政府环境审计、审计对象特征与环境绩效改善

游春晖

（嘉应学院 经济与管理学院，广东 梅州 514015）

经济的快速发展往往以资源的大规模开采利用为前提，并随之带来了环境的破坏。环境污染给我国带来了巨大的经济损失，也严重危害了人民群众的健康。近年来，我国不断加大对环境污染的治理力度，从2003年统计年鉴中首次单独列报“环境保护”模块开始，我国环境污染治理投资总额已从2003年的1627.7亿元攀升至2017年的9539亿元，15年间绝对值增长了4.86倍；与之对应，污染物排放量环比增长率则呈现下降的态势（见图1）。

图1 GDP、环境污染治理投资额与工业二氧化硫、废水排放总量环比增长率对比图

为控制污染治理资金的使用，确保投资达到预期目标，我国加大了政府环境审计的力度。从2003年首次公布至2018年底，审计署已发布了36份环境审计结果公告（见表1）。在所发布的环境审计结果公告中，大部分为专项、短期、小范围的环境审计，区域性的环境审计数量则较少。整体看，环境审计在我国日益受到重视，其数量和比重也呈逐渐增加的趋势，那么环境审计的实施是否发挥了其预防、揭示和抵御功能，带来环境污染状况的改善？如果可以改善，在不同特征的审计对象中其效果有何差异？目前鲜有文献对此进行实证研究。

表1 2003—2018年审计署环境审计结果公告数量

本文的边际贡献在于：一是现有文献主要从技术手段、环保政策、环保投资、财政政策等方面研究环境污染治理，对政府环境审计的关注不足。本文发掘了政府环境审计在环境污染治理方面的重要作用，丰富了环境污染治理和政府审计两大领域的交叉研究。二是使用地级市层面数据从环保投入和地区环保部门人员规模两个角度探讨了政府环境审计改善环境污染状况的效果，可为环境污染治理研究提供借鉴和参考。

一、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

从1977年世界上第一次正式记录的环境审计发展至今，国内外学者和实务工作者不断拓展环境审计研究的广度和深度。在研究侧重点方面，国外主要从企业微观层面开展研究，而我国则主要从政府视角开展研究。已有成果大多采用规范研究方法，主要集中在研究政府环境审计的理论基础、概念、准则、评价指标体系、发展路径等。在理论基础研究方面，其成果主要包括可持续发展理论、经济外部性理论、环境资源价值理论、环境责任理论、人与自然的和谐统一，以此为依据产生了政府环境审计的概念。虽然世界审计组织环境审计工作组（WGEA）、美国环境保护署（EPA）等组织与部分学者对环境审计的概念界定存在一定的差异，但都认为环境审计是一种审计活动，需要关注被审计单位环境责任履行的合法性、公允性和效益性。在审计准则研究方面，WGEA在2001年发布了审计机关《从环境视角开展审计活动的指南》，之后我国也于2015年发布了《试点地区政府环境审计技术指南（试行）》，但目前尚无有关政府环境审计准则经济后果方面的研究成果。在评价指标体系方面，孙晗和唐洋[1]、张建平和冯舒祺[2]基于PSR（压力—状态—响应）概念框架构建了环境绩效审计评价体系。在发展路径方面，徐薇和陈鑫[3]、李兆东[4]提出了政府环境审计的未来发展路径和影响因素。其中，引人注目的是近年来水会莉和耿明斋[5]、郑石桥和吕君杰[6]、张琦和谭志东[7]等多位学者开始关注领导干部自然资源资产离任审计，并提出了责任界定框架、实施路径、实务模型等观点。

已有研究成果为环境审计研究的进一步开展奠定了基础，但较为遗憾的是前述成果大部分为规范性研究成果。虽然厦门市审计学会课题组等[8]、李银香和张惠[9]、吴勋和白蕾[10]等也采用了统计分析方法进行研究，但只是上述文献采用的是案例研究或仅统计了环境污染状况、政府环境审计公告的数量和内容、中国环境审计研究成果所采用的研究方法等，基于大样本量的、较为深入的政府环境审计研究成果仍鲜见。

（二）研究假设

环境制度和环保投入是环境污染治理的核心要素。为了控制环境污染，我国通过系统化的举措加大了环境污染治理的力度。一方面，迄今为止，我国先后颁布了《中华人民共和国环境保护法》《中华人民共和国大气污染防治法》《中华人民共和国节约能源法》《中华人民共和国清洁生产促进法》等26部环境保护与污染防治法律，环境保护法律体系已经较为健全；另一方面，环境污染治理投资总额也在逐年攀升，其占GDP的比重由1.19%上升至1.9%，绝对量上年投入达近万亿元。在环保政策运转的五个阶段中，政策方案执行时间约占全过程的90%[11]，环保政策方案执行成为环保政策能否产生效果、产生多大效果的关键所在。同时，环保投资项目是贯彻执行环保政策的重要途径，加强对环保投资项目全过程的监督也因此成为必然。

控制是政府环境审计的本质。政府环境审计通过保证被审计单位受托环境责任的全面、有效履行，可以实现其对公权力的制衡和价值创造[12-13]。与环保督查、环保约谈、环境监测等环境监管手段相比，政府环境审计具有两大天然优势：一是独立性强。独立性是监督机制发挥作用的基石，也是监督质量的重要保证。政府审计机关在组织机构、人员配置、工作开展、经费来源等方面独立于被审计单位，能够保证审计结果的真实性和可靠性。二是以资金为切入点。政府环境审计的职责主要在于监督政府部门和国有企事业单位环境管理活动和环保资金使用的真实性、合法性和效益性，并对其披露的环境信息进行鉴证。以资金为切入点是对其他环境监管手段的有效弥补和完善，可以改善环保资金使用的效果。因此，本文提出假设1：

H1：政府环境审计的实施能够改善被审计地区的环境污染状况。

政府环境审计可以通过监督环保资金的分配和使用情况，监督重大环保项目的建设运行情况，评价环保部门的工作绩效等，促进环保政策落实、提高资金支出效益，进而改善地方环境污染状况。

在环保资金的分配和使用方面，我国政府环境审计的重点逐渐由合规审计向绩效审计转变，注重资金的使用效益。通过对资金筹集、分配、管理和使用的合理性、有效性进行评价，可以发现资金管理的薄弱环节和存在的问题，促使环保资金使用主体提高资金使用效率和效果，从而改善环境绩效。在重大环保项目建设运行方面，政府环境审计通过审计监督项目的立项、设计施工、竣工后的使用情况、治理效果，从事前、事中和事后对重大环保项目实施全过程监督。全过程监督不仅可以起到揭示问题、提高项目效益的作用，而且可以起到完善制度、强化对权力使用监督的作用，促使后续的重大环保项目决策更科学、管理更规范。为提高资金的使用效率和效果，当被审计地区环境污染治理投资金额越大，政府环境审计投入的人力、物力可能就越多，能更大概率地发现违法违纪行为、减少损失浪费，进而改善环境污染状况。

环保部门是环境保护职能部门，具有制定生态环境政策、监督管理国家和地方减排目标的落实、审批固定资产投资项目、监督生态环境修复等职责。环保部门是环境政策的制定部门，同时又是环境活动的监管部门，存在独立性不足的问题。从治理理论出发，需要从外部引入独立的机构对其进行监督。政府审计是政府治理的专门监督手段，政府环境审计的介入有助于事前督促环保建设资金的及时落实和到位，事中和事后确保环保资金使用的节约和有效。被审计地区环保部门人员越多意味着占用的资源就越多，政府环境审计对其绩效监控和责任追究的力度可能会越大，从而能更有效地提高其环境治理绩效。

基于上述分析，本文提出假设2：

H2a：环保投入的金额越大，政府环境审计改善被审计地区环境污染状况的程度就越大。

H2b：环保部门的人员越多，政府环境审计改善被审计地区环境污染状况的程度就越大。

二、研究设计

（一）样本选择和数据来源

为了推动落实“十三五”生态环境保护规划，审计署对2016年和2017年长江经济带11个省市共包含108个地级市①上海市和重庆市为直辖市，与其他地级市的可比性较差，因此样本中未将其包括在内。的生态环境保护政策落实和资金管理使用情况进行了审计。为清晰反映环境审计的实施对地级市环境污染状况的影响，本文以GDP、财政收入、财政支出为标准，从全国范围内配对选择108个地级市作为参照样本。本文的样本时间为2014年至2017年，共得到442个样本数据②部分样本由于无法搜集到相关数据，导致数据缺失。。其中，政府环境审计数据来源于审计署《长江经济带生态环境保护审计结果》公告，环境污染、外商投资、GDP数据、环境规章数据来源于国泰安数据库及《中国环境年鉴》，地区年末常住人口、地方环境污染治理投资总额、地方政府财政收支、地方环保部门实有人数来源于各省统计年鉴和地方政府网站。

（二）研究模型与变量定义

为检验假设H1，借鉴连超等[14]、张子龙等[15]的研究成果，本文构建了假设模型（Ⅰ）：

模型中，EPI为环境污染状况，如果被审计地区污染物排放量下降，则表明该地区环境绩效得到改善。由于我国环境污染以大气、淡水污染为主，同时污染源主要来源于工业污染，因此本文用工业二氧化硫排放量（Sulfer）、工业废水排放量（Water）两项指标测量地区环境绩效。同时政府环境审计作用的发挥通常具有滞后性，因此采用下一年的数据对其进行衡量。Audit为政府环境审计实施情况，如果当年该地区实施了政府环境审计，则取值为1。根据前述的分析，政府环境审计的开展对被审计地区下一年环境管理活动有控制作用，本文预期其系数显著为负，即政府环境审计可以改善被审计地区的环境污染状况。Invest为各市（州）节能环保支出，通常情况下环境污染治理投资总额越大，环境污染越能得到有效控制。GDP为地区生产总值，GDP越大，资源消耗就越多，污染物的排放可能越多。虽然我国正在推动经济增长方式转型，但转型并非一蹴而就，而是一个渐进的过程，因此GDP增长可能带来污染排放物的增加。Pop为地区年末常住人口，人口越多，对资源的消耗也越大，环境污染可能越严重。但也有学者认为人口与环境污染之间的关系并非线性的，人口集聚往往带来产业集聚从而降低能源消耗和处理成本[16]。Law为省级层面当年有效的环境法律和行政规章数，虽然环境法规具有强制性，但其对环境绩效改善的影响程度与其执行效果有关。FD为财政分权程度，部分学者认为地方政府比中央政府更清楚居民偏好，财政分权有助于改善环境；但也有学者认为环境污染具有显著的外部性，地方政府更愿意搭便车，财政分权会恶化地区环境[17]。FDI为外商投资，采用外商经济生产总值的自然对数表示。一方面外资企业往往执行统一的环保标准，具有更先进、更环保的设备及治理经验；但另一方面环境的外部性特征和地方政府之间“以邻为壑”的竞争环境，可能导致地方政府在环境规制方面出现“逐底竞争”的现象，不断制定更为宽松的环境政策以吸引高污染企业入驻[18]。除此之外，本文还控制了年度（Year）和地区（Region）效应。

三、实证结果

（一）描述性统计

表2为全样本主要变量的描述性统计结果。在表2环境污染状况（EPI）指标中，Sulfer、Water的均值和中位数相差不大，但均值更小，说明样本中偏大数较多。全样本中，有274个样本的工业二氧化硫排放量和233个样本的工业废水排放量比上一个年度下降，分别占总样本的62.27%和52.71%，说明我国环境污染防治取得一定成效。在实施政府环境审计的样本中，环境审计实施后有80个样本的工业二氧化硫排放量和75个样本的工业废水排放量比上一个年度下降，分别占总样本的89.89%和84.27%，均明显高于全样本组中的对应比例。

表2 变量描述性统计

表3为审计组污染物排放量均值、中值的比较结果。比较表3中Sulfer和Water数据，结果发现，审计后Sulfer的均值和中位数（9.713和9.660）显著低于审计前的均值和中位数（10.413和10.617）；审计后Water的均值和中位数（8.092和8.213）也显著低于审计前的均值和中位数（8.446和8.573），且均在1%水平上显著。说明政府环境审计实施后，该地区的环境污染物排放量相较于实施前变小了，单变量检验结果初步支持了假设H1。

表3 审计组环境污染物排放量均值和中值比较

（二）多元回归结果

表4分别列示了模型（Ⅰ）中政府环境审计与Water及Sulfer在全样本组和审计组中的回归结果。结果显示，Audit与Water及Sulfer不论是在全样本组还是在审计组中均在1%水平上显著负相关，且其在审计组的回归系数和t值的绝对值均大于全样本组，表明政府环境审计的实施带来下一年度环境污染物排放量的下降，且在实施政府环境审计的地区其污染下降程度要高于未实施政府环境审计的地区。在控制变量中，地区环境治理投资总额（Invest）在Water及Sulfer中具有不同的效应。地区环境治理投资带来了Water的下降，且审计组的回归系数绝对值（0.191）高于全样本组（0.077）；全样本组中环境治理投资未导致Sulfer的下降，但审计组中回归系数为负。总体看，其结果可能是因为此次政府环境审计实施的区域是长江经济带，水资源丰富，且地方政府近年来非常重视水环境的治理。地区生产总值（GDP）与环境污染排物放量显著正相关，表明样本地区通过产业转型升级降低能源消耗总量的目标还没有完全实现。地区年末常住人口（Pop）与Water在全样本组中正相关，但在审计组中负相关，这可能也与本次政府环境审计的实施区域有关系。长江经济带是我国经济相对发达地区，产业集聚度高，同时环保意识和环保力度更大，导致人口增加并未带来污染物排放量的增加。环境规制（Law）及财政分权程度（FD）与环境环境污染物排放量的关系不显著，这与吴勋和白蕾[19]的研究结论相一致。外商投资（FDI）带来Sulfer的下降，却并未带来Water的下降。

表4 政府环境审计与环境污染状况的回归结果

由于政府环境审计行为的外生性和审计对象的限定性，受到政府环境审计影响的样本和未受影响的样本会因审计行为发生变化。DID模型将前后差异和有无差异有效结合，可以比较两组样本在审计前后的变化，以控制其系统性差异，从而更准确地检验政府环境审计对环境污染状况的影响，因此本文进一步设计了政府环境审计对环境污染状况的DID模型。

模型（Ⅱ）中，Year为政府环境审计年度，如果当年开展了政府环境审计，则赋值1，否则为0；Audit为实施政府环境审计的地区，如果该地区实施了政府环境审计，则赋值1，否则为0。其他变量的含义与模型（Ⅰ）相同。

表5为政府环境审计与环境污染状况DID模型的回归结果。第（1）列和第（3）列中Year与Water及Sulfer均在1%水平上显著负相关，说明政府环境审计实施之后样本地区的环境污染状况得到了改善，这与我国环境污染状况逐渐改善的基本情况一致。第（2）列和第（4）列中交互项Year× Audit与Water和Sulfer分别在10%和5%水平上显著负相关，说明在单独考察政府环境审计对环境污染状况的影响时，政府环境审计仍然在一定程度上减轻了被审计地区环境污染状况，政府环境审计的实施具有环境绩效改善作用，上述结果进一步验证了假设1。

表5 政府环境审计与环境污染状况DID模型回归结果

（三）进一步的研究

表6研究了环保投入和环保部门人员规模对政府环境审计与环境污染状况之间关系的影响。为检验政府环境审计的效果，本文以地区环境污染治理投资金额和环保部门人员规模中位数为标准，将样本分为高值组样本和低值组样本。在表6Panel A中，除第（6）列Audit的回归系数为正外，其余均为负值。进一步看，第（1）、（2）、（5）列的回归系数虽然为负值，但均不显著；而在第（3）、（4）列和（7）、（8）列中，高值组均为负数且均显著（对应的β值分别为-0.432、-0.896，对应的T值分别为-2.61、-3.80），与之形成对比的是低值组均不显著，同时高值组的系数绝对值均大于低值组的系数绝对值。上述统计结果表明，当环境污染治理投资金额大时，政府环境审计对环境绩效改善的作用更显著，H2a得到验证。

表6 环保投入和环保部门人员规模分组检验回归结果

表6的Panel B提供了根据地方环保部门实有人数分组的回归结果。可以发现除第（1）列和第（5）列外，Audit的回归系数均为负，说明总体看政府环境审计改善了下一年度该地区的环境污染状况。但出乎我们预料的是，在第（1）至第（4）列的回归结果中，高人数组回归系数为负但并不显著（第（1）列甚至为正），而低人数组的回归系数则显著为负，且组间系数差异检验χ2值均超过7，在1%水平上显著；在第（5）列和第（6）列的回归结果中也出现了同样的结果。上述回归结果表明，相比于高人数组，政府环境审计在低人数组中具有更显著的环境绩效改善效果，H2b未得到验证。

（五）稳健性检验

回归模型中，环境污染状况指标数据采用了前推一期的处理，同时回归模型（Ⅱ）采用了双重差分的处理方法，上述处理方法一定程度上避免了政府环境审计与环境污染状况之间存在的内生性问题。同时，大部分回归模型的拟合程度在40%以上，拟合效果比较好。为了使结论更加稳健，本文还进行了如下检验：其一，改变环境污染状况的衡量方法。一是用工业烟尘排放量（工业烟尘排放量的自然对数）代替EPI重新进行拟合回归，Audit与环境污染状况仍然在1%水平上显著负相关；二是将Water、Sulfer用环境绩效是否改善的虚拟变量（如果地区环境污染物排放量下降则赋值1，否则为0）重新进行检验，回归结果中Audit和Water、Sulfer分别在1%水平上显著正相关。其二，改变地区环境污染治理投资的衡量方法。采用地区环境污染治理投资总额与地区财政支出的比值来衡量地区环境治理支出水平，回归结果仍然在1%水平上显著负相关。稳健性检验的结果进一步支持了本文的结论。

四、研究结论

本文检验了政府环境审计与环境绩效改善之间的关系，研究发现：第一，实施政府环境审计的地区其环境绩效改善程度显著高于未实施政府环境审计的地区，政府环境审计具有环境绩效改善作用，带来了更大的环境治理绩效；第二，环境污染治理投资金额能影响政府环境审计作用的发挥，当地区环境污染治理投资金额较大时，政府环境审计对环境绩效改善的作用更显著；第三，地区环保部门人员数量对政府环境审计作用的发挥有影响，当地区环保部门人员数量较少时，政府环境审计具有更显著的环境绩效改善效果。本文的研究结论可为政府环境审计环境治理功能的发挥提供支持证据，同时也可为我国开展环境治理提供借鉴和参考。