領導干部資源環境責任審計對屬地經濟高質量發展的影響

鄭石橋 鄒艷紅

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

【關鍵詞】領導干部資源環境責任審計;綠色全要素生產率;經濟高質量發展;經濟粗放式增長

【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

隨著經濟的不斷發展， 我國資源環境保護面臨著嚴峻挑戰。 探尋如何實現經濟增長和資源環境保護的協調發展成為近年來國家關注的重點工作。 黨的十八屆三中全會首次提出探索實施“領導干部自然資源資產離任審計”（即本文所說的“領導干部資源環境責任審計”）是國家落實綠色發展新理念、完善生態文明治理體系、建設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向高質量發展階段， 必須貫徹落實“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念， 加大地區資源環境保護力度。 在這一新的歷史發展階段， 審計機關應該依法履行好審計監督責任， 在資源環境保護和經濟協調發展方面發揮積極作用。 在此背景下， 本文研究領導干部資源環境責任審計對地區經濟發展的影響， 對完善領導干部資源環境責任審計理論體系、實現資源環境責任審計工作更好更快地落實、助力地方經濟高質量發展都有重要的理論與現實意義。

現有關于資源環境審計的文獻集中在研究資源環境審計的環境治理效應和經濟增長效應， 鮮有文獻直接研究領導干部資源環境責任審計對地區經濟高質量發展的影響。 且就目前學術界對經濟高質量發展的衡量指標而言， 通過構建高質量增長指標體系得到的高質量發展指標帶有一定的主觀性， 不能在統一基礎上衡量不同地區的經濟發展質量， 而用傳統的全要素生產率作為經濟高質量發展的衡量指標則不能反映其他與高質量發展相關的因素的情況。

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

二、文獻綜述

（一）資源環境責任審計對經濟增長的影響

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

（二）經濟高質量發展的影響因素

現有關于經濟高質量發展的相關研究大多圍繞高質量發展的意義、特征及內涵展開。 但近年來也有部分學者開始嘗試轉向高質量發展的影響因素和衡量指標分析。 例如， 有學者通過構建高質量發展指標體系來度量經濟發展質量[4-6] ; 也有部分學者用全要素生產率這一學術界常用指標作為經濟高質量發展的衡量指標[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濟發展質量的衡量指標[9] 。

關于經濟高質量發展的影響因素， 郎麗華、周明生等[10] 提出， 中國經濟要想實現高質量發展必須重視勞動生產率和全要素生產率的同步提升。 陳詩一、陳登科[11] 用相關數據檢驗發現， 霧霾污染是影響經濟發展質量的重要因素， 政府環境治理能夠有效提升大氣環境和經濟發展質量， 助力中國經濟的高質量發展。 此外， 還有部分學者提出經濟體營商環境[5] 、收入差距[9] 、消費結構升級[4] 、高技術產業集聚和技術創新效率[7] 、政府審計[6] 等因素都會影響經濟發展質量及水平。

綜上所述， 現有研究資源環境責任審計的文獻集中于討論資源環境責任審計的環境治理效應， 而關于資源環境責任審計對經濟增長影響的研究大多集中在地區綠色經濟績效和經濟增長等方面， 鮮有學者直接研究領導干部資源環境責任審計對地區經濟高質量發展的影響。 就目前學術界對經濟高質量發展的衡量指標而言， 本文認為通過構建經濟高質量發展指標體系的方法得到的高質量發展指標帶有一定的主觀性， 不能在統一的基礎上衡量不同地區的經濟發展質量， 而用傳統的全要素生產率作為經濟高質量發展的衡量指標則不能反映其他高質量發展相關指標的情況。

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

三、理論分析與研究假設

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

（一）領導干部資源環境責任審計的激勵—約束作用

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

我國自實施分稅制改革和財政分權以來， 地方財權和事權不匹配使得地方政府一方面掌握著地區資源分配權， 尤其是地方稀缺資源的配置權， 其行為會遵循權力最大化的“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“經濟人”邏輯。 因此， 在激勵和約束機制的影響下， 領導干部作為政府行為的直接主體會在多個選擇中進行權衡并做出相應的行為。 在傳統的GDP政績觀和以經濟增長為目標的“政治晉升錦標賽”背景下， 地區經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鍵指標， 地方政府會利用手中的資源配置權盡可能地推動地方經濟增長， 忽略能源資源投入效率低下和環境污染等問題， 為自己謀取最大利益。 另一方面， 財政分權體制也使得地方政府承擔著環境保護的主要責任， 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， 地方政府權衡利弊后必定會減少資源管理和環境保護方面的財政投入， 由此也會導致經濟增長和資源環境保護的失衡。

隨著環境問題的日益突出， 黨中央和國務院開始關注地方資源環境治理問題， 特別在十八大之后， 更是將生態文明建設納入“五位一體”發展計劃， 并就“綠色發展”“生態文明建設”等多次提出要求。 因此， 近年來地方官員績效考核規則中環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資源環境保護工作納入領導干部的政績考核體系， 作為領導干部晉升的主要考核指標， 并在2013年建立起生態環境損害責任終生追查制度。 上述文件和制度的頒布， 對領導干部任期內的經濟決策和管理行為起到了一定的規范和約束作用， 但在具體執行過程中， 對地方黨政領導干部在資源環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。 本文認為對資源環境保護工作的考核是一個長期動態的過程， 目前單一化、靜態化的指標不足以對領導干部資源環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。

領導干部資源環境責任審計加大了對地方黨政領導干部資源環境治理的約束和激勵， 從而為規范黨政領導干部資源環境治理行為提供了客觀的依據。 首先， 領導干部資源環境責任審計的實施有助于客觀地評價地方黨政領導干部環境治理績效和過失， 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， 決定地方黨政領導干部的晉升與否， 因此其可以對黨政領導干部的資源環境治理行為起到一定的激勵作用; 其次， 領導干部資源環境責任審計通過服務于領導干部生態環境損害責任終身追責制度， 對地方黨政領導干部的行為和決策產生一定的約束和震懾作用， 促使領導干部在任職期間放棄粗放式的經濟增長模式， 更加重視屬地資源環境質量， 在發展經濟的同時努力改善地區的生態環境質量; 再次， 領導干部資源環境責任審計具有一定的專業性和獨立性， 在審查地區資源環境質量方面已經形成了較為科學、客觀的動態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， 領導干部資源環境責任審計試點的開展， 會顯著影響地方黨政領導干部的經濟管理決策， 從而起到抑制地區經濟粗放式增長和促進地區經濟高質量發展的雙重作用。

（二）領導干部資源環境責任審計的資源轉移和市場拉動效應

從資源轉移角度來看， 企業在生產中排放的污染物是地區環境污染的主要源頭， 地區資源環境治理效率或者說地區經濟高質量發展的源頭很大程度上取決于當地產業結構和重污染制造業的污染防治積極性。 一般在資源約束前提下， 企業增加污染治理投入意味著減少生產性投資， 作為以盈利最大化為目標的“理性經濟人”， 在缺乏外部壓力的情況下， 企業不會主動進行污染治理。 領導干部資源環境責任審計旨在對屬地內環境保護和資源開發情況進行監督， 揭露并查處資源浪費、收益流失、環境污染等重點問題， 這加重了地區領導干部的資源環境治理壓力， 而領導干部在決策管理的過程中又將部分壓力直接轉移給屬地內的相關產業， 例如， 加大對屬地內重污染企業的處罰力度和對污染治理企業的環保補助力度， 從而提高“三高”型產業的生存成本和準入門檻， 使生產要素從傳統“三高”行業流向“低污染、低能耗、高附加值”的第三產業， 促進地區綠色經濟績效的提高。

經濟增長結構是指， 經濟系統內各要素數量與聯結關系的比例。 經濟結構的有效轉化能大幅提升經濟增長的內在動力， 而實現長時間內經濟高質量發展的前提就是構建合理的經濟結構及各要素之間的均衡增長[7] 。 領導干部資源環境責任審計的市場拉動效應正是通過投資—消費傳導機制調整地區經濟增長結構， 相對增加第三產業對經濟增長的貢獻， 從而實現經濟的高質量發展。 從投資傳導機制來看， 領導干部資源環境責任審計提高了“三高”產業的生存成本及準入門檻， 其作為外部驅動力促使要素由傳統“三高”產業向第三產業轉移， 倒逼地區內產業結構的升級。 從消費傳導機制來看， 隨著地區內領導干部資源環境責任審計對污染型企業管制力度的加大， 消費者會相應地調整消費結構， 增加對節能環保型產品的消費。 而消費需求的轉變必然引起市場內產業結構的調整， 使企業將投資重點轉向新興產業， 實現新興產業的市場份額和產值同比增長; 但是資本回撤的傳統產業只能進一步縮小生產規模， 減少市場份額。 由此會進一步刺激市場的投資風向轉變， 使資本大范圍從傳統產業撤出， 流向新興行業， 形成一個資金流慣性， 由此實現地區產業結構的不斷優化升級。

在需求和投資傳導機制引發的資源轉移和市場拉動過程中會產生相關的利益群體， 包括企業和地區黨政負責人。 為了確保長期收益， 相關利益群體會不斷維持和強化現有的制度。 比如地區領導干部為了維持地區經濟的高質量發展， 會引導居民的綠色消費模式和企業的投資方向， 促進產業結構的升級和地區經濟的高質量發展。 企業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對環保型產業的投資， 當形成規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生慣性和依賴， 推動當地“低污染、低能耗、高附加值”新興產業的發展， 構建起“收入增加——消費慣性增強——產業創新”的循環路徑; 對于企業而言， 綠色消費需求的激增使得創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——企業創新”的循環路徑。 兩條路徑相互作用、相互影響， 推動著地區經濟的高質量發展。

基于以上理論分析， 本文提出如下假設：

H1： 領導干部資源環境責任審計能夠促進地區經濟高質量發展。

H2： 領導干部資源環境責任審計試點的實施會顯著抑制地區經濟的粗放式增長。

四、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

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

本文對樣本數據進行如下篩選： ①為了進行縱向對比， 將樣本區間向前延伸至2008年; 由于2019年《中國統計年鑒》僅公示了2017年相關非期望產出指標且該項試點工作于2017年全面展開， 因此將樣本數據區間向后延伸至2017年。 ②西藏地區部分年份數據缺失， 為了保證數據的完整性， 剔除了西藏的相關數據， 僅采用30個省市的數據進行研究。 ③為了保證數據的清潔性，參考已有研究[2] 的做法，刪除了2017年試點地區。

各地區開展領導干部資源環境責任審計試點的數據來源于各地方政府網站及其審計廳（局）網站， 具體見表1。

本文研究所用的屬地經濟高質量發展指標GTFP（綠色全要素生產率）是以非徑向EBM方向性距離的GML指數為基礎， 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變量數據均源于相應年份的《中國城市統計年鑒》與《中國統計年鑒》。

（二）變量與模型設計

1. 被解釋變量。 綠色全要素生產率（GTFP）的計算涵蓋了勞動、資本、能源等生產要素投入以及期望產出與非期望產出等指標， 這與十九大報告提出的高質量發展的內涵相符， 同時符合領導干部資源環境責任審計的目標。 現有關于綠色全要素生產率測度方面的文獻， 大多采用將非期望產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徑向的EBM（Epsilon-Based Measure）模型， 結合GML（Global Malmquist-Luenberger）指數， 利用MaxDEA 軟件， 測算得到 2008 ～ 2017 年全國30個省份的GTFP。

具體模型構建步驟如下： 假設有k個單元， 每個單元有m種投入、n種期望產出和l種非期望產出， 則：

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

然后結合GML指數測算得出GTFP， 以下為GML指數計算公式：

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、期望產出和非期望產出指標， 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年末就業人數來衡量; 能源投入選用各個地區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] 。 產出指標中： 用以1978年為基期、利用平減指數得到的實際GDP作為期望產出的衡量指標; 非期望產出則參考已有文獻， 選取工業廢水排放量、二氧化硫排放量和化學需氧量、固體廢棄物排放量相關數據， 并利用熵值法得到環境污染綜合指數進行度量[14] 。

為了進一步研究領導干部資源環境責任審計在促進地區經濟發展質量提升的同時能夠抑制僅追求GDP增長的粗放式經濟增長模式， 本文參考鄭石橋、許玲玲[6] 的研究， 將各地區名義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總值取自然對數進行平滑得到的LnGdp作為地區經濟增長的衡量指標， 說明領導干部資源環境責任審計對屬地經濟粗放增長的抑制作用。

2. 解釋變量。 領導干部資源環境責任審計試點地區變量（Treat）： 若所在地實施了領導干部資源環境責任審計試點Treat取值為1， 否則取值為0。 領導干部資源環境責任審計試點開展時間虛擬變量（Post）： 該地區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。 創新產出水平（Ino）以地區人均國內三種專利申請授權數的自然對數來衡量。 經濟學家熊彼特提出經濟發展是由創新推動的[15] 。 鄭石橋、許玲玲[6] 也提出創新產出水平是提高經濟質量的關鍵要素。 本文認為提高創新產出水平， 重視創新成果轉化為經濟成果， 在一定程度上能夠提升地區經濟產出質量， 從而促進地區經濟高質量發展。 政府干預（Gov）用地區政府財政預算內支出與地區生產總值的比值衡量。 政府是推動經濟發展的中堅力量。 政府支出包括民生、消費、生產、環保等若干方面， 政府通過專項資金的投入， 把控和引導經濟發展的方向和方式， 由此政府支出會對經濟增長模式和增長質量產生一定的影響[16] 。 中央環保督查（EPI）是國家建設生態文明的主要監察和監督方式， 2016年經黨中央、國務院批準， 國家第一批中央環境保護督察工作全面啟動。 環保部代表中央、國務院對各地區黨委及領導干部開展資源環境保護情況進行督查， 著力解決環境問題、落實環境保護主體責任， 從而實現地區經濟高質量發展[2] 。 具體中央環保監察批次及時間數據來源于生態環境部網站。

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

各變量的具體定義及計算方式如表2所示。

4. 模型設計。 自黨的第十八屆三中全會提出對領導干部實行自然資源資產離任審計以來， 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， 檢驗領導干部資源環境責任審計對屬地經濟高質量發展的影響， 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， 本文主要關注啞變量的交乘項Treat×Post的系數， 其表示領導干部資源環境責任審計實施前后實驗組和對照組在經濟高質量發展水平方面存在的差異。 若交乘項系數α3顯著為正， 則本文假設成立， 說明領導干部資源環境責任審計能夠有效促進屬地經濟高質量發展。

此外， 為了驗證領導干部資源環境責任審計將屬地內資源消耗、環境污染等情況納入對領導干部績效考核范圍內， 會使得領導干部放棄追求GDP高速增長的粗放式增長模式， 進而轉向經濟與資源環境協同發展的高質量發展模式， 本文采用模型（4）進一步研究領導干部資源環境責任審計對經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， 主要關注啞變量的交乘項Treat×Post的系數， 該系數表示領導干部資源環境責任審計實施前后實驗組和對照組在經濟發展水平方面存在的差異。 若β3顯著為負， 則表明領導干部資源環境責任審計能夠有效抑制地區經濟的粗放式增長。 模型中其余各變量的具體解釋詳見表2。

五、實證分析

（一）描述性統計

表3報告了基本變量的描述性統計結果。 從Panel A 來看： 經濟高質量發展的衡量指標綠色全要素生產率的平均值為1.002， 標準差為0.031， 說明數據相對集中， 波動性較小; 試點地區事件虛擬變量Treat的平均值為0.347， 說明在全樣本中， 試點地區大概占34.7%; 地區經濟增長的平均值為9.553， 標準差為0.846， 說明地區經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， 表明各地區政府干預力度相差不大; 中央環保督查均值為0.097， 說明全國范圍內中央環保督查試點地區占比僅為9.1%; 各地區固定資產投資增長率均值、創新產出水平均值、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， 表明數據波動性較小。 從Panel B和Panel C來看： 試點地區綠色全要素生產率的均值分別為1.009和0.998， 均值差異不大; 地區經濟增長的均值分別為9.989和9.310， 存在略微的差異; 而試點地區創新產出水平、對外開放度和固定資產投資增長率等變量的均值均大于非試點地區且高于全樣本。

（二）單變量分析

本文針對試點地區、非試點地區， 以及試點地區試點前后對關鍵變量綠色全要素生產率作兩兩均值差異檢驗和Mann-Whitney U檢驗， 其檢驗結果如表4所示。 從表4 Panel A中可以看出， 試點地區和非試點地區以非徑向SBM模型計算得到的綠色全要素生產率均值和中位數差異均不顯著， 以非混合參數徑向EBM模型和以方向性距離函數模型DDF計算得到的綠色全要素生產率， 其均值和中位數均在5%的水平上顯著。 同時， 試點地區和非試點地區經濟增長水平的均值差異和中位數差異均在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率， 其均值和中位數存在5%置信水平上的顯著差異。 同時， 試點地區在開展試點前后以非混合參數徑向EBM模型和以方向性距離函數模型DDF計算得到的綠色全要素生產率， 其均值均在10%的水平上顯著; 試點地區在開展試點前后經濟增長的均值和中位數在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在開展領導干部資源環境責任審計試點后， 其屬地的經濟高質量發展水平存在顯著差異。

（三）相關系數檢驗

表5列示了各變量的pwcorr相關系數檢驗結果， 除創新產出水平、對外開放度和地區經濟增長外， 其他變量間相關系數均小于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， 本文對主回歸和穩健性檢驗中所采用的綠色全要素生產率的測算指標進行平行趨勢檢驗， 檢驗結果如表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導干部資源環境責任審計試點實施前具有一定的可比性。

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

（五）穩健性檢驗

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

以非徑向SBM方向性距離函數模型的ML指數為基礎測算得到GTFP-SBM作為屬地經濟高質量發展的衡量指標， 檢驗領導干部資源環境責任審計是否會有效提升屬地經濟高質量發展水平。 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、期望產出與非期望產出指標的衡量如前文所述， ML指數計算公式如下所示：

MLt，t+1（xt，yt，bt;xt+1，yt+1，bt+1）

參考協天紫光等[20] 的研究， 在用非徑向SBM方向性距離函數模型的ML指數測算綠色全要素生產率時， 采用二氧化碳作為非期望產出指標， 計算得到GTFP-SBM1來替換前述經濟高質量發展指標。 在DEA框架下用考慮非期望產出的方向性距離函數DDF， 并結合GML生產率指數測算得到綠色全要素生產率GTFP-DDF[20] 。 改變回歸模型， 直接通過面板數據進行OLS回歸。 進行安慰劑檢驗。 在2008 ～ 2017年間， 地區可能存在其他方面的改革， 以及地方經濟高質量發展的自然提高， 這些因素都可能對綠色全要素生產率產生重要的影響。 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設置代理變量（Treat_P）， 當企業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率的提高是受到同窗口期的其他全國性政策的影響。

穩健性檢驗結果如表8中第（1） ～ （5）列所示， 更換非期望產出的用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方向性距離函數模型的ML指數為基礎測算得到GTFP-SBM與交互項的回歸系數為0.038， 并在1%的置信水平上顯著為正; 以方向性距離函數模型DDF， 結合GML指數測算得到GTFP-DDF與交互項的回歸系數為0.038， 并在1%的置信水平上顯著為正。 此外， 面板數據回歸結果顯示GTFP-SBM與交互項的回歸系數為0.054， 并在1%的置信水平上顯著為正。 由此， 充分驗證了H1， 即領導干部資源環境責任審計可以有效促進屬地經濟高質量發展。

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

六、結論

領導干部資源環境責任審計的實質是通過對屬地內環境保護和資源開發情況進行監督， 揭露并查處資源浪費、收益流失、環境污染等重點問題來實現地區經濟的協調發展。 本文以審計署2014年開展的領導干部自然資源資產離任審計試點這一自然實驗為基礎， 利用2008 ～ 2017年地方層面綠色全要素生產率作為經濟高質量發展的衡量指標， 采用雙重差分模型檢驗了領導干部資源環境責任審計對屬地經濟發展質量的影響。 結果發現： 相比于非試點地區， 領導干部資源環境責任審計顯著提高了試點地區的綠色全要素生產率， 并有效抑制了地區經濟的粗放式增長。

目前我國經濟已從高速增長階段轉向高質量發展階段， 在這一新的歷史發展階段， 審計機關如何更好地履行審計監督責任， 在資源環境保護和經濟協調發展方面發揮積極作用成為關注的重點。 具體而言： 第一， 完善領導干部資源環境責任審計評價指標體系。 評價指標構建的科學合理性是領導干部資源環境責任審計工作開展的前提， 動態、全面的評價指標體系有助于領導干部資源環境責任審計工作的開展， 因此應以領導干部資源環境責任審計目標為基礎， 結合相應的國際標準、國家相關法律法規和地方政策， 并在綜合考慮能源投入—產出比、地區污染指數等指標的基礎上完善評價指標的構建。 第二， 建設專業的領導干部資源環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、方法技術具有一定的專業性， 審計人員不僅需要具備傳統的審計方法和技術， 還應當具備大數據審計等專業知識， 因此必須加強自然資源審計方向的人才隊伍建設， 為領導干部資源環境責任審計源源不斷地輸送人才。 第三， 健全領導干部資源環境責任審計的獎懲機制， 這是領導干部資源環境責任審計質量提高的關鍵。 健全審計機關和地方黨政領導干部就資源環境責任審計結果的審計責任、經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同合作力度， 發揮推動經濟高質量發展的聯動作用。

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