自然資源資產(chǎn)離任審計對水資源環(huán)境的影響剖析

馬志娟 任樂祺 徐杰 李小倩

【摘要】在深入闡述自然資源資產(chǎn)離任審計“免疫系統(tǒng)”功能作用機制的基礎(chǔ)上， 實證探究審計機關(guān)開展該項審計對領(lǐng)導(dǎo)干部管轄地區(qū)水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 自然資源資產(chǎn)離任審計提高了水資源利用效率與水環(huán)境質(zhì)量， 并且這種效應(yīng)分別在水資源相對稀缺的北方地區(qū)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏工業(yè)化的地區(qū)更為明顯; 自然資源資產(chǎn)離任審計的全面推行進一步提高了我國水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量。

【關(guān)鍵詞】自然資源資產(chǎn)離任審計;水資源利用效率;水環(huán)境質(zhì)量;環(huán)境規(guī)制

【中圖分類號】F239? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）06-0088-8

一、引言

近年來， 我國環(huán)境問題日益突出， 經(jīng)濟社會的可持續(xù)發(fā)展面臨挑戰(zhàn)， 黨和國家從國家審計層面探索環(huán)境治理的新思路， 充分發(fā)揮審計監(jiān)督的作用。 2013年， 十八屆三中全會通過《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)離任審計資產(chǎn)負債表， 對領(lǐng)導(dǎo)干部實行自然資源資產(chǎn)離任審計， 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)離任審計試點方案》（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)境保護責(zé)任情況開展審計試點。 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)離任審計試點正式進入全面推開階段。

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， 我國人均水資源量遠低于世界平均水平， 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)離任審計的重點。 從2015年開展審計試點， 到2018年全面推開， 自然資源資產(chǎn)離任審計不論是在理論上， 還是在實務(wù)上都有較快發(fā)展。 但該項審計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？這是一個值得探討的問題。

基于此， 本文選取2014 ～ 2019年我國293個城市的數(shù)據(jù)作為研究樣本， 運用雙重差分法（DID）實證檢驗了領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計對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、文獻綜述

（一）自然資源資產(chǎn)離任審計相關(guān)研究

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計是指審計機關(guān)依據(jù)相關(guān)法律法規(guī)對黨政主要領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)環(huán)境保護責(zé)任的履行情況進行監(jiān)督評價。 國內(nèi)現(xiàn)有文獻對領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計的研究主要從審計主體、客體 、內(nèi)容、目標(biāo)、評價指標(biāo)構(gòu)建及實踐方法等方面展開[1，2] 。

近年來， 一些學(xué)者開始從實證的角度檢驗領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計的政策效果。 張琦、譚志東[3] 利用實證方法檢驗自然資源資產(chǎn)離任審計的環(huán)境治理效應(yīng); 黃溶冰等[4] 采用雙重差分模型估計自然資源資產(chǎn)離任審計對空氣質(zhì)量改善的因果效應(yīng); 孫文遠、孫媛媛[5] 以我國31個省份作為樣本， 實證研究該項審計與經(jīng)濟高質(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。 我國水資源十分豐富， 但人均占有量少、水患多且保護壓力大。 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)者們認為造成這種差異的主要原因有不同地區(qū)經(jīng)濟發(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)濟發(fā)展與水環(huán)境保護關(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， 例如對違規(guī)單位實行收費和罰款。 命令控制型工具具有行政強制性， 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)濟轉(zhuǎn)型期的發(fā)展中國家， 命令控制型工具對于提高污染治理效率仍然非常重要， 必要的時候還需要加強控制并將傳統(tǒng)控制工具與其他政策工具組合使用以實現(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)離任審計理論體系的構(gòu)建， 且大多以規(guī)范研究為主， 較少通過實證檢驗相關(guān)政策效應(yīng)。 同時， 眾多學(xué)者對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)離任審計試點這一準(zhǔn)自然實驗， 探討領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計對水資源環(huán)境的政策影響， 以期推動該領(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)離任審計直接針對領(lǐng)導(dǎo)干部進行審計， 可切實推動領(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。 現(xiàn)階段， 生態(tài)文明建設(shè)實踐主要存在以下四個方面的問題： 一是生態(tài)文明建設(shè)者對可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)存在一定的認知偏差， 制約了生態(tài)文明制度體系的有效運行; 二是各級地方政府在落實中央生態(tài)文明制度的過程中， 會因個人意識、專業(yè)認知與利益訴求等因素， 未能形成有效的本土化制度體系， 造成地方政策實踐與中央政策設(shè)計脫耦; 三是各級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)未能實現(xiàn)預(yù)期目標(biāo); 四是生態(tài)文明制度監(jiān)督和反饋機制有待完善， 特別是對各級地方政府生態(tài)文明建設(shè)工作的監(jiān)督與反饋需要進一步加強。

根據(jù)國家審計的“免疫系統(tǒng)論”和國家審計功能的研究[9] ， 自然資源資產(chǎn)離任審計可通過發(fā)揮預(yù)防、揭示和建議三項基本功能， 緩解上述問題。 其中， 預(yù)防功能通過生態(tài)文明績效評價考核的晉升激勵作用以及審計問責(zé)的直接威懾作用， 提高領(lǐng)導(dǎo)干部生態(tài)環(huán)境保護意識， 進而間接加大政府環(huán)境規(guī)制力度。 揭示功能通過監(jiān)督查錯糾弊， 揭露領(lǐng)導(dǎo)干部設(shè)計、執(zhí)行地方自然資源管理和環(huán)境保護制度的障礙、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。 建議功能針對存在的問題， 從微觀到宏觀、從個體到一般、從局部到整體進行深層次原因分析， 提出審計建議， 并在實施審計的過程中向相關(guān)職能部門進行專業(yè)輸送與知識供給， 彌補地方政府管理漏洞， 健全制度體系建設(shè)。 上述三項功能共同作用， 產(chǎn)生協(xié)同效用， 有利于合理開發(fā)、保護、利用自然資源以及實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境安全， 助力可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的實施， 推動生態(tài)文明建設(shè)。

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

在預(yù)防功能作用下， 領(lǐng)導(dǎo)干部受“晉升激勵”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。 意識驅(qū)使行動， 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)保項目投入， 進而改善水資源環(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)計過渡脫耦以及政策錯誤等， 都直接反映在環(huán)境政策措施的落實方面。 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、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)離任審計通過監(jiān)督地方領(lǐng)導(dǎo)干部設(shè)計、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， 查實核驗地方出臺的相關(guān)水資源管理規(guī)定， 有效評價地方領(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建議， 強化政府水環(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、強化水污染防治管理。 自然資源資產(chǎn)離任審計對水資源利用效率與水環(huán)境質(zhì)量的作用機制如圖1所示。

綜上所述， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 自然資源資產(chǎn)離任審計能夠提升水資源利用效率。

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

四、研究設(shè)計

（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個城市（包含除西藏之外的26個省份、自治區(qū)的地級市以及4個直轄市）的數(shù)據(jù)作為研究樣本。 2015年是開展自然資源資產(chǎn)離任審計試點的基準(zhǔn)年。 在2015 ～ 2017年之間， 我國部分城市陸續(xù)開展試點工作。 各地區(qū)開展審計試點的信息來源于審計署網(wǎng)站、各省及自治區(qū)審計廳網(wǎng)站、各市審計局網(wǎng)站、《中國審計年鑒》以及媒體報道。 三年間共有162個城市先后開展了自然資源資產(chǎn)離任審計試點， 2015 ～ 2017年開展審計試點的城市數(shù)量分別是19、81和62個。

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)計年鑒、《中國水資源公報》以及CSMAR數(shù)據(jù)庫。 部分地級市的水資源環(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行補充。 中央環(huán)保督察、經(jīng)濟發(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， 對連續(xù)變量在上下1%的水平上進行了縮尾處理。 本文的數(shù)據(jù)處理、描述性統(tǒng)計以及實證檢驗均使用統(tǒng)計軟件Stata 11.0完成。

（二）變量選擇

1. 被解釋變量。

（1）水資源利用效率（Eff i）。 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)詳細情況見表1。

（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。

2. 解釋變量。 解釋變量包括審計試點地區(qū)（Treat）和試點開展時間（Post）。 自然資源資產(chǎn)離任審計于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)離任審計試點， 至2017年《規(guī)定》頒布， 全國各省市將自然資源資產(chǎn)離任審計確立為一項經(jīng)常性制度。 如果某市開展了自然資源資產(chǎn)離任審計試點， 則Treat取1， 否則取0。 同時， 設(shè)置了自然資源資產(chǎn)離任審計開展時間的虛擬變量（Post）， 某市開展自然資源資產(chǎn)離任審計試點后Post取值為1， 開展試點之前Post取值為0。

3. 控制變量。 控制變量主要包括中央環(huán)保督察（Cei）、環(huán)境保護支出（Invest）、經(jīng)濟發(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， 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。

（三）模型設(shè)計

由于自然資源資產(chǎn)離任審計試點于2015 ～ 2017年在各個城市先后實施， 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：

Effiit=α0+α1Treat+α2Post+α3Treat×Post+

βControlit+δi+γt+εit? ? ? ? （1）

Qualit=α0+α1Treat+α2Post+α3Treat×Post+

βControlit+δi+γt+εit? ? ? ?（2）

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是隨機干擾項。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(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)離任審計試點。 Post均值為0.463， 說明樣本中約有46%的城市處于實驗區(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)境保護支出水平較低， 且不同地區(qū)因經(jīng)濟發(fā)展等各方面的差異， 環(huán)境保護支出也大不相同。 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。

（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， 同時也會更加注重水生態(tài)環(huán)境的保護狀況。 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。

為了進一步檢驗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）。

（三）回歸分析

回歸分析的結(jié)果如表7所示。 先檢驗自然資源資產(chǎn)離任審計試點對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， 反映審計試點前， 實驗組與對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， 表明相對于非試點地區(qū)， 試點地區(qū)水資源利用效率在審計試點后有顯著提升。 這是因為自然資源資產(chǎn)離任審計的開展對試點地區(qū)的領(lǐng)導(dǎo)干部產(chǎn)生了警示與激勵作用。 較之以往， 領(lǐng)導(dǎo)干部也更加重視水資源管理和水環(huán)境保護問題， 嚴(yán)格落實最嚴(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)離任審計試點也糾正了審計過程中發(fā)現(xiàn)的一些用水不規(guī)范、水資源管理政策落實不到位等問題。 因此， 自然資源資產(chǎn)離任審計提高了試點地區(qū)水資源利用效率， H1得到了驗證。

表7第（3）列展示了自然資源資產(chǎn)離任審計試點與水環(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， 證明了試點前后， 試點地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量存在差異。 審計試點開展后， 整體水環(huán)境質(zhì)量得到了提升， 驗證了H2。 Treat×Post的系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 表明相對于非試點地區(qū)， 試點地區(qū)水環(huán)境質(zhì)量在審計試點后得到改善。 其主要原因是開展自然資源資產(chǎn)離任審計后， 領(lǐng)導(dǎo)干部更加重視水環(huán)境保護， 加強水污染防治工作。 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， 政府也會加強對企業(yè)的監(jiān)管， 嚴(yán)格控制企業(yè)的污水排放標(biāo)準(zhǔn)， 對違規(guī)排放的企業(yè)實施嚴(yán)厲的處罰。

為了揭示自然資源資產(chǎn)離任審計對水資源利用效率和水環(huán)境保護的動態(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。 結(jié)果如第（2）、（4）列所示， 對于水資源利用效率， 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)離任審計對水資源利用效率的提升以及水環(huán)境保護的強化效應(yīng)具有遞增的效果。 綜上， 自然資源資產(chǎn)離任審計改善了地區(qū)水資源環(huán)境， 且這種效應(yīng)呈現(xiàn)遞增的時間趨勢。

（四）進一步研究

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

2. 水資源稟賦的不同影響。 我國水資源在時空分布上不均衡， 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對水資源利用效率產(chǎn)生影響， 不同地區(qū)政府會根據(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枨蟆?有研究表明， 相對于水資源豐富的地區(qū)， 水資源較為貧乏的地區(qū)會更加重視節(jié)約用水， 杜絕水資源浪費現(xiàn)象， 水資源的利用效率也會相對提高。 對于水資源貧乏的地區(qū)， 水資源的合理開發(fā)、利用和保護更能引起社會各界的共同關(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)離任審計對水資源的合理開發(fā)利用提出更高的要求。 水資源貧乏地區(qū)的領(lǐng)導(dǎo)干部往往對水資源和水環(huán)境的話題更加敏感。 因此， 相對于水資源豐富的地區(qū)， 自然資源資產(chǎn)離任審計更能促進水資源貧乏地區(qū)水資源利用效率的提升。 為了檢驗上述推測， 本文按照水資源豐富程度對樣本進行劃分， 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， 并分別對兩組樣本進行回歸檢驗， 結(jié)果如表9第（1）、（2）列所示。 可以看出， 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)污水至河流湖泊會對當(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“預(yù)警”效應(yīng)的影響更大。 自然資源資產(chǎn)離任審計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， 政府整治水環(huán)境污染、加強水環(huán)境保護的成效也更為明顯。 為檢驗上述假設(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， 分別進行回歸檢驗， 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， 驗證了上述假設(shè)。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

在離任審計試點政策實施之前， 實驗組與對照組的水資源利用效率和水環(huán)境質(zhì)量要維持平行的時間趨勢。 借鑒Li等[12] 的實踐研究法（Event Study）進行平行趨勢檢驗。 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試點政策實施之前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)離任審計試點開展前， 實驗組和對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。

（二）增加控制變量

為進一步檢驗基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 采用增加控制變量的方式進行穩(wěn)健性檢驗。 增加的控制變量包括財政壓力（Pres）、進出口需求（Trade）、人口總數(shù)（People）和地區(qū)法制化程度（Law）。 地方政府的財政壓力會影響政府投資， 采用財政預(yù)算收入減去財政預(yù)算支出的差與GDP的比值來衡量財政壓力。 進出口需求對水資源利用效率有顯著的正向影響， 進口產(chǎn)品與水資源利用具有替代作用， 當(dāng)進口產(chǎn)品中高水耗產(chǎn)品較多時， 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。 一個地區(qū)的法制化環(huán)境在一定程度上也會影響政府執(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)濟發(fā)展水平為協(xié)變量。 其次， 利用Logit模型計算傾向得分。 再次， 使用最近鄰匹配法， 從未進行審計試點的城市選取一對一匹配樣本。 最后， 采用共同支撐（Common Support）假定檢驗匹配樣本的平衡性， 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模型進行實證檢驗。 結(jié)果顯示， 研究結(jié)論未發(fā)生實質(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個城市為研究樣本， 根據(jù)自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一政策事件， 實證檢驗審計試點對試點地區(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)離任審計的研究視角， 豐富了自然資源資產(chǎn)離任審計的政策效果研究， 為制定和完善相關(guān)政策提供了經(jīng)驗證據(jù)。

本文研究發(fā)現(xiàn)： 自然資源資產(chǎn)離任審計提升了水資源利用效率， 并且這種效應(yīng)在水資源相對稀缺的北方地區(qū)更為明顯; 同時， 自然資源資產(chǎn)離任審計提高了水環(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)離任審計在水資源的合理開發(fā)、利用和保護過程中發(fā)揮的積極作用， 對于加強自然資源資產(chǎn)離任審計的結(jié)果應(yīng)用、促進領(lǐng)導(dǎo)干部履行水資源管理和水環(huán)境保護責(zé)任、完善水資源管理制度均具有重要的實踐意義。

基于上述結(jié)論， 本文提出如下建議： 一是加強自然資源資產(chǎn)離任審計的結(jié)果應(yīng)用， 完善審計結(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)境事故報告制度， 構(gòu)建水資源環(huán)境信息共享平臺， 推動信息公開透明， 健全環(huán)保信息評價機制; 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重要影響因子， 建立健全環(huán)境責(zé)任問責(zé)機制; 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)離任審計工作， 充分落實審計整改工作， 健全水資源環(huán)境管理體制和組織機構(gòu)， 遵從開發(fā)與保護并重、水量和水質(zhì)統(tǒng)一管理以及效益最優(yōu)的原則， 強化部門聯(lián)動監(jiān)督， 全面落實水污染防治工作。

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