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【摘要】为了检验领导干部资源环境责任审计对属地经济发展的影响， 利用 2008 ～ 2017年省级层面绿色全要素生产率和实际GDP总额分别作为经济高质量发展和经济粗放式增长的衡量指标， 采用双重差分模型实证检验领导干部资源环境责任审计对属地经济发展质量的影响。 研究发现： 相比于非试点地区， 领导干部资源环境责任审计显著提高了试点地区的绿色全要素生产率， 并有效抑制了其经济的粗放式增长。 该结论丰富了学界关于经济高质量发展的相关研究， 并且为地区经济高质量发展的衡量提供了一定的参考。 此外， 对完善领导干部资源环境责任审计理论体系、实现资源环境责任审计工作更好更快地落实、助力地方经济高质量发展都有重要的理论与现实意义。
【关键词】领导干部资源环境责任审计;绿色全要素生产率;经济高质量发展;经济粗放式增长
【中图分类号】F239 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2021）18-0072-10
一、引言
随着经济的不断发展， 我国资源环境保护面临着严峻挑战。 探寻如何实现经济增长和资源环境保护的协调发展成为近年来国家关注的重点工作。 党的十八届三中全会首次提出探索实施“领导干部自然资源资产离任审计”（即本文所说的“领导干部资源环境责任审计”）是国家落实绿色发展新理念、完善生态文明治理体系、建设美丽中国的重要举措。 党的十九大报告进一步明确， 我国已从高速增长转向高质量发展阶段， 必须贯彻落实“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念， 加大地区资源环境保护力度。 在这一新的历史发展阶段， 审计机关应该依法履行好审计监督责任， 在资源环境保护和经济协调发展方面发挥积极作用。 在此背景下， 本文研究领导干部资源环境责任审计对地区经济发展的影响， 对完善领导干部资源环境责任审计理论体系、实现资源环境责任审计工作更好更快地落实、助力地方经济高质量发展都有重要的理论与现实意义。
现有关于资源环境审计的文献集中在研究资源环境审计的环境治理效应和经济增长效应， 鲜有文献直接研究领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。 且就目前学术界对经济高质量发展的衡量指标而言， 通过构建高质量增长指标体系得到的高质量发展指标带有一定的主观性， 不能在统一基础上衡量不同地区的经济发展质量， 而用传统的全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标则不能反映其他与高质量发展相关的因素的情况。
自党中央首次提出“领导干部自然资源资产离任审计”这个概念以来， 审计署于2014年开始陆续在多个省份组织自然资源资产离任审计试点。 本文以审计署开展的自然资源资产离任审计试点为基础， 利用2008 ～ 2017年地方层面绿色全要素生产率和实际GDP总额分别作为经济高质量发展和经济粗放式增长的衡量指标， 采用双重差分模型实证检验领导干部自然资源资产离任审计对属地经济发展质量的影响。 结果发现： 相比于非试点地区， 领导干部资源环境责任审计显著提高了试点地区的绿色全要素生产率， 并有效抑制了其经济的粗放式增长。 本文的创新和贡献可能在于： ①将能源消耗要素作为投入指标， 将污染（工业废水、废气、固体废物）排放等要素作为非期望产出进行效率分析， 从而得到绿色全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标， 补充了地区经济高质量发展的相关研究， 且为地区经济高质量发展这一变量的衡量提供了一定的参考。 ②利用2014年开始的领导干部自然资源资产离任审计试点这一自然实验， 证明了领导干部资源环境责任审计对地区经济发展的效果， 对完善领导干部资源环境责任审计理论体系、实现资源环境责任审计工作更好更快地落实、助力地方经济高质量发展都有重要的理论与现实意义。
二、文献综述
（一）资源环境责任审计对经济增长的影响
关于资源环境责任审计对地区经济增长的影响研究主要集中在资源环境责任审计对地区绿色经济绩效的影响上。 如韩梅芳等[1] 认为， 资源环境责任审计能够加强对领导干部的约束， 监督领导干部权力的行使， 完善领导干部经济环境损害终身追责制， 从而激励政府重视经济发展质量管理， 主动改善地区经济发展模式， 实现地区经济绿色发展。 孙冀萍[2] 通过实证研究发现， 资源环境责任审计会影响领导干部资源环境责任意识、资源环境管理行为和属地的绿色经济绩效。 徐京平、邢兰若等[3] 认为， 资源环境责任审计可以通过对属地各项发展决策的落实情况、环境治理的投入程度进行监督， 来保证经济发展的可持续性和实现经济发展质量的提高。
（二）经济高质量发展的影响因素
现有关于经济高质量发展的相关研究大多围绕高质量发展的意义、特征及内涵展开。 但近年来也有部分学者开始尝试转向高质量发展的影响因素和衡量指标分析。 例如， 有学者通过构建高质量发展指标体系来度量经济发展质量[4-6] ; 也有部分学者用全要素生产率这一学术界常用指标作为经济高质量发展的衡量指标[7，8] 。 此外， 还有学者用考虑了人均碳排放和平均寿命的福利碳排放强度作为经济发展质量的衡量指標[9] 。
关于经济高质量发展的影响因素， 郎丽华、周明生等[10] 提出， 中国经济要想实现高质量发展必须重视劳动生产率和全要素生产率的同步提升。 陈诗一、陈登科[11] 用相关数据检验发现， 雾霾污染是影响经济发展质量的重要因素， 政府环境治理能够有效提升大气环境和经济发展质量， 助力中国经济的高质量发展。 此外， 还有部分学者提出经济体营商环境[5] 、收入差距[9] 、消费结构升级[4] 、高技术产业集聚和技术创新效率[7] 、政府审计[6] 等因素都会影响经济发展质量及水平。
综上所述， 现有研究资源环境责任审计的文献集中于讨论资源环境责任审计的环境治理效应， 而关于资源环境责任审计对经济增长影响的研究大多集中在地区绿色经济绩效和经济增长等方面， 鲜有学者直接研究领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。 就目前学术界对经济高质量发展的衡量指标而言， 本文认为通过构建经济高质量发展指标体系的方法得到的高质量发展指标带有一定的主观性， 不能在统一的基础上衡量不同地区的经济发展质量， 而用传统的全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标则不能反映其他高质量发展相关指标的情况。 因此， 本文在传统全要素生产率分析框架中， 将能源消耗要素作为投入指标、污染（工业废水、废气、固体废物）排放等要素作为非期望产出进行投入—产出效率分析， 从而得到绿色全要素生产率， 并将其作为经济高质量发展的衡量指标。
三、理论分析与研究假设
本文分不同主体分析领导干部资源环境责任审计对属地经济发展水平的影响。 其中： 领导干部资源环境责任审计通过激励和约束机制作用于地区领导干部的资源环境保护行为， 影响地区经济发展水平; 同时领导干部资源环境责任审计还通过资源转移和市场拉动效应直接作用于市场主体， 影响地区经济发展情况。 其主要路径框架如图1所示， 这也是本文的研究框架。
（一）领导干部资源环境责任审计的激励—约束作用
领导干部资源环境责任审计的目标在于强化领导干部在地区经济高质量发展中的作用， 其审计结果将计入有关领导干部的政绩考核体系和考核记录， 作为领导干部考核、任免和奖惩的主要参考依据[12] 。 因此， 作为过程控制和行为控制重要组成部分的领导干部资源环境责任审计， 在有效的激励—约束机制下， 能够减小以资源过度消耗、环境污染为代价的经济高速增长所带来的激励效应， 加大经济发展过程中破坏环境和过度耗用资源等决策管理行为的惩罚效应， 实现经济增长与资源环境保护相平衡的经济高质量发展。 接下来， 本文将对领导干部资源环境责任审计的激励—约束机制进行阐述。
我国自实施分税制改革和财政分权以来， 地方财权和事权不匹配使得地方政府一方面掌握着地区资源分配权， 尤其是地方稀缺资源的配置权， 其行为会遵循权力最大化的“政治人”逻辑。 但地方政府同时还是一个“自然人”， 其行为也会遵循利益最大化的“经济人”逻辑。 因此， 在激励和约束机制的影响下， 领导干部作为政府行为的直接主体会在多个选择中进行权衡并做出相应的行为。 在传统的GDP政绩观和以经济增长为目标的“政治晋升锦标赛”背景下， 地区经济增长是衡量地方官员工作努力程度和进行绩效评价的关键指标， 地方政府会利用手中的资源配置权尽可能地推动地方经济增长， 忽略能源资源投入效率低下和环境污染等问题， 为自己谋取最大利益。 另一方面， 财政分权体制也使得地方政府承担着环境保护的主要责任， 这给地方政府带来沉重的财政压力。 在有限的预算收支情况下， 地方政府权衡利弊后必定会减少资源管理和环境保护方面的财政投入， 由此也会导致经济增长和资源环境保护的失衡。
随着环境问题的日益突出， 党中央和国务院开始关注地方资源环境治理问题， 特别在十八大之后， 更是将生态文明建设纳入“五位一体”发展计划， 并就“绿色发展”“生态文明建设”等多次提出要求。 因此， 近年来地方官员绩效考核规则中环境治理效率所占的比重不断加大。 此外， 2011年国务院的工作报告也进一步提及将地区资源环境保护工作纳入领导干部的政绩考核体系， 作为领导干部晋升的主要考核指标， 并在2013年建立起生态环境损害责任终生追查制度。 上述文件和制度的颁布， 对领导干部任期内的经济决策和管理行为起到了一定的规范和约束作用， 但在具体执行过程中， 对地方党政领导干部在资源环境治理方面管理效率和作为的评价考核缺乏科学客观的评价标准。 本文认为对资源环境保护工作的考核是一个长期动态的过程， 目前单一化、静态化的指标不足以对领导干部资源环境污染防治工作进行考察， 也不能起到相应的约束和激励作用。
领导干部资源环境责任审计加大了对地方党政领导干部资源环境治理的约束和激励， 从而为规范党政领导干部资源环境治理行为提供了客观的依据。 首先， 领导干部资源环境责任审计的实施有助于客观地评价地方党政领导干部环境治理绩效和过失， 并向上级传递明确的信息， 以此作为任职期间政绩评价的基础， 决定地方党政领导干部的晋升与否， 因此其可以对党政领导干部的资源环境治理行为起到一定的激励作用; 其次， 领导干部资源环境责任审计通过服务于领导干部生态环境损害责任终身追责制度， 对地方党政领导干部的行为和决策产生一定的约束和震慑作用， 促使领导干部在任职期间放弃粗放式的经济增长模式， 更加重视属地资源环境质量， 在发展经济的同时努力改善地区的生态环境质量; 再次， 领导干部资源环境责任审计具有一定的专业性和独立性， 在审查地区资源环境质量方面已经形成了较为科学、客观的动态化综合评价指标体系， 这给各级政府的政绩考核形成了切实压力。
因此， 领导干部资源环境责任审计试点的开展， 会显著影响地方党政领导干部的经济管理决策， 从而起到抑制地区经济粗放式增长和促进地区经济高质量发展的双重作用。
（二）领导干部资源环境责任审计的资源转移和市场拉动效应
从资源转移角度来看， 企业在生产中排放的污染物是地区环境污染的主要源头， 地区资源环境治理效率或者说地区经济高质量发展的源头很大程度上取决于当地产业结构和重污染制造业的污染防治积极性。 一般在资源约束前提下， 企业增加污染治理投入意味着减少生产性投资， 作为以盈利最大化为目标的“理性经济人”， 在缺乏外部压力的情况下， 企业不会主动进行污染治理。 领导干部资源环境责任审计旨在对属地内环境保护和资源开发情况进行监督， 揭露并查处资源浪费、收益流失、环境污染等重点问题， 这加重了地区领导干部的资源环境治理压力， 而领导干部在决策管理的过程中又将部分压力直接转移给属地内的相关产业， 例如， 加大对属地内重污染企业的处罚力度和对污染治理企业的环保补助力度， 从而提高“三高”型产业的生存成本和准入门槛， 使生产要素从传统“三高”行业流向“低污染、低能耗、高附加值”的第三产业， 促进地区绿色经济绩效的提高。
经济增长结构是指， 经济系统内各要素数量与联结关系的比例。 经济结构的有效转化能大幅提升经济增长的内在动力， 而实现长时间内经济高质量发展的前提就是构建合理的经济结构及各要素之间的均衡增长[7] 。 领导干部资源环境责任审计的市场拉动效应正是通过投资—消费传导机制调整地区经济增长结构， 相对增加第三产业对经济增长的贡献， 从而实现经济的高质量发展。 从投资传导机制来看， 领导干部资源环境责任审计提高了“三高”产业的生存成本及准入门槛， 其作为外部驱动力促使要素由传统“三高”产业向第三产业转移， 倒逼地区内产业结构的升级。 从消费传导机制来看， 随着地区内领导干部资源环境责任审计对污染型企业管制力度的加大， 消费者会相应地调整消费结构， 增加对节能环保型产品的消费。 而消费需求的转变必然引起市场内产业结构的调整， 使企业将投资重点转向新兴产业， 实现新兴产业的市场份额和产值同比增长; 但是资本回撤的传统产业只能进一步缩小生产规模， 減少市场份额。 由此会进一步刺激市场的投资风向转变， 使资本大范围从传统产业撤出， 流向新兴行业， 形成一个资金流惯性， 由此实现地区产业结构的不断优化升级。 在需求和投资传导机制引发的资源转移和市场拉动过程中会产生相关的利益群体， 包括企业和地区党政负责人。 为了确保长期收益， 相关利益群体会不断维持和强化现有的制度。 比如地区领导干部为了维持地区经济的高质量发展， 会引导居民的绿色消费模式和企业的投资方向， 促进产业结构的升级和地区经济的高质量发展。 企业为了保持利润增长红利， 会增加员工报酬并积极营造健康绿色的生活环境， 由此提高绿色消费的增长， 而绿色消费的增长又会拉动企业对环保型产业的投资， 当形成规模效应时便会带来路径依赖。 即对消费者而言， 收入的增加使其对当下的绿色消费模式产生惯性和依赖， 推动当地“低污染、低能耗、高附加值”新兴产业的发展， 构建起“收入增加——消费惯性增强——产业创新”的循环路径; 对于企业而言， 绿色消费需求的激增使得创新投资获得较高的利润回报， 会进一步增加对“低污染、低能耗、高附加值”行业的投资和对员工的利润分配， 形成“消费需求增加——投资惯性增强——企业创新”的循环路径。 两条路径相互作用、相互影响， 推动着地区经济的高质量发展。
基于以上理论分析， 本文提出如下假设：
H1： 领导干部资源环境责任审计能够促进地区经济高质量发展。
H2： 领导干部资源环境责任审计试点的实施会显著抑制地区经济的粗放式增长。
四、研究设计
（一）样本选择和数据来源
2013年十八届三中全会首次提出探索实施“领导干部自然资源资产离任审计”（领导干部资源环境责任审计）， 2014年审计署带领各省份开始逐步探索。 2014年山东、湖北、内蒙古等10个省份率先开始试点， 2015年浙江、安徽等6个省份开始推行领导干部资源环境责任审计试点工作， 2016年北京、云南等大部分地区逐步落实相关试点工作， 至2017年年底， 全国各个地区开始普遍推行领导干部资源环境责任审计。 将领导干部资源环境责任审计试点看作一个准自然实验， 本文以2008 ～ 2017年作为样本研究区间， 探索领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。
本文对样本数据进行如下筛选： ①为了进行纵向对比， 将样本区间向前延伸至2008年; 由于2019年《中国统计年鉴》仅公示了2017年相关非期望产出指标且该项试点工作于2017年全面展开， 因此将样本数据区间向后延伸至2017年。 ②西藏地区部分年份数据缺失， 为了保证数据的完整性， 剔除了西藏的相关数据， 仅采用30个省市的数据进行研究。 ③为了保证数据的清洁性，参考已有研究[2] 的做法，删除了2017年试点地区。
各地区开展领导干部资源环境责任审计试点的数据来源于各地方政府网站及其审计厅（局）网站， 具体见表1。
本文研究所用的属地经济高质量发展指标GTFP（绿色全要素生产率）是以非径向EBM方向性距离的GML指数为基础， 利用MaxDEA软件测算得出， 其具体的计量方式如下文所述。 同时， 其测算的各项指标及其他协变量数据均源于相应年份的《中国城市统计年鉴》与《中国统计年鉴》。
（二）变量与模型设计
1. 被解释变量。 绿色全要素生产率（GTFP）的计算涵盖了劳动、资本、能源等生产要素投入以及期望产出与非期望产出等指标， 这与十九大报告提出的高质量发展的内涵相符， 同时符合领导干部资源环境责任审计的目标。 现有关于绿色全要素生产率测度方面的文献， 大多采用将非期望产出纳入效率测度分析的SBM模型， 但SBM模型无法处理径向和非径向同时存在等问题。 所以， 本文参考纪建悦等[12] 的研究， 以兼顾径向和非径向的非混合参数径向的EBM（Epsilon-Based Measure）模型， 结合GML（Global Malmquist-Luenberger）指数， 利用MaxDEA 软件， 测算得到 2008 ～ 2017 年全国30个省份的GTFP。
具体模型构建步骤如下： 假设有k个单元， 每个单元有m种投入、n种期望产出和l种非期望产出， 则：
分别表示第i个投入指标、第j个期望产出指标、第z个非期望产出指标的权重和松弛量， 0≤ε≤1。
然后结合GML指数测算得出GTFP， 以下为GML指数计算公式：
GMLt，t+1（xt，yt，bt，xt+1，yt+1，bt+1）
[= ] （2）
上式中， x、y、b 分别为投入指标、期望产出和非期望产出指标， EG，t+1表示在t+1期的全局效率值。 投入指标中： 劳动力投入指标采用各个地区年末就业人数来衡量; 能源投入选用各个地区的能源消耗总量来计算; 资本投入则采用以1978年为基期进行价格因素平减后得到的城市资本存量水平表示[13] 。 产出指标中： 用以1978年为基期、利用平减指数得到的实际GDP作为期望产出的衡量指标; 非期望产出则参考已有文献， 选取工业废水排放量、二氧化硫排放量和化学需氧量、固体废弃物排放量相关数据， 并利用熵值法得到环境污染综合指数进行度量[14] 。
为了进一步研究领导干部资源环境责任审计在促进地区经济发展质量提升的同时能够抑制仅追求GDP增长的粗放式经济增长模式， 本文参考郑石桥、许玲玲[6] 的研究， 将各地区名义GDP总值以1978年为基期进行折算、消除价格波动影响后的实際GDP总值取自然对数进行平滑得到的LnGdp作为地区经济增长的衡量指标， 说明领导干部资源环境责任审计对属地经济粗放增长的抑制作用。 2. 解释变量。 领导干部资源环境责任审计试点地区变量（Treat）： 若所在地实施了领导干部资源环境责任审计试点Treat取值为1， 否则取值为0。 领导干部资源环境责任审计试点开展时间虚拟变量（Post）： 该地区开展该项审计试点后Post取值为1， 否则取值为0。
3. 控制变量。 创新产出水平（Ino）以地区人均国内三种专利申请授权数的自然对数来衡量。 经济学家熊彼特提出经济发展是由创新推动的[15] 。 郑石桥、许玲玲[6] 也提出创新产出水平是提高经济质量的关键要素。 本文认为提高创新产出水平， 重视创新成果转化为经济成果， 在一定程度上能够提升地区经济产出质量， 从而促进地区经济高质量发展。 政府干预（Gov）用地区政府财政预算内支出与地区生产总值的比值衡量。 政府是推动经济发展的中坚力量。 政府支出包括民生、消费、生产、环保等若干方面， 政府通过专项资金的投入， 把控和引导经济发展的方向和方式， 由此政府支出会对经济增长模式和增长质量产生一定的影响[16] 。 中央环保督查（EPI）是国家建设生态文明的主要监察和监督方式， 2016年经党中央、国务院批准， 国家第一批中央环境保护督察工作全面启动。 环保部代表中央、国务院对各地区党委及领导干部开展资源环境保护情况进行督查， 着力解决环境问题、落实环境保护主体责任， 从而实现地区经济高质量发展[2] 。 具体中央环保监察批次及时间数据来源于生态环境部网站。
固定资产投资增长率（Far）用地区当年固定资产投资额相对于上年增长的比率来衡量。 投资是拉动地区经济发展的三驾马车之一， 其中固定资产投资更可以增加预期经济产出， 增加即期与远期经济增量[6] 。 较高的固定资产投资或者说固定资产投资反映的高资本形成率可以推动经济的大幅增长[17] 。 对外开放度（Tras）是地区进出口总额与地区生产总值的比值， 地区对外开放程度通过产生产业集聚效应、技术知识溢出效应和学习效应等作用于城市的经济产出[18] ， 从而影响地区经济的高质量发展。 而且， 在全球化背景下， 对外开放更是国家和地区健康、快速发展所不可或缺的[19] 。
各变量的具体定义及计算方式如表2所示。
4. 模型设计。 自党的第十八届三中全会提出对领导干部实行自然资源资产离任审计以来， 全国各地分阶段、分步骤开始试点工作， 如表1所示。 本文将试点工作看作一个准自然实验， 检验领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展的影响， 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， 本文主要关注哑变量的交乘项Treat×Post的系数， 其表示领导干部资源环境责任审计实施前后实验组和对照组在经济高质量发展水平方面存在的差异。 若交乘项系数α3显著为正， 则本文假设成立， 说明领导干部资源环境责任审计能够有效促进属地经济高质量发展。
此外， 为了验证领导干部资源环境责任审计将属地内资源消耗、环境污染等情况纳入对领导干部绩效考核范围内， 会使得领导干部放弃追求GDP高速增长的粗放式增长模式， 进而转向经济与资源环境协同发展的高质量发展模式， 本文采用模型（4）进一步研究领导干部资源环境责任审计对经济粗放式增长的抑制作用。
LnGdp=β0+β1Treati+β2Posti，t+β3Treati×Posti，t+
β4Gov+β5EPI+β6Far+β7Tras+β8Ino+? （4）
模型（4）中， 主要关注哑变量的交乘项Treat×Post的系数， 该系数表示领导干部资源环境责任审计实施前后实验组和对照组在经济发展水平方面存在的差異。 若β3显著为负， 则表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制地区经济的粗放式增长。 模型中其余各变量的具体解释详见表2。
五、实证分析
（一）描述性统计
表3报告了基本变量的描述性统计结果。 从Panel A 来看： 经济高质量发展的衡量指标绿色全要素生产率的平均值为1.002， 标准差为0.031， 说明数据相对集中， 波动性较小; 试点地区事件虚拟变量Treat的平均值为0.347， 说明在全样本中， 试点地区大概占34.7%; 地区经济增长的平均值为9.553， 标准差为0.846， 说明地区经济增长水平存在较大的差异; 政府干预的均值为0.232， 标准差为0.091， 表明各地区政府干预力度相差不大; 中央环保督查均值为0.097， 说明全国范围内中央环保督查试点地区占比仅为9.1%; 各地区固定资产投资增长率均值、创新产出水平均值、对外开放度均值分别为18.4%、9.564和15.164， 且各标准差均相对较小， 表明数据波动性较小。 从Panel B和Panel C来看： 试点地区绿色全要素生产率的均值分别为1.009和0.998， 均值差异不大; 地区经济增长的均值分别为9.989和9.310， 存在略微的差异; 而试点地区创新产出水平、对外开放度和固定资产投资增长率等变量的均值均大于非试点地区且高于全样本。
（二）单变量分析
本文针对试点地区、非试点地区， 以及试点地区试点前后对关键变量绿色全要素生产率作两两均值差异检验和Mann-Whitney U检验， 其检验结果如表4所示。 从表4 Panel A中可以看出， 试点地区和非试点地区以非径向SBM模型计算得到的绿色全要素生产率均值和中位数差异均不显著， 以非混合参数径向EBM模型和以方向性距离函数模型DDF计算得到的绿色全要素生产率， 其均值和中位数均在5%的水平上显著。 同时， 试点地区和非试点地区经济增长水平的均值差异和中位数差异均在1%的置信水平上通过t检验。 从Panel B来看， 试点地区在开展试点前后以非径向SBM模型计算得到的绿色全要素生产率， 其均值和中位数存在5%置信水平上的显著差异。 同时， 试点地区在开展试点前后以非混合参数径向EBM模型和以方向性距离函数模型DDF计算得到的绿色全要素生产率， 其均值均在10%的水平上显著; 试点地区在开展试点前后经济增长的均值和中位数在1%的置信水平上存在显著差异。 以上分析基本说明了试点地区在开展领导干部资源环境责任审计试点后， 其属地的经济高质量发展水平存在显著差异。
（三）相关系数检验
表5列示了各变量的pwcorr相关系数检验结果， 除创新产出水平、对外开放度和地区经济增长外， 其他变量间相关系数均小于0.5。 此外， 本文计算了各变量的方差膨胀因子VIF值， 验证了本文所选用的变量不存在严重的多重共线性问题。
（四）双重差分回归分析
1. 平行趋势检验。 为了保证实验组和对照组在这一政策颁布前具有可比性， 本文对主回归和稳健性检验中所采用的绿色全要素生产率的测算指标进行平行趋势检验， 检验结果如表6所示。 GTFP-EBM、GTFP-DDF和LnGdp均在1%的置信水平上通过平行趋势检验， GTFP-SBM1在10%的置信水平上通过了平行趋势检验， 这表明本文所选择的实验组和对照组在领导干部资源环境责任审计试点实施前具有一定的可比性。
2. 回归分析。 为了检验领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展的促进作用以及对经济粗放式增长的抑制作用， 本文对上述模型进行回归， 其结果如表7所示。 第（1）、（2）列表示领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展促进作用的检验结果： 在不加其他变量的情况下， 交互项的回归系数为0.027， 在1%的置信水平上显著为正; 加入控制变量后， 交互项的回归系数为0.023， 在5%的置信水平上显著为正， 证明了H1。 基于此结果， 可认为领导干部资源环境责任审计能够有效促进属地经济高质量发展。 第（3）列检验了领导干部资源环境责任审计对属地经济粗放式增长的抑制作用， 其交互项的回归系数为-0.100， 在5%的置信水平上显著为负， 证明了H2， 表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制属地经济的粗放式增长。
（五）稳健性检验
在前述基本回归模型（3）中， 本文用GTFP-EBM衡量属地经济高质量发展， 为了保证结论的充分性， 本文选择以下几种方法进行稳健性检验。
以非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数为基础测算得到GTFP-SBM作为属地经济高质量发展的衡量指标， 检验领导干部资源环境责任审计是否会有效提升属地经济高质量发展水平。 其中， SBM非径向模型参考上文， 将EBM模型中ε取值固定为1， 各项投入、期望产出与非期望产出指标的衡量如前文所述， ML指数计算公式如下所示：
MLt，t+1（xt，yt，bt;xt+1，yt+1，bt+1）
参考协天紫光等[20] 的研究， 在用非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数测算绿色全要素生产率时， 采用二氧化碳作为非期望产出指标， 计算得到GTFP-SBM1来替换前述经济高质量发展指標。 在DEA框架下用考虑非期望产出的方向性距离函数DDF， 并结合GML生产率指数测算得到绿色全要素生产率GTFP-DDF[20] 。 改变回归模型， 直接通过面板数据进行OLS回归。 进行安慰剂检验。 在2008 ～ 2017年间， 地区可能存在其他方面的改革， 以及地方经济高质量发展的自然提高， 这些因素都可能对绿色全要素生产率产生重要的影响。 为了排除其他政策效应的影响， 本文以下述方法进行安慰剂检验： ①随机指定七个省份为试点省份; ②设置代理变量（Treat_P）， 当企业位于被随机指定的试点省份时， Treat_P取1， 否则取0; ③将Treat_P替换主回归模型中的Treat进行回归分析， 结果并不显著， 证伪检验基本可以排除 7个试点省份绿色全要素生产率的提高是受到同窗口期的其他全国性政策的影响。
稳健性检验结果如表8中第（1） ～ （5）列所示， 更换非期望产出的用SBM模型测算得到的GTFP-SBM1与时间虚拟变量和政策干预虚拟变量交互项的回归系数为0.019， 在10%的置信水平上显著为正; 以非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数为基础测算得到GTFP-SBM与交互项的回归系数为0.038， 并在1%的置信水平上显著为正; 以方向性距离函数模型DDF， 结合GML指数测算得到GTFP-DDF与交互项的回归系数为0.038， 并在1%的置信水平上显著为正。 此外， 面板数据回归结果显示GTFP-SBM与交互项的回归系数为0.054， 并在1%的置信水平上显著为正。 由此， 充分验证了H1， 即领导干部资源环境责任审计可以有效促进属地经济高质量发展。
此外， 在基本回归模型（4）中， 本文用地区实际Gdp总值的自然对数作为经济增长的衡量指标检验了领导干部资源环境责任审计对地区经济粗放式增长的抑制作用。 为了保证其检验结果具有稳健性， 本文采用以下两种方式进行检验： 更换模型， 采用OLS回归; 用地区实际人均Gdp（Gdprj）代替Gdp总量作为经济增长的衡量指标进行回归， 其结果如第（6）、（7）列所示， 表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制地区经济的粗放式增长。
六、结论
领导干部资源环境责任审计的实质是通过对属地内环境保护和资源开发情况进行监督， 揭露并查处资源浪费、收益流失、环境污染等重点问题来实现地区经济的协调发展。 本文以审计署2014年开展的领导干部自然资源资产离任审计试点这一自然实验为基础， 利用2008 ～ 2017年地方层面绿色全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标， 采用双重差分模型检验了领导干部资源环境责任审计对属地经济发展质量的影响。 结果发现： 相比于非试点地区， 领导干部资源环境责任审计显著提高了试点地区的绿色全要素生产率， 并有效抑制了地区经济的粗放式增长。
目前我国经济已从高速增长阶段转向高质量发展阶段， 在这一新的历史发展阶段， 审计机关如何更好地履行审计监督责任， 在资源环境保护和经济协调发展方面发挥积极作用成为关注的重点。 具体而言： 第一， 完善领导干部资源环境责任审计评价指标体系。 评价指标构建的科学合理性是领导干部资源环境责任审计工作开展的前提， 动态、全面的评价指标体系有助于领导干部资源环境责任审计工作的开展， 因此应以领导干部资源环境责任审计目标为基础， 结合相应的国际标准、国家相关法律法规和地方政策， 并在综合考虑能源投入—产出比、地区污染指数等指标的基础上完善评价指标的构建。 第二， 建设专业的领导干部资源环境责任审计人才队伍。 自然资源审计这一新兴的审计制度， 审计范围广、对象复杂、方法技术具有一定的专业性， 审计人员不仅需要具备传统的审计方法和技术， 还应当具备大数据审计等专业知识， 因此必须加强自然资源审计方向的人才队伍建设， 为领导干部资源环境责任审计源源不断地输送人才。 第三， 健全领导干部资源环境责任审计的奖惩机制， 这是领导干部资源环境责任审计质量提高的关键。 健全审计机关和地方党政领导干部就资源环境责任审计结果的审计责任、经济责任和绩效责任问询奖惩机制， 能够有效加大各部门之间的协同合作力度， 发挥推动经济高质量发展的联动作用。 【 主 要 参 考 文 献 】
[1] 韩梅芳，张琴，王玮.环境审计、政府激励约束机制与地方经济发展研究——基于自然资源资产负债表的构建[ J].财会通讯，2015（22）：99 ～ 102+4.
[2] 孙冀萍. 自然资源资产离任审计政策后果研究[D].大连：东北财经大学，2019.
[3] 徐京平，邢兰若，尚煜欣.自然资源审计对经济增长质量的影响[ J].现代审计与经济，2020（5）：32 ～ 34.
[4] 陈冲，吴炜聪.消费结构升级与经济高质量发展：驱动机理与实证检验[ J].上海经济研究，2019（6）：59 ～ 71.
[5] 贺大兴，王静.营商环境与经济高质量发展：指标体系与实证研究[ J].上海对外经贸大学学报，2020（6）：51 ～ 62.
[6] 郑石桥，许玲玲.国家审计影响地方经济增长的机理与路径——基于中国省级面板数据的实证分析[ J].新疆财经大学学报，2020（2）：39 ～ 52.
[7] 马昱，邱菀华，王昕宇.高技术产业集聚、技术创新对经济高质量发展效应研究——基于面板平滑转换回归模型[ J].工业技术经济，2020（2）：13 ～ 20.
[8] 李平，付一夫，张艳芳.生产性服务业能成为中国经济高质量增长新动能吗[ J].中国工业经济，2017（12）：5 ～ 21.
[9] 肖周燕.中国高质量发展的动因分析——基于经济和社会发展视角[ J].软科学，2019（4）：1 ～ 5.
[10] 郎丽华，周明生，刘召圣.中国70年发展历程与大国发展模式——第十三届中国经济增长与周期高峰论坛综述[ J].经济研究，2019（10）：204 ～ 208.
[11] 陈诗一，陈登科.雾霾污染、政府治理与经济高质量发展[ J].经济研究，2018（2）：20 ～ 34.
[12] 纪建悦，李艺菲.我国海水养殖业绿色技术进步测度及其影响因素研究[ J].中国海洋大学学报（社会科学版），2019（2）：45 ～ 50.
[13] 张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952 ～ 2000[ J].经济研究，2004（10）：35 ～ 44.
[14] 陈晓峰，周晶晶.生产性服务业集聚、空间溢出与城市绿色全要素生产率——来自长三角城市群的经验证据[ J].经济经纬，2020（4）：89 ～ 98.
[15] 约瑟夫·阿洛伊斯·熊彼特著.叶华译.经济发展理论：对利润、资本、信贷、利息和经济周期的探究[M].北京：中国社会科学出版社，2009：1 ～ 306.
[16] 李彦龙.政府支出、产业结构与经济增长[ J].中南财经政法大学学报，2019（1）：109 ～ 117.
[17] Delong J. B.， Summers L. H.. Equipment Investment and Economic Growth[J].Social Science Electronic Publishing，1991（2）：445 ～ 502.
[18] 陳阳，唐晓华.制造业集聚对城市绿色全要素生产率的溢出效应研究——基于城市等级视角[ J].财贸研究，2018（1）：1 ～ 15.
[19] 陈卫东，靳祥锋.碳排放与区域经济增长——基于2000 ～ 2012年省际面板数据的实证分析[ J].宏观经济研究，2016（10）：121 ～ 132.
[20] 协天紫光，薛飞，葛鹏飞.中国对外直接投资对“一带一路”沿线国家绿色全要素生产率的影响[ J].上海财经大学学报，2019（6）：96 ～ 110.
【关键词】领导干部资源环境责任审计;绿色全要素生产率;经济高质量发展;经济粗放式增长
【中图分类号】F239 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2021）18-0072-10
一、引言
随着经济的不断发展， 我国资源环境保护面临着严峻挑战。 探寻如何实现经济增长和资源环境保护的协调发展成为近年来国家关注的重点工作。 党的十八届三中全会首次提出探索实施“领导干部自然资源资产离任审计”（即本文所说的“领导干部资源环境责任审计”）是国家落实绿色发展新理念、完善生态文明治理体系、建设美丽中国的重要举措。 党的十九大报告进一步明确， 我国已从高速增长转向高质量发展阶段， 必须贯彻落实“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念， 加大地区资源环境保护力度。 在这一新的历史发展阶段， 审计机关应该依法履行好审计监督责任， 在资源环境保护和经济协调发展方面发挥积极作用。 在此背景下， 本文研究领导干部资源环境责任审计对地区经济发展的影响， 对完善领导干部资源环境责任审计理论体系、实现资源环境责任审计工作更好更快地落实、助力地方经济高质量发展都有重要的理论与现实意义。
现有关于资源环境审计的文献集中在研究资源环境审计的环境治理效应和经济增长效应， 鲜有文献直接研究领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。 且就目前学术界对经济高质量发展的衡量指标而言， 通过构建高质量增长指标体系得到的高质量发展指标带有一定的主观性， 不能在统一基础上衡量不同地区的经济发展质量， 而用传统的全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标则不能反映其他与高质量发展相关的因素的情况。
自党中央首次提出“领导干部自然资源资产离任审计”这个概念以来， 审计署于2014年开始陆续在多个省份组织自然资源资产离任审计试点。 本文以审计署开展的自然资源资产离任审计试点为基础， 利用2008 ～ 2017年地方层面绿色全要素生产率和实际GDP总额分别作为经济高质量发展和经济粗放式增长的衡量指标， 采用双重差分模型实证检验领导干部自然资源资产离任审计对属地经济发展质量的影响。 结果发现： 相比于非试点地区， 领导干部资源环境责任审计显著提高了试点地区的绿色全要素生产率， 并有效抑制了其经济的粗放式增长。 本文的创新和贡献可能在于： ①将能源消耗要素作为投入指标， 将污染（工业废水、废气、固体废物）排放等要素作为非期望产出进行效率分析， 从而得到绿色全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标， 补充了地区经济高质量发展的相关研究， 且为地区经济高质量发展这一变量的衡量提供了一定的参考。 ②利用2014年开始的领导干部自然资源资产离任审计试点这一自然实验， 证明了领导干部资源环境责任审计对地区经济发展的效果， 对完善领导干部资源环境责任审计理论体系、实现资源环境责任审计工作更好更快地落实、助力地方经济高质量发展都有重要的理论与现实意义。
二、文献综述
（一）资源环境责任审计对经济增长的影响
关于资源环境责任审计对地区经济增长的影响研究主要集中在资源环境责任审计对地区绿色经济绩效的影响上。 如韩梅芳等[1] 认为， 资源环境责任审计能够加强对领导干部的约束， 监督领导干部权力的行使， 完善领导干部经济环境损害终身追责制， 从而激励政府重视经济发展质量管理， 主动改善地区经济发展模式， 实现地区经济绿色发展。 孙冀萍[2] 通过实证研究发现， 资源环境责任审计会影响领导干部资源环境责任意识、资源环境管理行为和属地的绿色经济绩效。 徐京平、邢兰若等[3] 认为， 资源环境责任审计可以通过对属地各项发展决策的落实情况、环境治理的投入程度进行监督， 来保证经济发展的可持续性和实现经济发展质量的提高。
（二）经济高质量发展的影响因素
现有关于经济高质量发展的相关研究大多围绕高质量发展的意义、特征及内涵展开。 但近年来也有部分学者开始尝试转向高质量发展的影响因素和衡量指标分析。 例如， 有学者通过构建高质量发展指标体系来度量经济发展质量[4-6] ; 也有部分学者用全要素生产率这一学术界常用指标作为经济高质量发展的衡量指标[7，8] 。 此外， 还有学者用考虑了人均碳排放和平均寿命的福利碳排放强度作为经济发展质量的衡量指標[9] 。
关于经济高质量发展的影响因素， 郎丽华、周明生等[10] 提出， 中国经济要想实现高质量发展必须重视劳动生产率和全要素生产率的同步提升。 陈诗一、陈登科[11] 用相关数据检验发现， 雾霾污染是影响经济发展质量的重要因素， 政府环境治理能够有效提升大气环境和经济发展质量， 助力中国经济的高质量发展。 此外， 还有部分学者提出经济体营商环境[5] 、收入差距[9] 、消费结构升级[4] 、高技术产业集聚和技术创新效率[7] 、政府审计[6] 等因素都会影响经济发展质量及水平。
综上所述， 现有研究资源环境责任审计的文献集中于讨论资源环境责任审计的环境治理效应， 而关于资源环境责任审计对经济增长影响的研究大多集中在地区绿色经济绩效和经济增长等方面， 鲜有学者直接研究领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。 就目前学术界对经济高质量发展的衡量指标而言， 本文认为通过构建经济高质量发展指标体系的方法得到的高质量发展指标带有一定的主观性， 不能在统一的基础上衡量不同地区的经济发展质量， 而用传统的全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标则不能反映其他高质量发展相关指标的情况。 因此， 本文在传统全要素生产率分析框架中， 将能源消耗要素作为投入指标、污染（工业废水、废气、固体废物）排放等要素作为非期望产出进行投入—产出效率分析， 从而得到绿色全要素生产率， 并将其作为经济高质量发展的衡量指标。
三、理论分析与研究假设
本文分不同主体分析领导干部资源环境责任审计对属地经济发展水平的影响。 其中： 领导干部资源环境责任审计通过激励和约束机制作用于地区领导干部的资源环境保护行为， 影响地区经济发展水平; 同时领导干部资源环境责任审计还通过资源转移和市场拉动效应直接作用于市场主体， 影响地区经济发展情况。 其主要路径框架如图1所示， 这也是本文的研究框架。
（一）领导干部资源环境责任审计的激励—约束作用
领导干部资源环境责任审计的目标在于强化领导干部在地区经济高质量发展中的作用， 其审计结果将计入有关领导干部的政绩考核体系和考核记录， 作为领导干部考核、任免和奖惩的主要参考依据[12] 。 因此， 作为过程控制和行为控制重要组成部分的领导干部资源环境责任审计， 在有效的激励—约束机制下， 能够减小以资源过度消耗、环境污染为代价的经济高速增长所带来的激励效应， 加大经济发展过程中破坏环境和过度耗用资源等决策管理行为的惩罚效应， 实现经济增长与资源环境保护相平衡的经济高质量发展。 接下来， 本文将对领导干部资源环境责任审计的激励—约束机制进行阐述。
我国自实施分税制改革和财政分权以来， 地方财权和事权不匹配使得地方政府一方面掌握着地区资源分配权， 尤其是地方稀缺资源的配置权， 其行为会遵循权力最大化的“政治人”逻辑。 但地方政府同时还是一个“自然人”， 其行为也会遵循利益最大化的“经济人”逻辑。 因此， 在激励和约束机制的影响下， 领导干部作为政府行为的直接主体会在多个选择中进行权衡并做出相应的行为。 在传统的GDP政绩观和以经济增长为目标的“政治晋升锦标赛”背景下， 地区经济增长是衡量地方官员工作努力程度和进行绩效评价的关键指标， 地方政府会利用手中的资源配置权尽可能地推动地方经济增长， 忽略能源资源投入效率低下和环境污染等问题， 为自己谋取最大利益。 另一方面， 财政分权体制也使得地方政府承担着环境保护的主要责任， 这给地方政府带来沉重的财政压力。 在有限的预算收支情况下， 地方政府权衡利弊后必定会减少资源管理和环境保护方面的财政投入， 由此也会导致经济增长和资源环境保护的失衡。
随着环境问题的日益突出， 党中央和国务院开始关注地方资源环境治理问题， 特别在十八大之后， 更是将生态文明建设纳入“五位一体”发展计划， 并就“绿色发展”“生态文明建设”等多次提出要求。 因此， 近年来地方官员绩效考核规则中环境治理效率所占的比重不断加大。 此外， 2011年国务院的工作报告也进一步提及将地区资源环境保护工作纳入领导干部的政绩考核体系， 作为领导干部晋升的主要考核指标， 并在2013年建立起生态环境损害责任终生追查制度。 上述文件和制度的颁布， 对领导干部任期内的经济决策和管理行为起到了一定的规范和约束作用， 但在具体执行过程中， 对地方党政领导干部在资源环境治理方面管理效率和作为的评价考核缺乏科学客观的评价标准。 本文认为对资源环境保护工作的考核是一个长期动态的过程， 目前单一化、静态化的指标不足以对领导干部资源环境污染防治工作进行考察， 也不能起到相应的约束和激励作用。
领导干部资源环境责任审计加大了对地方党政领导干部资源环境治理的约束和激励， 从而为规范党政领导干部资源环境治理行为提供了客观的依据。 首先， 领导干部资源环境责任审计的实施有助于客观地评价地方党政领导干部环境治理绩效和过失， 并向上级传递明确的信息， 以此作为任职期间政绩评价的基础， 决定地方党政领导干部的晋升与否， 因此其可以对党政领导干部的资源环境治理行为起到一定的激励作用; 其次， 领导干部资源环境责任审计通过服务于领导干部生态环境损害责任终身追责制度， 对地方党政领导干部的行为和决策产生一定的约束和震慑作用， 促使领导干部在任职期间放弃粗放式的经济增长模式， 更加重视属地资源环境质量， 在发展经济的同时努力改善地区的生态环境质量; 再次， 领导干部资源环境责任审计具有一定的专业性和独立性， 在审查地区资源环境质量方面已经形成了较为科学、客观的动态化综合评价指标体系， 这给各级政府的政绩考核形成了切实压力。
因此， 领导干部资源环境责任审计试点的开展， 会显著影响地方党政领导干部的经济管理决策， 从而起到抑制地区经济粗放式增长和促进地区经济高质量发展的双重作用。
（二）领导干部资源环境责任审计的资源转移和市场拉动效应
从资源转移角度来看， 企业在生产中排放的污染物是地区环境污染的主要源头， 地区资源环境治理效率或者说地区经济高质量发展的源头很大程度上取决于当地产业结构和重污染制造业的污染防治积极性。 一般在资源约束前提下， 企业增加污染治理投入意味着减少生产性投资， 作为以盈利最大化为目标的“理性经济人”， 在缺乏外部压力的情况下， 企业不会主动进行污染治理。 领导干部资源环境责任审计旨在对属地内环境保护和资源开发情况进行监督， 揭露并查处资源浪费、收益流失、环境污染等重点问题， 这加重了地区领导干部的资源环境治理压力， 而领导干部在决策管理的过程中又将部分压力直接转移给属地内的相关产业， 例如， 加大对属地内重污染企业的处罚力度和对污染治理企业的环保补助力度， 从而提高“三高”型产业的生存成本和准入门槛， 使生产要素从传统“三高”行业流向“低污染、低能耗、高附加值”的第三产业， 促进地区绿色经济绩效的提高。
经济增长结构是指， 经济系统内各要素数量与联结关系的比例。 经济结构的有效转化能大幅提升经济增长的内在动力， 而实现长时间内经济高质量发展的前提就是构建合理的经济结构及各要素之间的均衡增长[7] 。 领导干部资源环境责任审计的市场拉动效应正是通过投资—消费传导机制调整地区经济增长结构， 相对增加第三产业对经济增长的贡献， 从而实现经济的高质量发展。 从投资传导机制来看， 领导干部资源环境责任审计提高了“三高”产业的生存成本及准入门槛， 其作为外部驱动力促使要素由传统“三高”产业向第三产业转移， 倒逼地区内产业结构的升级。 从消费传导机制来看， 随着地区内领导干部资源环境责任审计对污染型企业管制力度的加大， 消费者会相应地调整消费结构， 增加对节能环保型产品的消费。 而消费需求的转变必然引起市场内产业结构的调整， 使企业将投资重点转向新兴产业， 实现新兴产业的市场份额和产值同比增长; 但是资本回撤的传统产业只能进一步缩小生产规模， 減少市场份额。 由此会进一步刺激市场的投资风向转变， 使资本大范围从传统产业撤出， 流向新兴行业， 形成一个资金流惯性， 由此实现地区产业结构的不断优化升级。 在需求和投资传导机制引发的资源转移和市场拉动过程中会产生相关的利益群体， 包括企业和地区党政负责人。 为了确保长期收益， 相关利益群体会不断维持和强化现有的制度。 比如地区领导干部为了维持地区经济的高质量发展， 会引导居民的绿色消费模式和企业的投资方向， 促进产业结构的升级和地区经济的高质量发展。 企业为了保持利润增长红利， 会增加员工报酬并积极营造健康绿色的生活环境， 由此提高绿色消费的增长， 而绿色消费的增长又会拉动企业对环保型产业的投资， 当形成规模效应时便会带来路径依赖。 即对消费者而言， 收入的增加使其对当下的绿色消费模式产生惯性和依赖， 推动当地“低污染、低能耗、高附加值”新兴产业的发展， 构建起“收入增加——消费惯性增强——产业创新”的循环路径; 对于企业而言， 绿色消费需求的激增使得创新投资获得较高的利润回报， 会进一步增加对“低污染、低能耗、高附加值”行业的投资和对员工的利润分配， 形成“消费需求增加——投资惯性增强——企业创新”的循环路径。 两条路径相互作用、相互影响， 推动着地区经济的高质量发展。
基于以上理论分析， 本文提出如下假设：
H1： 领导干部资源环境责任审计能够促进地区经济高质量发展。
H2： 领导干部资源环境责任审计试点的实施会显著抑制地区经济的粗放式增长。
四、研究设计
（一）样本选择和数据来源
2013年十八届三中全会首次提出探索实施“领导干部自然资源资产离任审计”（领导干部资源环境责任审计）， 2014年审计署带领各省份开始逐步探索。 2014年山东、湖北、内蒙古等10个省份率先开始试点， 2015年浙江、安徽等6个省份开始推行领导干部资源环境责任审计试点工作， 2016年北京、云南等大部分地区逐步落实相关试点工作， 至2017年年底， 全国各个地区开始普遍推行领导干部资源环境责任审计。 将领导干部资源环境责任审计试点看作一个准自然实验， 本文以2008 ～ 2017年作为样本研究区间， 探索领导干部资源环境责任审计对地区经济高质量发展的影响。
本文对样本数据进行如下筛选： ①为了进行纵向对比， 将样本区间向前延伸至2008年; 由于2019年《中国统计年鉴》仅公示了2017年相关非期望产出指标且该项试点工作于2017年全面展开， 因此将样本数据区间向后延伸至2017年。 ②西藏地区部分年份数据缺失， 为了保证数据的完整性， 剔除了西藏的相关数据， 仅采用30个省市的数据进行研究。 ③为了保证数据的清洁性，参考已有研究[2] 的做法，删除了2017年试点地区。
各地区开展领导干部资源环境责任审计试点的数据来源于各地方政府网站及其审计厅（局）网站， 具体见表1。
本文研究所用的属地经济高质量发展指标GTFP（绿色全要素生产率）是以非径向EBM方向性距离的GML指数为基础， 利用MaxDEA软件测算得出， 其具体的计量方式如下文所述。 同时， 其测算的各项指标及其他协变量数据均源于相应年份的《中国城市统计年鉴》与《中国统计年鉴》。
（二）变量与模型设计
1. 被解释变量。 绿色全要素生产率（GTFP）的计算涵盖了劳动、资本、能源等生产要素投入以及期望产出与非期望产出等指标， 这与十九大报告提出的高质量发展的内涵相符， 同时符合领导干部资源环境责任审计的目标。 现有关于绿色全要素生产率测度方面的文献， 大多采用将非期望产出纳入效率测度分析的SBM模型， 但SBM模型无法处理径向和非径向同时存在等问题。 所以， 本文参考纪建悦等[12] 的研究， 以兼顾径向和非径向的非混合参数径向的EBM（Epsilon-Based Measure）模型， 结合GML（Global Malmquist-Luenberger）指数， 利用MaxDEA 软件， 测算得到 2008 ～ 2017 年全国30个省份的GTFP。
具体模型构建步骤如下： 假设有k个单元， 每个单元有m种投入、n种期望产出和l种非期望产出， 则：
分别表示第i个投入指标、第j个期望产出指标、第z个非期望产出指标的权重和松弛量， 0≤ε≤1。
然后结合GML指数测算得出GTFP， 以下为GML指数计算公式：
GMLt，t+1（xt，yt，bt，xt+1，yt+1，bt+1）
[= ] （2）
上式中， x、y、b 分别为投入指标、期望产出和非期望产出指标， EG，t+1表示在t+1期的全局效率值。 投入指标中： 劳动力投入指标采用各个地区年末就业人数来衡量; 能源投入选用各个地区的能源消耗总量来计算; 资本投入则采用以1978年为基期进行价格因素平减后得到的城市资本存量水平表示[13] 。 产出指标中： 用以1978年为基期、利用平减指数得到的实际GDP作为期望产出的衡量指标; 非期望产出则参考已有文献， 选取工业废水排放量、二氧化硫排放量和化学需氧量、固体废弃物排放量相关数据， 并利用熵值法得到环境污染综合指数进行度量[14] 。
为了进一步研究领导干部资源环境责任审计在促进地区经济发展质量提升的同时能够抑制仅追求GDP增长的粗放式经济增长模式， 本文参考郑石桥、许玲玲[6] 的研究， 将各地区名义GDP总值以1978年为基期进行折算、消除价格波动影响后的实際GDP总值取自然对数进行平滑得到的LnGdp作为地区经济增长的衡量指标， 说明领导干部资源环境责任审计对属地经济粗放增长的抑制作用。 2. 解释变量。 领导干部资源环境责任审计试点地区变量（Treat）： 若所在地实施了领导干部资源环境责任审计试点Treat取值为1， 否则取值为0。 领导干部资源环境责任审计试点开展时间虚拟变量（Post）： 该地区开展该项审计试点后Post取值为1， 否则取值为0。
3. 控制变量。 创新产出水平（Ino）以地区人均国内三种专利申请授权数的自然对数来衡量。 经济学家熊彼特提出经济发展是由创新推动的[15] 。 郑石桥、许玲玲[6] 也提出创新产出水平是提高经济质量的关键要素。 本文认为提高创新产出水平， 重视创新成果转化为经济成果， 在一定程度上能够提升地区经济产出质量， 从而促进地区经济高质量发展。 政府干预（Gov）用地区政府财政预算内支出与地区生产总值的比值衡量。 政府是推动经济发展的中坚力量。 政府支出包括民生、消费、生产、环保等若干方面， 政府通过专项资金的投入， 把控和引导经济发展的方向和方式， 由此政府支出会对经济增长模式和增长质量产生一定的影响[16] 。 中央环保督查（EPI）是国家建设生态文明的主要监察和监督方式， 2016年经党中央、国务院批准， 国家第一批中央环境保护督察工作全面启动。 环保部代表中央、国务院对各地区党委及领导干部开展资源环境保护情况进行督查， 着力解决环境问题、落实环境保护主体责任， 从而实现地区经济高质量发展[2] 。 具体中央环保监察批次及时间数据来源于生态环境部网站。
固定资产投资增长率（Far）用地区当年固定资产投资额相对于上年增长的比率来衡量。 投资是拉动地区经济发展的三驾马车之一， 其中固定资产投资更可以增加预期经济产出， 增加即期与远期经济增量[6] 。 较高的固定资产投资或者说固定资产投资反映的高资本形成率可以推动经济的大幅增长[17] 。 对外开放度（Tras）是地区进出口总额与地区生产总值的比值， 地区对外开放程度通过产生产业集聚效应、技术知识溢出效应和学习效应等作用于城市的经济产出[18] ， 从而影响地区经济的高质量发展。 而且， 在全球化背景下， 对外开放更是国家和地区健康、快速发展所不可或缺的[19] 。
各变量的具体定义及计算方式如表2所示。
4. 模型设计。 自党的第十八届三中全会提出对领导干部实行自然资源资产离任审计以来， 全国各地分阶段、分步骤开始试点工作， 如表1所示。 本文将试点工作看作一个准自然实验， 检验领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展的影响， 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， 本文主要关注哑变量的交乘项Treat×Post的系数， 其表示领导干部资源环境责任审计实施前后实验组和对照组在经济高质量发展水平方面存在的差异。 若交乘项系数α3显著为正， 则本文假设成立， 说明领导干部资源环境责任审计能够有效促进属地经济高质量发展。
此外， 为了验证领导干部资源环境责任审计将属地内资源消耗、环境污染等情况纳入对领导干部绩效考核范围内， 会使得领导干部放弃追求GDP高速增长的粗放式增长模式， 进而转向经济与资源环境协同发展的高质量发展模式， 本文采用模型（4）进一步研究领导干部资源环境责任审计对经济粗放式增长的抑制作用。
LnGdp=β0+β1Treati+β2Posti，t+β3Treati×Posti，t+
β4Gov+β5EPI+β6Far+β7Tras+β8Ino+? （4）
模型（4）中， 主要关注哑变量的交乘项Treat×Post的系数， 该系数表示领导干部资源环境责任审计实施前后实验组和对照组在经济发展水平方面存在的差異。 若β3显著为负， 则表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制地区经济的粗放式增长。 模型中其余各变量的具体解释详见表2。
五、实证分析
（一）描述性统计
表3报告了基本变量的描述性统计结果。 从Panel A 来看： 经济高质量发展的衡量指标绿色全要素生产率的平均值为1.002， 标准差为0.031， 说明数据相对集中， 波动性较小; 试点地区事件虚拟变量Treat的平均值为0.347， 说明在全样本中， 试点地区大概占34.7%; 地区经济增长的平均值为9.553， 标准差为0.846， 说明地区经济增长水平存在较大的差异; 政府干预的均值为0.232， 标准差为0.091， 表明各地区政府干预力度相差不大; 中央环保督查均值为0.097， 说明全国范围内中央环保督查试点地区占比仅为9.1%; 各地区固定资产投资增长率均值、创新产出水平均值、对外开放度均值分别为18.4%、9.564和15.164， 且各标准差均相对较小， 表明数据波动性较小。 从Panel B和Panel C来看： 试点地区绿色全要素生产率的均值分别为1.009和0.998， 均值差异不大; 地区经济增长的均值分别为9.989和9.310， 存在略微的差异; 而试点地区创新产出水平、对外开放度和固定资产投资增长率等变量的均值均大于非试点地区且高于全样本。
（二）单变量分析
本文针对试点地区、非试点地区， 以及试点地区试点前后对关键变量绿色全要素生产率作两两均值差异检验和Mann-Whitney U检验， 其检验结果如表4所示。 从表4 Panel A中可以看出， 试点地区和非试点地区以非径向SBM模型计算得到的绿色全要素生产率均值和中位数差异均不显著， 以非混合参数径向EBM模型和以方向性距离函数模型DDF计算得到的绿色全要素生产率， 其均值和中位数均在5%的水平上显著。 同时， 试点地区和非试点地区经济增长水平的均值差异和中位数差异均在1%的置信水平上通过t检验。 从Panel B来看， 试点地区在开展试点前后以非径向SBM模型计算得到的绿色全要素生产率， 其均值和中位数存在5%置信水平上的显著差异。 同时， 试点地区在开展试点前后以非混合参数径向EBM模型和以方向性距离函数模型DDF计算得到的绿色全要素生产率， 其均值均在10%的水平上显著; 试点地区在开展试点前后经济增长的均值和中位数在1%的置信水平上存在显著差异。 以上分析基本说明了试点地区在开展领导干部资源环境责任审计试点后， 其属地的经济高质量发展水平存在显著差异。
（三）相关系数检验
表5列示了各变量的pwcorr相关系数检验结果， 除创新产出水平、对外开放度和地区经济增长外， 其他变量间相关系数均小于0.5。 此外， 本文计算了各变量的方差膨胀因子VIF值， 验证了本文所选用的变量不存在严重的多重共线性问题。
（四）双重差分回归分析
1. 平行趋势检验。 为了保证实验组和对照组在这一政策颁布前具有可比性， 本文对主回归和稳健性检验中所采用的绿色全要素生产率的测算指标进行平行趋势检验， 检验结果如表6所示。 GTFP-EBM、GTFP-DDF和LnGdp均在1%的置信水平上通过平行趋势检验， GTFP-SBM1在10%的置信水平上通过了平行趋势检验， 这表明本文所选择的实验组和对照组在领导干部资源环境责任审计试点实施前具有一定的可比性。
2. 回归分析。 为了检验领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展的促进作用以及对经济粗放式增长的抑制作用， 本文对上述模型进行回归， 其结果如表7所示。 第（1）、（2）列表示领导干部资源环境责任审计对属地经济高质量发展促进作用的检验结果： 在不加其他变量的情况下， 交互项的回归系数为0.027， 在1%的置信水平上显著为正; 加入控制变量后， 交互项的回归系数为0.023， 在5%的置信水平上显著为正， 证明了H1。 基于此结果， 可认为领导干部资源环境责任审计能够有效促进属地经济高质量发展。 第（3）列检验了领导干部资源环境责任审计对属地经济粗放式增长的抑制作用， 其交互项的回归系数为-0.100， 在5%的置信水平上显著为负， 证明了H2， 表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制属地经济的粗放式增长。
（五）稳健性检验
在前述基本回归模型（3）中， 本文用GTFP-EBM衡量属地经济高质量发展， 为了保证结论的充分性， 本文选择以下几种方法进行稳健性检验。
以非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数为基础测算得到GTFP-SBM作为属地经济高质量发展的衡量指标， 检验领导干部资源环境责任审计是否会有效提升属地经济高质量发展水平。 其中， SBM非径向模型参考上文， 将EBM模型中ε取值固定为1， 各项投入、期望产出与非期望产出指标的衡量如前文所述， ML指数计算公式如下所示：
MLt，t+1（xt，yt，bt;xt+1，yt+1，bt+1）
参考协天紫光等[20] 的研究， 在用非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数测算绿色全要素生产率时， 采用二氧化碳作为非期望产出指标， 计算得到GTFP-SBM1来替换前述经济高质量发展指標。 在DEA框架下用考虑非期望产出的方向性距离函数DDF， 并结合GML生产率指数测算得到绿色全要素生产率GTFP-DDF[20] 。 改变回归模型， 直接通过面板数据进行OLS回归。 进行安慰剂检验。 在2008 ～ 2017年间， 地区可能存在其他方面的改革， 以及地方经济高质量发展的自然提高， 这些因素都可能对绿色全要素生产率产生重要的影响。 为了排除其他政策效应的影响， 本文以下述方法进行安慰剂检验： ①随机指定七个省份为试点省份; ②设置代理变量（Treat_P）， 当企业位于被随机指定的试点省份时， Treat_P取1， 否则取0; ③将Treat_P替换主回归模型中的Treat进行回归分析， 结果并不显著， 证伪检验基本可以排除 7个试点省份绿色全要素生产率的提高是受到同窗口期的其他全国性政策的影响。
稳健性检验结果如表8中第（1） ～ （5）列所示， 更换非期望产出的用SBM模型测算得到的GTFP-SBM1与时间虚拟变量和政策干预虚拟变量交互项的回归系数为0.019， 在10%的置信水平上显著为正; 以非径向SBM方向性距离函数模型的ML指数为基础测算得到GTFP-SBM与交互项的回归系数为0.038， 并在1%的置信水平上显著为正; 以方向性距离函数模型DDF， 结合GML指数测算得到GTFP-DDF与交互项的回归系数为0.038， 并在1%的置信水平上显著为正。 此外， 面板数据回归结果显示GTFP-SBM与交互项的回归系数为0.054， 并在1%的置信水平上显著为正。 由此， 充分验证了H1， 即领导干部资源环境责任审计可以有效促进属地经济高质量发展。
此外， 在基本回归模型（4）中， 本文用地区实际Gdp总值的自然对数作为经济增长的衡量指标检验了领导干部资源环境责任审计对地区经济粗放式增长的抑制作用。 为了保证其检验结果具有稳健性， 本文采用以下两种方式进行检验： 更换模型， 采用OLS回归; 用地区实际人均Gdp（Gdprj）代替Gdp总量作为经济增长的衡量指标进行回归， 其结果如第（6）、（7）列所示， 表明领导干部资源环境责任审计能够有效抑制地区经济的粗放式增长。
六、结论
领导干部资源环境责任审计的实质是通过对属地内环境保护和资源开发情况进行监督， 揭露并查处资源浪费、收益流失、环境污染等重点问题来实现地区经济的协调发展。 本文以审计署2014年开展的领导干部自然资源资产离任审计试点这一自然实验为基础， 利用2008 ～ 2017年地方层面绿色全要素生产率作为经济高质量发展的衡量指标， 采用双重差分模型检验了领导干部资源环境责任审计对属地经济发展质量的影响。 结果发现： 相比于非试点地区， 领导干部资源环境责任审计显著提高了试点地区的绿色全要素生产率， 并有效抑制了地区经济的粗放式增长。
目前我国经济已从高速增长阶段转向高质量发展阶段， 在这一新的历史发展阶段， 审计机关如何更好地履行审计监督责任， 在资源环境保护和经济协调发展方面发挥积极作用成为关注的重点。 具体而言： 第一， 完善领导干部资源环境责任审计评价指标体系。 评价指标构建的科学合理性是领导干部资源环境责任审计工作开展的前提， 动态、全面的评价指标体系有助于领导干部资源环境责任审计工作的开展， 因此应以领导干部资源环境责任审计目标为基础， 结合相应的国际标准、国家相关法律法规和地方政策， 并在综合考虑能源投入—产出比、地区污染指数等指标的基础上完善评价指标的构建。 第二， 建设专业的领导干部资源环境责任审计人才队伍。 自然资源审计这一新兴的审计制度， 审计范围广、对象复杂、方法技术具有一定的专业性， 审计人员不仅需要具备传统的审计方法和技术， 还应当具备大数据审计等专业知识， 因此必须加强自然资源审计方向的人才队伍建设， 为领导干部资源环境责任审计源源不断地输送人才。 第三， 健全领导干部资源环境责任审计的奖惩机制， 这是领导干部资源环境责任审计质量提高的关键。 健全审计机关和地方党政领导干部就资源环境责任审计结果的审计责任、经济责任和绩效责任问询奖惩机制， 能够有效加大各部门之间的协同合作力度， 发挥推动经济高质量发展的联动作用。 【 主 要 参 考 文 献 】
[1] 韩梅芳，张琴，王玮.环境审计、政府激励约束机制与地方经济发展研究——基于自然资源资产负债表的构建[ J].财会通讯，2015（22）：99 ～ 102+4.
[2] 孙冀萍. 自然资源资产离任审计政策后果研究[D].大连：东北财经大学，2019.
[3] 徐京平，邢兰若，尚煜欣.自然资源审计对经济增长质量的影响[ J].现代审计与经济，2020（5）：32 ～ 34.
[4] 陈冲，吴炜聪.消费结构升级与经济高质量发展：驱动机理与实证检验[ J].上海经济研究，2019（6）：59 ～ 71.
[5] 贺大兴，王静.营商环境与经济高质量发展：指标体系与实证研究[ J].上海对外经贸大学学报，2020（6）：51 ～ 62.
[6] 郑石桥，许玲玲.国家审计影响地方经济增长的机理与路径——基于中国省级面板数据的实证分析[ J].新疆财经大学学报，2020（2）：39 ～ 52.
[7] 马昱，邱菀华，王昕宇.高技术产业集聚、技术创新对经济高质量发展效应研究——基于面板平滑转换回归模型[ J].工业技术经济，2020（2）：13 ～ 20.
[8] 李平，付一夫，张艳芳.生产性服务业能成为中国经济高质量增长新动能吗[ J].中国工业经济，2017（12）：5 ～ 21.
[9] 肖周燕.中国高质量发展的动因分析——基于经济和社会发展视角[ J].软科学，2019（4）：1 ～ 5.
[10] 郎丽华，周明生，刘召圣.中国70年发展历程与大国发展模式——第十三届中国经济增长与周期高峰论坛综述[ J].经济研究，2019（10）：204 ～ 208.
[11] 陈诗一，陈登科.雾霾污染、政府治理与经济高质量发展[ J].经济研究，2018（2）：20 ～ 34.
[12] 纪建悦，李艺菲.我国海水养殖业绿色技术进步测度及其影响因素研究[ J].中国海洋大学学报（社会科学版），2019（2）：45 ～ 50.
[13] 张军，吴桂英，张吉鹏.中国省际物质资本存量估算：1952 ～ 2000[ J].经济研究，2004（10）：35 ～ 44.
[14] 陈晓峰，周晶晶.生产性服务业集聚、空间溢出与城市绿色全要素生产率——来自长三角城市群的经验证据[ J].经济经纬，2020（4）：89 ～ 98.
[15] 约瑟夫·阿洛伊斯·熊彼特著.叶华译.经济发展理论：对利润、资本、信贷、利息和经济周期的探究[M].北京：中国社会科学出版社，2009：1 ～ 306.
[16] 李彦龙.政府支出、产业结构与经济增长[ J].中南财经政法大学学报，2019（1）：109 ～ 117.
[17] Delong J. B.， Summers L. H.. Equipment Investment and Economic Growth[J].Social Science Electronic Publishing，1991（2）：445 ～ 502.
[18] 陳阳，唐晓华.制造业集聚对城市绿色全要素生产率的溢出效应研究——基于城市等级视角[ J].财贸研究，2018（1）：1 ～ 15.
[19] 陈卫东，靳祥锋.碳排放与区域经济增长——基于2000 ～ 2012年省际面板数据的实证分析[ J].宏观经济研究，2016（10）：121 ～ 132.
[20] 协天紫光，薛飞，葛鹏飞.中国对外直接投资对“一带一路”沿线国家绿色全要素生产率的影响[ J].上海财经大学学报，2019（6）：96 ～ 110.