政府环境审计能够促进企业绿色创新吗？——来自国家审计署层面的经验证据

于连超 刘东辉 毕 茜 王 雷

1 引 言

2015年10月，党的十八届五中全会首次提出“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念。2017年10月，党的十九大报告明确提出“必须坚定不移贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的发展理念”。2021年3月，《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》再次提出“坚定不移贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念”。绿色创新兼顾绿色与创新的双重理念，是协调环境保护与经济发展的重要纽带（Magat，1978［1］）。环境制度作为企业绿色创新的重要驱动力，引起了理论界的广泛探讨。学者们探讨了排污权交易政策（齐绍洲等，2018［2］）、环境税政策（李香菊和贺娜，2018［3］；于连超等，2019［4］）、环保约谈政策（王旭等，2021［5］）、节能低碳政策（邓玉萍等，2021［6］）、绿色信贷政策（王馨和王营，2021［7］）等环境制度对企业绿色创新的影响，发现上述环境制度均能显著促进企业绿色创新，助力生态文明建设和经济高质量发展。然而，政府环境审计作为中国生态文明制度体系的重要组成部分，其能否有效促进企业绿色创新以推动绿色创新经济发展，有待进一步探讨。

中国政府环境审计制度起步较晚，正处在改革的关键期（于连超等，2020［8］）。2008年，国家审计署制定《审计署2008至2012年审计工作发展规划》，正式将资源环境审计列为六大审计类型之一。2009年，国家审计署出台《审计署关于加强资源环境审计工作的意见》，从方式方法、工作格局、队伍建设、工作制度、理论研究等方面对政府环境审计工作进行了战略部署。2011年，国家审计署发布《审计署“十二五”审计工作发展规划》，提出“发挥审计在资源管理与环境保护中的积极作用，推动生态文明建设”。2016年，国家审计署发布《“十三五”国家审计工作发展规划》，提出“加大对资源富集和毁损严重地区的审计力度，对重点国有资源、重大污染防治和生态系统保护项目实行审计全覆盖，推动加快生态文明建设”。2021年，《中华人民共和国审计法》立法通过，明确政府环境审计的法律地位。根据国家审计署披露的审计公告显示，2017年国家审计署对河北、山西、辽宁等18个地区进行了政府环境审计，2018年国家审计署对云南、四川、贵州等11个地区进行了政府环境审计。可见，中国正在大力实施政府环境审计制度，迫切需要健全体制机制来完善政府环境审计制度以推进经济可持续发展。

现有文献对政府环境审计展开了有益的探讨，可以概括为理论构建、实务指引和经验研究三个方面。在理论构建方面，学者们探讨了政府环境审计的主体、客体、目标等内容（耿建新和牛红军，2007［9］；Rika，2009［10］；Mimeche，2010［11］；王爱国和张志，2019［12］），认为政府环境审计是指国家审计机关依法对政府和企事业单位的环境管理系统及经济活动中产生的环境问题和环境责任进行监督、评价和鉴证。在实务指引方面，学者们讨论了美国《环境评估和管理指南》（Hepler和Neuman，2003［13］）、新西兰《环境审计指引》（Chiang和Northcott，2010［14］）、福建九龙江流域环境审计（厦门市审计学会课题组等，2013［15］）、大数据对政府环境审计的冲击（马志娟和梁思源，2015［16］）、生态文明建设对政府环境审计的挑战（徐薇和陈鑫，2018［17］）、区域间政府环境审计合作（赵彩虹和韩丽荣，2019［18］）等内容，为政府环境审计制度提供了实务指引。在经验研究方面，现有研究分析了政府环境审计的环境效应，发现政府环境审计对地区或企业环境绩效（曾昌礼和李江涛，2018［19］；于连超等，2020［8］）、企业环境信息披露（蔡春等，2019［20］）、企业环保投资（蔡春等，2021［21］）均具有积极的正向作用。可见，现有文献重点关注了政府环境审计的环境有效性，对其经济有效性探讨不足。为此，本文以企业绿色创新为研究视角，探讨政府环境审计是否能够促进企业绿色创新以实现环境保护与经济发展的双赢。

本文手工梳理了国家审计署层面的政府环境审计情况，基于沪深A股上市公司2007—2019年的经验证据，使用多期双重差分方法检验了政府环境审计对企业绿色创新的影响。研究发现，政府环境审计能够显著促进企业绿色创新，换言之，政府环境审计实施后，接受政府环境审计地区的企业绿色创新水平明显提高。进一步考虑监督环境后发现，当媒体监督较强时，政府环境审计对企业绿色创新的促进作用更显著，可见媒体监督能够强化政府环境审计对企业绿色创新的促进作用。分析影响机制发现，政府环境审计主要通过环境规制机制和环保补贴机制来促进企业绿色创新，其中环境规制机制表现为环境处罚力度提高和环境税收水平提高，环保补贴机制表现为环保补贴力度提高，可见政府环境审计能够有效督促地方政府提高环境规制强度和环保补贴力度，从而促进企业绿色创新。检验经济后果发现，政府环境审计视角下的企业绿色创新不仅能够提高其环境绩效，更能够提高其经济绩效和经济效率，可见政府环境审计视角下的企业绿色创新兼具环境有效性和经济有效性。

本文的研究贡献主要包括以下三个方面：第一，从绿色创新角度丰富了政府环境审计的有效性研究。现有文献重点探讨了政府环境审计的环境有效性，如地区/企业环境绩效、企业环境信息披露、企业环保投资等方面，缺乏经济有效性的探讨。然而，判断政府环境审计制度的有效性如何，不仅需要关注其环境有效性，更需要关注其经济有效性。本文以企业绿色创新为研究视角，探讨政府环境审计是否能够促进企业绿色创新以实现环境保护和经济发展的双赢，有助于丰富政府环境审计的有效性研究，为审计部门完善政府环境审计制度提供有力的经验证据。第二，从政府环境审计视角拓展了企业绿色创新的驱动因素研究。环境制度作为一种重要的约束激励机制，其是否能够促进企业绿色创新，是学者们关注的重要内容。现有研究重点探讨了排污权交易政策、环境税政策、环保约谈政策、节能低碳政策、绿色信贷政策等环境制度对企业绿色创新的影响，缺乏政府环境审计制度的探讨。本文以政府环境审计为研究视角，探讨政府环境审计对企业绿色创新的影响，有助于拓展企业绿色创新的驱动因素研究，为政府推进绿色创新经济发展提供重要的政策参考。第三，揭示了政府环境审计对企业绿色创新的影响机制。本文从政府环境审计的目标和内容出发，通过构建“国家审计署——地方政府环境政策——企业绿色创新”的理论框架，从理论层面分析了政府环境审计如何通过环境规制机制和环保补贴机制来约束和激励企业绿色创新，从实证层面验证了上述两种机制，有助于揭示政府环境审计对企业绿色创新的影响机理，为后续研究政府环境审计的微观效应提供一个可供参考的理论框架。

本文剩余结构安排如下：第二部分为理论分析与研究假设；第三部分为研究设计；第四部分为实证结果与分析，探讨政府环境审计对企业绿色创新的影响效应、影响机制及其影响异质性；第五部分为进一步分析，探究政府环境审计视角下企业绿色创新的环境效应和经济效应；第六部分为研究结论与启示。

2 理论分析与研究假设

长期以来，中国一直采取粗放型经济发展模式，引致了地方政府的环境机会主义行为，制约了绿色创新经济发展。按照发挥作用的方式和手段不同，可以将地方政府的环境政策划分为环境规制和环保补贴两大类（胡珺等，2019［22］；李青原和肖泽华，2020［23］），其中环境规制侧重通过标准、规范、税收、交易等方式来约束企业行为（原毅军和陈喆，2019［24］），环保补贴侧重通过生态补偿的方式来激励企业行为（沈洪涛等，2018［25］）。然而，在实践过程中，地方政府存在明显的环境机会主义行为。一方面，由于重污染行业作为地方经济发展的支柱型产业，能够在短期内促进经济高速增长，因而为了追求经济快速增长，地方政府有动力进行行政干预（Su等，2012［26］；徐业坤和马光源，2019［27］），要求环保部门降低环境规制强度，促使重污染企业盲目投资，持续提高产能。另一方面，由于环保补贴不仅不能在短期内促进经济增长，而且还会增加地方财政负担，因而地方政府有动力进行行政干预，要求财政部门降低环保补贴力度，甚至取消环保补贴政策。这种环境机会主义行为会弱化环境政策执行，难以有效驱动企业绿色创新。

政府环境审计作为一种重要的环境监督手段，在执法刚性和监督作用方面具有独特的优势，能够抑制地方政府的环境机会主义行为。一方面，政府环境审计的执法刚性更强（Mimeche，2010［11］；于连超等，2020［8］）。政府环境审计的主体是国家审计署或地方审计厅（局）。当政府环境审计的主体是同级审计厅（局）时，与同级环保部门或财政部门相比，同级审计厅（局）受到的行政干预程度更低，致使政府环境审计的执法刚性更强。当政府环境审计的主体是上级审计署（厅）时，由于上级审计署（厅）不由下级地方政府管理，导致政府环境审计的执法刚性更强。另一方面，政府环境审计的监督作用更强（Rika，2009［10］；蔡春等，2019［20］）。政府环境审计的审计内容不仅包括前端的环境政策制定环节和后端的环境政策执行效果，还包括中间的环保资金运行环节，可见政府环境审计是一个全过程的环境监督手段，能够发挥更强的监督作用。政府环境审计凭借更强的执法刚性和监督作用，能够有效发现地方政府在环境政策制定、环保资金运用、环境政策执行等过程中存在的问题，及时纠正地方政府的环境机会主义，督促地方政府执行更加严格的环境政策，从而促进企业绿色创新。

第一，政府环境审计能够督促地方政府提高环境规制强度，从而促进企业绿色创新。一方面，政府环境审计部门通过查阅地方环境法规、环境规章、环境标准等文件，并与国家层面的环境法律和其他地区的环境政策进行对比，能够发现地方政府在环境规制制定方面存在的环境标准缺失、环境标准较低等问题（曾昌礼和李江涛，2018［19］）。另一方面，政府环境审计部门通过实地勘察地方环境污染排放情况，能够发现地方政府在环境规制执行效果方面存在的宽松执法、执法不到位等问题（厦门市审计学会课题组，2013［15］）。在发现以上情况后，政府环境审计部门通过出具审计整改通知书，并公告审计结果，能够有效督促地方政府提高环境规制强度。根据波特假说，严格的环境规制能够有效激励企业创新，获得创新补偿效应（Porter和Der Linde，1995［28］；Jaffe和Palmer，1997［29］）。与传统的技术创新相比，企业绿色创新不仅能够获得与传统技术创新等价的补偿效应，更能够降低环境规制的遵循成本，因而政府环境审计能够激励企业绿色创新。因此，政府环境审计能够有效纠正地方政府在环境规制制定和执行过程中存在的问题，督促地方政府提高环境规制强度，从而促进企业绿色创新。

第二，政府环境审计能够督促地方政府提高环保补贴力度，从而促进企业绿色创新。一方面，政府环境审计部门通过检查地方环境税费资金的使用途径，能够发现地方政府存在的资金挪用、使用效率低下等问题。另一方面，政府环境审计部门通过检查地方环境整治专项资金的使用情况，能够发现地方政府存在的资金不到位、金额不足等问题。在发现以上情况后，政府环境审计部门通过出具审计整改通知书，并公告审计结果，能够有效督促地方政府提高环保补贴力度。然而，企业技术创新受到调整成本的制约，当调整成本过高时，企业技术创新会受到抑制（李万福和杜静，2016［30］）。与传统技术创新相比，企业绿色创新需要更多的人力资源和资金资源，企业面临更高的调整成本。提高环保补贴力度可以有效降低企业绿色创新过程中的调整成本，激励企业进行绿色创新。因此，政府环境审计能够有效纠正地方环境税费和环境整治专项资金使用中存在的问题，督促地方政府提高环保补贴力度，从而促进企业绿色创新。

综上可知，政府环境审计不仅能够督促地方政府提高环境规制强度，更能够督促地方政府提高环保补贴力度，从而促进企业绿色创新。基于上述分析，本文提出研究假设H1和H2。

H1：政府环境审计能够显著促进企业绿色创新。

H2：政府环境审计促进企业绿色创新的机制在于提高环境规制强度和环保补贴力度。

面对不同的监督环境，政府环境审计对企业绿色创新的影响可能存在明显差异。媒体监督作为一种重要的外部监督机制，能够有效促进企业履行环境责任（沈洪涛和冯杰，2012［31］；王云等，2017［32］）。理论上，媒体监督能够强化政府环境审计的环境规制机制和环保补贴机制，从而促进企业绿色创新。当媒体监督较强时，一方面，媒体具有较强的信息搜集能力，能够为政府环境审计部门提供更多的环境信息，帮助其发现地方政府在环境规制执行过程中存在的问题，提高政府环境审计效率，更好地促进企业绿色创新。另一方面，媒体具有较强的信息传播能力，能够让公众了解当地的环境状况，提高公众环境诉求，强化政府环境审计的执法刚性和监督作用，更好地促进企业绿色创新。当媒体监督较弱时，媒体的信息搜集能力和信息传播能力较差，从而减弱政府环境审计对企业绿色创新的促进作用。基于上述分析，本文提出研究假设H3。

H3：当媒体监督较强时，政府环境审计更能显著促进企业绿色创新。

3 研究设计

3.1 样本选取与数据来源

本文选取2007—2019年沪深A股上市公司作为初始样本，并剔除金融保险行业、出现ST、*ST等特殊情形、变量缺失的样本，最终获得“企业—年度”观测值29792个。本文数据来源如下：（1）企业绿色创新，首先借助Python软件在国家知识产权局的专利检索及分析网站上获取企业专利申请情况（包括专利名称、申请号、IPC分类号、CPC分类号、摘要等内容），其次根据世界知识产权组织（WIPO）关于绿色专利分类标准筛选出企业绿色专利申请量；（2）政府环境审计，根据国家审计署公布的审计公告，手工整理出政府环境审计情况，据此构建多期双重差分模型；（3）控制变量，数据来源于国泰安数据库。为了避免极端值可能对实证结果造成的不利影响，本文对连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文数据处理与分析均使用Stata16完成。

3.2 变量定义

为了分析政府环境审计对企业绿色创新的影响，本文进行如下的变量定义：

（1）企业绿色创新。理论上，企业绿色创新可以从投入和产出两个方面衡量，其中投入维度的企业绿色创新衡量指标是企业绿色研发投入，产出维度的企业绿色创新衡量指标是企业绿色专利申请量（齐绍洲等，2018［2］；李青原和肖泽华，2020［23］）。由于上市公司不单独披露环境保护方面的研发投入金额，故而本文难以从公开渠道获取企业绿色研发投入数据。因此，借鉴齐绍洲等（2018）［2］、李青原和肖泽华（2020）［23］等学者的研究方法，本文使用企业绿色专利申请量+1的自然对数作为企业绿色创新（GI）的代理指标。

（2）政府环境审计。政府环境审计包括国家审计署对地方政府的环境审计，地方审计厅（局）对本级或下级政府的环境审计。由于地方审计厅（局）较少披露政府环境审计情况，导致本文难以获得地方审计厅（局）层面的政府环境审计证据。因此，本文手工整理了国家审计署层面的政府环境审计数据。

由于各个地区接受国家审计署层面的政府环境审计的时间点不同，因而本文选取接受政府环境审计地区的企业作为实验组，未接受政府环境审计地区的企业作为控制组，将首次接受政府环境审计的年份作为起始年份，构建交互项（Du×Dt）来识别政府环境审计对企业绿色创新的影响，其变量定义如下：当企业所在地接受政府环境审计且时间属于政府环境审计的当年及以后年份时取1，否则取0。

（3）控制变量。参考齐绍洲等（2018）［2］、李青原和肖泽华（2020）［23］、王馨和王营（2021）［7］、崔秀梅等（2021）［33］等学者的方法，本文设置如下的控制变量（CVs）：企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、资产收益率（Roa）、企业成长性（Growth）、企业年龄（Age）、产权性质（State）、董事会规模（Director）、监事会规模（Supervisor）、独立董事比例（Id）、两职合一（Dual）、第一大股东持股（Large），以及年份效应（Year）、行业效应（Indu）和省份效应（Prov）。本文变量说明如表1所示。

表1 变量说明

3.3 实证模型

参考Beck等（2010）［34］的研究方法，本文使用多期双重差分方法来检验政府环境审计对企业绿色创新的影响，构建模型（1）。理由在于：国家审计署实施的政府环境审计是逐步实施的，导致实验组和控制组的划分是动态变化的，不能使用传统的单期双重差分法。此外，根据Beck等（2010）［34］的研究思路，多期双重差分模型无需引入单独的分组变量（Du）和时间变量（Dt）。

此外，国家审计署层面的政府环境审计具有随机性，为构造准自然实验提供了有力的条件支撑。其一，国家审计署实施的政府环境审计没有呈现出一定的规律性，具有不可预测性。其二，国家审计署在实施政府环境审计之前，不会事先通知被审计地区的地方政府，表现出突击性。

在模型（1）中，i为企业，t为年份，其他变量含义见变量定义部分。本文重点关注Du×Dt的显著性，若其显著为正，则说明政府环境审计能够显著促进企业绿色创新。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

表2报告了本文主要变量的基本统计描述。GI的平均值为0.700，中位数为0.000，最小值为0.000，最大值为7.792，标准差为1.115，可见个体之间的企业绿色创新存在明显差异，波动幅度较大。Du×Dt的平均值为0.372，可见所在地接受政府环境审计且时间属于政府环境审计的当年及之后年份的“企业—年度”观测值占比约为37.2%，这一比例较低，有待提高。

4.2 基准回归分析

为了验证政府环境审计对企业绿色创新的影响，本文对模型（1）进行回归分析，回归结果见表3。列（1）显示，若不控制现有变量，Du×Dt对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.069，且在1%的水平上显著，表明政府环境审计能够显著促进企业绿色创新。列（2）显示，若进一步控制现有变量，Du×Dt对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.076，且在1%的水平上显著，可见政府环境审计对企业绿色创新的促进作用不受现有控制变量的影响。结果表明，政府环境审计对企业绿色创新具有显著的正向影响，换言之，政府环境审计实施后，接受政府环境审计地区的企业绿色创新水平明显提升。平均来说，政府环境审计实施后，实验组的企业绿色创新要比控制组高0.076个单位，相当于企业绿色创新平均值的5.2%（=0.076×0.483÷0.700×100%）。可见，政府环境审计对企业绿色创新的促进作用不仅具有统计显著性，还具有经济显著性，该结论支持了研究假设H1。

表3 基准回归结果

续表

4.3 影响机制分析

政府环境审计能够显著促进企业绿色创新，但内在的影响机制是什么？一方面，政府环境审计能够促使地方政府提高环境规制强度，从而促进企业绿色创新，表现为“环境规制机制”；另一方面，政府环境审计能够促使地方政府提高环保补贴力度，从而促进企业绿色创新，表现为“环保补贴机制”。

为了验证环境规制机制和环保补贴机制是否成立，本文参考江艇（2022）［35］的中介效应检验思路，重点考察政府环境审计对中介变量的影响，识别政府环境审计对环境规制和环保补贴的因果效应，构建模型（2）。

在模型（2）中，MV代表中介变量，其他变量含义同模型（1）。为了验证环境规制机制是否成立，本文选取环境处罚（EnvPun）、环境税收（EnvTax）作为环境规制的替代变量，其中环境处罚是指若企业当年受到环境方面的行政处罚时取1，否则取0；环境税收的衡量参考于连超等（2019）［4］的研究方法，使用环境保护方面的税费金额，并+1取自然对数，其中环境保护方面的税费主要包括环境保护税（2018年之前称作“排污费”）、资源税等税费。为了验证环保补贴机制是否成立，本文参考沈洪涛等（2018）［25］的研究方法，使用环境保护方面的政府补助金额作为企业环保补贴（EnvSub）的代理指标，并+1取自然对数。环境处罚的数据来源于企业发布的环境处罚公告，环境税收的数据来源于企业（营业）税金及附加明细和管理费用明细，环保补贴的数据来源于企业政府补助明细。影响机制的回归结果如表4所示，其中列（1）和列（2）报告了环境规制机制的回归结果，列（3）报告了环保补贴机制的回归结果。

第一，环境规制机制。表4列（1）显示，Du×Dt对企业环境处罚（EnvPun）的回归系数为0.089，通过显著性检验，可见政府环境审计能够促使地方政府提高环境处罚力度，换言之，政府环境审计实施后，实验组的环境处罚概率明显提升。表4列（2）显示，Du×Dt对企业环境税收（EnvTax）的回归系数为0.066，通过显著性检验，可见政府环境审计能够促使地方政府提高环境税收水平，换言之，政府环境审计实施后，实验组的环境税收水平明显提升。当环境处罚力度和环境税收水平提高时，企业环境合法压力明显提升，能够约束企业提高绿色创新以实现可持续发展。

第二，环保补贴机制。表4列（3）显示，Du×Dt对企业环保补贴（EnvSub）的回归系数为0.068，通过显著性检验，可见政府环境审计能够促使地方政府提高环保补贴力度，换言之，政府环境审计实施后，实验组的环保补贴金额明显提升。当环保补贴金额提高时，企业绿色创新的调整成本明显降低，能够激励企业提高绿色创新以实现可持续发展。

表4 影响机制的回归结果

综上可知，政府环境审计能够通过环境规制机制和环保补贴机制来促进企业绿色创新，其中环境规制机制表现为环境处罚力度提高和环境税收水平提升，环保补贴机制表现为环保补贴力度提升，该结论支持了研究假设H2。

4.4 异质性分析

媒体监督作为一种重要的外部监督机制，会对政府环境审计与企业绿色创新的关系产生重要的影响。理论上，媒体监督能够通过信息搜集功能和信息传播功能来强化政府环境审计的环境规制机制和环保补贴机制，更好地促进企业绿色创新。

为了检验媒体监督的影响，本文参考沈洪涛和冯杰（2012）［31］、王云等（2017）［32］的研究方法，使用媒体负面环境报道的数量作为媒体监督的代理指标，并+1取自然对数。该指标为正指标，当媒体负面环境报道数量越多时，表明媒体监督越强，反之亦然，并根据媒体监督的中位数区分媒体监督较弱组和媒体监督较强组。媒体监督的原始数据来源于中国咨询行的中国经济新闻数据库，由笔者借助Python软件根据“公司简称+环境关键词”检索和统计得到，负面环境报道的关键词包括但不限于环境污染、污染排放、废气、废水、固定废物、环境违规、环境处罚、排污费欠缴等。

表5报告了媒体监督的回归结果。列（1）显示，在媒体监督较弱的样本中，Du×Dt对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.058，通过显著性检验；列（2）显示，在媒体监督较强的样本中，Du×Dt对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.114，通过显著性检验；组间系数差异为0.056，通过显著性检验（P值为0.071）。结果表明，当媒体监督较强时，政府环境审计对企业绿色创新的促进作用更显著，换言之，媒体监督能够强化政府环境审计对企业绿色创新的促进作用，该结论支持了研究假设H3。经分析发现，当媒体监督较强时，媒体不仅能够凭借信息搜集功能为政府环境审计部门提供更多的环境信息，还能够凭借信息传播功能来吸引更多的公众参与环境监督，督促地方政府强化环境政策执行，更好地促进企业绿色创新。

表5 媒体监督的回归结果

4.5 稳健性检验

本文进行如下的稳健性检验：

（1）平行趋势检验。使用多期双重差分法的前提是满足平行趋势假设。为此，本文进行平行趋势检验，设置以下变量：Before3、Before2、Before1分别代表当企业所在地接受政府环境审计且时间属于政府环境审计的前三年、前两年、前一年时取1，否则取0；Current代表当企业所在地接受政府环境审计且时间属于政府环境审计的当年时取1，否则取0；After1、After2、After3分别代表当企业所在地接受政府环境审计且时间属于政府环境审计的后一年、后两年、后三年时取1，否则取0。

表6的列（1）报告了平行趋势检验的结果。Before3、Before2、Before1对企业绿色创新（GI）的回归系数分别为0.036、0.031、-0.012，均未通过显著性检验，可见政府环境审计实施之前，实验组和控制组的企业绿色创新水平不存在明显差异。Current对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.042，未通过显著性检验；After1、After2、After3对企业绿色创新（GI）的回归系数分别为0.053、0.071、0.114，均通过显著性检验，可见政府环境审计实施之后，实验组的企业绿色创新水平明显提升，这一提升作用主要表现在政府环境审计的下一年、下两年、下三年中，在政府环境审计的当年并不显著，可见政府环境审计对企业绿色创新的促进作用存在一定的时滞，与本文研究结论一致。

（2）倾向得分匹配法+双重差分法。虽然国家审计署实施的政府环境审计具有随机性，但是仍然可能存在样本选择问题，例如当地区企业绿色创新水平较低、环境责任履行较差时，国家审计署更倾向于对该地区实施政府环境审计。为此，本文使用倾向得分匹配法+双重差分法，匹配参数如下：匹配变量为控制变量，匹配方法为最近邻匹配，匹配比例为一比一。经过倾向得分匹配后，实验组和控制组在现有控制变量层面不存在明显的差异，为一个较好的匹配。

表6的列（2）报告了倾向得分匹配法+双重差分法的结果。Du×Dt对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.078，通过显著性检验，可见政府环境审计能够显著促进企业绿色创新，验证了本文研究结论的可靠性。

（3）安慰剂检验。由于政府环境审计实施之后实验组与控制组的企业绿色创新趋势可能会受到其他因素的影响，从而影响实证结果的稳健性。为此，本文进行安慰剂检验。安慰剂检验的思路如下：第一步，随机分配接受政府环境审计组和未接受政府环境审计组的企业，保持两组的相对比例不变；第二步，在此基础上，构建多期双重差分模型，进行回归分析；第三步，重复以上步骤500次，观察交互项（Du×Dt）变量回归系数t值的概率密度。如果Du×Dt变量t值近似符合正态分布假设，且通过显著性检验是小概率事件，则说明本文研究结论是稳健的。

经统计，交互项（Du×Dt）变量t值的平均值为-0.010，中位数为0.023，且在1%的水平上通过显著性检验的次数为5，占比为1.0%，可见Du×Dt变量t值的概率密度近似符合正态分布假设，且通过显著性检验是小概率事件。该结论支撑了本文研究结论，侧面印证了政府环境审计能够显著促进企业绿色创新这一研究结论不受其他因素的干扰。

（4）新《环保法》的外生冲击。2015年1月1日史上最严的《环保法》实施，可能会影响政府环境审计与企业绿色创新的关系。为此，本文在模型（1）的基础上，引入新《环保法》（Law）、政府环境审计与新《环保法》的交互项（Du×Dt×Law），重点关注Du×Dt×Law的显著性。

表6的列（3）报告了新《环保法》外生冲击的回归结果。Du×Dt×law对企业绿色创新（GI）的回归系数为0.040，通过显著性检验，表明新《环保法》能够强化政府环境审计对企业绿色创新的促进作用，换言之，当新《环保法》实施后，政府环境审计对企业绿色创新的促进作用更显著，可见新《环保法》的外生冲击没有对本文研究结论的可靠性产生不利影响。

（5）更换变量。正文中使用企业全部绿色专利申请量+1的自然对数来衡量企业绿色创新，因而为了提高实证结果的稳健性，本文使用企业绿色发明专利申请量+1的自然对数（GI_robust）作为企业绿色创新的替代指标。若政府环境审计能够显著提高企业绿色发明专利申请量，则说明政府环境审计的有效性更高。

表6的列（4）报告了更换变量的结果。Du×Dt对企业绿色创新（GI_robust）的回归系数为0.083，通过显著性检验，可见政府环境审计能够显著提高企业绿色发明专利申请量，表明政府环境审计的有效性较高，支持了本文研究结论。

表6 稳健性检验的回归结果

续表

5 进一步分析

政府环境审计能够显著促进企业绿色创新，但这种促进作用能否实现环境保护与经济发展的双赢？接下来，本文进一步探讨政府环境审计视角下企业绿色创新的环境效应和经济效应。

为了检验上述的环境效应和经济效应，本文构建模型（3）。

在模型（3）中，EnvE ff为环境效应，EcoE ff为经济效应，其他变量含义同模型（1）。对于环境效应来说，本文分析政府环境审计视角下企业绿色创新对其环境绩效的影响。参考沈洪涛等（2014）［36］的研究方法，本文使用企业环境表现得分作为企业环境绩效（EnvPer）的替代指标，并+1取自然对数，其数据来源于和讯网公布的企业社会责任评价指标中的环境责任得分。对于经济效应来说，本文分析政府环境审计视角下企业绿色创新对其经济绩效和企业经济效率的影响。其中，企业短期经济绩效（Roa）使用企业资产报酬率来衡量，并乘以100以提高回归系数估计精度；企业长期经济绩效（TobinQ）使用托宾Q值来衡量；企业经济效率（TFP）使用企业全要素生产率来衡量，使用LP方法来测算企业全要素生产率，相关参数设定与鲁晓东和连玉君（2012）［37］一致。计算上述指标的数据均来源于国泰安数据库。

5.1 环境效应分析

表7的列（1）报告了环境效应的回归结果。结果显示，在不考虑政府环境审计的情况下，GI对企业环境绩效（EnvPer）的回归系数为0.035，通过显著性检验，可见企业绿色创新能够显著提高其环境绩效；在考虑政府环境审计的情况下，Du×Dt×GI对企业环境绩效（EnvPer）的回归系数为0.062，通过显著性检验，可见政府环境审计能够强化企业绿色创新对其环境绩效的正向作用。因此，政府环境审计视角下的企业绿色创新能够提高其环境绩效。

5.2 经济效应分析

表7的列（2）至列（4）报告了经济效应的回归结果。表7列（2）报告了短期经济绩效的回归结果。结果显示，在不考虑政府环境审计的情况下，GI对企业短期经济绩效（Roa）的回归系数为0.069，通过显著性检验，可见企业绿色创新能够显著提高其短期经济绩效；在考虑政府环境审计的情况下，Du×Dt×GI对企业短期经济绩效（Roa）的回归系数为0.072，通过显著性检验，可见政府环境审计能够强化企业绿色创新对其短期经济绩效的正向作用。因此，政府环境审计视角下的企业绿色创新能够提高其短期经济绩效。

表7列（3）报告了长期经济绩效的回归结果。结果显示，在不考虑政府环境审计的情况下，GI对企业长期经济绩效（TobinQ）的回归系数为0.042，通过显著性检验，可见企业绿色创新能够显著提高其长期经济绩效；在考虑政府环境审计的情况下，Du×Dt×GI对企业长期经济绩效（TobinQ）的回归系数为0.081，通过显著性检验，可见政府环境审计能够强化企业绿色创新对其长期经济绩效的正向作用。因此，政府环境审计视角下的企业绿色创新能够提高其长期经济绩效。

表7列（4）报告了经济效率的回归结果。结果显示，在不考虑政府环境审计的情况下，GI对企业经济效率（TFP）的回归系数为0.010，通过显著性检验，可见企业绿色创新能够显著提高其经济效率；在考虑政府环境审计的情况下，Du×Dt×GI对企业经济效率（TFP）的回归系数为0.018，通过显著性检验，可见政府环境审计能够强化企业绿色创新对其经济效率的正向作用。因此，政府环境审计视角下的企业绿色创新能够提高其经济效率。

表7 进一步分析的回归结果

综上可知，政府环境审计视角下的企业绿色创新不仅能够提高其环境绩效，促进企业可持续发展，还能够提高其经济绩效和经济效率，促进企业高质量发展，可见政府环境审计视角下的企业绿色创新表现出较高的环境有效性和经济有效性。

6 研究结论与启示

本文手工整理了国家审计署层面的政府环境审计数据，使用多期双重差分法检验了政府环境审计对企业绿色创新的影响。结果表明：（1）政府环境审计能够显著促进企业绿色创新，换言之，政府环境审计实施后，接受政府环境审计地区的企业绿色创新水平明显提高。（2）当媒体监督较强时，政府环境审计对企业绿色创新的促进作用更显著，可见媒体监督能够强化政府环境审计与企业绿色创新的正向关系。（3）政府环境审计主要通过环境规制机制和环保补贴机制来促进企业绿色创新，其中环境规制机制表现为环境处罚力度提高和环境税收水平提升，环保补贴机制表现为环保补贴力度提高，可见政府环境审计能够督促地方政府强化环境政策执行，从而促进企业绿色创新。（4）政府环境审计视角下的企业绿色创新不仅能够提高其环境绩效，还能够提高其经济绩效和经济效率，可见政府环境审计视角下的企业绿色创新表现出较高的环境有效性和经济有效性。

上述研究结论为审计部门完善政府环境审计制度以推进绿色创新经济发展提供了决策参考。根据研究结论，本文得到如下启示：（1）持续优化政府环境审计制度，推进绿色创新经济发展。无论是中央政府还是地方政府，均可以通过持续提高审计力度、不断扩大审计范围等方式来加强政府环境审计制度，抑制下级政府或者本级政府的环境机会主义行为，更好地促进企业绿色创新，推动生态文明建设和经济高质量发展的有机协调。（2）充分发挥政府环境审计制度的环境规制机制，强化地方政府的环境规制执行。有效运用政府环境审计制度的环境规制机制，督促地方政府提高环境处罚力度和环境税收水平，强化环境规制执行，对企业施加更大的环境合法压力，约束企业从事更多的绿色创新行为，实现绿色发展。（3）充分发挥政府环境审计制度的环保补贴机制，强化地方政府的环保补贴执行。充分发挥政府环境审计制度的环保补贴机制，督促地方政府提高环保补贴力度，强化环保补贴执行，降低企业绿色创新过程中的环境调整成本，激励企业进行更多的绿色创新活动，实现可持续发展。（4）不断完善媒体监督机制，助力政府环境审计的企业绿色创新效应。有效利用媒体监督的信息效应，通过建立媒体环境信息发布平台、提高媒体监督的独立性和客观性等手段，不断完善媒体监督机制，更好地发挥政府环境审计对企业绿色创新的促进作用，释放环境保护和经济增长的双重红利。