資源環境審計影響地區經濟增長的實證分析
——以長江經濟帶11省市為例*

蔣秋菊,徐 茜

(重慶工商大學 會計學院,重慶 400067)

一、引言

改革開放四十余年,我國經濟取得了飛速增長,經濟規?？涨疤岣?。然而,在實現經濟增長的同時,自然資源與生態環境受到破壞。黨的十九大報告指出:“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段,正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。經濟高質量發展階段不再盲目追求經濟規模,而是以追求人民對美好生活的向往為目標?！眹覍徲嬜鳛閲抑卫淼幕椭匾侄?在維護民主法治、提高政府效能等方面發揮了重要作用。

本文采用長江經濟帶范圍內11省市2011—2017年的省域地區經濟和財政相關數據,研究資源環境審計的實施對地區經濟增長的短期和長期影響,以及這些影響在不同地域(東、中和西部)可能存在的差異。研究表明,資源環境審計的實施在短期會抑制長江經濟帶內相關省市的經濟增長,長期則有利于促進長江經濟帶內相關省市的經濟增長;且資源環境審計對中部地區的經濟增長能夠產生較為明顯的影響,對東部和西部地區經濟增長的影響不明顯。

本研究可能的貢獻和創新在于:第一,目前國內對資源環境審計經濟后果的研究多停留在理論或規范層面,學者們主要從宏觀(張琦和譚志東,2019;杜俊濤等,2021)[1][2]或微觀層面進行研究(全進等,2018;蔣秋菊和孫芳城,2019;房巧玲和姬怡雨,2021;張恬靜和李強,2021)[3-6],得到了一系列豐富的研究結論,但少有學者從特定區域或經濟帶的中觀視角進行研究,本文的研究可以彌補這些不足;第二,現有文獻對長江經濟帶經濟增長影響因素的研究主要基于時空視角(周欣等,2019;程莉和周芳雅,2021)[7][8],少有學者考察資源環境審計這一特殊審計體制的影響,本研究可以豐富區域經濟增長影響因素的相關文獻;第三,本研究以長江經濟帶為例分析資源環境審計與經濟增長之間的關系,可以為全國其他省市和區域實現經濟社會與生態可持續發展提供參考(王崇舉等,2009)[9]。

本文安排如下:第一部分是相關文獻述評,第二部分是理論分析與研究假設,第三部分為研究設計,第四部分為實證結果與分析,第五部分是研究結論與啟示。

二、相關文獻述評

(一)資源環境審計與經濟增長的理論研究

1995年,美國經濟學家格羅斯曼和克魯格提出了研究環境質量與經濟增長之間關系的經典理論——“環境庫茲涅茨曲線”,其基本觀點是:一方面,經濟增長可能對環境質量產生負面影響,作用路徑體現為“資源投入-更大規模的經濟活動-經濟增長”,而這一過程通常伴隨著更多的污染排放;另一方面,經濟增長也能對環境質量產生積極影響,作用路徑體現為經濟增長目標可以倒逼使用清潔能源、新技術和產業結構的優化升級,即經濟增長對環境質量產生正的技術進步效應和結構效應?？梢?資源環境審計的實施及其實施效果關系到環境質量的好壞,也直接影響著環境庫茲涅茨曲線的形態,影響著社會生活和生產的各個領域。因此,對資源環境審計與經濟增長的關系展開研究具有十分重要的理論意義和現實意義。

我國學者對資源環境審計與經濟增長關系的研究以理論探討為主,分析了國家審計對維護經濟安全(蔡春等,2009; 張慶龍和謝志華,2009)[10][11]和促進經濟發展方式轉變的作用(王耘農等,2011)[12],以及國家審計對維護金融安全的作用(劉冰,2010)[13]等。王耘農等(2011)[12]基于重慶經濟發展模式研究了國家審計促進經濟發展方式轉變的路徑和內容,指出開展民生工程審計是轉變經濟發展方式的根本,加大對重點國有企業、金融機構的審計力度是轉變發展方式的重點,實施資源環境審計、實現可持續發展是轉變經濟發展方式的重要要求,也是轉變經濟發展方式的方向。王愛國等(2019)[14]對國家審計推動經濟高質量發展的作用機理進行梳理,指出國家審計通過高經濟資源配置效率和行政質量(包括領導干部公共權力運行質量、公共政策制定與執行質量)來促進經濟高質量發展。孫文遠和孫媛媛(2020)[15]以領導干部自然資源資產離任審計試點為例,實證研究了資源環境審計對經濟高質量發展的影響,發現領導干部自然資源資產離任審計可以促進經濟高質量發展,資源環境審計在一定程度上可以改善環境。鄭石橋和許玲玲(2020)[16]基于中國省級面板數據研究了國家審計影響地方經濟增長的機理和路徑,發現通過審計揭示功能和審計建議功能的協同作用可產生抵御效應,在一定程度上不利于短期經濟增長。進一步分析發現,國家審計對經濟發展水平較高地區的作用更為明顯,且能促進經濟長期增長。

(二)資源環境審計與經濟增長的實證研究

近年來,學者們開始對資源環境審計與經濟增長的關系進行實證研究,并取得了較為豐碩的成果。李明和聶召(2014)[17]發現國家審計不利于短期經濟增長,但卻能顯著促進地方經濟的長期發展。韓峰等(2020)[18]的研究表明,國家審計能顯著提升本地區經濟發展質量,但對周邊地區產生了負向空間外溢效應。綜合來看,現有文獻從作用機理等方面對國家審計影響經濟高質量發展進行了研究,但研究結論、研究視角不盡相同。

三、理論分析與研究假設

(一)資源環境審計對地區經濟增長的短期影響

1.政府行為方面

短期內,資源環境審計工作非常繁雜,目前國內理論研究體系不健全,實際開展工作經驗并不豐富,相關審計隊伍的工作能力素質也有待加強。因此,現階段開展資源環境審計的效益并非十分顯著。同時,開展審計工作需要相關部門的支持,需要財政資金的投入。而且,對在一定時間內無法實現產業轉型升級的企業加強污染監督管理勢必會降低企業產量,出現審計工作對經濟的“倒逼”現象。

2.企業行為方面

短期內,實施資源環境審計會增加企業“成本”。實施資源環境審計可能增加企業的交易和決策成本,這些成本與污染監控、污染測量和污染報告等活動有關。如在可交易排污許可證制度下,企業的交易成本會提高;同時,實施資源環境審計可能會形成市場進入壁壘,當企業面臨環境管制帶來的不確定性時,可能出現推遲新產品、新技術開發或延遲投資,進而影響生產效率。

基于以上分析,提出研究假設H1:

H1:短期來看,資源環境審計的實施會抑制長江經濟帶內相關省市的經濟增長。

(二)資源環境審計對地區經濟增長的長期影響(1)現有文獻一般將經濟體未來5年或3年的時間周期視為長期,因此,我們對“資源環境審計影響長期經濟增長”的檢驗實際上是基于“資源環境審計影響未來經濟增長”的檢驗。

資源環境審計可能從約束、規范和監督政府行為與企業行為兩個層面對區域經濟增長產生積極的促進作用。

1.政府行為方面

首先,在資源環境審計的開展過程中,實施環保資金審計有利于監控地方政府財政資金的使用情況,規范環境保護資金的投入和使用,有效降低污染治理費用,防范并揭露環保資金使用過程中的腐敗行為,提高財政資金使用效率,合理配置經濟資源,促進地方經濟的長期發展。其次,資源環境審計開展過程中實施經濟責任審計可以促進地方政府積極開展反腐敗工作,有效減少地方政府官員對公共經濟權力的違規使用和濫用,有助于地方政府治理腐敗,為地方經濟長遠發展提供保障。最后,資源環境審計開展過程中實施跟蹤審計能在一定程度上保障宏觀經濟政策的有效執行,促使地方政府加快產業轉型升級,優化產業結構,創造更高的綠色經濟收益,從而促進地方經濟的長遠發展(李明和聶召,2014)[17]。

2.企業行為方面

長遠來看,實施資源環境審計可以影響企業收益。資源環境審計將促進企業(特別是資源型和重污染型企業)減少資源的不合理消耗,降低可變成本,建立良好的社會聲譽,增強顧客對企業產品的忠誠度,促使企業改善環境效果,獲得與這些改善相關的經濟利益。同時,資源環境審計可能引起資源型和重污染型企業進行未來遵規的投資,如選擇更清潔的技術、更大規模的投資,增加對先行企業(如污染監測與控制設備產品相關的企業)產品或服務的需求,為后者提供創造新產品的動力,并獲得直接的經濟利益。因此,從長遠來看,實施資源環境審計可以對地區經濟增長產生積極的促進作用。

綜上所述,資源環境審計對地區經濟增長的影響是通過政府行為和企業行為分別產生促進和抑制兩方面作用的綜合結果,并決定了對地區經濟增長的凈結果。因此,提出研究假設H2:

H2:長期來看,資源環境審計的實施有利于促進長江經濟帶內相關省市的經濟增長。

(三)資源環境審計影響地區經濟增長的區域差異

我國區域發展不平衡可能會導致資源環境審計對地區經濟增長影響出現區域差異。首先,東部地區作為改革開放的前沿,市場化程度較高,政府、國有企事業單位對市場的影響力較弱,而資源環境審計的對象主要是政府部門、官員以及國有企事業單位。因此,資源環境審計對東部地區經濟增長的影響可能會被弱化;其次,我國中部地區政府、國有企事業單位對經濟的調控能力強于東部,因此中部地區實施資源環境審計對經濟增長的影響可能會強于東部;最后,西部欠發達地區經濟發展一直處于緩慢進步階段,存在教育發展相對落后、高素質人才欠缺、公共基礎設施不夠完善、行政效率不高、配套服務不齊全、經濟增長動力不足、經濟發展質量不高等問題,使經濟增長的資源環境審計作用路徑受到抑制和影響,不能充分發揮資源環境審計對促進產業結構調整和經濟發展方式轉變的作用,進而影響地區經濟增長。

根據以上分析,考慮到我國東中西部地區人才聚集、經濟發展的差異情況,提出研究假設H3:

H3:資源環境審計對長江經濟帶范圍內相關省市經濟增長的作用(長期促進、短期抑制)在東、中、西部地區存在顯著差異:資源環境審計對東部和西部地區經濟增長的影響可能不明顯,但能夠顯著影響中部地區的經濟增長。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本研究基于長江經濟帶內11省市2011—2017年的相關經濟數據,樣本量77個。資源環境審計相關數據來自《中國審計年鑒》,地區經濟發展數據和人口特征數據主要來自《中國統計年鑒》,各省市年度外商直接投資數據來源于Wind數據庫。本文的所有連續型數據采用winsorize作1%和99%分位上的極值處理。

(二)模型構建與變量定義

1.模型構建

借鑒現有相關研究,本文采用如下模型進行假設檢驗:

(1)資源環境審計與短期經濟增長的短期關系模型

Growthi,t=β0+β1Auditit+β2GRit+β3ln(GPit)+β4PIit+β5DTit+β6DCit+β7ln(MIit)+β8ln(PDit)+

β9WESTit+β10MIDit+εit

(1)

(2)資源環境審計與長期經濟增長的長期關系模型

Growthi,t+j=β0+β1Auditit+β2GRit+β3ln(GPit)+β4PIit+β5DTit+β6DCit+β7Ln(MIit)+β8ln(PDit)+

β9WESTit+β10MIDit+εit

(2)

2.變量定義

(1)被解釋變量

采用人均實際GDP 增長率(Growth)來衡量地區經濟發展情況,以2000年為基期的GDP指數調整的人均GDP計算得到。

針對不同年度的GDP增長率,采用下標進行區分:Growthi,t表示i省市第t年的經濟增長率,并用于短期關系模型分析;Growthi,t+j(j=1,2,3)(2)由于樣本數量的限制,在分地區的長期關系模型中,我們僅采用了滯后1、2、3期的經濟增長,未再采用滯后4期的經濟增長作為被解釋變量進行回歸分析。分別表示i省市第t+1、t+2和t+3年的經濟增長率,并用于長期關系模型分析。

(2)解釋變量

資源環境審計用2014年是否實施領導干部自然資源資產離任審計(Audit)來衡量。如果某省市2014年實施了領導干部自然資源資產離任審計,則Audit賦值為1,否則為0。

(3)控制變量

借鑒林毅夫和劉志強(2000)[19]以及范子英和張軍(2010)[20]等的相關研究,控制以下變量:財政分權(FD)、政府競爭程度(COMP)、固定資產投資增長率(INV)、 人力資本投資(HR)、對外開放度(DT)、實際稅負(RTAX)、人口增長率(PGRO)、城市化水平(URB)、財政自給率(SF)。

(4)啞變量

包括時間啞變量(YEAR)、區域啞變量(WEST和MID)。

所有變量定義見表1。

表1 變量定義

五、實證結果與分析

(一)變量描述性統計

表2 Panel A是全樣本下主要變量的描述性統計,樣本為長江經濟帶11省市2011—2017年共77個觀測值,所有連續型數據采用winsorize在1%和99%分位上的極值處理。從表2可知,經濟增長(Growth)的最小值為0.050,最大值為0.234,平均值為0.113,即2011—2017年長江經濟帶11省市人均實際GDP增長率達到了11.3%,表明長江經濟帶11省市在樣本時段內的經濟增長速度非?？?。Audit的均值為0.545,說明長江經濟帶范圍內有54.5%的省市在2014年進行了資源環境審計(領導干部自然資源資產離任審計)試點。

控制變量方面,財政分權(FD)的均值為0.223,表明各省市的分權程度適中;政府競爭程度(COMP)的均值為0.173,表明地方政府積極致力于吸引外商直接投資;固定資產投資增長率(INV)的均值0.156,高于GDP的增長速度,表明地方政府經濟增長目標的實現依賴于投資驅動的動機較為明顯;對外開放度(DT)的均值為0. 298,表明長江經濟帶范圍內各省市進出口貿易在經濟發展中發揮了重要作用,外向型經濟特征較為明顯;城市化水平(URB)的均值為0.556,表明長江經濟帶范圍內各省市具有較高的城市化水平;財政自給率(SF)的均值為0. 554,表明長江經濟帶范圍內各省市地方政府的財政赤字問題較為突出,財政狀況入不敷出。

表2 Panel B是分地區的主要變量描述性統計。從Panel B可知,東部、中部和西部地區經濟增長(Growth)平均值分別是0.091、0.114和0.134,呈現出東部低于中部、中部低于西部的“東低西高”,表明近年來在中部崛起與西部大開發國家戰略的推動下,長江經濟帶范圍內的西部省市經濟增長取得了較為突出的成績;東部、中部和西部地區資源環境審計(Audit)的平均值分別是0.667、0.500和0.333,呈現出東部高于中部、中部高于西部的“東高西低”,表明2014年推行的資源環境審計試點更多地在東部和中部地區進行,長江經濟帶范圍內的西部省市進行資源環境審計試點的較少。經濟增長(Growth)與資源環境審計(Audit)試點的均值大小在地區范圍內呈現相反的規律,引發我們進一步思考:西部地區高速經濟增長是不是以犧牲環境為代價而取得的?

由表2 Panel B可知,財政分權(FD)、城市化水平(URB)和財政自給率(SF)呈現東部高于中部、中部高于西部的“東高西低”情況;而政府競爭程度(COMP)、固定資產投資增長率(INV)、人力資本投資(HR)、人口增長率(PGRO)呈現東部低于中部、中部低于西部的“東低西高”情況;其余變量如對外開放度(DT)呈現東部高于中西部,中部與西部對外開放程度基本一致。另外,實際稅負(RTAX)東部略高于西部,而中部最低,可能的原因是中部地區的地方政府更多地通過減免稅收等稅收優惠方式促進經濟發展。上述變量在東部、中部和西部地區省市呈現的特征基本符合我國經濟發展過程中出現的區域發展不平衡規律,為進一步研究長江經濟帶范圍內實施資源環境審計與各地區經濟增長的關系提供了基本思路。

表2 主要變量描述性統計

Panel B:長江經濟帶11省市分地區(東部、中部、西部省市)

(二)相關分析

表3 是主要變量的相關系數。由表3可知,經濟增長(Growth)與是否實施資源環境審計(Audit)的相關系數為正(0.038),表明實施資源環境審計的省市具有相對較高的經濟增長率,與前文提及的資源環境審計在短期內可能抑制經濟增長的假設不一致,還需進一步進行回歸分析。經濟增長(Growth)與政府競爭程度(COMP)、固定資產投資(INV)、人力資本投資(HR)正相關,表明地方政府可以通過提升固定資產投資和人力資本投資來促進經濟增長。然而,經濟增長(Growth)與其余控制變量——財政分權(FD)、對外開放度(DT)、實際稅負(RTAX)、人口增長率(PGRO)、城市化水平(URB)、財政自給率(SF)負相關。其中,經濟增長(Growth)與對外開放度(DT)負相關看似不符合經濟發展規律,但并不能說明地方政府可以通過降低對外開放度來促進經濟增長,導致這一現象的原因可能是樣本數據僅涉及長江經濟帶這一特定范圍的特定時期。類似地,經濟增長(Growth)與城市化水平(URB)負相關,同樣看似不合理,但根據張明斗的研究(2013)[21],城市化水平和經濟增長本質上是相互影響的內生化過程,且城市化水平對經濟增長的作用呈現倒“U”形關系。本研究初步發現的二者呈負相關關系可能是因為在較高的城市化水平下,經濟增長(Growth)與城市化水平(URB)之間的關系處于“U”形的后半段。從控制變量看,各控制變量間的相關系數較小,表明本文后續的回歸分析中不會出現嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量相關系數

(三)多元回歸結果分析

1.對假設H1的檢驗:資源環境審計對經濟增長的短期影響

表4是經濟增長與資源環境審計短期關系模型的回歸結果,回歸結果控制了相關的控制變量和年度啞變量,Audit的回歸系數(-0.019)在1%的水平上顯著為負,表明實施資源環境審計會對試點地區當年的經濟增長產生負面影響,從而支持了假設H1。

從控制變量的回歸系數來看,政府競爭程度的回歸系數為正,且在10%的水平上顯著,表明外商直接投資的增加有助于促進地區經濟增長;固定資產投資增長率(INV)的回歸系數為正,但不顯著;而人力資本投資(HR)的回歸系數(1.311)在10%的水平上顯著為正?？傮w來看,長江經濟帶范圍內增加人力資本投資與增加固定資產投資相比,前者對經濟增長的促進作用更強。實際稅負(RTAX)的回歸系數在1%的水平上顯著為負,表明稅收負擔的增加會抑制長江經濟帶各省市的經濟增長。此外,中部地區啞變量(MID)和西部地區啞變量(WEST)的回歸系數在1%的水平上顯著為正,表明在樣本時段內長江經濟帶的西部省份和中部省份的經濟增長速度超過了東部省市,與表2 Panel B的情況一致。此外,剔除年度虛擬變量重新回歸(未報告回歸結果),變量的回歸系數符號及其顯著性未發生明顯改變,模型調整的R2為0.892,擬合效果很好。

表4 資源環境審計對經濟增長的短期影響

2.對假設H2的檢驗:資源環境審計對經濟增長的長期影響

表5是經濟增長與資源環境審計長期關系模型的回歸結果。表5第(1)—(4)列分別是滯后1、2、3、4期長江經濟帶各省市的經濟增長率,各列回歸均包含了相關控制變量。從表5可知,Audit在第(1)列的回歸系數(0.014)為正但不顯著,表明資源環境審計對長期經濟增長的影響存在一定的時滯效應;第(2)和(3)列回歸系數顯著為正,其中第(2)列的回歸系數(0.023)在5%的水平上顯著,第(3)列的回歸系數(0.025)在10%的水平上顯著,表明資源環境審計對長期經濟增長的影響主要體現在實施資源環境審計后的第2年和第3年;然而,Audit在第(4)列的回歸系數(-0.005)開始為負,但不顯著,表明資源環境審計對長期經濟增長的影響在實施資源環境審計后的第4年開始消失?？赡艿脑蚴墙洕l展是各級政府長期追求的目標,只有不斷改革、堅持制度創新和優化服務才能實現該目標。而實際上,資源環境審計對各級政府發展經濟提出的意見建議的深度、可執行度還不夠,對長期經濟發展的指導作用還不明顯?？梢?實施資源環境審計不能促進未來一年的經濟增長,但能夠顯著促進實施地區未來兩年、三年的經濟增長,且促進效應在未來第四年開始消失。即資源環境審計對長期經濟增長的影響表現為動態變化過程,假設H2得到證實。各模型調整的R2較高,擬合效果較好。

表5 資源環境審計對經濟增長的長期影響

3.對假設H3的檢驗:資源環境審計影響地區經濟增長的比較分析

在位于長江經濟帶的11個省市中,有3個省市地處我國東部地區(包括上海、江蘇、浙江),8個省市地處我國中部地區(包括安徽、江西、湖北、湖南)和西部地區(包括重慶、四川、貴州、云南)。因此,將地區啞變量去除,分三組分別運用最小二乘回歸模型進行回歸分析,得到相應的回歸系數。為了能全面比較,用剔除地區啞變量的各影響因素與長江經濟帶各省市經濟增長進行回歸處理,相關回歸結果見表6。Panel A 是短期關系模型(模型1)的回歸結果。在Panel A中,第(1)列是剔除地區啞變量后全部長江經濟帶范圍內各省市的回歸結果,第(2)—(4)列分別是東、中、西部的分組回歸結果。

分析表6的回歸結果:第一,由Panel A第(1)列可知,Audit的回歸系數(-0.016)在5%的水平上顯著為負,與未剔除地區啞變量下的回歸系數(表4 Panel A的第(2)列)正負方向一致,表明加入地區啞變量是合理、有效的,與其他影響之間不存在嚴重的多重共線性問題,支持了假設H1。第二,由Panel A中第(2)列可知,Audit的回歸系數(-0.077)為負,與第(1)列長江經濟帶內全部省市回歸結果中Audit的回歸系數(-0.016)正負號相同但不顯著,表明實施資源環境審計對于東部省市實施當年的經濟增長影響不大。第三,由Panel A中第(3)回歸的結果可知,Audit的回歸系數(-0.093)為負,與第(1)列長江經濟帶內全部省市回歸結果中Audit的回歸系數(-0.016)正負號相同,且在5%的水平上顯著,表明實施資源環境審計對中部省市實施當年的經濟增長會產生比較明顯的負面影響,即短期內實施資源環境審計會抑制中部地區的經濟增長。第四,由Panel A中第(4)列回歸結果可知,Audit的回歸系數(-0.178)為負,與第(1)列長江經濟帶內全部省市回歸結果中Audit回歸系數(-0.016)的正負號相同但不顯著,表明實施資源環境審計對西部省市當年的經濟增長影響也不大。

綜上,在短期內,實施資源環境審計會對長江經濟帶范圍省市當期的經濟增長產生一定程度的抑制作用,且該抑制作用在中部地區表現得最為明顯。原因可能是:第一,我國東部地區市場化程度較高,市場經濟受政府、國有企事業單位的影響較小,而資源環境審計的主要對象是政府部門(包括政府官員)與國有企事業單位,由此導致經濟增長受資源環境審計這一外部政策的影響較小;第二,我國西部地區地處內陸,近年來在“西部大開發”戰略推動下經濟發展取得了一定成績,但經濟發展水平仍然落后于中部和東部地區,存在經濟增長動力不足、經濟發展質量不高等問題,使經濟增長的資源環境審計路徑受阻,進而影響地區經濟增長;第三,我國中部地區由于其地理位置靠近內陸,政府、國有企事業單位對經濟的調控能力強于東部。鑒于此,本文認為資源環境審計對中部省市經濟增長的影響系數大于東部和西部省市的影響系數,驗證了本文的假設H3。

表6 Panel B—Panel D是長期關系模型(模型2)分別采用東、中、西部地區樣本的回歸結果,第(1)—(3)列分別是東、中、西部地區以滯后1、2、3期經濟增長為被解釋變量的回歸結果。

從表6 Panel B 的東部地區回歸結果可知:分別以滯后1、2、3期的經濟增長為被解釋變量,回歸結果中Audit的回歸系數均為正,但數值大小依次增加(0.228 <0.519 <0.972),且都不顯著,表明從長期來看,實施資源環境審計能促進東部地區的經濟增長,但該促進效應在實施后的三年內還不夠明顯,需要進一步找到資源環境審計能夠長期促經濟增長的機制和路徑。

從表6 Panel C 的中部地區回歸結果可知,分別以滯后1、2、3期的經濟增長為被解釋變量,回歸結果中Audit的回歸系數均為正,數值大小也依次增加(0.012<0.021<0.055),且分別在5%、5%和10%的水平上顯著,表明從長期來看,實施資源環境審計能顯著促進中部地區的經濟增長,且該促進效應在實施后的三年內都較為明顯。

從表6 Panel D 的西部地區回歸結果可得到如下結論:分別以滯后1、2、3期的經濟增長為被解釋變量,滯后1期經濟增長回歸結果中Audit的回歸系數為負(-0.173),且在10%的水平上顯著,表明在長江經濟帶范圍內的西部地區實施資源環境審計不僅會對當年的經濟增長產生負面影響,還會對實施資源環境審計后第一年的地區經濟增長產生抑制作用。但是,在滯后2期和3期經濟增長回歸結果中,Audit的回歸系數為正,分別為0.116與0.258,但不顯著,表明在長江經濟帶范圍內的西部地區實施資源環境審計可以在一定程度上促進未來2～3年的地區經濟增長。因此,在西部地區開展資源環境審計不能只顧及眼前利益,而應具有長遠眼光,把實施資源環境審計的經濟結果著眼于未來2～3年。

表6 資源環境審計影響地區經濟增長的地區差異比較

Panel B: 長期關系模型(東部)

Panel C: 長期關系模型(中部)

Panel D: 長期關系模型(西部)

六、穩健性檢驗:資源環境審計試點影響經濟增長的趨勢預測

實際經濟增長與預期經濟增長存在一定差異,因此,本文通過趨勢外推的方法,采用2011—2014年的經濟增長模型,估算長江經濟帶11省市的經濟增長函數,據此對2015—2017年的經濟增長進行外推預測,并運用經濟增長預測值重新對模型(2)進行回歸。

具體步驟如下:

首先,根據現有文獻,在技術經濟條件不變的情況下,構建如下長江經濟帶范圍內11省市經濟增長的柯布-道格拉斯生產函數,以表示產出與投入的勞動力和資本的關系:

Y=AKαLβ

(3)

其中,Y表示產量,A表示技術水平,K表示投入的資本量,L表示投入的勞動量,α、β表示K和L的產出彈性。取對數后,得到:

lnY=lnA+αlnK+βlnL

(4)

其次,采用長江經濟帶11省市2011—2014年的產出、資本和勞動力投入數據,估算出長江經濟帶11省市的經濟增長函數α=0.691,β=0.419,且α>β,表明長江經濟帶11省市2011—2014年資本投入對產出的貢獻大于勞動投入對產出的貢獻;同時,α+β>1,表明長江經濟帶11省市2011—2014年呈現出規模經濟遞增的情況。

再次,我們運用上述經濟增長模型對長江經濟帶11省市2015—2017年的經濟增長進行外推預測,并與實際的經濟增長進行對比,發現預測值與實際值十分接近。

最后,運用長江經濟帶11省市2015—2017年的經濟增長預測值重新對模型(2)進行回歸?；貧w結果顯示,2014年實施的資源環境審計對2016年、2017年的經濟增長仍然存在顯著的正向影響,但對2015年的經濟增長影響不顯著,這一發現與表5的回歸結果類似,再次支持了假設H2。

七、研究結論與啟示

本文以2014年試點的領導干部自然資產離任審計為例,運用長江經濟帶11省市2011—2017年的面板數據,檢驗了資源環境審計與地區經濟增長間的短期和長期關系,并檢驗了二者關系在不同區域可能存在的差異。研究發現:短期內,資源環境審計的實施可能會抑制長江經濟帶內相關省市的經濟增長;長期來看,資源環境審計的實施有利于促進長江經濟帶內相關省市的經濟增長。不同地區比較結果顯示,資源環境審計對長江經濟帶范圍內相關省市經濟增長的作用(長期促進、短期抑制)在東、中、西部存在顯著差異,具體表現為:資源環境審計對東部和西部地區經濟增長的影響不明顯,但能夠顯著影響中部地區的經濟增長,即短期內抑制、長期內促進中部地區經濟增長。

上述研究結論表明:首先,資源環境審計作為國家治理體系和治理能力現代化的重要組成部分,是推動經濟發展的重要力量。因此,加快實施資源環境審計對推動我國長江經濟帶和其他區域經濟高質量發展具有重大的現實意義;其次,資源環境審計對地區經濟增長的影響存在明顯的時間效應和區域效應。因此,有關部門在制定資源環境審計的相關制度和政策時應考慮到政策的時滯效應,因地制宜,使政策發揮最好的實施效果。

本文針對以上研究結論,提出如下政策建議:

第一,政府部門應結合資源環境審計作用于經濟增長的短期效應與長期效應的差別,制定有利于環境保護與經濟發展的“雙贏”政策。當前,我國生態文明建設已進入快速推進期,資源環境審計的實施有助于倒逼經濟實現長期增長。因此,夯實生態文明根基和踐行綠色發展新理念離不開加大資源環境審計政策的執行力度,離不開提高大氣污染、水污染、土壤污染等污染物排放標準,更離不開政府與全社會共同參與的環境共治體系的構建。

第二,努力協調資源環境審計對經濟增長的地區差異,在不同區域設定不同的資源環境審計強度。由于資源環境審計與經濟增長在中部地區已進入良性發展通道,因此,可以充分利用已有技術平臺,如結合“互聯網+”“數字化轉型”等戰略搭建生態環保大數據服務平臺,完善生態環境監管體系,建設配套的預測與預警機制,對環境質量進行實時監控與有效防治。然而,東部地區重污染行業企業向西部地區轉移現象較為普遍,使西部地區成為東部地區“污染避難所”,資源環境審計倒逼經濟增長的作用在東部地區和西部地區也較為有限。為此,應著力提高西部地區的環境科技創新水平,同時考慮西部地區的環境承載能力,積極探索符合本地區實際的產業轉型升級路徑。

本文的局限性在于未將資源環境審計引入生產函數,進而分析資源環境審計作用于經濟增長的途徑,如資本投入、勞動力投入、基礎設施建設、稅收、技術水平等,有待未來進一步拓展。