自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源環(huán)境的影響剖析

馬志娟（教授），任樂祺，徐 杰，李小倩

一、引言

近年來，我國環(huán)境問題日益突出，經(jīng)濟(jì)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)，黨和國家從國家審計(jì)層面探索環(huán)境治理的新思路，充分發(fā)揮審計(jì)監(jiān)督的作用。2013年，十八屆三中全會(huì)通過《關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》并提出“探索編制自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)資產(chǎn)負(fù)債表，對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部實(shí)行自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)，建立生態(tài)環(huán)境損害責(zé)任終身追究制”。2015年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《開展領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)方案》（簡稱《方案》），圍繞領(lǐng)導(dǎo)干部履行自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)環(huán)境保護(hù)責(zé)任情況開展審計(jì)試點(diǎn)。2017年，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)《領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)規(guī)定（試行）》（簡稱《規(guī)定》），標(biāo)志著領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)正式進(jìn)入全面推開階段。

受人口增長、工業(yè)用水增加、水土流失等影響，我國水生態(tài)環(huán)境遭到嚴(yán)重破壞，水資源浪費(fèi)與水環(huán)境污染現(xiàn)象突出。根據(jù)水利部公布的中國水資源公報(bào)，我國人均水資源量遠(yuǎn)低于世界平均水平，且各產(chǎn)業(yè)的水資源利用效率與世界先進(jìn)水平有較明顯的差距。提高用水效率及水生態(tài)環(huán)境質(zhì)量關(guān)系到14億中國人的福祉，自然也是自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的重點(diǎn)。從2015年開展審計(jì)試點(diǎn)，到2018年全面推開，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)不論是在理論上，還是在實(shí)務(wù)上都有較快發(fā)展。但該項(xiàng)審計(jì)是否能夠改善水資源環(huán)境，發(fā)揮節(jié)約用水、減少水污染的作用？這是一個(gè)值得探討的問題。

基于此，本文選取2014～2019年我國293個(gè)城市的數(shù)據(jù)作為研究樣本，運(yùn)用雙重差分法（DID）實(shí)證檢驗(yàn)了領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量的影響，以期在一定程度上豐富自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)政策效果研究，為政府部門制定和完善相關(guān)政策提供借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)相關(guān)研究

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)是指審計(jì)機(jī)關(guān)依據(jù)相關(guān)法律法規(guī)對(duì)黨政主要領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)環(huán)境保護(hù)責(zé)任的履行情況進(jìn)行監(jiān)督評(píng)價(jià)。國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的研究主要從審計(jì)主體、客體、內(nèi)容、目標(biāo)、評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建及實(shí)踐方法等方面展開[1，2]。

近年來，一些學(xué)者開始從實(shí)證的角度檢驗(yàn)領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的政策效果。張琦、譚志東[3]利用實(shí)證方法檢驗(yàn)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的環(huán)境治理效應(yīng)；黃溶冰等[4]采用雙重差分模型估計(jì)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)空氣質(zhì)量改善的因果效應(yīng)；孫文遠(yuǎn)、孫媛媛[5]以我國31個(gè)省份作為樣本，實(shí)證研究該項(xiàng)審計(jì)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系。

（二）水資源環(huán)境的影響因素研究

水資源環(huán)境的影響因素一直是生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。我國水資源十分豐富，但人均占有量少、水患多且保護(hù)壓力大。眾多學(xué)者從水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量兩個(gè)方面研究影響我國水資源環(huán)境的主要因素。

我國幅員遼闊，不同地區(qū)的水資源利用效率也存在明顯差異。學(xué)者們認(rèn)為造成這種差異的主要原因有不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平、環(huán)境規(guī)制、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、水資源稟賦、工業(yè)布局、用水項(xiàng)目投資額與產(chǎn)業(yè)用水結(jié)構(gòu)等存在差異[6，7]。水環(huán)境質(zhì)量的研究主要從質(zhì)量基準(zhǔn)、標(biāo)準(zhǔn)和水污染物控制等方面入手[8]。我國各流域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水環(huán)境保護(hù)關(guān)系密切，水環(huán)境管理也是防治水污染的主要途徑。目前，我國應(yīng)對(duì)環(huán)境破壞、污染排放的治理工具仍是以命令控制型為主，例如對(duì)違規(guī)單位實(shí)行收費(fèi)和罰款。命令控制型工具具有行政強(qiáng)制性，減排效果好，但減排成本也較高。命令型管制不受污染本身的特征和空間等因素的影響，能快速完成治理目標(biāo)。我國作為處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國家，命令控制型工具對(duì)于提高污染治理效率仍然非常重要，必要的時(shí)候還需要加強(qiáng)控制并將傳統(tǒng)控制工具與其他政策工具組合使用以實(shí)現(xiàn)污染治理目標(biāo)。

綜上所述，學(xué)者們更多地關(guān)注自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)理論體系的構(gòu)建，且大多以規(guī)范研究為主，較少通過實(shí)證檢驗(yàn)相關(guān)政策效應(yīng)。同時(shí)，眾多學(xué)者對(duì)水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量的影響因素展開深入研究，卻鮮有研究考慮國家審計(jì)在水資源環(huán)境管理體系中發(fā)揮的作用。鑒于此，本文基于領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，探討領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源環(huán)境的政策影響，以期推動(dòng)該領(lǐng)域的后續(xù)研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

政府是生態(tài)文明制度的主要制定者和執(zhí)行者，在生態(tài)文明建設(shè)中發(fā)揮著決定性的引導(dǎo)作用。領(lǐng)導(dǎo)干部是受托環(huán)境責(zé)任的人格化主體。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)直接針對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部進(jìn)行審計(jì)，可切實(shí)推動(dòng)領(lǐng)導(dǎo)干部履行自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)文明建設(shè)責(zé)任?，F(xiàn)階段，生態(tài)文明建設(shè)實(shí)踐主要存在以下四個(gè)方面的問題：一是生態(tài)文明建設(shè)者對(duì)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)存在一定的認(rèn)知偏差，制約了生態(tài)文明制度體系的有效運(yùn)行；二是各級(jí)地方政府在落實(shí)中央生態(tài)文明制度的過程中，會(huì)因個(gè)人意識(shí)、專業(yè)認(rèn)知與利益訴求等因素，未能形成有效的本土化制度體系，造成地方政策實(shí)踐與中央政策設(shè)計(jì)脫耦；三是各級(jí)地方政府往往有選擇地執(zhí)行、遵循某些生態(tài)文明制度，而偏離另一些制度，導(dǎo)致地方政策實(shí)踐與生態(tài)文明建設(shè)政策成效的脫耦，使得生態(tài)文明建設(shè)未能實(shí)現(xiàn)預(yù)期目標(biāo)；四是生態(tài)文明制度監(jiān)督和反饋機(jī)制有待完善，特別是對(duì)各級(jí)地方政府生態(tài)文明建設(shè)工作的監(jiān)督與反饋需要進(jìn)一步加強(qiáng)。

根據(jù)國家審計(jì)的“免疫系統(tǒng)論”和國家審計(jì)功能的研究[9]，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)可通過發(fā)揮預(yù)防、揭示和建議三項(xiàng)基本功能，緩解上述問題。其中，預(yù)防功能通過生態(tài)文明績效評(píng)價(jià)考核的晉升激勵(lì)作用以及審計(jì)問責(zé)的直接威懾作用，提高領(lǐng)導(dǎo)干部生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí)，進(jìn)而間接加大政府環(huán)境規(guī)制力度。揭示功能通過監(jiān)督查錯(cuò)糾弊，揭露領(lǐng)導(dǎo)干部設(shè)計(jì)、執(zhí)行地方自然資源管理和環(huán)境保護(hù)制度的障礙、缺陷與管理漏洞，查出不合理利用自然資源、生態(tài)環(huán)境損害、環(huán)境監(jiān)管不力、環(huán)保資金違規(guī)使用等行為。建議功能針對(duì)存在的問題，從微觀到宏觀、從個(gè)體到一般、從局部到整體進(jìn)行深層次原因分析，提出審計(jì)建議，并在實(shí)施審計(jì)的過程中向相關(guān)職能部門進(jìn)行專業(yè)輸送與知識(shí)供給，彌補(bǔ)地方政府管理漏洞，健全制度體系建設(shè)。上述三項(xiàng)功能共同作用，產(chǎn)生協(xié)同效用，有利于合理開發(fā)、保護(hù)、利用自然資源以及實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境安全，助力可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，推動(dòng)生態(tài)文明建設(shè)。

根據(jù)資源環(huán)境價(jià)值理論，水資源具有廣泛的用途和極高的價(jià)值。但我國水資源短缺和水環(huán)境污染情況不容樂觀，嚴(yán)重威脅到我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。因此，水資源管理和水環(huán)境保護(hù)是我國生態(tài)文明建設(shè)的重點(diǎn)內(nèi)容。水環(huán)境審計(jì)是我國環(huán)境審計(jì)的核心主題，也是自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的一部分。對(duì)水資源資產(chǎn)和水環(huán)境質(zhì)量的查驗(yàn)則是自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的重點(diǎn)。

在預(yù)防功能作用下，領(lǐng)導(dǎo)干部受“晉升激勵(lì)”和“問責(zé)威懾”的影響，勢必承擔(dān)更大的水資源管理與水污染防治壓力。意識(shí)驅(qū)使行動(dòng)，領(lǐng)導(dǎo)干部為了在“晉升錦標(biāo)賽”中取得更大的優(yōu)勢以及避免環(huán)境問題追責(zé)，勢必會(huì)更加重視管轄區(qū)域內(nèi)的水權(quán)管理、水資源開發(fā)利用以及水環(huán)境保護(hù)工作，提升水資源利用效率與污水處理效率，加大相關(guān)水資源環(huán)保項(xiàng)目投入，進(jìn)而改善水資源環(huán)境。

在我國分權(quán)制度下，地方改革政策設(shè)計(jì)存在諸多問題，如政策過于模糊、政策沖突過大、與頂層設(shè)計(jì)過渡脫耦以及政策錯(cuò)誤等，都直接反映在環(huán)境政策措施的落實(shí)方面。地方水環(huán)境制度是地方政府將中央生態(tài)文明制度本土化的結(jié)果。在中央水資源管理與水環(huán)境保護(hù)政策指導(dǎo)下，地方領(lǐng)導(dǎo)干部根據(jù)地區(qū)水資源稟賦，因地制宜參與地方水資源環(huán)境政策設(shè)計(jì)、執(zhí)行工作，并指導(dǎo)環(huán)境職能部門開展相關(guān)工作。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)通過監(jiān)督地方領(lǐng)導(dǎo)干部設(shè)計(jì)、執(zhí)行、貫徹水資源政策制度的過程及其轄區(qū)相關(guān)水資源管理職能部門履職狀況，查實(shí)核驗(yàn)地方出臺(tái)的相關(guān)水資源管理規(guī)定，有效評(píng)價(jià)地方領(lǐng)導(dǎo)干部水資源環(huán)境責(zé)任的履職情況，揭示水資源管理與水污染防治工作中存在的問題以及相關(guān)體制的漏洞，并糾正地方政府水資源環(huán)境規(guī)制過程中所產(chǎn)生的偏差。

自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)可以發(fā)現(xiàn)地方政府水資源環(huán)境管理中存在的問題，進(jìn)而有的放矢地反饋給有關(guān)職能部門。在此基礎(chǔ)上，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的建議功能也能揭示水污染防治工作的不足與相關(guān)體制漏洞，分析水量與水質(zhì)變化趨勢，研究提高水資源利用效率與改善水污染防治管理情況的方法，因地制宜地提出改進(jìn)建議，強(qiáng)化政府水環(huán)境管理與水污染防治體系建設(shè)，從而提升水資源利用效率、強(qiáng)化水污染防治管理。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源利用效率與水環(huán)境質(zhì)量的作用機(jī)制如圖1所示。

圖1 自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)預(yù)防功能、揭示功能、建議功能作用路徑

綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1：自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)能夠提升水資源利用效率。

H2：自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施能改善水環(huán)境質(zhì)量。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文將2014～2019年作為樣本研究區(qū)間，選擇我國293個(gè)城市（包含除西藏之外的26個(gè)省份、自治區(qū)的地級(jí)市以及4個(gè)直轄市）的數(shù)據(jù)作為研究樣本。2015年是開展自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)的基準(zhǔn)年。在2015～2017年之間，我國部分城市陸續(xù)開展試點(diǎn)工作。各地區(qū)開展審計(jì)試點(diǎn)的信息來源于審計(jì)署網(wǎng)站、各省及自治區(qū)審計(jì)廳網(wǎng)站、各市審計(jì)局網(wǎng)站、《中國審計(jì)年鑒》以及媒體報(bào)道。三年間共有162個(gè)城市先后開展了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)，2015～2017年開展審計(jì)試點(diǎn)的城市數(shù)量分別是19、81和62個(gè)。

水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)來自各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國水資源公報(bào)》以及CSMAR數(shù)據(jù)庫。部分地級(jí)市的水資源環(huán)境數(shù)據(jù)存在缺失，部分缺失數(shù)據(jù)通過在各地自然資源局、生態(tài)環(huán)境局、水利局網(wǎng)站人工搜集整理的形式進(jìn)行補(bǔ)充。中央環(huán)保督察、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城市工業(yè)增加值、人口等數(shù)據(jù)均來源于各地統(tǒng)計(jì)年鑒、CSMAR數(shù)據(jù)庫、EPS數(shù)據(jù)庫以及手工搜集。為規(guī)避離群值帶來的影響，對(duì)連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。本文的數(shù)據(jù)處理、描述性統(tǒng)計(jì)以及實(shí)證檢驗(yàn)均使用統(tǒng)計(jì)軟件Stata 11.0完成。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。

（1）水資源利用效率（Effi）。水資源利用效率是反映水資源投入與產(chǎn)出關(guān)系的標(biāo)準(zhǔn)效率分析，關(guān)注如何利用有限的水資源創(chuàng)造更多的價(jià)值。本文采用DEA模型中的CCR模型來測度水資源利用效率。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的分析方法，本文將農(nóng)業(yè)用水量、工業(yè)用水量、生活用水量、用水總量作為投入指標(biāo)，將糧食產(chǎn)量、工業(yè)增加值、生活污水處理率、GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)。各指標(biāo)詳細(xì)情況見表1。

表1 水資源利用效率投入產(chǎn)出指標(biāo)

（2）水環(huán)境質(zhì)量（Qual）。本文通過構(gòu)建水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)體系，利用主成分分析法測算水環(huán)境質(zhì)量的綜合指數(shù)。參考已有研究以及地表水環(huán)境質(zhì)量標(biāo)準(zhǔn)，本文從水體污染、污染防治兩個(gè)維度構(gòu)建水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)體系。水體污染層面的指標(biāo)主要包括單位GDP化學(xué)需氧量、單位GDP氨氮總量、單位GDP生物需氧量、單位GDP廢水排放量，該類指標(biāo)通常反映水體受到有機(jī)污染的程度。污染防治層面的指標(biāo)包括生活污水日處理量、工業(yè)廢水日處理量、污水處理率、人均環(huán)保資金投入，該類指標(biāo)主要反映各地區(qū)水污染治理的投入和能力，詳見表2。

表2 水環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)體系

2.解釋變量。解釋變量包括審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)（Treat）和試點(diǎn)開展時(shí)間（Post）。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)于2013年提出，從2014年開始，我國部分城市陸續(xù)開展自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)，至2017年《規(guī)定》頒布，全國各省市將自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)確立為一項(xiàng)經(jīng)常性制度。如果某市開展了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)，則Treat取1，否則取0。同時(shí)，設(shè)置了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)開展時(shí)間的虛擬變量（Post），某市開展自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)后Post取值為1，開展試點(diǎn)之前Post取值為0。

3.控制變量?？刂谱兞恐饕ㄖ醒氕h(huán)保督察（Cei）、環(huán)境保護(hù)支出（Invest）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Struct）、地區(qū)水資源稟賦（Reso）、技術(shù)水平（Tech）、城鎮(zhèn)化率（Urban）。同時(shí)，本文控制年度固定效應(yīng)（Year）以及地區(qū)固定效應(yīng)（City）。具體變量定義見表3。

表3 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

由于自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)于2015～2017年在各個(gè)城市先后實(shí)施，故采用雙重差分模型，借鑒劉文軍等[10]與蔣秋菊等[11]的研究，分別構(gòu)建模型如下：其中：下標(biāo)i和t分別代表城市和年份；Controlit是相關(guān)控制變量；δi是城市固定效應(yīng)；γt是年份固定效應(yīng)；εit是隨機(jī)干擾項(xiàng)。

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示。水資源利用效率的最小值為0.249，最大值為1，差距較為明顯，且標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值較大，說明不同地區(qū)水資源利用效率存在明顯差異。水環(huán)境質(zhì)量（Qual）的均值為1.875，標(biāo)準(zhǔn)差為0.586，最小值為0.798，最大值為3.214，說明樣本地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量的整體水平有待提高，并且不同地區(qū)差異較大。解釋變量Treat的均值為0.184，說明只有18%的樣本地區(qū)開展了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)。Post均值為0.463，說明樣本中約有46%的城市處于實(shí)驗(yàn)區(qū)間。中央環(huán)保督察（Cei）均值為0.489，說明樣本城市中約有一半處于環(huán)保督察巡視期，中央環(huán)保督察第一輪一結(jié)束，第二輪就于2019年開始，覆蓋了我國大多數(shù)省份。環(huán)境保護(hù)支出（Invest）最大值為10.799，均值為2.668，說明我國整體環(huán)境保護(hù)支出水平較低，且不同地區(qū)因經(jīng)濟(jì)發(fā)展等各方面的差異，環(huán)境保護(hù)支出也大不相同。地區(qū)水資源稟賦（Reso）最小值為1.946，最大值為7.99，也反映了我國水資源分布的嚴(yán)重不平衡，不同地區(qū)水資源稟賦差異明顯。

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表5展示了變量之間的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果表明，水資源利用效率（Effi）與水環(huán)境質(zhì)量（Qual）顯著正相關(guān)，說明水資源利用和水環(huán)境保護(hù)密切相關(guān)，地方政府加大節(jié)約用水力度，提高水資源利用效率，同時(shí)也會(huì)更加注重水生態(tài)環(huán)境的保護(hù)狀況。因此，水資源利用效率高的地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量也較好。其余各個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，在可接受范圍內(nèi)，說明模型設(shè)定合理。

表5 相關(guān)性分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)是否存在多重共線性的問題，本文做了方差膨脹因子（VIF）分析。VIF最大值為3.75，模型VIF均值為2.17，各變量的VIF值均小于4，結(jié)果表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題（如表6所示）。

表6 方差膨脹因子檢驗(yàn)結(jié)果

（三）回歸分析

回歸分析的結(jié)果如表7所示。先檢驗(yàn)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)對(duì)水資源利用效率的影響。根據(jù)表7第（1）列的結(jié)果，Treat變量與水資源利用效率（Effi）無顯著關(guān)系，反映審計(jì)試點(diǎn)前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的水資源利用效率無顯著差異，符合平行趨勢。Post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明試點(diǎn)后，所有樣本地區(qū)的水資源利用效率都有所提高。Treat×Post的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明相對(duì)于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)地區(qū)水資源利用效率在審計(jì)試點(diǎn)后有顯著提升。這是因?yàn)樽匀毁Y源資產(chǎn)離任審計(jì)的開展對(duì)試點(diǎn)地區(qū)的領(lǐng)導(dǎo)干部產(chǎn)生了警示與激勵(lì)作用。較之以往，領(lǐng)導(dǎo)干部也更加重視水資源管理和水環(huán)境保護(hù)問題，嚴(yán)格落實(shí)最嚴(yán)格的水資源管理制度，加大節(jié)約用水宣傳力度、控制用水規(guī)模、提高水資源利用效率。此外，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)也糾正了審計(jì)過程中發(fā)現(xiàn)的一些用水不規(guī)范、水資源管理政策落實(shí)不到位等問題。因此，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)提高了試點(diǎn)地區(qū)水資源利用效率，H1得到了驗(yàn)證。

表7 審計(jì)試點(diǎn)與水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量的回歸結(jié)果

表7第（3）列展示了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)與水環(huán)境質(zhì)量的回歸結(jié)果。由表7可知，Treat與Qual的相關(guān)系數(shù)不顯著，Post的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，證明了試點(diǎn)前后，試點(diǎn)地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量存在差異。審計(jì)試點(diǎn)開展后，整體水環(huán)境質(zhì)量得到了提升，驗(yàn)證了H2。Treat×Post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明相對(duì)于非試點(diǎn)地區(qū)，試點(diǎn)地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量在審計(jì)試點(diǎn)后得到改善。其主要原因是開展自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)后，領(lǐng)導(dǎo)干部更加重視水環(huán)境保護(hù)，加強(qiáng)水污染防治工作。一方面，領(lǐng)導(dǎo)干部要求各職能部門責(zé)任主體嚴(yán)格履職防范水污染問題，加大水污染治理投入，降低管轄區(qū)內(nèi)水環(huán)境污染的綜合指標(biāo)；另一方面，政府也會(huì)加強(qiáng)對(duì)企業(yè)的監(jiān)管，嚴(yán)格控制企業(yè)的污水排放標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)違規(guī)排放的企業(yè)實(shí)施嚴(yán)厲的處罰。

為了揭示自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源利用效率和水環(huán)境保護(hù)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，引入Year2015、Year2016、Year2017變量，分別在2015年、2016年和2017年取值為1，其他年份取值為0，然后將其與Treat作交互項(xiàng)。結(jié)果如第（2）、（4）列所示，對(duì)于水資源利用效率，Treat×Year2015的系數(shù)不顯著，Treat×Year2016和Treat×Year2017的系數(shù)顯著為正。對(duì)于水環(huán)境質(zhì)量，Treat×Year2015和Treat×Year2016的系數(shù)均不顯著，而Treat×Year2017的系數(shù)顯著為正。這表明自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源利用效率的提升以及水環(huán)境保護(hù)的強(qiáng)化效應(yīng)具有遞增的效果。綜上，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)改善了地區(qū)水資源環(huán)境，且這種效應(yīng)呈現(xiàn)遞增的時(shí)間趨勢。

（四）進(jìn)一步研究

1.自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)全面推行后的單變量檢驗(yàn)。2017年是自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)全面推行的基準(zhǔn)年。為檢驗(yàn)離任審計(jì)全面推行后是否能對(duì)我國整體的水資源環(huán)境帶來一定影響，本文設(shè)置時(shí)間虛擬變量，對(duì)水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行單變量分析。以2017年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)，將樣本劃分為2017年之前（2014～2017年）和2017年之后（2018～2019年）。對(duì)樣本地區(qū)離任審計(jì)全面推行前后階段分別做兩兩均值T檢驗(yàn)和Mann-Whitney檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

從表8Panel A和Panel B可以看出，樣本地區(qū)在離任審計(jì)全面推行前后，水資源利用效率（Effi）和水環(huán)境質(zhì)量（Qual）的均值和中位數(shù)均在1%的水平上呈現(xiàn)顯著差異。2017年之后，樣本地區(qū)Effi的均值提高了0.118，中位數(shù)提高了0.126，且均在5%的水平上顯著，Qual的均值提高了0.098，中位數(shù)提高了0.095，且均在10%的水平上顯著。這說明自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的全面推行對(duì)水資源利用效率的提高和水環(huán)境質(zhì)量的改善起到了積極的作用。

表8 自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)全面推行前后的差異檢驗(yàn)

2.水資源稟賦的不同影響。我國水資源在時(shí)空分布上不均衡，在地域上呈現(xiàn)南方多、北方少、東部多、西部少的局面。水資源稟賦的差異也會(huì)對(duì)水資源利用效率產(chǎn)生影響，不同地區(qū)政府會(huì)根據(jù)當(dāng)?shù)厮Y源的豐富程度制定相關(guān)水資源管理制度以滿足當(dāng)?shù)氐挠盟枨?。有研究表明，相?duì)于水資源豐富的地區(qū)，水資源較為貧乏的地區(qū)會(huì)更加重視節(jié)約用水，杜絕水資源浪費(fèi)現(xiàn)象，水資源的利用效率也會(huì)相對(duì)提高。對(duì)于水資源貧乏的地區(qū)，水資源的合理開發(fā)、利用和保護(hù)更能引起社會(huì)各界的共同關(guān)注，水資源管理制度的考核也更為嚴(yán)格。而自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)水資源的合理開發(fā)利用提出更高的要求。水資源貧乏地區(qū)的領(lǐng)導(dǎo)干部往往對(duì)水資源和水環(huán)境的話題更加敏感。因此，相對(duì)于水資源豐富的地區(qū)，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)更能促進(jìn)水資源貧乏地區(qū)水資源利用效率的提升。為了檢驗(yàn)上述推測，本文按照水資源豐富程度對(duì)樣本進(jìn)行劃分，鑒于我國南北水資源稟賦的差異，將樣本城市劃分為南方城市和北方城市兩組，劃分的標(biāo)準(zhǔn)是我國秦嶺—淮河的南北分界線，并分別對(duì)兩組樣本進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表9第（1）、（2）列所示?？梢钥闯?，南方城市樣本中Treat×Post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，北方城市樣本中Treat×Post的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且數(shù)值大于南方城市組，驗(yàn)證了上述假設(shè)。

3.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同影響。地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不同，環(huán)境污染的水平也不盡相同。偏重于工業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更容易導(dǎo)致地區(qū)污染水平的上升。對(duì)于水生態(tài)環(huán)境而言，工業(yè)污水的違規(guī)排放是最嚴(yán)重的污染源之一。工業(yè)污水中含有大量重金屬、化學(xué)污染物，未經(jīng)有效處理便排放工業(yè)污水至河流湖泊會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)厮鷳B(tài)環(huán)境造成惡劣影響。因此，重工業(yè)地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部受到自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)“預(yù)警”效應(yīng)的影響更大。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)更能提高偏重于工業(yè)產(chǎn)業(yè)地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部的生態(tài)環(huán)境責(zé)任意識(shí)，政府整治水環(huán)境污染、加強(qiáng)水環(huán)境保護(hù)的成效也更為明顯。為檢驗(yàn)上述假設(shè)，將樣本城市依據(jù)不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)劃分為工業(yè)地區(qū)和其他地區(qū)兩組，分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表9第（3）、（4）列所示。Treat×Post的系數(shù)在其他地區(qū)樣本中不顯著，而在工業(yè)地區(qū)樣本中，該系數(shù)在10%的水平上顯著為正，驗(yàn)證了上述假設(shè)。

表9 不同水資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)下的檢驗(yàn)結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）平行趨勢檢驗(yàn)

在離任審計(jì)試點(diǎn)政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量要維持平行的時(shí)間趨勢。借鑒Li等[12]的實(shí)踐研究法（Event Study）進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)。被解釋變量為水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量，關(guān)鍵解釋變量為樣本城市在審計(jì)試點(diǎn)政策實(shí)施之前3年內(nèi)的空窗期變量，引入Treat×Year2011、Treat×Year2012和Treat×Year2013作為空窗期變量。分別在2011年、2012年和2013年取值為1，其他年份取值為0。結(jié)果顯示，關(guān)鍵解釋變量的系數(shù)都不顯著，說明在自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)開展前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組城市的水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量無顯著差異，滿足平行趨勢檢驗(yàn)。

（二）增加控制變量

為進(jìn)一步檢驗(yàn)基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，采用增加控制變量的方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。增加的控制變量包括財(cái)政壓力（Pres）、進(jìn)出口需求（Trade）、人口總數(shù)（People）和地區(qū)法制化程度（Law）。地方政府的財(cái)政壓力會(huì)影響政府投資，采用財(cái)政預(yù)算收入減去財(cái)政預(yù)算支出的差與GDP的比值來衡量財(cái)政壓力。進(jìn)出口需求對(duì)水資源利用效率有顯著的正向影響，進(jìn)口產(chǎn)品與水資源利用具有替代作用，當(dāng)進(jìn)口產(chǎn)品中高水耗產(chǎn)品較多時(shí)，國內(nèi)水資源消耗較大的產(chǎn)業(yè)面臨國際競爭大、市場選擇多的壓力，此時(shí)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)中的水資源利用效率成為產(chǎn)業(yè)淘汰的重要標(biāo)準(zhǔn)。企業(yè)有動(dòng)力通過提高水資源利用效率來降低生產(chǎn)成本以取得競爭優(yōu)勢。人口總數(shù)亦是影響水資源利用效率的關(guān)鍵指標(biāo)，人口稠密地區(qū)的水資源消耗量大，但人口眾多所帶來的產(chǎn)業(yè)集中化也能提高水資源的利用效率。一個(gè)地區(qū)的法制化環(huán)境在一定程度上也會(huì)影響政府執(zhí)法行為，本文采用2018年市場化程度指標(biāo)中的維護(hù)市場的法制環(huán)境指數(shù)來衡量[13]。結(jié)果顯示，Treat×Post的系數(shù)仍顯著為正，與基本回歸分析結(jié)果一致。

（三）傾向得分匹配

本部分檢驗(yàn)在建立雙重差分模型之前，先使用傾向得分匹配法（PSM）為處理組匹配相應(yīng)的對(duì)照組，具體過程如下。首先，借鑒黃溶冰等[4]的做法，選擇自然地理特征和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為協(xié)變量。其次，利用Logit模型計(jì)算傾向得分。再次，使用最近鄰匹配法，從未進(jìn)行審計(jì)試點(diǎn)的城市選取一對(duì)一匹配樣本。最后，采用共同支撐（Common Support）假定檢驗(yàn)匹配樣本的平衡性，刪除不滿足共同支撐的觀測值。完成上述PSM過程之后，使用DID模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，研究結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，說明本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

七、結(jié)論與建議

本文選取2014～2019年我國293個(gè)城市為研究樣本，根據(jù)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)這一政策事件，實(shí)證檢驗(yàn)審計(jì)試點(diǎn)對(duì)試點(diǎn)地區(qū)水資源利用效率以及水環(huán)境質(zhì)量的影響，在一定程度上拓展了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的研究視角，豐富了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的政策效果研究，為制定和完善相關(guān)政策提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文研究發(fā)現(xiàn)：自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)提升了水資源利用效率，并且這種效應(yīng)在水資源相對(duì)稀缺的北方地區(qū)更為明顯；同時(shí)，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)提高了水環(huán)境質(zhì)量，并且這種效應(yīng)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏工業(yè)化的地區(qū)更為明顯。以上發(fā)現(xiàn)揭示了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)在水資源的合理開發(fā)、利用和保護(hù)過程中發(fā)揮的積極作用，對(duì)于加強(qiáng)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的結(jié)果應(yīng)用、促進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)干部履行水資源管理和水環(huán)境保護(hù)責(zé)任、完善水資源管理制度均具有重要的實(shí)踐意義。

基于上述結(jié)論，本文提出如下建議：一是加強(qiáng)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的結(jié)果應(yīng)用，完善審計(jì)結(jié)果公告制度，定期披露水資源環(huán)境信息，健全重大水生態(tài)環(huán)境事故報(bào)告制度，構(gòu)建水資源環(huán)境信息共享平臺(tái)，推動(dòng)信息公開透明，健全環(huán)保信息評(píng)價(jià)機(jī)制；二是加大將水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量作為政績考核的權(quán)重，把提高水資源利用效率和改善水環(huán)境質(zhì)量的相關(guān)指標(biāo)作為考察政府官員政績的一個(gè)重要影響因子，建立健全環(huán)境責(zé)任問責(zé)機(jī)制；三是地方政府應(yīng)該高度重視并積極配合自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)工作，充分落實(shí)審計(jì)整改工作，健全水資源環(huán)境管理體制和組織機(jī)構(gòu)，遵從開發(fā)與保護(hù)并重、水量和水質(zhì)統(tǒng)一管理以及效益最優(yōu)的原則，強(qiáng)化部門聯(lián)動(dòng)監(jiān)督，全面落實(shí)水污染防治工作。