境绩效具有完全不同的影响，河长制抑制私企排污，却促进了国企排污，对外企排污无显著影响。首发创新推行河长制、被动实行河长制与主动模仿河长制三种动机下的河长制推行对企业环境绩效影响具有异质性，其中，在上级政府要求下实行河长制地区，企业环境绩效没有显著改善。根据上述结论，该研究得出以下政策启示。

（1）继续坚持全面推行河长制政策。该研究从企业微观实证研究证明，河长制的实施整体上有力地遏制了工业企业化学需氧量、氨氮等污染物排放，提高了水质量，背后的原因在于河长制强化了地方政府保护水资源、防控水污染、治理水环境的主体责任，调动了其工作的积极性和主动性。在全面践行“绿水青山就是金山银山”生态建设理念的背景之下，要从根本上解决中国水污染难题、破解水治理困境、保障居民用水安全，就必须要充分利用好河长制这一重要抓手，继续坚持全面推行河长制政策不动摇，切实做到确保“一河一长”，确保执行到位。

（2）引导企业不断加大创新投入通过技术更新提高污染治理能力。该研究结果显示，河长制能通过降低企业工业产出和倒逼企业创新两个路径来降低企业的污染排放，其中通过倒逼企业创新发挥的作用更大。通过降低产出来减少排放的做法不利于企业做大做强和核心竞争力的提高，更不利于国家的经济增长和社会的发展进步，唯有不断引导企业加强科技创新投入，不断革新生产技术，在生产过程中淘汰老旧设备和落后技术产线，通过设备更新和技术升级降低污染，在排放过程中通过安装环保设备、采用低排放技术等手段降低污染物的排放，只有不断加大创新投入通过技术更新提高污染治理能力才能从根本上解决生产增长和污染排放之间的矛盾。

（3）加强社会监督，提升企业环保意识。该研究发现不同地区河长制的推行对不同性质的企业呈现出不同的治理效果，河长制对私企的污染排放的抑制效应更为明显，侧面体现相比于更具社会责任感的国企，命令型环境规制政策河长制对于提升成本敏感性更高的私企环境表现更为显著，即环保意识更强的国企具备更大的减排自驱力，而不是依赖于环境命令型政策的驱使。因此，一方面要不断加强河长制对成本敏感性较强的私企污染排放的抑制作用，另一方面也要加大宣传力度来增强企业环保意识，引导企业树立正面形象，提高企业减排的自驱力。

（4）应鼓励政府因地制宜主动进行地方环境政策创新。异质性研究结果表明不同地区河长制的推行中随着执行动机的强弱呈现出不同的治理效果，自发首创地区出于环境治理的迫切性具备最强烈的推行动机，往往也会产生最显著的治理效果，然而在河长制的迅速扩散和中央集中推广的过程中，难免会存在盲目跟风或者为应付上级考核敷衍了事等形式主义作风，往往只会从表面上推行河长制却并不能落到实處，无法起到实际作用。因此要不断完善河长制在各级政府和官员中的考核体系和评价标准，促进各级政府落实主体责任，同时加强对河长制的监督机制建设，进一步提高各级政府严格落实河长制的动机和主观能动性，确保河长制能落到实处、严格执行，切实发挥好其在江河湖泊水资源治理中应有的作用。