李兆東，郭 磊

(南京審計大學 政府審計學院，江蘇 南京 211815)

一、 引言

2020年9月，習近平主席在第七十五屆聯合國大會一般性辯論上提出“雙碳”承諾，2021年3月15日召開的中央財經委員會第九次會議明確指出，要把“碳達峰”、“碳中和”納入生態(tài)文明建設整體布局?！半p碳”目標的實現需要節(jié)能減排、發(fā)展新能源、循環(huán)經濟、發(fā)展碳匯、鼓勵CCUS等碳移除和碳循環(huán)技術、政策引導等多種手段，其中節(jié)能減排是最有效的方式。

政府審計是國家治理的基石和重要保障[1]，應該在“碳達峰”與“碳中和”過程中發(fā)揮積極作用。隨著生態(tài)文明建設的推進，2013年黨的十八屆三中全會正式提出對領導干部開展自然資源資產離任審計。2014年連云港、鄂爾多斯等地方審計機關相繼開展試點工作，2015年發(fā)布《生態(tài)文明體制改革總體方案》明確提出“積極探索領導干部自然資源資產離任審計的目標、內容、方法和評價指標體系”，并要求在湖州、婁底、赤水等五城市開展試點。2016年擴大試點，2017年出臺了《領導干部自然資源資產離任審計規(guī)定(試行)》，2018年成為全國審計機關的常規(guī)性審計工作。因而2014年至2017年的試點窗口期，為研究政府審計的環(huán)境治理效應提供了準自然實驗機會。故本文以這一期間為研究對象，以283個地級市為研究樣本，結合當下我國二氧化碳排放上升、產能利用率下降的現狀，通過多期雙重差分模型嘗試討論領導干部自然資源資產離任審計對碳排放與產能治理的作用。

本文可能存在如下邊際貢獻：第一，鮮有文獻研究政府審計與產能利用率之間的關系，隨著產能過剩問題的凸顯，政府審計的治理功能是否發(fā)揮了積極作用，值得深入研究；第二，隨著“雙碳”目標的制定，政府審計推動這一目標實現成了不可避免的任務，但如何推動還有待研究；第三，本文根據研究結果得到的啟示對國家治理產能利用率低下與溫室氣體排放等問題提供一定參考。

國務院發(fā)展中心《進一步化解產能過剩的政策研究》課題組提出，產能過剩在微觀層面就是指企業(yè)的實際產出小于其最優(yōu)生產規(guī)模，宏觀中一般指行業(yè)的實際生產能力超過了市場需求[2]。能源使用與碳減排之間的聯系已得到廣泛證實。能源使用效率越高，二氧化碳減排的效率也會越高[3]。2013年至2016年建設的碳排放權交易市場試點可以通過降低能源消費強度的途徑實現碳減排[4]。

領導干部自然資源資產離任審計的主體應當是國家審計機關；審計對象主要是黨政機關領導干部和國有企業(yè)領導人員[5]；審計目標是為強化領導干部對生態(tài)文明建設的責任；審計內容可概括為自然資源資產法規(guī)政策執(zhí)行情況、自然資源資產重大決策事項、自然資源資產管理情況等；審計技術方法有3S技術(遙感RS、地理信息系統(tǒng)GIS和全球衛(wèi)星定位系統(tǒng)GPS)、大數據審計等[6]；審計實施方面，可以從暢通交流渠道、加強資源整合、完善反饋機制三個方面與資源環(huán)境督察實現協同治理[7]。以上研究通過理論闡述的形式分析了領導干部自然資源資產離任審計的基本要素，而實證研究則通過宏觀與微觀的數據檢驗發(fā)現，審計試點在一定程度上可以改善空氣質量[8]；提升試點地區(qū)政府和企業(yè)的環(huán)保投入[9]；促進企業(yè)履行環(huán)境責任[10]；推動企業(yè)實施綠色并購[11]。

從上述文獻來看，領導干部自然資源資產離任審計2013年被正式提出、2014年開始試點至今，規(guī)范類研究已相當豐富，實證類研究相對較少，且集中于微觀企業(yè)層面。在當前的“雙碳”目標下，領導干部自然資源資產離任審計與碳減排之間是否存在聯系？如果存在，作用機制又是如何？這些問題對政府審計助力“雙碳”目標實現具有實際意義，需要深入研究。因此本文以2010—2017年我國283個地級市的面板數據為樣本，實證檢驗領導干部自然資源資產離任審計對產能治理與低碳發(fā)展的影響。

二、 理論分析與研究假設

政府審計可以促進政令暢通、保障政策的貫徹落實[12]；推動財政資金合理配置，保證財政資金的使用合規(guī)、高效[13]；監(jiān)督重大工程項目建設，確保質量達到預期功能。而領導干部自然資源資產離任審計作為政府審計的一項制度創(chuàng)新，旨在落實領導干部責任，促進生態(tài)文明建設。對于二氧化碳減排而言，首先便是可以對碳政策的制定和落實情況進行審計，包括節(jié)能減排技術扶持、稅收減免、碳排放交易市場建設等；其次可以對碳財政資金的撥付分配、管理使用情況進行審計，財政資金審計作為政府審計的永恒主題，推動碳資金安全高效使用可以說是領導干部自然資源資產離任審計的主責主業(yè)；接著，可對碳減排的工程建設項目進行審計，如碳匯生態(tài)系統(tǒng)建設、節(jié)能技術產業(yè)示范區(qū)等，從而保證碳建設工程的質量符合預期；最后就是重點關注領導干部碳減排的責任履行情況，督促各級領導干部積極行動，組織當地相關部門，制定與地方經濟發(fā)展相匹配的辦法，推行上級政策或行動方案，如期平穩(wěn)實現減排目標?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O：

假設1：領導干部自然資源資產離任審計可以顯著降低二氧化碳排放量。

自然資源資產離任審計大致可以通過兩個途徑影響產能利用率。一方面，可以通過保障去產能政策的貫徹落實和法律法規(guī)的遵守直接提升地區(qū)工業(yè)產能用率。自供給側結構性改革提出以來，國有工業(yè)企業(yè)的政策執(zhí)行效果與法規(guī)遵守情況成為審計關注的重點。審計試點通過監(jiān)督其貫徹執(zhí)行供給側結構性改革政策情況和遵守生態(tài)環(huán)境保護法律法規(guī)情況，有效發(fā)現問題，如違規(guī)建設、大量生產等，不僅導致資源浪費，還會帶來溫室氣體的過度排放。審計機關根據國有企業(yè)違規(guī)行為出具審計結果公告，國有企業(yè)出于政治壓力，會產生提升產能利用率的動機和行為[14]，從而直接提升了產能利用率。另一方面，可以通過改善國有企業(yè)的內部治理來間接提升產能利用率。自然資源資產離任審計需要對有關領導的責任履行情況進行界定，從而發(fā)現國有企業(yè)經營管理中存在的問題與缺陷，包括資金挪用、過度投資、項目違規(guī)改擴建等，基于產能過剩很大程度上由企業(yè)盲目擴張引起，因此規(guī)范企業(yè)內部管理可以有效緩解盲目擴張、抑制非效率投資[15]，轉而將企業(yè)的資金用于產能技術研發(fā)等方面，間接帶來了產能利用率的提升。基于此，本文提出如下假設：

假設2：領導干部自然資源資產離任審計可以顯著提升業(yè)產能利用率。

審計署在2009—2018年間累計發(fā)布了311份審計結果公告，其中節(jié)能減排審計結果公告共有19份[16]。而對領導干部自然資源資產離任審計來說，可以從三個方面做好節(jié)能減排審計工作：其一，從不同的審計業(yè)務出發(fā)進行財務審計、合規(guī)審計與績效審計。財務審計主要保證節(jié)能減排專項資金的撥付與使用合理有效，合規(guī)審計使企業(yè)經營活動與工程項目遵守國家法律制度和環(huán)保政策，績效審計則使被審計單位的環(huán)境管理達到預期標準，實際項目進度情況未滯后于計劃進度。其二，從不同的審計對象出發(fā)對政府部門、企事業(yè)單位進行審計。一般來說，企業(yè)作為碳排放責任主體，自然是節(jié)能減排審計的主要對象，尤其是煤炭、鋼鐵、建筑等行業(yè)，亟須淘汰落后產能和高耗能項目，培育發(fā)展新產能，這同時也是領導干部節(jié)能減排工作的重點。其三，從不同的自然資源要素出發(fā)進行審計對水資源、礦產資源、森林資源、草資源和大氣資源等進行審計，其中森林資源、草地資源以及礦產中的煤炭資源與節(jié)能減排息息相關，有效管理和保護這些自然資源資產，成為檢驗領導干部節(jié)能減排成效的關鍵?；诖?，本文提出如下假設：

假設3：領導干部自然資源資產離任審計可通過提升產能利用率來降低二氧化碳排放，即產能利用率在領導干部自然資源資產離任審計降低二氧化碳排放的機制中扮演著“中介”角色。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇與數據來源

本文通過多期雙重差分模型(Time-Varying DID)，采用2010—2017年全國283個地級市面板數據為樣本，以表1中的149個試點城市為實驗組，134個非試點城市為控制組，研究領導干部自然資源資產離任審計試點政策對二氧化碳排放和產能利用情況的影響。之所以選擇2017年為研究的截止時間，是因為2018年審計試點工作結束，并在全國范圍內鋪開實行，從而導致2018年及以后的研究數據只有實驗組，而缺乏控制組，不符合雙重差分模型的前提假設，即要求控制組不受政策的外生沖擊，無法觀察試點地區(qū)的政策凈效應。同時，為保證樣本數據的對稱性，選取2010年為研究的起始時間。由于樣本外的其他50個地區(qū)(州、盟)數據缺失嚴重，故將其剔除。二氧化碳排放的數據來自中國碳排放核算數據庫(Chenetal.，2020)；領導干部自然資源資產離任審計試點數據通過《中國審計年鑒》與審計署、地方審計機關網站手工搜集整理所得；其他數據來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》以及《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

表1 領導干部自然資源資產離任審計試點情況

(二) 變量定義

1. 因變量

二氧化碳排放(LnCo2)與碳排放強度(Co2gdp)。Chen等采用粒子群優(yōu)化—反向傳播算法將DMSP/OLS和NPP/NIIRS衛(wèi)星數據進行匹配和統(tǒng)一，得到了較好的擬合效果，并利用夜間燈光數據和人類活動高度相關的特性反演了1997—2017年中國2735個縣的碳排放[17]。本文將各縣碳排放加總求和并取對數，便得到了第一個因變量碳排放(LnCo2)；將二氧化碳排放量與地區(qū)生產總值相比，便得到了本文第二個因變量碳排放強度(Co2gdp)。

2. 自變量

出于領導干部自然資源資產離任審計試點在多個城市先后實施的考慮，參考Beck等關于多期雙重差分模型的研究[18]，設置自變量(AuditPost)代表是否實施了審計試點，試點城市即為實驗組，未試點城市即為控制組。實驗組在試點前取0，試點當年及之后年份取1，控制組取0。

3. 中介變量

產能過剩問題主要體現在兩個方面，一是在供給端沒有將潛在產能全部轉化為實際產出，二是在需求端的需求不足與產品過剩[19]。本文借鑒楊振兵等的研究[20]，將產能利用情況分解為供給端與需求端兩個部分來進行估算，具體如下：

CU=Demandit/Potentialit=(Demandit/Yit)×(Yit/Potentialit)=Cud×Cus

(1)

其中，Cud表示需求端的產能利用率，由各城市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的銷售總額與實際產出的比值來衡量，即Demandit/Yit；Cus表示供給端的產能利用率，以實際產出與潛在生產能力的比值來衡量，即Yit/Potentialit。而潛在生產能力的數據無法直接獲取，需要通過異質性隨機前沿分析方法對供給端的產能利用率進行估算：

Cus=Yit/E[f(xit,β)|μit=0]

(2)

其中μit捕捉了生產過程中未被實際利用的產能損失，式(2)中f(xit,β)具體的函數形式為：

(3)

其中，j與l表示不同的生產要素，σs、σt與σr分別表示行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應。

4. 控制變量

根據以往研究[4]，選取其他碳排放的影響因素作為控制變量，具體變量定義見表2。根據前文所述，并借鑒溫忠麟等的中介效應研究[21]，構建如下的多期雙重差分模型進行檢驗：

表2 變量定義表

Yit=α1+α2AuditPostit+α3Controlsit+δi+θt+εi,t

(4)

Mit=β1+β2AuditPostit+β3Controlsit+δi+θt+εi，t

(5)

Yit=γ1+γ2AuditPostit+γ3Mit+γ4Controlsit+δi+θt+εi，t

(6)

其中，i和t分別表示城市和年份，Yit為因變量碳排放(LnCo2)與碳排放強度(Co2gdp)，Mit為中介變量產能利用率(Cu)，AuditPostit為自變量，Controlsit代表隨i、t變動的控制變量，δi代表城市固定效應，控制了地級市之間的異質性；θt代表了年份固定效應，控制了時間異質性；εi,t為隨機擾動項。

四、 實證分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表3報告了相關變量的描述性統(tǒng)計結果。首先，碳排放的最小值與最大值分別為1.019與5.441，標準差為0.752，反映了不同地區(qū)二氧化碳排放量存在較大差距；其次，碳排放強度的最小值與最大值分別為0.002與0.127，標準差為0.015，代表著不同地區(qū)碳排放的經濟效益存在差距；最后，產能利用率的最小值與最大值分別為0.869與0.229，意味著不同地區(qū)的產能利用率高低不同，存在較大的上升空間。

表3 描述性統(tǒng)計

(二) 基準回歸結果分析

為進一步檢驗領導干部自然資源資產離任審計試點對二氧化碳排放及產能利用率的影響，本文在建立多期雙重差分模型的基礎上，采用雙向固定效應對跨度8年的平衡面板數據進行回歸分析，回歸結果如表4所示。表4列(1)、列(2)、列(3)顯示，在加入控制變量且控制了年份固定效應與城市固定效應之后，領導干部自然資源資產離任審計(AuditPost)與碳排放(LnCo2)、碳排放強度(Co2gdp)、產能利用率(Cu)之間的回歸系數分別為-0.016、-0.023、0.04，且均在1%的水平上顯著，支持了假設1與假設2，即領導干部自然資源資產離任審計可以顯著降低二氧化碳排放、提升產能利用率?；貧w結果(4)、(5)顯示，在將產能利用率(Cu)作為中介變量加入回歸后，自變量AuditPost回歸系數為-0.013、-0.021，且分別在5%和1%的水平上顯著，而此時中介變量Cu的回歸系數分別為-0.076、-0.045，均在1%的水平上顯著，說明存在部分中介效應，支持了假設3，即領導干部自然資源資產離任審計降低二氧化碳排放可通過提升產能利用率的機制實現。

表4 領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應

(三) 穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

雙重差分模型有效的前提條件為實驗組與控制組具有平行發(fā)展趨勢，即在領導干部自然資源資產離任審計試點開始之前，要求實驗組城市與控制組城市在二氧化碳排放方面具有相同的發(fā)展趨勢。為此，本文參考陳運森等的研究[22]，對試點政策的動態(tài)效應進行實證檢驗，設置年份虛擬變量Before-4、Before-3、Before-2、Before-1、After1、After2、After3分別表示各試點城市在試點前4年、前3年、前2年、前1年和試點后1年、后2年、后3年取1，否則取0，再分別與組間變量Audit相乘，Audit代表試點城市取1，非試點城市取0，具體模型如下：

(7)

如表5所示，在領導干部自然資源資產離任審計試點前1年至前4年，實驗組與控制組的碳排放、碳排放強度的變動不存在顯著差異，而審計試點之后實驗組樣本的碳排放、碳排放強度相對于控制組樣本顯著下降，基本滿足平行趨勢假設，故上文中自變量AuditPost的回歸系數能夠鋪捉到審計試點對于碳減排的影響。

表5 平行趨勢檢驗

2. PSM-DID檢驗

為解決城市間異質性導致的樣本選擇性偏差帶來內生性問題，本文采用傾向性得分匹配方法(Propensity Score Matching)進行雙重差分估計。本文將表2中的控制變量選作匹配的協變量，采用Logit回歸估計傾向性得分，利用半徑匹配的方法從控制組城市中為實驗組城市一對一選取樣本，并篩選出符合共同支撐(Common Support)假設的樣本，協變量匹配的平衡性檢驗結果顯示，各協變量匹配后標準偏差的絕對值均小于10%，說明本文的匹配方法與匹配結果是可靠的。PSM后樣本的回歸結果如表6所示，自變量AuditPost與碳排放、碳排放強度、產能利用率之間的回歸系數分別為-0.014、-0.019、0.042，且均在1%的水平上顯著，并且前文所述的中介效應依然存在，故研究結論的穩(wěn)健性得到驗證。

表6 PSM-DID檢驗

3. 滯后效果檢驗

考慮到可能存在的滯后性問題，本文將自變量滯后一期，以觀察領導干部自然資源資產離任審計試點對次年的二氧化碳排放與產能治理的影響，限于篇幅，滯后效果結果未列示，留存?zhèn)渌?。自變量L.AuditPost與次年的碳排放、碳排放強度、產能利用率之間的回歸系數分別為-0.014、-0.021、0.033，且分別在5%和1%的水平上顯著，進一步支持了假設1與假設2，即審計對試點地區(qū)次年的節(jié)能減排依然起到作用?？赡艿脑蚴?，被審計領導干部加強了環(huán)保意識，對審計查出的相關問題進行了整改，延續(xù)了二氧化碳排放的下降與產能利用率的上升。與此同時，領導干部自然資源資產離任審計在試點后一年，依然可以通過提升產能利用率的機制實現二氧化碳排放的下降，即產能利用率的中介效應依然存在，支持了假設3，故前文所述的結論具有穩(wěn)健性。

4. 安慰劑檢驗

采用安慰劑檢驗(Placebo Test)來排除實驗組和控制組樣本地區(qū)固有特征差異對研究結果的干擾，即將政策實施年份向前平推3年，假設審計試點最早于2011年實施，最晚于2014年實施。限于篇幅，安慰劑檢驗結果未列示，留存?zhèn)渌?。AuditPost的系數在“偽政策發(fā)生時點”情形下均不顯著，說明審計試點后，試點地區(qū)二氧化碳排放量的下降與產能利用率的上升并不是受地區(qū)固有特征的影響，從而驗證了本文的研究結論。

五、 進一步分析

(一) 審計強度異質性

國家審計的投入力度越大，審計人員越多，審計越有經驗，審計時間越充分，被審計的范圍越廣，審計效果越好。據《中國審計年鑒》公開數據顯示，2014—2017年全國審計人員的數量依次為93505人、94922人、96340人、99174人，被審計的領導干部數量依次為30878人、34803人、38354人、39355人。值得一提的是，截至2017年10月，全國審計機關開展了827個審計項目，對1210位領導干部進行了自然資源資產的離任(任中)審計?？梢钥闯鰢覍徲嫷耐度肓Χ戎鹉暝黾?，審計強度逐年提升。那么在實施領導干部自然資源資產離任審計試點工作時，不同審計強度下，審計效果是否不同？基于此，本文參考潘俊等的研究[23]，以(應上繳財政+應減少財政撥款或補貼+應歸還原渠道資金+應調賬處理金額)/被審計單位個數來衡量審計強度，將高于其中位數的樣本定義為審計強度高(force=1)的地區(qū)，低于其中位數的樣本定義為審計強度低(force=0)的地區(qū)。由于數據限制，審計強度數據僅獲取到省級層面，回歸結果如表7所示?？梢钥闯?，領導干部自然資源資產離任審計在審計強度高的地區(qū)，提升產能利用率、降低二氧化碳排放的效果更加顯著。

表7 不同審計強度下領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應

(二) 財政狀況異質性

根據劉家義的研究可知[1]，審計機關履職盡責所需的資金來源于本級地方人民政府，若所屬地區(qū)財政經費充足，審計人員的活動經費便可得到保證，審計人員也將充分發(fā)揮專業(yè)性、獨立性和積極性，運用更加先進的信息技術，盡可能地擴大審計監(jiān)督范圍，努力做到審計全覆蓋。因此本文利用財政狀況中位數進行分組回歸，財政狀況=一般公共預算收入/地區(qū)生產總值，低于中位數的樣本代表財政狀況差(revenue=0)的地區(qū)，高于中位數的樣本代表財政狀況好(revenue=1)的地區(qū)，回歸結果如表8所示，與財政狀況差的地區(qū)相比，審計試點在財政狀況較好的地區(qū)提高產能利用率、降低二氧化碳排放的效果更加顯著，說明在財政經費充足的情況下，審計可更好地發(fā)揮監(jiān)督效能。

表8 不同財政狀況下領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應

(三) 碳排放權交易市場試點的影響

上述研究顯示，領導干部自然資源資產離任審計具有節(jié)能減排效應，且該實證結論具有穩(wěn)健性。然而國家在低碳發(fā)展布局中，還實施了一系列其他的政策措施，這些政策同樣具備節(jié)能減排效果。由于領導干部自然資源資產離任審計內容包含了貫徹執(zhí)行中央生態(tài)文明建設方針政策和決策部署情況、完成自然資源資產管理和生態(tài)環(huán)境保護目標情況等，我們預測在實施低碳政策的地區(qū)，審計試點更加能夠促進節(jié)能減排。為驗證這一推測，本文以碳排放權交易試點為背景，研究領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應。2011年“十二五”規(guī)劃正式提出要逐步建立碳排放權交易市場，2013—2016年在北京、天津、福建等地區(qū)先后開展碳市場試點，2021年發(fā)電行業(yè)率先啟動全國性的碳排放權交易市場?；诖耍疚臉嫿╰rade變量表示碳交易試點情況，試點地區(qū)取1，非試點地區(qū)取0，將樣本分為碳交易試點地區(qū)樣本和非試點地區(qū)樣本進行回歸?；貧w結果如表9所示，領導干部自然資源資產離任審計在碳排放權交易試點地區(qū)的節(jié)能減排效果更加顯著，驗證了上述推測，說明領導干部自然資源資產離任審計能夠有效保證國家生態(tài)環(huán)境保護政策得到落實。

表9 碳市場試點下領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應

六、 結論性評述

本文利用2010—2017年283個地級市的數據為樣本，通過多期雙重差分模型和中介效應三步法實證檢驗了領導干部自然資源資產離任審計的節(jié)能減排效應。研究發(fā)現：領導干部自然資源資產離任審計可通過提升地區(qū)工業(yè)產能利用率來降低地區(qū)二氧化碳的排放。不僅如此，本文還利用審計強度、財政狀況、碳交易試點異質性來分析領導干部自然資源資產離任審計對二氧化碳排放和產能利用率的影響，結果表明，這一影響在審計強度較高的地區(qū)、財政狀況較好的地區(qū)以及碳排放權交易市場試點地區(qū)效果更加顯著。

結合上述研究，本文有如下政策啟示：(1)“雙碳”目標下，領導干部自然資源資產離任審計，要加強對低碳政策的貫徹落實情況、財政資金的撥付使用情況、工程項目的建設運行情況以及領導干部的履責情況審計，確保政策的有效落實、資金的合規(guī)使用、工程的質量過關和領導干部的勤勉盡責，為2030年“碳達峰”打下良好基礎。(2)加大對國有工業(yè)企業(yè)產能治理情況的審查，一方面促使其充分貫徹落實國家的供給側改革政策，積極推動去產能改革，另一方面要界定國企領導干部責任，緩解盲目擴張、抑制非效率投資，從而保障區(qū)域和全國的供給側結構性改革順利開展，以實現“碳達峰”與“碳中和”的目標。(3)由于領導干部自然資源資產離任審計在審計強度大、財政狀況較好的地區(qū)更能發(fā)揮節(jié)能減排作用，因此一方面要加大審計投入的力度，擴大審計人才隊伍，培養(yǎng)審計人員工作能力和經驗，做到對領導干部應審盡審；另一方面要保障審計人員的活動經費，使得審計人員能夠充分發(fā)揮專業(yè)性與獨立性，運用先進的審計技術，提高審計質量，最終體現為二氧化碳排放的實際下降和產能利用率實際上升。