領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響

鄭石橋 鄒艷紅

【摘要】為了檢驗領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟發(fā)展的影響， 利用 2008 ～ 2017年省級層面綠色全要素生產(chǎn)率和實際GDP總額分別作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟粗放式增長的衡量指標， 采用雙重差分模型實證檢驗領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 相比于非試點地區(qū)， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計顯著提高了試點地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率， 并有效抑制了其經(jīng)濟的粗放式增長。 該結(jié)論豐富了學界關(guān)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究， 并且為地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量提供了一定的參考。 此外， 對完善領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計理論體系、實現(xiàn)資源環(huán)境責任審計工作更好更快地落實、助力地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展都有重要的理論與現(xiàn)實意義。

【關(guān)鍵詞】領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計;綠色全要素生產(chǎn)率;經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展;經(jīng)濟粗放式增長

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）18-0072-10

一、引言

隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展， 我國資源環(huán)境保護面臨著嚴峻挑戰(zhàn)。 探尋如何實現(xiàn)經(jīng)濟增長和資源環(huán)境保護的協(xié)調(diào)發(fā)展成為近年來國家關(guān)注的重點工作。 黨的十八屆三中全會首次提出探索實施“領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計”（即本文所說的“領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計”）是國家落實綠色發(fā)展新理念、完善生態(tài)文明治理體系、建設(shè)美麗中國的重要舉措。 黨的十九大報告進一步明確， 我國已從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段， 必須貫徹落實“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”的新發(fā)展理念， 加大地區(qū)資源環(huán)境保護力度。 在這一新的歷史發(fā)展階段， 審計機關(guān)應該依法履行好審計監(jiān)督責任， 在資源環(huán)境保護和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展方面發(fā)揮積極作用。 在此背景下， 本文研究領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響， 對完善領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計理論體系、實現(xiàn)資源環(huán)境責任審計工作更好更快地落實、助力地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展都有重要的理論與現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有關(guān)于資源環(huán)境審計的文獻集中在研究資源環(huán)境審計的環(huán)境治理效應和經(jīng)濟增長效應， 鮮有文獻直接研究領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。 且就目前學術(shù)界對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標而言， 通過構(gòu)建高質(zhì)量增長指標體系得到的高質(zhì)量發(fā)展指標帶有一定的主觀性， 不能在統(tǒng)一基礎(chǔ)上衡量不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量， 而用傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標則不能反映其他與高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)的因素的情況。

自黨中央首次提出“領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計”這個概念以來， 審計署于2014年開始陸續(xù)在多個省份組織自然資源資產(chǎn)離任審計試點。 本文以審計署開展的自然資源資產(chǎn)離任審計試點為基礎(chǔ)， 利用2008 ～ 2017年地方層面綠色全要素生產(chǎn)率和實際GDP總額分別作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟粗放式增長的衡量指標， 采用雙重差分模型實證檢驗領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計對屬地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 相比于非試點地區(qū)， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計顯著提高了試點地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率， 并有效抑制了其經(jīng)濟的粗放式增長。 本文的創(chuàng)新和貢獻可能在于： ①將能源消耗要素作為投入指標， 將污染（工業(yè)廢水、廢氣、固體廢物）排放等要素作為非期望產(chǎn)出進行效率分析， 從而得到綠色全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標， 補充了地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究， 且為地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展這一變量的衡量提供了一定的參考。 ②利用2014年開始的領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一自然實驗， 證明了領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的效果， 對完善領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計理論體系、實現(xiàn)資源環(huán)境責任審計工作更好更快地落實、助力地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展都有重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

（一）資源環(huán)境責任審計對經(jīng)濟增長的影響

關(guān)于資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響研究主要集中在資源環(huán)境責任審計對地區(qū)綠色經(jīng)濟績效的影響上。 如韓梅芳等[1] 認為， 資源環(huán)境責任審計能夠加強對領(lǐng)導干部的約束， 監(jiān)督領(lǐng)導干部權(quán)力的行使， 完善領(lǐng)導干部經(jīng)濟環(huán)境損害終身追責制， 從而激勵政府重視經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量管理， 主動改善地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展模式， 實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟綠色發(fā)展。 孫冀萍[2] 通過實證研究發(fā)現(xiàn)， 資源環(huán)境責任審計會影響領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任意識、資源環(huán)境管理行為和屬地的綠色經(jīng)濟績效。 徐京平、邢蘭若等[3] 認為， 資源環(huán)境責任審計可以通過對屬地各項發(fā)展決策的落實情況、環(huán)境治理的投入程度進行監(jiān)督， 來保證經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性和實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提高。

（二）經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響因素

現(xiàn)有關(guān)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究大多圍繞高質(zhì)量發(fā)展的意義、特征及內(nèi)涵展開。 但近年來也有部分學者開始嘗試轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的影響因素和衡量指標分析。 例如， 有學者通過構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展指標體系來度量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量[4-6] ; 也有部分學者用全要素生產(chǎn)率這一學術(shù)界常用指標作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標[7，8] 。 此外， 還有學者用考慮了人均碳排放和平均壽命的福利碳排放強度作為經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的衡量指標[9] 。

關(guān)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響因素， 郎麗華、周明生等[10] 提出， 中國經(jīng)濟要想實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展必須重視勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率的同步提升。 陳詩一、陳登科[11] 用相關(guān)數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)， 霧霾污染是影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要因素， 政府環(huán)境治理能夠有效提升大氣環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量， 助力中國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。 此外， 還有部分學者提出經(jīng)濟體營商環(huán)境[5] 、收入差距[9] 、消費結(jié)構(gòu)升級[4] 、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新效率[7] 、政府審計[6] 等因素都會影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量及水平。

綜上所述， 現(xiàn)有研究資源環(huán)境責任審計的文獻集中于討論資源環(huán)境責任審計的環(huán)境治理效應， 而關(guān)于資源環(huán)境責任審計對經(jīng)濟增長影響的研究大多集中在地區(qū)綠色經(jīng)濟績效和經(jīng)濟增長等方面， 鮮有學者直接研究領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。 就目前學術(shù)界對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標而言， 本文認為通過構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系的方法得到的高質(zhì)量發(fā)展指標帶有一定的主觀性， 不能在統(tǒng)一的基礎(chǔ)上衡量不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量， 而用傳統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標則不能反映其他高質(zhì)量發(fā)展相關(guān)指標的情況。

因此， 本文在傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率分析框架中， 將能源消耗要素作為投入指標、污染（工業(yè)廢水、廢氣、固體廢物）排放等要素作為非期望產(chǎn)出進行投入—產(chǎn)出效率分析， 從而得到綠色全要素生產(chǎn)率， 并將其作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標。

三、理論分析與研究假設(shè)

本文分不同主體分析領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。 其中： 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計通過激勵和約束機制作用于地區(qū)領(lǐng)導干部的資源環(huán)境保護行為， 影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平; 同時領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計還通過資源轉(zhuǎn)移和市場拉動效應直接作用于市場主體， 影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展情況。 其主要路徑框架如圖1所示， 這也是本文的研究框架。

（一）領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的激勵—約束作用

領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的目標在于強化領(lǐng)導干部在地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的作用， 其審計結(jié)果將計入有關(guān)領(lǐng)導干部的政績考核體系和考核記錄， 作為領(lǐng)導干部考核、任免和獎懲的主要參考依據(jù)[12] 。 因此， 作為過程控制和行為控制重要組成部分的領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計， 在有效的激勵—約束機制下， 能夠減小以資源過度消耗、環(huán)境污染為代價的經(jīng)濟高速增長所帶來的激勵效應， 加大經(jīng)濟發(fā)展過程中破壞環(huán)境和過度耗用資源等決策管理行為的懲罰效應， 實現(xiàn)經(jīng)濟增長與資源環(huán)境保護相平衡的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。 接下來， 本文將對領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的激勵—約束機制進行闡述。

我國自實施分稅制改革和財政分權(quán)以來， 地方財權(quán)和事權(quán)不匹配使得地方政府一方面掌握著地區(qū)資源分配權(quán)， 尤其是地方稀缺資源的配置權(quán)， 其行為會遵循權(quán)力最大化的“政治人”邏輯。 但地方政府同時還是一個“自然人”， 其行為也會遵循利益最大化的“經(jīng)濟人”邏輯。 因此， 在激勵和約束機制的影響下， 領(lǐng)導干部作為政府行為的直接主體會在多個選擇中進行權(quán)衡并做出相應的行為。 在傳統(tǒng)的GDP政績觀和以經(jīng)濟增長為目標的“政治晉升錦標賽”背景下， 地區(qū)經(jīng)濟增長是衡量地方官員工作努力程度和進行績效評價的關(guān)鍵指標， 地方政府會利用手中的資源配置權(quán)盡可能地推動地方經(jīng)濟增長， 忽略能源資源投入效率低下和環(huán)境污染等問題， 為自己謀取最大利益。 另一方面， 財政分權(quán)體制也使得地方政府承擔著環(huán)境保護的主要責任， 這給地方政府帶來沉重的財政壓力。 在有限的預算收支情況下， 地方政府權(quán)衡利弊后必定會減少資源管理和環(huán)境保護方面的財政投入， 由此也會導致經(jīng)濟增長和資源環(huán)境保護的失衡。

隨著環(huán)境問題的日益突出， 黨中央和國務院開始關(guān)注地方資源環(huán)境治理問題， 特別在十八大之后， 更是將生態(tài)文明建設(shè)納入“五位一體”發(fā)展計劃， 并就“綠色發(fā)展”“生態(tài)文明建設(shè)”等多次提出要求。 因此， 近年來地方官員績效考核規(guī)則中環(huán)境治理效率所占的比重不斷加大。 此外， 2011年國務院的工作報告也進一步提及將地區(qū)資源環(huán)境保護工作納入領(lǐng)導干部的政績考核體系， 作為領(lǐng)導干部晉升的主要考核指標， 并在2013年建立起生態(tài)環(huán)境損害責任終生追查制度。 上述文件和制度的頒布， 對領(lǐng)導干部任期內(nèi)的經(jīng)濟決策和管理行為起到了一定的規(guī)范和約束作用， 但在具體執(zhí)行過程中， 對地方黨政領(lǐng)導干部在資源環(huán)境治理方面管理效率和作為的評價考核缺乏科學客觀的評價標準。 本文認為對資源環(huán)境保護工作的考核是一個長期動態(tài)的過程， 目前單一化、靜態(tài)化的指標不足以對領(lǐng)導干部資源環(huán)境污染防治工作進行考察， 也不能起到相應的約束和激勵作用。

領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計加大了對地方黨政領(lǐng)導干部資源環(huán)境治理的約束和激勵， 從而為規(guī)范黨政領(lǐng)導干部資源環(huán)境治理行為提供了客觀的依據(jù)。 首先， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的實施有助于客觀地評價地方黨政領(lǐng)導干部環(huán)境治理績效和過失， 并向上級傳遞明確的信息， 以此作為任職期間政績評價的基礎(chǔ)， 決定地方黨政領(lǐng)導干部的晉升與否， 因此其可以對黨政領(lǐng)導干部的資源環(huán)境治理行為起到一定的激勵作用; 其次， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計通過服務于領(lǐng)導干部生態(tài)環(huán)境損害責任終身追責制度， 對地方黨政領(lǐng)導干部的行為和決策產(chǎn)生一定的約束和震懾作用， 促使領(lǐng)導干部在任職期間放棄粗放式的經(jīng)濟增長模式， 更加重視屬地資源環(huán)境質(zhì)量， 在發(fā)展經(jīng)濟的同時努力改善地區(qū)的生態(tài)環(huán)境質(zhì)量; 再次， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計具有一定的專業(yè)性和獨立性， 在審查地區(qū)資源環(huán)境質(zhì)量方面已經(jīng)形成了較為科學、客觀的動態(tài)化綜合評價指標體系， 這給各級政府的政績考核形成了切實壓力。

因此， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點的開展， 會顯著影響地方黨政領(lǐng)導干部的經(jīng)濟管理決策， 從而起到抑制地區(qū)經(jīng)濟粗放式增長和促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的雙重作用。

（二）領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的資源轉(zhuǎn)移和市場拉動效應

從資源轉(zhuǎn)移角度來看， 企業(yè)在生產(chǎn)中排放的污染物是地區(qū)環(huán)境污染的主要源頭， 地區(qū)資源環(huán)境治理效率或者說地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的源頭很大程度上取決于當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和重污染制造業(yè)的污染防治積極性。 一般在資源約束前提下， 企業(yè)增加污染治理投入意味著減少生產(chǎn)性投資， 作為以盈利最大化為目標的“理性經(jīng)濟人”， 在缺乏外部壓力的情況下， 企業(yè)不會主動進行污染治理。 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計旨在對屬地內(nèi)環(huán)境保護和資源開發(fā)情況進行監(jiān)督， 揭露并查處資源浪費、收益流失、環(huán)境污染等重點問題， 這加重了地區(qū)領(lǐng)導干部的資源環(huán)境治理壓力， 而領(lǐng)導干部在決策管理的過程中又將部分壓力直接轉(zhuǎn)移給屬地內(nèi)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)， 例如， 加大對屬地內(nèi)重污染企業(yè)的處罰力度和對污染治理企業(yè)的環(huán)保補助力度， 從而提高“三高”型產(chǎn)業(yè)的生存成本和準入門檻， 使生產(chǎn)要素從傳統(tǒng)“三高”行業(yè)流向“低污染、低能耗、高附加值”的第三產(chǎn)業(yè)， 促進地區(qū)綠色經(jīng)濟績效的提高。

經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)是指， 經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)各要素數(shù)量與聯(lián)結(jié)關(guān)系的比例。 經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的有效轉(zhuǎn)化能大幅提升經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力， 而實現(xiàn)長時間內(nèi)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的前提就是構(gòu)建合理的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)及各要素之間的均衡增長[7] 。 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的市場拉動效應正是通過投資—消費傳導機制調(diào)整地區(qū)經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)， 相對增加第三產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻， 從而實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。 從投資傳導機制來看， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計提高了“三高”產(chǎn)業(yè)的生存成本及準入門檻， 其作為外部驅(qū)動力促使要素由傳統(tǒng)“三高”產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移， 倒逼地區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。 從消費傳導機制來看， 隨著地區(qū)內(nèi)領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對污染型企業(yè)管制力度的加大， 消費者會相應地調(diào)整消費結(jié)構(gòu)， 增加對節(jié)能環(huán)保型產(chǎn)品的消費。 而消費需求的轉(zhuǎn)變必然引起市場內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整， 使企業(yè)將投資重點轉(zhuǎn)向新興產(chǎn)業(yè)， 實現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)的市場份額和產(chǎn)值同比增長; 但是資本回撤的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)只能進一步縮小生產(chǎn)規(guī)模， 減少市場份額。 由此會進一步刺激市場的投資風向轉(zhuǎn)變， 使資本大范圍從傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)撤出， 流向新興行業(yè)， 形成一個資金流慣性， 由此實現(xiàn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化升級。

在需求和投資傳導機制引發(fā)的資源轉(zhuǎn)移和市場拉動過程中會產(chǎn)生相關(guān)的利益群體， 包括企業(yè)和地區(qū)黨政負責人。 為了確保長期收益， 相關(guān)利益群體會不斷維持和強化現(xiàn)有的制度。 比如地區(qū)領(lǐng)導干部為了維持地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展， 會引導居民的綠色消費模式和企業(yè)的投資方向， 促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。 企業(yè)為了保持利潤增長紅利， 會增加員工報酬并積極營造健康綠色的生活環(huán)境， 由此提高綠色消費的增長， 而綠色消費的增長又會拉動企業(yè)對環(huán)保型產(chǎn)業(yè)的投資， 當形成規(guī)模效應時便會帶來路徑依賴。 即對消費者而言， 收入的增加使其對當下的綠色消費模式產(chǎn)生慣性和依賴， 推動當?shù)亍暗臀廴?、低能耗、高附加值”新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展， 構(gòu)建起“收入增加——消費慣性增強——產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新”的循環(huán)路徑; 對于企業(yè)而言， 綠色消費需求的激增使得創(chuàng)新投資獲得較高的利潤回報， 會進一步增加對“低污染、低能耗、高附加值”行業(yè)的投資和對員工的利潤分配， 形成“消費需求增加——投資慣性增強——企業(yè)創(chuàng)新”的循環(huán)路徑。 兩條路徑相互作用、相互影響， 推動著地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上理論分析， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

H2： 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點的實施會顯著抑制地區(qū)經(jīng)濟的粗放式增長。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2013年十八屆三中全會首次提出探索實施“領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計”（領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計）， 2014年審計署帶領(lǐng)各省份開始逐步探索。 2014年山東、湖北、內(nèi)蒙古等10個省份率先開始試點， 2015年浙江、安徽等6個省份開始推行領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點工作， 2016年北京、云南等大部分地區(qū)逐步落實相關(guān)試點工作， 至2017年年底， 全國各個地區(qū)開始普遍推行領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計。 將領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點看作一個準自然實驗， 本文以2008 ～ 2017年作為樣本研究區(qū)間， 探索領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。

本文對樣本數(shù)據(jù)進行如下篩選： ①為了進行縱向?qū)Ρ龋?將樣本區(qū)間向前延伸至2008年; 由于2019年《中國統(tǒng)計年鑒》僅公示了2017年相關(guān)非期望產(chǎn)出指標且該項試點工作于2017年全面展開， 因此將樣本數(shù)據(jù)區(qū)間向后延伸至2017年。 ②西藏地區(qū)部分年份數(shù)據(jù)缺失， 為了保證數(shù)據(jù)的完整性， 剔除了西藏的相關(guān)數(shù)據(jù)， 僅采用30個省市的數(shù)據(jù)進行研究。 ③為了保證數(shù)據(jù)的清潔性，參考已有研究[2] 的做法，刪除了2017年試點地區(qū)。

各地區(qū)開展領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點的數(shù)據(jù)來源于各地方政府網(wǎng)站及其審計廳（局）網(wǎng)站， 具體見表1。

本文研究所用的屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標GTFP（綠色全要素生產(chǎn)率）是以非徑向EBM方向性距離的GML指數(shù)為基礎(chǔ)， 利用MaxDEA軟件測算得出， 其具體的計量方式如下文所述。 同時， 其測算的各項指標及其他協(xié)變量數(shù)據(jù)均源于相應年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量與模型設(shè)計

1. 被解釋變量。 綠色全要素生產(chǎn)率（GTFP）的計算涵蓋了勞動、資本、能源等生產(chǎn)要素投入以及期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出等指標， 這與十九大報告提出的高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵相符， 同時符合領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的目標。 現(xiàn)有關(guān)于綠色全要素生產(chǎn)率測度方面的文獻， 大多采用將非期望產(chǎn)出納入效率測度分析的SBM模型， 但SBM模型無法處理徑向和非徑向同時存在等問題。 所以， 本文參考紀建悅等[12] 的研究， 以兼顧徑向和非徑向的非混合參數(shù)徑向的EBM（Epsilon-Based Measure）模型， 結(jié)合GML（Global Malmquist-Luenberger）指數(shù)， 利用MaxDEA 軟件， 測算得到 2008 ～ 2017 年全國30個省份的GTFP。

具體模型構(gòu)建步驟如下： 假設(shè)有k個單元， 每個單元有m種投入、n種期望產(chǎn)出和l種非期望產(chǎn)出， 則：

分別表示第i個投入指標、第j個期望產(chǎn)出指標、第z個非期望產(chǎn)出指標的權(quán)重和松弛量， 0≤ε≤1。

然后結(jié)合GML指數(shù)測算得出GTFP， 以下為GML指數(shù)計算公式：

GMLt，t+1（xt，yt，bt，xt+1，yt+1，bt+1）

[=? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?]? ? ? ? （2）

上式中， x、y、b 分別為投入指標、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出指標， EG，t+1表示在t+1期的全局效率值。 投入指標中： 勞動力投入指標采用各個地區(qū)年末就業(yè)人數(shù)來衡量; 能源投入選用各個地區(qū)的能源消耗總量來計算; 資本投入則采用以1978年為基期進行價格因素平減后得到的城市資本存量水平表示[13] 。 產(chǎn)出指標中： 用以1978年為基期、利用平減指數(shù)得到的實際GDP作為期望產(chǎn)出的衡量指標; 非期望產(chǎn)出則參考已有文獻， 選取工業(yè)廢水排放量、二氧化硫排放量和化學需氧量、固體廢棄物排放量相關(guān)數(shù)據(jù)， 并利用熵值法得到環(huán)境污染綜合指數(shù)進行度量[14] 。

為了進一步研究領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計在促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升的同時能夠抑制僅追求GDP增長的粗放式經(jīng)濟增長模式， 本文參考鄭石橋、許玲玲[6] 的研究， 將各地區(qū)名義GDP總值以1978年為基期進行折算、消除價格波動影響后的實際GDP總值取自然對數(shù)進行平滑得到的LnGdp作為地區(qū)經(jīng)濟增長的衡量指標， 說明領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟粗放增長的抑制作用。

2. 解釋變量。 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點地區(qū)變量（Treat）： 若所在地實施了領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點Treat取值為1， 否則取值為0。 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點開展時間虛擬變量（Post）： 該地區(qū)開展該項審計試點后Post取值為1， 否則取值為0。

3. 控制變量。 創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Ino）以地區(qū)人均國內(nèi)三種專利申請授權(quán)數(shù)的自然對數(shù)來衡量。 經(jīng)濟學家熊彼特提出經(jīng)濟發(fā)展是由創(chuàng)新推動的[15] 。 鄭石橋、許玲玲[6] 也提出創(chuàng)新產(chǎn)出水平是提高經(jīng)濟質(zhì)量的關(guān)鍵要素。 本文認為提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平， 重視創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟成果， 在一定程度上能夠提升地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)出質(zhì)量， 從而促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。 政府干預（Gov）用地區(qū)政府財政預算內(nèi)支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量。 政府是推動經(jīng)濟發(fā)展的中堅力量。 政府支出包括民生、消費、生產(chǎn)、環(huán)保等若干方面， 政府通過專項資金的投入， 把控和引導經(jīng)濟發(fā)展的方向和方式， 由此政府支出會對經(jīng)濟增長模式和增長質(zhì)量產(chǎn)生一定的影響[16] 。 中央環(huán)保督查（EPI）是國家建設(shè)生態(tài)文明的主要監(jiān)察和監(jiān)督方式， 2016年經(jīng)黨中央、國務院批準， 國家第一批中央環(huán)境保護督察工作全面啟動。 環(huán)保部代表中央、國務院對各地區(qū)黨委及領(lǐng)導干部開展資源環(huán)境保護情況進行督查， 著力解決環(huán)境問題、落實環(huán)境保護主體責任， 從而實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[2] 。 具體中央環(huán)保監(jiān)察批次及時間數(shù)據(jù)來源于生態(tài)環(huán)境部網(wǎng)站。

固定資產(chǎn)投資增長率（Far）用地區(qū)當年固定資產(chǎn)投資額相對于上年增長的比率來衡量。 投資是拉動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的三駕馬車之一， 其中固定資產(chǎn)投資更可以增加預期經(jīng)濟產(chǎn)出， 增加即期與遠期經(jīng)濟增量[6] 。 較高的固定資產(chǎn)投資或者說固定資產(chǎn)投資反映的高資本形成率可以推動經(jīng)濟的大幅增長[17] 。 對外開放度（Tras）是地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值， 地區(qū)對外開放程度通過產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)集聚效應、技術(shù)知識溢出效應和學習效應等作用于城市的經(jīng)濟產(chǎn)出[18] ， 從而影響地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。 而且， 在全球化背景下， 對外開放更是國家和地區(qū)健康、快速發(fā)展所不可或缺的[19] 。

各變量的具體定義及計算方式如表2所示。

4. 模型設(shè)計。 自黨的第十八屆三中全會提出對領(lǐng)導干部實行自然資源資產(chǎn)離任審計以來， 全國各地分階段、分步驟開始試點工作， 如表1所示。 本文將試點工作看作一個準自然實驗， 檢驗領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響， 并建立以下模型：

GTFP=α0+α1Treati+α2Posti，t+α3Treati×

Posti，t+α4Gov+α5EPI+α6Far+α7Tras+α8Ino+ε? ?（3）

模型（3）中， 本文主要關(guān)注啞變量的交乘項Treat×Post的系數(shù)， 其表示領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計實施前后實驗組和對照組在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平方面存在的差異。 若交乘項系數(shù)α3顯著為正， 則本文假設(shè)成立， 說明領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠有效促進屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

此外， 為了驗證領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計將屬地內(nèi)資源消耗、環(huán)境污染等情況納入對領(lǐng)導干部績效考核范圍內(nèi)， 會使得領(lǐng)導干部放棄追求GDP高速增長的粗放式增長模式， 進而轉(zhuǎn)向經(jīng)濟與資源環(huán)境協(xié)同發(fā)展的高質(zhì)量發(fā)展模式， 本文采用模型（4）進一步研究領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對經(jīng)濟粗放式增長的抑制作用。

LnGdp=β0+β1Treati+β2Posti，t+β3Treati×Posti，t+

β4Gov+β5EPI+β6Far+β7Tras+β8Ino+?? ?（4）

模型（4）中， 主要關(guān)注啞變量的交乘項Treat×Post的系數(shù)， 該系數(shù)表示領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計實施前后實驗組和對照組在經(jīng)濟發(fā)展水平方面存在的差異。 若β3顯著為負， 則表明領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠有效抑制地區(qū)經(jīng)濟的粗放式增長。 模型中其余各變量的具體解釋詳見表2。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3報告了基本變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 從Panel A 來看： 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標綠色全要素生產(chǎn)率的平均值為1.002， 標準差為0.031， 說明數(shù)據(jù)相對集中， 波動性較小; 試點地區(qū)事件虛擬變量Treat的平均值為0.347， 說明在全樣本中， 試點地區(qū)大概占34.7%; 地區(qū)經(jīng)濟增長的平均值為9.553， 標準差為0.846， 說明地區(qū)經(jīng)濟增長水平存在較大的差異; 政府干預的均值為0.232， 標準差為0.091， 表明各地區(qū)政府干預力度相差不大; 中央環(huán)保督查均值為0.097， 說明全國范圍內(nèi)中央環(huán)保督查試點地區(qū)占比僅為9.1%; 各地區(qū)固定資產(chǎn)投資增長率均值、創(chuàng)新產(chǎn)出水平均值、對外開放度均值分別為18.4%、9.564和15.164， 且各標準差均相對較小， 表明數(shù)據(jù)波動性較小。 從Panel B和Panel C來看： 試點地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率的均值分別為1.009和0.998， 均值差異不大; 地區(qū)經(jīng)濟增長的均值分別為9.989和9.310， 存在略微的差異; 而試點地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出水平、對外開放度和固定資產(chǎn)投資增長率等變量的均值均大于非試點地區(qū)且高于全樣本。

（二）單變量分析

本文針對試點地區(qū)、非試點地區(qū)， 以及試點地區(qū)試點前后對關(guān)鍵變量綠色全要素生產(chǎn)率作兩兩均值差異檢驗和Mann-Whitney U檢驗， 其檢驗結(jié)果如表4所示。 從表4 Panel A中可以看出， 試點地區(qū)和非試點地區(qū)以非徑向SBM模型計算得到的綠色全要素生產(chǎn)率均值和中位數(shù)差異均不顯著， 以非混合參數(shù)徑向EBM模型和以方向性距離函數(shù)模型DDF計算得到的綠色全要素生產(chǎn)率， 其均值和中位數(shù)均在5%的水平上顯著。 同時， 試點地區(qū)和非試點地區(qū)經(jīng)濟增長水平的均值差異和中位數(shù)差異均在1%的置信水平上通過t檢驗。 從Panel B來看， 試點地區(qū)在開展試點前后以非徑向SBM模型計算得到的綠色全要素生產(chǎn)率， 其均值和中位數(shù)存在5%置信水平上的顯著差異。 同時， 試點地區(qū)在開展試點前后以非混合參數(shù)徑向EBM模型和以方向性距離函數(shù)模型DDF計算得到的綠色全要素生產(chǎn)率， 其均值均在10%的水平上顯著; 試點地區(qū)在開展試點前后經(jīng)濟增長的均值和中位數(shù)在1%的置信水平上存在顯著差異。

以上分析基本說明了試點地區(qū)在開展領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點后， 其屬地的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平存在顯著差異。

（三）相關(guān)系數(shù)檢驗

表5列示了各變量的pwcorr相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果， 除創(chuàng)新產(chǎn)出水平、對外開放度和地區(qū)經(jīng)濟增長外， 其他變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.5。 此外， 本文計算了各變量的方差膨脹因子VIF值， 驗證了本文所選用的變量不存在嚴重的多重共線性問題。

（四）雙重差分回歸分析

1. 平行趨勢檢驗。 為了保證實驗組和對照組在這一政策頒布前具有可比性， 本文對主回歸和穩(wěn)健性檢驗中所采用的綠色全要素生產(chǎn)率的測算指標進行平行趨勢檢驗， 檢驗結(jié)果如表6所示。 GTFP-EBM、GTFP-DDF和LnGdp均在1%的置信水平上通過平行趨勢檢驗， GTFP-SBM1在10%的置信水平上通過了平行趨勢檢驗， 這表明本文所選擇的實驗組和對照組在領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計試點實施前具有一定的可比性。

2. 回歸分析。 為了檢驗領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用以及對經(jīng)濟粗放式增長的抑制作用， 本文對上述模型進行回歸， 其結(jié)果如表7所示。 第（1）、（2）列表示領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展促進作用的檢驗結(jié)果： 在不加其他變量的情況下， 交互項的回歸系數(shù)為0.027， 在1%的置信水平上顯著為正; 加入控制變量后， 交互項的回歸系數(shù)為0.023， 在5%的置信水平上顯著為正， 證明了H1。 基于此結(jié)果， 可認為領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠有效促進屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。 第（3）列檢驗了領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟粗放式增長的抑制作用， 其交互項的回歸系數(shù)為-0.100， 在5%的置信水平上顯著為負， 證明了H2， 表明領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠有效抑制屬地經(jīng)濟的粗放式增長。

（五）穩(wěn)健性檢驗

在前述基本回歸模型（3）中， 本文用GTFP-EBM衡量屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 為了保證結(jié)論的充分性， 本文選擇以下幾種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

以非徑向SBM方向性距離函數(shù)模型的ML指數(shù)為基礎(chǔ)測算得到GTFP-SBM作為屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標， 檢驗領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計是否會有效提升屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。 其中， SBM非徑向模型參考上文， 將EBM模型中ε取值固定為1， 各項投入、期望產(chǎn)出與非期望產(chǎn)出指標的衡量如前文所述， ML指數(shù)計算公式如下所示：

MLt，t+1（xt，yt，bt;xt+1，yt+1，bt+1）

參考協(xié)天紫光等[20] 的研究， 在用非徑向SBM方向性距離函數(shù)模型的ML指數(shù)測算綠色全要素生產(chǎn)率時， 采用二氧化碳作為非期望產(chǎn)出指標， 計算得到GTFP-SBM1來替換前述經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標。 在DEA框架下用考慮非期望產(chǎn)出的方向性距離函數(shù)DDF， 并結(jié)合GML生產(chǎn)率指數(shù)測算得到綠色全要素生產(chǎn)率GTFP-DDF[20] 。 改變回歸模型， 直接通過面板數(shù)據(jù)進行OLS回歸。 進行安慰劑檢驗。 在2008 ～ 2017年間， 地區(qū)可能存在其他方面的改革， 以及地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的自然提高， 這些因素都可能對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要的影響。 為了排除其他政策效應的影響， 本文以下述方法進行安慰劑檢驗： ①隨機指定七個省份為試點省份; ②設(shè)置代理變量（Treat_P）， 當企業(yè)位于被隨機指定的試點省份時， Treat_P取1， 否則取0; ③將Treat_P替換主回歸模型中的Treat進行回歸分析， 結(jié)果并不顯著， 證偽檢驗基本可以排除 7個試點省份綠色全要素生產(chǎn)率的提高是受到同窗口期的其他全國性政策的影響。

穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表8中第（1） ～ （5）列所示， 更換非期望產(chǎn)出的用SBM模型測算得到的GTFP-SBM1與時間虛擬變量和政策干預虛擬變量交互項的回歸系數(shù)為0.019， 在10%的置信水平上顯著為正; 以非徑向SBM方向性距離函數(shù)模型的ML指數(shù)為基礎(chǔ)測算得到GTFP-SBM與交互項的回歸系數(shù)為0.038， 并在1%的置信水平上顯著為正; 以方向性距離函數(shù)模型DDF， 結(jié)合GML指數(shù)測算得到GTFP-DDF與交互項的回歸系數(shù)為0.038， 并在1%的置信水平上顯著為正。 此外， 面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果顯示GTFP-SBM與交互項的回歸系數(shù)為0.054， 并在1%的置信水平上顯著為正。 由此， 充分驗證了H1， 即領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計可以有效促進屬地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

此外， 在基本回歸模型（4）中， 本文用地區(qū)實際Gdp總值的自然對數(shù)作為經(jīng)濟增長的衡量指標檢驗了領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對地區(qū)經(jīng)濟粗放式增長的抑制作用。 為了保證其檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性， 本文采用以下兩種方式進行檢驗： 更換模型， 采用OLS回歸; 用地區(qū)實際人均Gdp（Gdprj）代替Gdp總量作為經(jīng)濟增長的衡量指標進行回歸， 其結(jié)果如第（6）、（7）列所示， 表明領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計能夠有效抑制地區(qū)經(jīng)濟的粗放式增長。

六、結(jié)論

領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的實質(zhì)是通過對屬地內(nèi)環(huán)境保護和資源開發(fā)情況進行監(jiān)督， 揭露并查處資源浪費、收益流失、環(huán)境污染等重點問題來實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。 本文以審計署2014年開展的領(lǐng)導干部自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一自然實驗為基礎(chǔ)， 利用2008 ～ 2017年地方層面綠色全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的衡量指標， 采用雙重差分模型檢驗了領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計對屬地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。 結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 相比于非試點地區(qū)， 領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計顯著提高了試點地區(qū)的綠色全要素生產(chǎn)率， 并有效抑制了地區(qū)經(jīng)濟的粗放式增長。

目前我國經(jīng)濟已從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段， 在這一新的歷史發(fā)展階段， 審計機關(guān)如何更好地履行審計監(jiān)督責任， 在資源環(huán)境保護和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展方面發(fā)揮積極作用成為關(guān)注的重點。 具體而言： 第一， 完善領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計評價指標體系。 評價指標構(gòu)建的科學合理性是領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計工作開展的前提， 動態(tài)、全面的評價指標體系有助于領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計工作的開展， 因此應以領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計目標為基礎(chǔ)， 結(jié)合相應的國際標準、國家相關(guān)法律法規(guī)和地方政策， 并在綜合考慮能源投入—產(chǎn)出比、地區(qū)污染指數(shù)等指標的基礎(chǔ)上完善評價指標的構(gòu)建。 第二， 建設(shè)專業(yè)的領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計人才隊伍。 自然資源審計這一新興的審計制度， 審計范圍廣、對象復雜、方法技術(shù)具有一定的專業(yè)性， 審計人員不僅需要具備傳統(tǒng)的審計方法和技術(shù)， 還應當具備大數(shù)據(jù)審計等專業(yè)知識， 因此必須加強自然資源審計方向的人才隊伍建設(shè)， 為領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計源源不斷地輸送人才。 第三， 健全領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計的獎懲機制， 這是領(lǐng)導干部資源環(huán)境責任審計質(zhì)量提高的關(guān)鍵。 健全審計機關(guān)和地方黨政領(lǐng)導干部就資源環(huán)境責任審計結(jié)果的審計責任、經(jīng)濟責任和績效責任問詢獎懲機制， 能夠有效加大各部門之間的協(xié)同合作力度， 發(fā)揮推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的聯(lián)動作用。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 韓梅芳，張琴，王瑋.環(huán)境審計、政府激勵約束機制與地方經(jīng)濟發(fā)展研究——基于自然資源資產(chǎn)負債表的構(gòu)建[ J].財會通訊，2015（22）：99 ～ 102+4.

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