地方政府環(huán)境政策創(chuàng)新與企業(yè)環(huán)境績效

李雪松 周敏 汪成鵬

關(guān)鍵詞 河長制；企業(yè)環(huán)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(jīng)濟(jì)和國家環(huán)境安全中占有重要戰(zhàn)略地位。黨的二十大報(bào)告指出，“深入推進(jìn)環(huán)境污染防治，持續(xù)深入打好藍(lán)天、碧水、凈土保衛(wèi)戰(zhàn)”。國家“十四五”規(guī)劃確定“十四五”時(shí)期治理目標(biāo)“主要污染物排放總量持續(xù)減少，生態(tài)環(huán)境持續(xù)改善，生態(tài)安全屏障更加牢固”。可見，新時(shí)代把生態(tài)文明建設(shè)擺在重要位置，將實(shí)行生態(tài)環(huán)保制度視為重要抓手。由于環(huán)境污染問題固有的外部性特點(diǎn)，政府在環(huán)境治理體系中占據(jù)主導(dǎo)地位，同時(shí)中國的環(huán)境政策大多是由中央政府制定，由地方政府執(zhí)行，而實(shí)證結(jié)果表明這種自上而下的環(huán)境政策，往往在調(diào)動(dòng)地方政府的積極性上存在困難，以至于產(chǎn)生意想不到的以鄰為壑的下游效應(yīng)［1］。因此，研究并評(píng)估自下而上的環(huán)境政策創(chuàng)新河長制對(duì)于豐富中國環(huán)境政策工具箱具有重要意義。

河長制是落實(shí)生態(tài)文明建設(shè)的重大舉措。自2007年無錫市率先自發(fā)實(shí)施以來，河長制經(jīng)歷了地方首創(chuàng)、區(qū)域擴(kuò)散到全國推廣的演進(jìn)過程，截至2018年6月份，中國已有31個(gè)省級(jí)行政區(qū)已全面建立起河長制制度，全國共設(shè)立了30余萬名各級(jí)“河長”。據(jù)中央和地方環(huán)保部門統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，無論是無錫市、蘇州市等河長制試點(diǎn)地區(qū)還是全面推行河長制以來的全國絕大多數(shù)地區(qū)，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(shí)施如何對(duì)水污染企業(yè)的排污活動(dòng)產(chǎn)生影響，產(chǎn)生多大的影響，以及地方政府基于不同動(dòng)機(jī)實(shí)行河長制對(duì)政策效果影響的異質(zhì)性仍有待通過實(shí)證分析進(jìn)行量化檢驗(yàn)。該研究通過匹配工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫獲取的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，定量地研究河長制政策對(duì)企業(yè)環(huán)境績效的影響以及作用機(jī)制，對(duì)中國環(huán)境政策改進(jìn)和完善具有重要意義。

對(duì)河長制實(shí)施以來的現(xiàn)狀評(píng)價(jià)方面，現(xiàn)有研究主要分為對(duì)制度本身的定性評(píng)價(jià)和對(duì)污染現(xiàn)狀的定量評(píng)價(jià)，以定性評(píng)價(jià)為主。定性評(píng)價(jià)方面，部分學(xué)者基于制度經(jīng)濟(jì)學(xué)視角評(píng)價(jià)了河長制作為一項(xiàng)制度本身的優(yōu)缺點(diǎn)，認(rèn)為其主要優(yōu)點(diǎn)在于地方政府主體責(zé)任更加明確、考核機(jī)制更加健全、擴(kuò)散機(jī)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(dāng)前定量評(píng)估河長制績效的實(shí)證研究均通過雙重差分法對(duì)河長制的實(shí)施效果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，但就河長制的實(shí)施是否降低了水污染的結(jié)論并未達(dá)成一致。從整體治理效果來看，多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)河長制的實(shí)施對(duì)于地區(qū)水環(huán)境污染現(xiàn)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(shù)據(jù)得出了相反的結(jié)論，認(rèn)為由于地方政府未能嚴(yán)格落實(shí)水資源保護(hù)的主體責(zé)任。

關(guān)于河長制影響水污染的傳導(dǎo)機(jī)制研究，部分學(xué)者認(rèn)為河長制是通過倒逼地方升級(jí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、通過關(guān)?；蜻w移重污染產(chǎn)業(yè)等方式達(dá)成污染治理目標(biāo)［6-7］，王班班等［9］通過企業(yè)微觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)河長制主要通過降低企業(yè)產(chǎn)出而非提高排污能力來達(dá)到預(yù)期目標(biāo)。關(guān)于河長制實(shí)施效果的異質(zhì)性，現(xiàn)有研究主要考察了河長制實(shí)施效果地區(qū)的異質(zhì)性、“河長”年齡的異質(zhì)性和企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性。從地區(qū)異質(zhì)性來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度更高的地區(qū)河長制實(shí)施效果更好［6］，政策執(zhí)行力度更嚴(yán)的地區(qū)河長制實(shí)施效果更好［5-6］，無錫等自發(fā)推行和蘇州、常州等主動(dòng)模仿學(xué)習(xí)河長制的地區(qū)比在上級(jí)政府統(tǒng)一要求下實(shí)行的地區(qū)治污效果更好［9］；從“河長”年齡異質(zhì)性來看，年齡較大的市長擔(dān)任“河長”時(shí)政策效果好于較為年輕的市長［5］；從企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性來看，河長制對(duì)大企業(yè)的減排治污效果從整體來看好于小企業(yè)［9］。

綜上，當(dāng)前對(duì)于河長制這一環(huán)境規(guī)制政策的效果定量研究，缺乏微觀企業(yè)層面正確的估計(jì)和機(jī)制研究。因此，厘清微觀企業(yè)在河長制的規(guī)制下，如何應(yīng)對(duì)環(huán)境規(guī)制政策，對(duì)于完善以及制定環(huán)境制度至關(guān)重要。該研究主要在以下三個(gè)方面作出了貢獻(xiàn)：①從梳理的文獻(xiàn)看，該研究可能是國內(nèi)較少采用三重差分方法從微觀層面對(duì)河長制實(shí)施效果進(jìn)行研究，該研究發(fā)現(xiàn)運(yùn)用雙重差分方法無法滿足共同趨勢假設(shè)，因此構(gòu)建了三重差分方法檢驗(yàn)河長制對(duì)企業(yè)排污的影響，較其他文獻(xiàn)更為準(zhǔn)確地計(jì)量出河長制對(duì)企業(yè)減排效果的影響。②運(yùn)用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型驗(yàn)證理論模型，即企業(yè)在面對(duì)環(huán)境規(guī)制政策時(shí)一方面采用積極應(yīng)對(duì)方式，即采取技術(shù)革新，增強(qiáng)污染處理能力；另一方面消極應(yīng)對(duì)，即企業(yè)采取減產(chǎn)的方式減排，為河長制實(shí)行的質(zhì)量提供依據(jù)。③異質(zhì)性分析基于政策的承受方的性質(zhì)和政策制定方動(dòng)機(jī)進(jìn)行研究，更深入剖析了環(huán)境政策在地方實(shí)行效果，一方面會(huì)受政府主觀能動(dòng)性強(qiáng)弱的影響，另一方面會(huì)受企業(yè)的環(huán)保意識(shí)的影響。

1 政策背景

環(huán)境規(guī)制主要分為法律法規(guī)等命令型、排污權(quán)交易等市場型和政府直接投入進(jìn)行治理等直接型三類。其中，命令型工具主要包括“兩控區(qū)”政策、中央和上級(jí)政府對(duì)下級(jí)政府的環(huán)保約談、地方環(huán)境立法監(jiān)管、G20會(huì)議等臨時(shí)性環(huán)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(diǎn)、排污費(fèi)征繳等通過市場化手段緩解環(huán)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(cái)政或人力支出用于環(huán)境污染治理。河長制是指由地方主要黨政負(fù)責(zé)人擔(dān)任“河長”以負(fù)責(zé)對(duì)應(yīng)河流湖泊保護(hù)工作的制度，是中國從少數(shù)城市首創(chuàng)到局部擴(kuò)散再到全面推行的制度創(chuàng)新，目前中國已全面建立起省市縣鄉(xiāng)四級(jí)河長制。經(jīng)過系統(tǒng)全面梳理河長制的誕生、演進(jìn)與擴(kuò)散，可以將其演進(jìn)脈絡(luò)劃分為自發(fā)試點(diǎn)期（2003—2007年）、借鑒模仿期（2008—2012年）、廣泛擴(kuò)散期（2013—2016年）以及集中統(tǒng)一實(shí)行期（2017年至今）四個(gè)階段（圖1）。

1. 1 自發(fā)試點(diǎn)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(shí)行的一項(xiàng)地方創(chuàng)新制度。長興縣出臺(tái)文件，由水利局相關(guān)負(fù)責(zé)人擔(dān)任河長，負(fù)責(zé)全縣轄區(qū)內(nèi)河流的清理淤泥、改善水質(zhì)工作，由此拉開了河長制的序幕。雖然長興縣2003年就已實(shí)行河長制，但其僅在縣域范圍內(nèi)試行，且未對(duì)其他地區(qū)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。因而在對(duì)河長制的相關(guān)研究中，被多數(shù)學(xué)者認(rèn)可的河長制發(fā)軔之地為2007年因太湖流域暴發(fā)嚴(yán)重的藍(lán)藻危機(jī)而大規(guī)模實(shí)行河長制的江蘇省無錫市。由于河道長期缺乏維護(hù)清淤以及沿河沿湖企業(yè)大量向河流湖泊中排污，無錫市政府緊急出臺(tái)了水質(zhì)控制目標(biāo)及考核辦法，將河流、湖泊、水庫、水蕩等水資源的水質(zhì)檢測結(jié)果納入各級(jí)黨委和政府主要負(fù)責(zé)同志的考核之中并嚴(yán)格執(zhí)行，由于無錫市推行河長制執(zhí)行力度嚴(yán)、社會(huì)影響大、輻射范圍廣、治理效果好，因而被廣泛學(xué)習(xí)借鑒，被多數(shù)學(xué)者認(rèn)可為河長制的首創(chuàng)之地。

1. 2 借鑒模仿期（2008—2012年）

無錫市實(shí)行河長制僅一年便有了顯著成效，鑒于無錫市良好的試點(diǎn)效果，為進(jìn)一步解決太湖水質(zhì)問題，江蘇省政府于2008年6月發(fā)布文件在太湖流域15條主要的河流中建立起由省市兩級(jí)負(fù)責(zé)人共同擔(dān)任河長的雙河長制，2008年12月，江蘇省鹽城市印發(fā)相關(guān)行動(dòng)方案，明確提出在2009 年建立河長制。此后江蘇省內(nèi)的淮安市（2009年6月）、揚(yáng)州市（2009年12月）、泰州市（2009年12月）、鎮(zhèn)江市（2011年1月）、連云港市（2011年12月）和浙江省的臺(tái)州市（2011年7月）等陸續(xù)建立起河長制。2012年9月，江蘇省政府統(tǒng)一印發(fā)全省推行河長制文件，標(biāo)志著江蘇省邁入全面推行河長制階段。

1. 3 廣泛擴(kuò)散期（2013—2016年）

2013年以來，河長制的傳播范圍從江蘇省內(nèi)逐步擴(kuò)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(fā)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(gè)設(shè)區(qū)市已全面推行了河長制，此后河長制主要擴(kuò)散至浙江省、安徽省等長三角其他省份。這段時(shí)間內(nèi)，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(xù)頒布相關(guān)文件，河長制在長三角地區(qū)得到了較好的推廣和擴(kuò)散。

1. 4 集中統(tǒng)一實(shí)行期（2017年至今）

2016年10月黨中央審議通過了《關(guān)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(wù)院辦公廳印發(fā)《意見》，正式將河長制作為一項(xiàng)成功的試點(diǎn)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(zhí)行情況上報(bào)中央，標(biāo)志著河長制從一項(xiàng)地方試點(diǎn)創(chuàng)新政策正式上升為國家意志?！兑庖姟奉C布以來，長三角地區(qū)還未實(shí)行河長制的城市和地區(qū)在2017年迅速推行，基本在當(dāng)年完成了河長制在長三角地區(qū)的全覆蓋，整體速度優(yōu)于其他地區(qū)。

從時(shí)間維度來看，長江三角洲地區(qū)是中國實(shí)行河長制最早、擴(kuò)散最快的區(qū)域。從絕對(duì)時(shí)間指標(biāo)來看，全國最早實(shí)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(qū)，早在2016年底中央全面推行河長制之前，長三角地區(qū)就已有21個(gè)城市自發(fā)或借鑒鄰近城市實(shí)行了河長制，占長三角地區(qū)全部城市數(shù)量的比例過半。從相對(duì)時(shí)間指標(biāo)來看，中央全面推行河長制后，長三角地區(qū)其余尚未實(shí)行河長制的城市基本在2017年一年以內(nèi)完成了全面推行，表明長三角地區(qū)城市被動(dòng)接受政策擴(kuò)散的時(shí)效性同樣優(yōu)于其他地區(qū)。

2 模型數(shù)據(jù)來源、變量選取與處理

2. 1 樣本和數(shù)據(jù)

（1）以2004—2013年長三角地區(qū)的工業(yè)企業(yè)作為研究樣本。樣本選擇具體步驟如下：①確定水污染行業(yè)。根據(jù)《第一次全國污染源普查公報(bào)》，劃分出7個(gè)水污染行業(yè)，分別是：造紙及紙制品業(yè)、紡織業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、食品制造業(yè)和醫(yī)藥制造業(yè)。②確定樣本地區(qū)。為避免跨區(qū)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(qū)的企業(yè)。長三角地區(qū)包括上海市、江蘇省、浙江省、安徽省，這三省一市呈一體化發(fā)展，相似度相對(duì)較高，可以在一定程度上緩解因經(jīng)濟(jì)社會(huì)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(qū)水污染行業(yè)工業(yè)企業(yè)。 針對(duì)上述長三角地區(qū)三省一市和是否為水污染行業(yè)企業(yè)為篩選樣本企業(yè)的條件，從中國微觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)，將其中的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫通過唯一的工業(yè)企業(yè)代碼進(jìn)行匹配，可獲得微觀企業(yè)層級(jí)的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)和污染指標(biāo)。④為了保證樣本的穩(wěn)定性和有效性，根據(jù)使用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫文獻(xiàn)中的普遍處理方法，需要對(duì)部分異常值和錯(cuò)誤值進(jìn)行篩選處理，參考聶輝華等［10］的做法，主要進(jìn)行以下操作：對(duì)總資產(chǎn)、工業(yè)總產(chǎn)值等關(guān)鍵信息缺失的樣本予以剔除；對(duì)總資產(chǎn)小于總負(fù)債、總資產(chǎn)小于凈資產(chǎn)等不符合基本財(cái)務(wù)原則的樣本予以剔除；對(duì)部分不可能出現(xiàn)負(fù)值卻出現(xiàn)負(fù)值情況的異常樣本予以剔除；對(duì)職工人數(shù)小于8人的不具備代表性或出現(xiàn)錯(cuò)報(bào)情況的樣本予以剔除；對(duì)關(guān)鍵指標(biāo)的極端異常值進(jìn)行前后1%尺度上的截尾處理，以避免因極少數(shù)異常值對(duì)整體估計(jì)結(jié)果造成較大偏差。在對(duì)綠色發(fā)展數(shù)據(jù)庫進(jìn)行處理時(shí)，將各主要污染排放量存在缺失的、為負(fù)值的、連續(xù)兩年變動(dòng)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(qū)非水污染行業(yè)企業(yè)。該研究將長三角地區(qū)非水污染行業(yè)中的所有工業(yè)企業(yè)作為另一對(duì)處理組和對(duì)照組的樣本。

（3）化學(xué)需氧量排放量、氨氮排放量、工業(yè)廢水排放量以及其他企業(yè)特征的企業(yè)級(jí)數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)環(huán)境統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)占比、人口密度以及其他城市層面數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。三種專利授權(quán)數(shù)來自中國企業(yè)專利數(shù)據(jù)庫。

2. 2 重要變量及其測度

（1）河長制政策。通過長三角地區(qū)各城市政府官方網(wǎng)站、中央及地方官方媒體報(bào)道、北大法寶數(shù)據(jù)庫、北大法意網(wǎng)等途徑手動(dòng)整理出各城市發(fā)布文件推行河長制的具體時(shí)間，各城市河長制文件的頒發(fā)時(shí)間，為更加準(zhǔn)確地反映河長制推行情況，該研究對(duì)河長制推行時(shí)間進(jìn)行一定處理，若某城市推行河長制的時(shí)間為該年3月份以前，則在回歸中將該城市實(shí)行河長制的時(shí)間定為當(dāng)年，若其在該年3月以后才發(fā)布文件推行河長制，為保證當(dāng)?shù)赜凶銐虻臅r(shí)間落實(shí)河長制政策進(jìn)而對(duì)水污染產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響，在回歸中將該城市實(shí)行河長制的時(shí)間定為文件發(fā)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(shí)間，則賦值為1（作為處理組），否則賦值為0（作為對(duì)照組）。

（2）水污染情況。依據(jù)國家生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)中對(duì)相關(guān)污染指標(biāo)的界定，并參考相關(guān)研究和結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，該研究選定化學(xué)需氧量排放量（COD）、氨氮排放量、工業(yè)廢水排放量三類指標(biāo)衡量水污染情況，在對(duì)河流湖泊污染和工業(yè)廢水性質(zhì)的研究中，化學(xué)需氧量是一項(xiàng)非常重要且能迅速得到測定的水污染參考物，眾多對(duì)水污染研究的學(xué)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(yè)廢水排放量作為替代性被解釋變量驗(yàn)證回歸穩(wěn)健性。

（3）控制變量的主要解釋如下：人均GDP 對(duì)數(shù)值（ln pgdp），用以衡量該城市的總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系十分密切；全年供水總量對(duì)數(shù)值（ln water_suply），用以衡量城市水資源豐富程度；第二產(chǎn)業(yè)占比（ind），用以衡量工業(yè)產(chǎn)出占比，一般而言工業(yè)產(chǎn)值越高污染排放也會(huì)越高；人口對(duì)數(shù)值（ln people）和城市面積（ln area）分別用城市年末總?cè)丝诤统鞘行姓娣e并取對(duì)數(shù)得出，人口密度是影響水污染排放的重要因素；地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出對(duì)數(shù)值（ln budget_），因直接環(huán)境治理投資額數(shù)據(jù)無法獲取，故使用此指標(biāo)作為代替指標(biāo)；企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值（ln asset）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、成本費(fèi)用利潤率（RCP）作為企業(yè)層面控制變量，主要衡量企業(yè)的規(guī)模大小情況以及生產(chǎn)中水消耗情況。

（4）全要素生產(chǎn)率（TFP）。測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時(shí)，Olley等［14］和Levinsohn等［15］提出的半?yún)?shù)法被眾多學(xué)者廣泛運(yùn)用［16］（分別簡稱為OP方法和LP方法）。考慮到OP方法要求企業(yè)真實(shí)投資必須大于0，這一限制導(dǎo)致在估計(jì)過程中損失了很多企業(yè)樣本，而LP方法在OP方法基礎(chǔ)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(jì)算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率測度企業(yè)全要素生產(chǎn)率。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

3 計(jì)量模型與實(shí)證結(jié)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(duì)長三角地區(qū)各城市水污染產(chǎn)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(shí)間并不一致，該研究首先采用多期DID模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)（表2），具體模型如下：

樣本限定在長三角地區(qū)的水污染行業(yè)企業(yè)，將實(shí)行了河長制地區(qū)的水污染企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，將未實(shí)行河長制地區(qū)的水污染企業(yè)作為對(duì)照組。i 代表不同企業(yè)，c 代表不同城市，t 代表不同時(shí)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(gè)污染物排放指標(biāo)，分別為化學(xué)需氧量、氨氮的排放量和工業(yè)廢水排放量，其中化學(xué)需氧量排放量是主變量，為減弱不同指標(biāo)間單位、量綱等因素帶來的異方差性，對(duì)各排放量取對(duì)數(shù)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(shí)間，則DIDct=1，否則DIDct=0，DIDct 的系數(shù)θ 即為河長制的推行帶來的河長制效應(yīng)和地區(qū)差異效應(yīng)；Xit表示控制變量合計(jì)，在參考相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，該研究加入的主要控制變量有人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)占比、人口密度、地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出、企業(yè)總資產(chǎn)等指標(biāo)，同樣對(duì)相關(guān)指標(biāo)取對(duì)數(shù)處理；μi表示企業(yè)固定效應(yīng)，λt表示時(shí)間固定效應(yīng)，?ict表示模型誤差項(xiàng)。

上述結(jié)果表明，河長制的實(shí)施會(huì)使水污染企業(yè)化學(xué)需氧量排放量的下降10. 68%（由e-0. 113-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著，使得企業(yè)氨氮排放量降低10. 95%（由e-0. 116-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著，使得企業(yè)工業(yè)廢水排放降低4. 28%（由e-0. 044-1計(jì)算而來），在5%的水平上顯著。結(jié)果初步表明河長制的實(shí)施對(duì)水污染企業(yè)化學(xué)需氧量的排放、氨氮的排放和工業(yè)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(yàn)

使用DID方法評(píng)價(jià)河長制對(duì)水污染產(chǎn)生的沖擊效應(yīng)時(shí)，必要的前提條件是在河長制推行之前，實(shí)行了河長制的實(shí)驗(yàn)組和未實(shí)行河長制的控制組必須具備相同的發(fā)展趨勢。對(duì)平行趨勢檢驗(yàn)的回歸模型如下：

其中：Yict 表示被解釋變量化學(xué)需氧量排放量的對(duì)數(shù)值，DIDc，t - j 為構(gòu)造的虛擬變量，如果某城市i 在t - j 時(shí)期實(shí)行了河長制政策，則t - j=1，否則t - j=0。δ0 為河長制實(shí)施當(dāng)期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分別為河長制實(shí)施前5期、4期、3期、2期的效果，將政策提前一期作為基準(zhǔn)期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分別為河長制實(shí)施后1期、2期、3期、4期、5期的效果?；貧w結(jié)果如圖2、圖3所示，無論是以化學(xué)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(shí)，政策的提前項(xiàng)存在顯著，表明處理組和對(duì)照組在河長制政策實(shí)施前化學(xué)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(shè)，可能的原因在于雙重差分包含了區(qū)域間的混雜效應(yīng)：較早實(shí)行河長制地區(qū)是由于其環(huán)境污染較為嚴(yán)重和環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)，與該地區(qū)整體發(fā)展策略有較大關(guān)系，即存在地區(qū)差異的混雜效應(yīng)。因此，該研究進(jìn)一步提出三重差分，剔除地區(qū)間的混雜效應(yīng)，正確識(shí)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(jì)策略存在的問題是，除河長制政策之外，可能存在其他對(duì)試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)污染排放行為產(chǎn)生不一致的影響，使得實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組不滿足共同趨勢假設(shè)，從而使估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。在環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)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(yè)的污染屬性［1，19］。河長制政策主要針對(duì)的是水污染行業(yè)，試圖改善或促進(jìn)污染水行業(yè)內(nèi)企業(yè)的相關(guān)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)或者污染治理行為。然而對(duì)于非水污染行業(yè)來說，河長制對(duì)其行業(yè)內(nèi)企業(yè)的相關(guān)環(huán)境壓力會(huì)遠(yuǎn)小于政策對(duì)污染企業(yè)帶來的壓力。該研究采用分樣本回歸驗(yàn)證河長制對(duì)非水污染企業(yè)的污染排放不產(chǎn)生顯著影響（表3）河長制的實(shí)施對(duì)非水污染行業(yè)企業(yè)的化學(xué)需氧量排放量、氨氮排放量和廢水排放量均不產(chǎn)生顯著影響。

因此，通過比較環(huán)境規(guī)制對(duì)河長制試點(diǎn)地區(qū)非水污染行業(yè)與非試點(diǎn)地區(qū)非水污染行業(yè)的污染排放活動(dòng)的影響，該研究可以進(jìn)一步剔除掉不隨時(shí)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(shí)行河長制地區(qū)其環(huán)境污染較為嚴(yán)重是與其地理位置、天然稟賦和地區(qū)整體發(fā)展策略更適合工業(yè)企業(yè)發(fā)展；較早實(shí)行河長制地區(qū)是由于該地區(qū)官員和居民更注重生態(tài)環(huán)境，與地區(qū)整體社會(huì)氛圍有關(guān)。

因?yàn)楹娱L制的實(shí)施效果與該地區(qū)整體的發(fā)展策略有較大關(guān)系，即雙重差分估計(jì)出的結(jié)構(gòu)中包含著地區(qū)差異的混雜效應(yīng)。因此進(jìn)一步構(gòu)造DDD模型，用未受到河長制政策影響地區(qū)的水污染行業(yè)企業(yè)和未實(shí)行河長制地區(qū)的非水污染行業(yè)企業(yè)作為新的對(duì)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(bào)告了三重差分估計(jì)的平均處理效果，結(jié)果表明，河長制的實(shí)施使得水污染企業(yè)的化學(xué)需氧量下降了22. 97%（由e-0. 261-1計(jì)算而來），在1% 的水平上顯著，使得水污染企業(yè)的氨氮排放量下降了24. 87%（由e-0. 286-1計(jì)算而來），在1% 的水平上顯著，使得水污染企業(yè)的廢水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1 計(jì)算而來），在1%的水平上顯著。說明河長制政策對(duì)企業(yè)減排效果顯著，抑制了水污染企業(yè)排污。至此，該研究實(shí)證證明了中國的河長制環(huán)境規(guī)制政策抑制了企業(yè)排污水平。

3. 4 三重差分平行趨勢檢驗(yàn)

三重差分模型成立的前提要求在政策實(shí)行前，實(shí)行河長制地區(qū)的水污染行業(yè)企業(yè)和沒有實(shí)行河長制地區(qū)的水污染行業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出的時(shí)間趨勢是一致的，實(shí)行河長制地區(qū)的非水污染行業(yè)企業(yè)和沒有實(shí)行河長制地區(qū)的非水污染行業(yè)企業(yè)的產(chǎn)出的時(shí)間趨勢是一致的。然而， 在河長制政策實(shí)施之后，平行趨勢的打破主要體現(xiàn)在實(shí)行河長制地區(qū)水污染行業(yè)相對(duì)于非水污染行業(yè)產(chǎn)出存在趨勢變化。同時(shí)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果反映的是試點(diǎn)政策實(shí)施對(duì)企業(yè)排污水平的平均影響，并沒有反映試點(diǎn)政策在不同時(shí)段內(nèi)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(duì)試點(diǎn)政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并構(gòu)建以下模型：

其中：DDDicj，t - a 為構(gòu)造的虛擬變量，如果某企業(yè)i 在（t - a）時(shí)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(shí)施當(dāng)期的效果，δ-5、δ-4、δ-3、δ-2 分別為河長制實(shí)施前5期、4期、3期、2期的效果，將政策提前一期作為基準(zhǔn)期，δ1、δ2、δ3、δ4、δ5 分別為河長制實(shí)施后1期、2期、3期、4期、5期的效果。

檢驗(yàn)結(jié)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(duì)照組在試點(diǎn)政策實(shí)施前不存在明顯的差異，滿足共同趨勢假設(shè)。此外，試點(diǎn)后估計(jì)系數(shù)δa 隨著河長制實(shí)施年份的滯后而顯著減小，對(duì)企業(yè)排污的抑制作用顯著增強(qiáng)，表明河長制使得企業(yè)的環(huán)境績效隨著時(shí)間推進(jìn)而持續(xù)優(yōu)化。

3. 5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3. 5. 1 控制時(shí)間、行業(yè)和城市層面的交互固定效應(yīng)

為進(jìn)一步控制城市間每年的差異、行業(yè)間每年的差異和城市間每年的差異，結(jié)果見表5。該研究進(jìn)一步控制了時(shí)間、行業(yè)和城市層面的交互固定效應(yīng)，結(jié)果仍然顯著，即河長制的實(shí)施使得水污染企業(yè)的化學(xué)需氧量下降了18. 7%（由e-0. 207-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著，使得水污染企業(yè)的氨氮排放量下降了16. 72%（由e-0. 071-1計(jì)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(shí)施的污染物總量控制目標(biāo)，新增不同五年計(jì)劃時(shí)期的虛擬變量，由于數(shù)據(jù)樣本為2004—2013年間，因此分別設(shè)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(duì)回歸結(jié)果的干擾，結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，河長制的實(shí)施使得水污染企業(yè)的化學(xué)需氧量下降了17. 88%（由e-0. 197-1計(jì)算而來），在1% 的水平上顯著；使得水污染企業(yè)的氨氮排放量下降了23. 13%（由e-0. 263-1 計(jì)算而來），在1% 的水平上顯著；使得水污染企業(yè)的廢水排放量下降了16. 31%（由e-0. 178-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著。

3. 5. 3 加入時(shí)間趨勢項(xiàng)

考慮到樣本內(nèi)不同個(gè)體的化學(xué)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(yīng)所覆蓋的增減趨勢，納入時(shí)間趨勢項(xiàng)，以此控制樣本期技術(shù)進(jìn)步因素對(duì)污染物排放減少的影響。結(jié)果見表7。結(jié)果顯示，河長制的實(shí)施使得水污染企業(yè)的化學(xué)需氧量下降了15. 13%（由e-0. 164-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著；使得水污染企業(yè)的氨氮排放量下降了22. 12%（由e-0. 250-1計(jì)算而來），在1%的水平上顯著；使得水污染企業(yè)的廢水排放量下降了12. 89%（由e-0. 138-1 計(jì)算而來），在1%的水平上顯著。

4 進(jìn)一步分析

4. 1 影響機(jī)制分析

河長制的實(shí)行對(duì)企業(yè)排污確實(shí)具有抑制作用，那么該制度影響企業(yè)排污的傳導(dǎo)機(jī)制是什么？根據(jù)文獻(xiàn)分析，企業(yè)會(huì)從以下三個(gè)方面進(jìn)行減排：一是企業(yè)消極應(yīng)對(duì)河長制，通過主動(dòng)降低產(chǎn)量降低污染物的排放量。二是企業(yè)積極應(yīng)對(duì)河長制，通過提高環(huán)保技術(shù)，加大環(huán)境治理投資、技術(shù)革新，倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新減少污染排放。三是企業(yè)積極應(yīng)對(duì)河長制，通過調(diào)整生產(chǎn)效率應(yīng)對(duì)河長制，降低生產(chǎn)成本，但同時(shí)企業(yè)在提高環(huán)保技術(shù)系數(shù)τ的同時(shí)，使得生產(chǎn)成本短期內(nèi)上漲，因此環(huán)境規(guī)制對(duì)企業(yè)生產(chǎn)效率的影響方向未知。該研究采用全要素生產(chǎn)率進(jìn)行度量，參考Ackerberg 等［18］和Bond 等［19］提出的修正方法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。結(jié)合現(xiàn)實(shí)情況和數(shù)據(jù)可得性，該研究將通過河長制影響工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)出和河長制影響企業(yè)污水治理設(shè)施處理能力兩個(gè)方面進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)，具體見方程（11）、（12）、（13）。

檢驗(yàn)結(jié)果見表8。表8檢驗(yàn)一回歸結(jié)果顯示，在河長制對(duì)企業(yè)排污強(qiáng)度施加影響的過程中，河長制通過降低企業(yè)產(chǎn)出使得企業(yè)減排，在5%的水平上顯著。類似地，檢驗(yàn)二回歸結(jié)果顯示，河長制通過促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新來提升企業(yè)環(huán)境績效，在1%的水平上顯著。檢驗(yàn)三結(jié)果顯示河長制實(shí)施會(huì)降低水污染行業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。至此，該研究驗(yàn)證理論分析推論。

4. 2 異質(zhì)性分析

盡管該研究已經(jīng)論證了河長制對(duì)改善企業(yè)環(huán)境績效的有效性，不同企業(yè)、地區(qū)政府采取河長制的不同動(dòng)機(jī)對(duì)政策效果的影響是否存在一定差異？對(duì)于該問題的探討有助于深入理解排污權(quán)交易制度的作用機(jī)制和外界條件。因此，該研究分別從企業(yè)特征和河長制擴(kuò)散方式兩方面對(duì)河長制影響企業(yè)環(huán)境績效的異質(zhì)性進(jìn)行討論。具體而言，這部分將從企業(yè)所有制和地方政府采取河長制的動(dòng)機(jī)兩方面考察。

4. 2. 1 企業(yè)所有制

研究河長制對(duì)國有企業(yè)和私有企業(yè)的環(huán)境績效的影響是否有所不同。成本敏感性較低或環(huán)保意識(shí)較強(qiáng)的企業(yè)受到地區(qū)環(huán)境執(zhí)法力度差異的影響較?。?］。表9和表10中的交互項(xiàng)回歸系數(shù)可以看出，國有企業(yè)屬性顯著削弱河長制的政策效果，私有企業(yè)屬性顯著增強(qiáng)河長制的政策效果。

上述異質(zhì)效應(yīng)歸因于以下原因：與私企相比，國有企業(yè)不僅要承擔(dān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)責(zé)任，還要更多地承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，環(huán)境保護(hù)意識(shí)較強(qiáng)，根據(jù)中國企業(yè)評(píng)價(jià)協(xié)會(huì)聯(lián)合萬里智庫發(fā)布的中國綠金企業(yè)100優(yōu)名單，在百優(yōu)入圍名單中，國企數(shù)量最多，國企履行環(huán)保責(zé)任的領(lǐng)頭羊效應(yīng)明顯，因此河長制命令型環(huán)境規(guī)制政策對(duì)環(huán)保意識(shí)本來較強(qiáng)的國企影響較小。私有企業(yè)由于對(duì)成本的敏感性較高，且環(huán)境保護(hù)意識(shí)弱于國企，河長制對(duì)其減排影響最大。

4. 2. 2 政策動(dòng)機(jī)

根據(jù)河長制政策推行動(dòng)機(jī)來看，可以分為“自發(fā)首創(chuàng)”“向上擴(kuò)散”和“平行擴(kuò)散”三種［9］。對(duì)三種政策動(dòng)機(jī)實(shí)施分樣本回歸，表11結(jié)果顯示：自發(fā)首發(fā)型河長制顯著增強(qiáng)地抑制企業(yè)排放氨氮的效應(yīng)，交互項(xiàng)的系數(shù)為-0. 294，并在5%水平上顯著。隨后，在上級(jí)政府的要求和考核下，河長制政策“向上擴(kuò)散”的地區(qū)，表12結(jié)果顯示，交互項(xiàng)系數(shù)均為正數(shù)，并在1%水平上顯著，說明受上級(jí)政府要求而實(shí)行政策的地區(qū)，會(huì)顯著減弱河長制政策效果。表13結(jié)果顯示，平行擴(kuò)散河長制地區(qū)的河長制實(shí)施無顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

上述異質(zhì)性效應(yīng)的原因可以歸結(jié)于，最初實(shí)行的無錫市實(shí)行河長制的原因在于太湖水質(zhì)已達(dá)到非治理不可的地步，因而無錫市作為“自發(fā)首創(chuàng)”地區(qū)推行動(dòng)機(jī)最強(qiáng)，環(huán)境執(zhí)法力度最強(qiáng)?！跋蛏蠑U(kuò)散”地區(qū)是指太湖流域的城市在江蘇省政府的要求下實(shí)施河長制，由于地方政府是在上級(jí)政府的要求下被動(dòng)實(shí)行河長制，地方政府主觀能動(dòng)性不強(qiáng)，“為治水而治水”的成本高昂，治理效果評(píng)估指標(biāo)體系匱乏，使得河長制在“向上擴(kuò)散”地區(qū)對(duì)企業(yè)減排治污無顯著影響。

5 結(jié)論與政策啟示

該研究首先通過分析微觀企業(yè)決策模型探討了企業(yè)在面臨環(huán)境規(guī)制時(shí)會(huì)做出的不同決策，為分析河長制的推行對(duì)水污染產(chǎn)生影響厘清了傳導(dǎo)機(jī)制，奠定了理論基礎(chǔ)。并利用長三角地區(qū)陸續(xù)推行河長制作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用三重差分的識(shí)別策略，評(píng)估河長制對(duì)企業(yè)環(huán)境績效的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，在河長制的影響下，企業(yè)的環(huán)境績效得到顯著提高，化學(xué)需氧量排放量、氨氮排放量和廢水排放量均顯著下降。同時(shí)，利用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型驗(yàn)證河長制主要通過降低企業(yè)工業(yè)產(chǎn)出和提高企業(yè)污染處理能力兩條路徑來降低企業(yè)的污染排放，且提高污染處理能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)強(qiáng)于降低產(chǎn)出。河長制對(duì)不同性質(zhì)企業(yè)的環(huán)境績效具有完全不同的影響，河長制抑制私企排污，卻促進(jìn)了國企排污，對(duì)外企排污無顯著影響。首發(fā)創(chuàng)新推行河長制、被動(dòng)實(shí)行河長制與主動(dòng)模仿河長制三種動(dòng)機(jī)下的河長制推行對(duì)企業(yè)環(huán)境績效影響具有異質(zhì)性，其中，在上級(jí)政府要求下實(shí)行河長制地區(qū)，企業(yè)環(huán)境績效沒有顯著改善。根據(jù)上述結(jié)論，該研究得出以下政策啟示。

（1）繼續(xù)堅(jiān)持全面推行河長制政策。該研究從企業(yè)微觀實(shí)證研究證明，河長制的實(shí)施整體上有力地遏制了工業(yè)企業(yè)化學(xué)需氧量、氨氮等污染物排放，提高了水質(zhì)量，背后的原因在于河長制強(qiáng)化了地方政府保護(hù)水資源、防控水污染、治理水環(huán)境的主體責(zé)任，調(diào)動(dòng)了其工作的積極性和主動(dòng)性。在全面踐行“綠水青山就是金山銀山”生態(tài)建設(shè)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(xù)堅(jiān)持全面推行河長制政策不動(dòng)搖，切實(shí)做到確?！耙缓右婚L”，確保執(zhí)行到位。

（2）引導(dǎo)企業(yè)不斷加大創(chuàng)新投入通過技術(shù)更新提高污染治理能力。該研究結(jié)果顯示，河長制能通過降低企業(yè)工業(yè)產(chǎn)出和倒逼企業(yè)創(chuàng)新兩個(gè)路徑來降低企業(yè)的污染排放，其中通過倒逼企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮的作用更大。通過降低產(chǎn)出來減少排放的做法不利于企業(yè)做大做強(qiáng)和核心競爭力的提高，更不利于國家的經(jīng)濟(jì)增長和社會(huì)的發(fā)展進(jìn)步，唯有不斷引導(dǎo)企業(yè)加強(qiáng)科技創(chuàng)新投入，不斷革新生產(chǎn)技術(shù)，在生產(chǎn)過程中淘汰老舊設(shè)備和落后技術(shù)產(chǎn)線，通過設(shè)備更新和技術(shù)升級(jí)降低污染，在排放過程中通過安裝環(huán)保設(shè)備、采用低排放技術(shù)等手段降低污染物的排放，只有不斷加大創(chuàng)新投入通過技術(shù)更新提高污染治理能力才能從根本上解決生產(chǎn)增長和污染排放之間的矛盾。

（3）加強(qiáng)社會(huì)監(jiān)督，提升企業(yè)環(huán)保意識(shí)。該研究發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)河長制的推行對(duì)不同性質(zhì)的企業(yè)呈現(xiàn)出不同的治理效果，河長制對(duì)私企的污染排放的抑制效應(yīng)更為明顯，側(cè)面體現(xiàn)相比于更具社會(huì)責(zé)任感的國企，命令型環(huán)境規(guī)制政策河長制對(duì)于提升成本敏感性更高的私企環(huán)境表現(xiàn)更為顯著，即環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)的國企具備更大的減排自驅(qū)力，而不是依賴于環(huán)境命令型政策的驅(qū)使。因此，一方面要不斷加強(qiáng)河長制對(duì)成本敏感性較強(qiáng)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(qiáng)企業(yè)環(huán)保意識(shí)，引導(dǎo)企業(yè)樹立正面形象，提高企業(yè)減排的自驅(qū)力。

（4）應(yīng)鼓勵(lì)政府因地制宜主動(dòng)進(jìn)行地方環(huán)境政策創(chuàng)新。異質(zhì)性研究結(jié)果表明不同地區(qū)河長制的推行中隨著執(zhí)行動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱呈現(xiàn)出不同的治理效果，自發(fā)首創(chuàng)地區(qū)出于環(huán)境治理的迫切性具備最強(qiáng)烈的推行動(dòng)機(jī)，往往也會(huì)產(chǎn)生最顯著的治理效果，然而在河長制的迅速擴(kuò)散和中央集中推廣的過程中，難免會(huì)存在盲目跟風(fēng)或者為應(yīng)付上級(jí)考核敷衍了事等形式主義作風(fēng)，往往只會(huì)從表面上推行河長制卻并不能落到實(shí)處，無法起到實(shí)際作用。因此要不斷完善河長制在各級(jí)政府和官員中的考核體系和評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)各級(jí)政府落實(shí)主體責(zé)任，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)河長制的監(jiān)督機(jī)制建設(shè)，進(jìn)一步提高各級(jí)政府嚴(yán)格落實(shí)河長制的動(dòng)機(jī)和主觀能動(dòng)性，確保河長制能落到實(shí)處、嚴(yán)格執(zhí)行，切實(shí)發(fā)揮好其在江河湖泊水資源治理中應(yīng)有的作用。