中央审计与污染治理*——基于城镇污水垃圾处理专项资金审计的视角

李博文 周 彩 吴一平

(1.兰州大学经济学院 甘肃兰州 730000)

(2.上海财经大学公共经济与管理学院 上海 200433)

一、引 言

近些年来，工业制造业迅速发展与人民生活水平不断提高的同时，各种严重的环境污染问题也相继发生，比如地表水质恶化等。工业污水、生活垃圾等处理不当，均会引致水污染恶化，其中城镇污水产生量大、排放集中，影响人口多、范围广，已成为制约我国经济社会健康、快速、持续发展的重要因素。根据He 和Perloff (2016)，水污染产生了巨大的健康成本，显著增加了消化道癌症发病率和婴儿死亡率。《2015 年中国环境统计年报》 数据显示，2015 年全国废水排放量735.3 亿吨，比2014 年同期增加2.7%，其中城市污水排放量占到排放总量的63.5%。城市污水的集中处理是提高我国水环境质量的关键。虽然全国各地都在加强城市污水处理厂的治理，但是从整体上来看，目前城市水体污染状况仍然堪忧，一些城镇的集中式饮用水源地存在不同程度的污染超标现象。因此，我们有必要深入分析城镇水污染治理难题的根本之策。

随着环境问题的日益严重，国家从20 世纪90 年代开始对环境政策的审核工作进行大量的探索和实践。其中，2010 年中华人民共和国审计署(以下简称“审计署”) 在9个省市开展城镇污水垃圾处理专项资金审计，这一事件为本文考察专项资金审计的污染治理效应提供了研究契机。虽有众多文献讨论了审计在环境污染治理中的重要作用，但从专项资金视角探讨中央审计的污染治理效应相对较少。鉴于此，本文采用双重差分法分析了专项资金审计的污染治理效应。研究结果显示，中央审计对提高污水处理率具有显著的正面影响，而对提高生活垃圾处理率并未产生显著影响，这说明中央审计在缓解环境公共品可视性偏差方面具有重要作用。此外，中央审计通过对专项资金使用效率的审查，提高污水处理等相关设施的效能，从而可以在短期内改善污水治理，尤其是审计力度、污水处理支出相对较大的地区。

与已有研究相比，本文力图在以下几个方面有所创新。第一，在研究视角上，本文从专项资金审计的角度探讨污染治理问题。国家审计作为一项国家管理的核心内容，已成为环境管理中的主要问责机制，其本质在于推动政府充分、高效履行经济职责(蔡春，1998)。环境审计作为环境监管的一部分，吸引了众多学者的关注和研究，主要集中于环境审计的应用与绩效评估。就环境审计的应用而言，李博英和尹海涛(2016) 运用模糊综合评判的方法，建立了一套用于领导干部离任后的自然资源资产评估指标体系，可以较好地解决领导干部环境资源责任的多样性、复杂性和模糊性等相关问题。在环保审计业绩评价方面，黄溶冰等(2019) 通过对自然资源资产离任审计的准自然试验，证明了与其他未审计城市相比，试点城市PM 10 (PM 2.5) 的排放浓度显著降低，SO2等生产性敏感污染物的排放峰值得到削减，但并未带来空气质量的整体改善。上述文献主要从环境审计问责角度探讨污染防治问题，且主要集中于空气污染治理，对于专项资金审计与污水治理的相关问题缺乏充分讨论。此外，正如Keiser 和Shapiro (2019) 指出，由于数据和识别方面的挑战，关于环境规制的文献主要集中在空气污染上(石庆玲等，2017；范子英和赵仁杰，2019)，而对水污染的研究仍然相对较少。关于水污染治理的既有研究主要侧重于探讨水污染跨地区转移、交通可达性、环境规制等影响(Li 等，2019a；张俊等，2020；卢佳友等，2021)。例如，Li 等(2019b) 通过选取山西、陕西、贵州三个中西部省份2000—2015 年的资源型产业数据进行实证检验，发现资源型企业跨区域转移对中西部三省的废水等指标具有显著强化效应。与此相关，水污染跨地区转移的研究还有很多(Liao 等，2019；Wu 等，2021)。张俊等(2020) 基于中国七大水系主要河流沿岸的边界县，研究发现交通可达性的提高促进了高污染企业的生产活动向上游省的下游边界县集中。卢佳友等(2021) 发现，《水污染防治行动计划》 (以下简称“水十条”)等国家法规的颁布，能够显著改善工业水污染。尽管上述结论对水污染治理具有重大意义，但其研究视野主要局限于交通或规制技术视角，尚未考虑专项资金的合理使用如何作用于水污染治理。2010 年中央在9 个省市开展了城镇污水垃圾处理专项资金审计，这一事件为本文考察专项资金审计如何影响水污染治理提供了研究契机，也是对既有环境规制文献的一个拓展。

第二，本文使用双重差分法研究了中央审计对城镇污染治理的影响，缓解了中央审计可能存在的内生性问题。曾昌礼和李江涛(2018) 运用《中国审计年鉴》 2005—2014年及2009 年原国家审计局发布的《“三河三湖” 水污染防治绩效审计调查结果》 作为实证依据，验证了政府环境审计可以提高我国环境质量。喻开志等(2020) 以2006—2016年我国30 个省份为样本，采用DEA 模型测度大气污染治理效率，实证检验了国家审计对大气污染治理效率的影响。然而，该文献在技术上未能考虑中央审计的内生性问题，并且采用OLS 方法容易高估处理效应，会致使估计结果出现偏差。而曾昌礼和李江涛(2018) 虽然考虑到中央审计的内生性问题，但仅把内生性处理作为稳健性检验，实证结果的可信性存疑。与已有文献相比，本文利用9 个省市2010 年度城镇污水垃圾处理专项资金审计这一事件冲击为准自然实验，有助于识别中央审计与污染治理的因果关系，以保证实证结果的可信性。

第三，本文将政绩考核的环境公共品可视性偏差纳入审计与环境治理研究框架之中，对于缓解由官员绩效考核的可视性偏差所导致的公共资源配置的扭曲效应具有一定的参考价值。自Mani 和Mukand (2007) 从公共品可视性视角考察政治家的执政能力以来，越来越多的研究表明，政治家为了最大化选民支持或获得职业晋升机会，会倾向在容易被观察到的公共项目上投入更多的资源，忽视可视性相对较低的公共资源投资，从而产生资源配置扭曲问题(Haruvy 等，2017)。在绩效考核的背景下，官员会不可避免地遭受可视性偏差(吴敏和周黎安，2018)，例如对比较容易观察到的生活垃圾处理项目建设投入较多的资源，而对较难观察到的地下排污管道项目建设投入不足。根据吴敏和周黎安(2018) 对公共品可视性的界定，本文主要关注的污水治理设施建设项目属于非可视型公共品，更需要有效的环境监管。那么，一个值得关注的现象是，中央审计这一跨越官员任期的问责机制是否能够提升污水治理效率，从而在一定程度上缓解环境公共品的可视性偏差问题。本文通过分析中央审计前后城镇污水治理率变化的动态性和异质性等，详细讨论中央审计在影响污水治理上的各种解释机制，使得研究发现具有更加可靠的政策意涵。

二、制度背景与理论假说

(一) 制度背景

2020 年5 月，党的十九届五中全会通过《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》，明确提出“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”，并将其作为推动我国开放型经济向更高层次发展的重大战略部署。创新、协调、绿色、开放、共享是新发展模式的主要特点，其中绿色是新发展理念的一个关键部分。目前，我国正处于污染治理的重要阶段，生态环境保护仍然十分严峻，任务依然十分繁重，新的双循环发展模式会带来什么样的冲击，需要我们认真考虑(王一鸣，2020)。

为强化环保政策落实、规范环保资金管理和使用以及提升环境污染治理效率，审计部门自20 世纪90 年代以来对环境审计进行了探索与实践(曾昌礼和李江涛，2018)，比如2006 年《重点流域水污染防治资金审计结果》、2011 年《10 个省1 139 个节能减排项目审计结果》、2013 年《20 个省有关企业节能减排审计调查整改结果》、2016 年《审计署关于883 个水污染防治项目审计》。①因篇幅所限，本文省略了对环境类审计项目的详细介绍，感兴趣的读者可在《经济科学》 官网论文页面“附录与扩展” 栏目下载。除审计项目略有差异外，几乎所有地区均在不同年份被再次审计，因此我们认为审计地区的选择是具有一定的随机性的。中央审计的阶段性和不可预期性，使得审计监管的污染防治效应具有一定的威慑力，但也同时反映出单次审计事件的效果可能不具有持续性。本文以《审计署审计结果公告2011 年第37号——9 个省市2010 年度城镇污水垃圾处理专项资金审计结果》 (以下简称《审计结果》) 的发布为研究切入点，深入考察中央审计对城镇污水垃圾治理的影响机理。根据《中华人民共和国审计法》 (以下简称《审计法》)，审计署对天津、上海、浙江、湖北、广东、重庆、云南、深圳、成都9 个省市(以下简称“9 个省市”) 2010 年城镇污水垃圾处理专项资金(含污水垃圾处理项目建设资金、污水垃圾处理费) 的征收、管理和使用情况进行审计。除了查处违规行为，此次审计的另一个目的是建立和完善相关规章制度，加快污水垃圾处理项目建设。

接受审计地区的相关部门及企业在污水处理厂的建设上效果良好，中央财政专项资金管理与运用较为规范。特别是“十一五” 期间，9 个省市日增2 663.31 万立方米的废水处理能力，配套管网3.1 万公里，垃圾处理能力6.24 万吨，分别实现了《全国城镇污水处理及再生利用设施“十一五” 建设规划》 和《全国城市生活垃圾无害化处理设施建设“十一五” 规划》 (以下简称“两个规划”) 的147%、278%和74%的目标。审计部门还注意到，有些地方在资金管理、使用和项目运行等方面存在一些问题。截至2011 年4 月底，有关地方、部门和单位已将各项经费1 986.15 万元收回或进行了重新申报，已拨付滞留闲置资金1.9 亿元。因此，审计的揭示、抵御和预防功能可以使各种环保和污染防治的政策和措施得到一定程度的切实落实，进而提升环境治理绩效。

(二) 理论假说

中央和各省政府会定期巡查城市的各项工作，并依据巡查结果评估官员的工作业绩和工作能力。地方官员会做一些周密的筹备工作(例如道路整修、环境卫生整治等) 来迎接领导视察。然而，考虑到自然资源与生态问题的宏观性、公共产品属性和外部性特征(蔡春，1998)，在晋升激励的作用下，由于资金限制，当地政府往往会将较多的资金投入能见度较高的公共物品上(例如生活垃圾)，而对于能见度较低的公共物品(例如地下排水设施) 投入有限(吴敏和周黎安，2018)。换句话说，业绩评估难免会出现可视性偏差，而地方官员有较强的晋升激励，很有可能出现“重地上，轻地下” 的情况。道路、桥梁、轨道交通的建设支出，园林建设及环境卫生、生活垃圾的支出，均为可视型支出，易于被人们看见。而供水、燃气、集中供热、下水道、防洪及污水处理支出经常被界定为非可视型支出，因为其所产生的公共品往往位于地下，难以被看见(吴敏和周黎安，2018)。鉴于此，本文将生活垃圾等市容环境卫生维护等支出形成的公共品界定为可视型公共品，排水、污水治理等支出形成的公共品归为非可视型公共品。

在公共委托代理关系中，委托人主要通过制衡、激励、监督和问责制等手段来应对代理人的投机行为。在缺乏有效经济利益保障机制的条件下，机会主义的可能性较大，尤其是在具有公共财产权性质的领域(Corak，2013)。环境具有公有财产性质，这使得环境领域中“损人利己” 现象尤其严重，加上信息不对称现象普遍存在，生态领域中出现投机的可能性很大。随着人们对环保的认识越来越深入，人们对环境领域的问责需求也越来越大。此外，国家审计的天然属性使得它可以在短期内消除“诺斯悖论” 所带来的消极效应，有助于政府信誉机制的形成(刘家义，2012)。因而，借助政府审计构建生态监管动力机制可以作为实现环境可持续发展的一种有效手段(周博文等，2017)。

政府审计的实质是一个内在“免疫系统”，它具有预防、揭示和抵御的功能(刘家义，2012)，可以作为跨越官员任期的一种问责机制。党的十八届三中全会在《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》 中提出，要“探索编制自然资源资产负债表，对领导干部实行自然资源资产离任审计，建立生态环境损害责任终身追究制”，中央审计通过增强各级政府和社会组织的环保意识和环保责任，来提高资金使用效益和环境生态效益，以推动实现经济发展和环境保护双赢。这样一来，中央审计可以在一定程度上缓解可视性偏差对公共资源配置带来的扭曲影响，即可能通过提高非可视型公共品资金使用效率提升环境基础设施建设质量。因此，本文提出待检验的假说1。

假说1: 中央审计有助于提高环境治理绩效，主要集中于污水治理等非可视型环境公共品的基础设施建设领域。

中央审计在改善资金配置效率、提升污染治理效能方面作用明显，有助于提升环境治理绩效。一方面，中央审计具有抵御功能，通过处理处罚、提出审计建议等方式，形成监督与问责的良性互动。①根据我国《审计法》 及其实施条例等相关规定，审计机关在其法定职权范围内拥有一定的处理处罚权。被审计单位应依法及时执行审计机关的处理处罚决定，并及时反馈。第一，国家审计机构在查明和暴露问题后，要求相关单位对所揭示问题进行相应整改，从而在环保和污染防治工作中抵御和防范种种“病害” 造成的浪费和违规挪用等负面现象。第二，中央审计在解决问题的过程中，通过深入剖析问题成因并给出相应的审计意见，可以优化环保与污染防治机制，从源头上纠正和消除问题。

另一方面，中央审计具有揭示功能，可以监督各地政府对有关环保和污染防治政策、措施及法律、规章等的落实情况，及时反映财政资金的实际拨付和使用状况，揭示政府部门在环境保护与污染治理活动中存在的问题，从而为建立健全相关环境保护与污染治理政策措施提供客观、可靠的信息基础。国家审计机关是具有权威的第三方机构，可以有效减少公众和政府之间的信息不对称程度，同时也可以通过新闻媒介来实现对有关政府部门的舆论监控，从而推动各种环保及污染防治政策和措施得到切实执行。同时，审计部门还会评估各级政府在实施环境保护及污染防治方面的政策和措施，以及资金的分配和使用情况，比如利用财务审计来提高预算管理效果，确保环保资金使用的合理性，从而有效推动环境保护政策的实施和环保绩效的提高。因此，本文提出待检验的假说2。

假说2: 中央审计可能通过提高环保资金使用效率和提升环保设施使用效能，促进环境治理绩效改善。

此外，中央审计具有威慑效应，可以通过减少工业污染物排放来提升环境治理绩效。第一，中央审计具有震慑性、独立性、客观性和公正性等特点，可以对环保和污染防治工作的潜在风险进行防范和警示。中央审计是一项常规的监察体制，本身就对稽查目标具有威慑力，而且在审计部门将有关的犯罪线索和证据移交司法和纪检部门后，其震慑作用更大。在这样的环境下，审计机关和工作人员更有可能将违法违规、浪费等不良现象扼杀在萌芽状态。同时，中央审计会及时跟进和密切关注环境保护和环境污染防治工作中存在的苗头性和倾向性问题，避免风险的进一步扩大。第二，审计监督是预算监督体系中的一种重要监督手段，同时也是强化监督合力、实现良好治理的一个途径(谢柳芳等，2019)。在环保和污染防治工作中，潜在违规者会因为违规代价而选择放弃或停止不法行为，这样就可以防止对生态的进一步损害。此外，中央审计还可以从规范政府行为、促进政府部门和政府官员履行职责等方面，对环保工作起到一定的促进作用。当地方政府以宽松环境管制等方式来引导企业进行投资时，可能会对该地区环境造成污染(张楠和卢洪友，2016)，而在治理过程中，政府行为会受到主政官员的影响(张琦等，2019)。在这种背景下，中央审计可以对重大政策措施进行追踪审计，总结经验并根据所存在问题提出相应的改进建议，由此可以增强有关环保政策实施的有效性，并对地方政府行为产生一定影响。综上所述，提出本文待检验的假说3。

假说3: 中央审计可能对被审计单位的污染物排放行为产生震慑作用，从源头上避免环境破坏。

三、变量说明、计量模型与描述性统计

(一) 主要变量选取和说明

(1) 被解释变量。由于审计对象为城镇污水和垃圾处理专项资金，此次审计的一个目的是建立和完善相关规章制度，加快污水垃圾处理项目建设，提高城镇污水治理效率。因此，待估计模型的被解释变量采用两个指标度量: 污水处理厂集中处理率和生活垃圾无害化处理率，原始数据来自2006—2015 年《中国城乡建设统计年鉴》。

(2) 核心解释变量。本文的核心解释变量为审计地区虚拟变量(Audit) 和事件年虚拟变量(yr10) 的交叉项。如果该城市受到中央审计事件冲击，则该城市变量赋值为1，否则为0。在样本中一共有60 个城市在审计范围内，意味着有60 个城市地区赋值为1，其余251 个城市赋值为0。如前所言，审计事件发生在2010 年10 月左右，并且在事件发生时便启动了审计工作，如果该城市在事件年(2010 年) 及其之后，本文将yr10 赋值为1，否则yr10 赋值为0。审计地区信息来自《审计结果》。

在样本筛选过程中，由于数据缺失，本文剔除了西藏地区的地级市。由于2015 年10月至2016 年1 月，审计署对北京、天津、山西等883 个水污染防治项目进行了审计，为了缓解这一事件的干扰，本文构建了一套2006—2015 年311 个地级市的面板数据集。表1 为主要变量的描述性统计结果。

表1 主要变量描述性统计

(续表)

(二) 计量模型设定

本文利用2010 年9 个省市城镇污水垃圾处理专项资金审计这一外生冲击，评估中央审计对城镇污水垃圾处理效率的影响。2021 年修订后的《审计法》 第四十二条指出，“审计机关根据审计项目计划确定的审计事项组成审计组，并应当在实施审计三日前，向被审计单位送达审计通知书；遇有特殊情况，经本级人民政府批准，审计机关可以直接持审计通知书实施审计”。即地方政府在三天前被抽查接收审计署送达的审计通知书，而环境治理尤其是污水治理并非一蹴而就，因此，这一事件可以近似被看作一种外生冲击。本文使用的研究样本包含311 个城市，其中60 个城市接受了该项审计。因此，我们采用双重差分法对2010 年城镇污水垃圾处理专项资金审计的效果进行估计。具体来说，我们将接受审计地区作为处理组，将没有接受审计地区作为控制组。

为了控制处理组与控制组之间的系统性差异，我们将2010 年看作“事件年”。如果该城市属于处理组，我们将Audit赋值为1，反之赋值为0。同时，我们将2010 年及之后的年份(yr10) 赋值为1，其他赋值为0。此外，我们还加入了一系列影响城镇污水或垃圾治理效果的控制变量，估计方程如下:

其中，yit为被解释变量，表示城镇环境污染治理绩效，采用污水处理厂集中处理率、生活垃圾无害化处理率加以度量。下标i和t分别表示第i个城市和第t年，αi代表城市固定效应，γt代表时间固定效应。Zit为一系列可能影响污染治理的控制变量，包括人均GDP、城市维护建设资金支出、人口密度、固定资产投资和第二产业增加值在GDP 中的比重等。模型(1) 中，两个虚拟变量的交叉项β1的估计值是我们关注的重点，即处理组在事件年前后的差异减去控制组在事件年前后的差异。同时，本文采用双重差分方法来估计模型，利用组内差分来控制非观测效应。如果接受审计地区确实比没有接受审计地区的污染治理绩效更好，那么β1的系数应该显著为正，表明中央审计能够促进城镇污染治理状况的改善。

(三) 识别假设和检验

就本文而言，采用双重差分法来评估中央审计的污染治理效应的一个重要前提条件是处理组和控制组在2010 年中央审计之前的污染治理绩效趋势相同，否则没有接受审计地区不能作为有效的控制组。从处理组(接受审计地区) 和控制组(没有接受审计地区) 的城镇污水垃圾处理率在事件年(2010 年) 前后的变化趋势可以发现①城镇污水垃圾处理变化图请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中图A1。，在审计之前，处理组的污水或垃圾处理率略低于控制组。但在审计之后，处理组的污水处理率或污水处理厂集中处理率逐渐高于控制组，二者差异呈现先增后减的倒U 形变化。然而，对于生活垃圾处理率而言，处理组和控制组在审计前后并未呈现明显差异。

然而，对于上述识别的一个主要威胁是，审计地区可能并非随机选择。为了尽可能缓解这一问题，我们对处理组和控制组之间的政治经济因素进行平衡性检验。根据可能影响审计地区选择的随机性的可观测因素，我们选择了城市维护建设资金支出、人均GDP、人口密度、固定资产投资和第二产业增加值在GDP 中的比重等政治经济因素。由于审计事件发生在2010 年，上述可能的选择指标的描述性统计分析界定在2009 年。为了检验上述选择因素是否导致了处理组与控制组之间的事前趋势差异，我们进行了平衡性检验。②平衡性检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A2。2009 年，接受审计地区和未接受审计地区的污水处理厂集中处理率和生活垃圾无害化处理率均没有显著差异。这在一定程度上反映了中央审计署并不会因为该地区污染严重而进行审计，表明了审计具有一定的随机性。此外，在经济发展水平、城市维护建设资金支出、人口密度等影响因素中，处理组和控制组同样不存在显著差异。在处理组中可能引起污染增加的固定资产投资和第二产业增加值等因素反而略低于控制组。总的来说，中央审计在选择审计地区时具有一定的随机性。

四、实证分析

(一) 基准回归

模型(1) 的估计结果如表2 所示。第(1)—(3) 列报告了中央审计对污水处理率影响的估计结果，被解释变量为污水处理厂集中处理率，第(4)—(6) 列报告了中央审计对生活垃圾处理率影响的估计结果，被解释变量为生活垃圾无害化处理率。其中，第(1) 列和第(3) 列没有加入控制变量，第(2) 列和第(4) 列是逐步加入控制变量后的估计结果。结果显示，当被解释变量为污水处理厂集中处理率时，无论是否加入控制变量，解释变量Audit×yr10 的回归系数均显著为正，表明中央审计显著提升了城市污水治理效率。具体而言，相比没有接受中央审计地区，接受中央审计地区的污水处理厂集中处理率平均提高6.81%。然而，在以生活垃圾无害化处理率为被解释变量的模型中，Audit×yr10 的回归系数不显著。

表2 基准回归

(续表)

基于上述发现，我们会产生如下疑问: 同样面临中央审计的污水和垃圾专项资金，审计的污染治理效应为什么仅体现在污水处理项目建设上，对生活垃圾处理项目建设并未产生显著影响? 接下来，我们对于审计的污染治理效应仅体现在污水治理上做出如下几点讨论。首先，相较于垃圾处理项目，污水治理项目技术复杂度高，使得污水治理相对滞后。从“十二五” 规划关于城镇污水垃圾处理的文件中①请参见国务院办公厅于2012 年发布的《“十二五” 全国城镇生活垃圾无害化处理设施建设规划的通知》，http://www.gov.cn/zwgk/2012-05/04/content_2129302.htm。可以看出，城镇污水处理面临的主要问题在于集中式饮用水源地不同程度的污染超标。而且，污水处理厂的设计能力标准有明确规定(在一年内不低于设计能力的60%，三年内不低于设计能力的75%)，被审查的概率和查处问题后被督促整改的概率都比较大。而垃圾处理面临的主要问题在于处理设施建设水平和运行质量不高，配套设施不齐全。

其次，直观而言，从《审计结果》 可知，审计发现的主要问题及整改情况、审计所提及的审查对象多集中于地区污水处理厂或水务集团，较少涉及生活垃圾处理厂的相关违规现象。②以“水” 为关键词提及68 次，以“垃圾” 为关键词提及28 次。我们手工整理文件中各审计地区出现违规通报的次数③文件中出现的违规通报次数，浙江12 次，重庆5 次，广东12 次，云南5 次，上海10 次，天津5次，湖北5 次，成都3 次。，以此衡量该地区的违规曝光程度。进一步地，将该变量与yr10 进行交互，以评估违规曝光程度在污水治理效率上发挥的作用。④相关结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A3。估计结果显示，交互项与污水处理厂集中处理率显著正相关，而与生活垃圾无害化处理率未呈现显著相关关系，这与基准结果类似，因而可以初步判定中央审计的污染治理效应可能与违规现象的曝光程度相关。

最后，从公共品可视性的视角来看，根据前文所述，生活垃圾等市容环境卫生维护等支出形成的公共品可以被定义为可视型公共品，而排水、污水治理等支出形成的公共品通常在地下，不易被发现，可以被定义为非可视型公共品。政绩考核不可避免地存在可视性偏差，城市建设存在“重地上，轻地下” 的现象(吴敏和周黎安，2018)。也就是说，在审计事件年之前，城市建设便可能存在可视性偏差问题，导致污水治理效率提升缓慢，而垃圾处理效率则始终保持良好状态。为了验证这一猜测，我们将样本限制在审计事件年之前(2006—2009 年)，借鉴吴敏和周黎安(2018) 的指标度量方式，选取与污水垃圾治理相关的财政支出变量，比如供水支出、排水支出、污水处理及再生利用支出和垃圾处理支出，上述变量均作对数处理。①原始数据来源于《中国城乡建设统计年鉴》。我们发现，相对于控制组样本，处理组在审计事件年之前便可能存在可视性偏差问题，即对污水治理支出力度相对较小，而对垃圾处理支出力度相对较大。②相关结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A3。接受审计地区的污水治理相关支出(供水支出、排水支出、污水处理及再生利用支出) 与未接受审计地区并无显著差异，而垃圾处理支出却显著增加。这一结果表明，在审计事件年之前，相对于更显而易见的垃圾处理，污水治理则相对滞后，在一定程度上反映了可视性偏差问题的存在。综上所述，城镇污水治理效率可能受到可视性偏差的影响进而提升缓慢，而中央审计推动了污水治理工程建设。

(二) 事前趋势检验

1.动态效应

表2 展示的基本估计结果可能存在以下问题: 在选择接受审计地区的过程中，中央会考虑到地区的污水治理情况，比如那些污水治理较好的地区有可能被选择为审计地区。因此，在接受审计地区与没有接受审计地区之间，城镇污水治理效率的趋势就可能存在不一致。为此，我们进一步进行平行趋势检验:

模型(2) 将模型(1) 中的yr10 用一组虚拟变量代替。的取值方式为，当前年份与审计事件年份(2010 年) 之间的差值是k时，取值为1，否则取值为0。在本文样本期间(2006—2015 年)，k的取值范围为[-4，6]，并取-1 为基准组。1 表示审计事件当年，-1 表示该审计事件冲击的前一年，2 表示审计事件冲击的后一年，以此类推。在这一检验中，我们格外关注所有交互项的系数mk，其系数及显著性既能帮助我们检验平行趋势是否成立，同时也使我们能考察中央审计的污染治理效应的动态变化，其估计系数以95%的置信区间呈现在图1 中。

如图1(a)所示，中央审计事件年之前各年的估计系数没有显著不同于0，说明在中央审计事件年之前的各个年份，接受审计地区与没有接受审计地区的污水处理厂集中处理率并无显著差异。因此，我们不能拒绝平行趋势假设成立的可能。同时，我们从图1(a)中看到，中央审计对城镇污水治理的影响呈现倒U 形变化，在审计事件冲击后第三年污水治理率得到较大提升，之后污水治理率呈缓慢下降趋势，这一结果表明中央审计并未产生持续的污水治理改善效应。而中央审计对于生活垃圾无害化处理率的影响并未产生显著作用。

图1 中央审计对污水垃圾治理率的动态效应

2.考虑组间趋势

为了控制中央审计城市选择的内生性导致的与政策相关的污染治理效果的时间趋势差异，我们借鉴Li 等(2016) 的方法，在模型(1) 中引入处理组的线性趋势，以控制处理组和控制组之间的时间趋势差异。

3.双重差分倾向得分匹配方法(PSM-DID)

本文采用倾向得分匹配法选取地市样本。首先，将地市按照城市是否接受中央审计分为两组。其次，根据地区经济社会发展等一系列前置指标，采用倾向得分匹配法将处理组与控制组进行匹配，本质上是寻找除城市是否接受中央审计这一因素外经济社会发展特征比较近似的地区。这里采用近邻匹配、半径匹配和核匹配方法进行匹配，基于共同支撑区域筛选出倾向得分分布比较类似的地市样本。最后，将基于匹配筛选出的样本依据模型(1) 进行双重差分估计。①事前趋势检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A4。估计结果与基准回归的结果一致。

(三) 稳健性检验②稳健性检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A5。

接下来，本文从多角度对基本估计结果进行一系列稳健性检验，具体包括: 排除其他环境规制政策的影响、安慰剂检验、考虑政治激励的影响等。稳健性检验的估计结果与基本结果相比，没有显著变化。

(1) 排除其他环境规制政策的影响。除了中央审计冲击事件，一些其他政策或随机性因素也会导致地区污染治理效率产生差异，而这种差异可能与中央审计没有关系。那么，基本估计结果有可能是上述政策的影响，而非中央审计的直接效应。为排除其他环境规制政策的潜在影响，我们首先在基准回归中尽可能增加控制变量；其次，借鉴陈晓红等(2019) 的方法，缩短研究的时间窗口，只保留中央审计事件发生的前后3 年，即基于2007—2013 年的研究样本进行估计。若检验结果与前文基准估计结果一致，则能进一步排除其他环境规制政策对污染治理效率的影响。

此外，2006—2015 年间，相关的政策或其他干扰因素也会影响城市污染治理，进而可能影响计量模型的识别。为此，本文尽可能排除相关政策或其他干扰因素的潜在影响，以加强本文估计结果的稳健性。审计署于2011 年对河北、山西等20 个省、自治区和直辖市的电力、钢铁和水泥等行业2007—2009 年节能减排情况进行了审计调查，随后在2013 年对山西、内蒙古等10 个省份2010—2011 年中央和省级财政投入的节能减排专项资金及1 139 个节能减排项目进行了审计。这两项审计项目可能会导致城市污染治理呈现地区差异。为排除这两个审计项目的影响，我们在模型(1) 中引入这两个审计项目的虚拟变量，以检验结果是否发生变化。

(2) 安慰剂检验。考虑到研究样本有限性和数据可得性，我们尝试利用空气污染指数、PM 2.5、PM 10 作为污水治理效应的对照，进行安慰剂检验。如果存在相关环境规制政策同时对这些污染产生影响，那么污水治理和空气污染防治都应有所改善。此次中央审计的目标主要是提升城镇污水垃圾治理效率，而非考察空气污染治理效果。如果是环境规制政策而非中央审计导致了前述基本结果，那么我们就应该看到Aduit×yr10 的估计系数显著。

(3) 考虑政治激励的影响。如前文所述，中央审计具有缓解城市建设公共品可视性偏差的作用。根据Mani 和Mukand (2007)，政治家为了最大化选民的支持，更有动力在可视性高的公共品上分配相对更多的资源，而选择牺牲那些可视性低的公共品投入。吴敏和周黎安(2018) 发现存在公共品可视性偏差的一个重要原因是城市官员的晋升激励。基于上述逻辑，城市官员的晋升激励作用可能会抵消中央审计在污染治理方面的影响。为了排除这一干扰因素，本文将市委书记年龄、任期及其平方引入模型(1)，考察中央审计的污染治理效应是否会受到官员晋升激励的影响。

五、机制探讨

如上所述，中央审计的污染治理效应主要体现在城镇污水处理率提升上，我们将进一步分析中央审计对城镇污水治理绩效的影响机制。城镇污水治理工作的推进，一方面表现为污水处理效能提升，另一方面表现为工业污染物排放量减少。为了充分发挥监督功能，中央审计可能直接通过优化资金配置来提升污水处理效能，进而影响污水处理率，也可能通过督促企业减少污染排放量来影响污水处理率，我们分别对这两种不同机制进行论证。

(一) 优化资金配置，提升污水治理效能

我们首先需要了解此次审计署对于污水垃圾专项资金审计的情况，进而探究中央审计影响污水治理背后的机制。从审计署在污水垃圾处理资金的征收、管理、使用及项目建设运营等方面存在的一些问题和整改情况中可以发现①污水垃圾专项资金审计情况请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A6。，中央审计具有以下两个特点:第一，审计内容主要涉及专项资金的拖缴、挪用及项目建设和运营效果等；第二，从整改情况来看，中央审计的整改效果具有“立竿见影” 的效果，2010 年10 月进行审计，2011 年4 月底便已见成效。上述证据可能是中央审计对城镇污水治理临时性影响的一个直观解释。

为了进一步阐明中央审计是否可以通过优化资金配置、提升污水治理效能来影响污水治理率，我们采取以下四种方式加以验证。第一，通过《审计结果》，我们手工整理文件中各审计地区出现违规通报的次数①文件中出现的违规通报次数，浙江12 次，重庆5 次，广东12 次，云南5 次，上海10 次，天津5次，湖北5 次，成都3 次。，以此衡量该地区的审计力度(Intensity)。进一步地，我们将该变量与yr10 进行交互，以估计中央审计力度在污水治理效率上发挥的作用。估计结果如表3 第(1) 列所示。交互项Intensity×yr10 的系数为正且具有统计显著性，表明中央审计力度相对更大的地区，污水治理率更高。

第二，中央审计主要针对污水处理专项资金的审计，试图提高污水处理资金使用效率，改善污水治理。而对于污水处理支出较小的地区，中央审计对该地区的污染治理压力远小于其他地区。因此，通过比较中央审计对污水处理支出不同地区污染治理的影响，本文进一步提炼中央在审计力度或专项资金使用效率方面对于城镇污水治理发挥的作用，设定2010 年污水处理支出与一般预算支出的比值(Rate)②本文选取2010 年污水处理支出力度主要由于此次审计事件于2010 年10 月开始，审计范围为当年城镇污水垃圾专项资金审计，更容易区分在不同污水处理支出力度差异下中央审计的城镇污水治理效应。，并将此变量与Audit×yr10 进行交互，来度量各地区污水处理支出力度。表3 第(2) 列报告了这一估计结果，结果表明地区污水处理支出越大，中央审计对于城镇污水防治影响越强。

第三，尽管审计力度或污水处理支出在中央审计的污水防治效应上具有一定的解释力，但也要考察这一专项资金审计是否切实提升了污水项目设施建设及运营效果。我们采用(二三级) 污水处理厂能力和座数的对数值来衡量污水处理效能以检验上述机制。③原始数据均来自《中国城乡建设统计年鉴》。表3 第(3)—(6) 列展示了估计结果，其中第(3)—(4) 列是中央审计对二三级污水处理厂处理能力和污水处理厂处理能力影响的估计结果，第(5)—(6) 列分别是中央审计对二三级污水处理厂座数(取对数) 和污水处理厂座数(取对数) 影响的估计结果。估计结果显示，中央审计对污水处理厂处理能力和污水处理厂数量都产生了显著的正向影响。这从另一个侧面反映了中央审计可以通过优化污水处理资金配置来推动地区污水处理厂处理能力的提高和污水处理厂建设数量的增加，从而影响污水处理率。

表3 影响机制探究: 治理效能

在发现中央审计可能会通过优化专项资金配置、提升污水治理效能来提升污水治理率的基础上，我们还想了解中央审计对污水治理的倒U 形影响模式是否可以由这一渠道所解释。为此，我们考察中央审计对污水处理项目设施效果的动态影响。其逻辑是在审计后第三年，若污水处理设备运营良好且达到最优效果，则表明污水处理率的短暂提升较大程度是由专项资金的优化配置引起的治理效能提升所致。图2 绘制了中央审计对污水治理效能的动态效应。可以看出，污水处理厂座数及其处理能力确实在中央审计后第三年达到一个峰值，第四年后则有一定的波动下降趋势。这一直观证据表明专项资金在污水处理项目建设上的优化配置可以作为中央审计与污水治理之间倒U 形关系的一个解释。

图2 中央审计对污水治理效能的动态效应

实际上，《审计报告》 的发布这一事件可以被视为一次性随机事件，此次审计的效果很难持续到若干年之后。根据2006—2016 年间有关环境类审计项目公告可知，除审计项目略有差异外，几乎所有地区均在不同年份被再次审计。审计监管的阶段性和不可预期性使得审计监管的污染防治效应具有一定的威慑力，但也同时反映出单次审计事件的效果可能不具有持续性。正如前文所述，中央审计并未产生持续的污水防治效应，对城镇污水治理的影响呈现倒U 形关系，拐点出现在中央审计后第三年。

(二) 其他解释: 减少工业污染物排放

审计事件发生两三年后，污水处理率得到了显著提升，甚至超过平常时期，说明中央审计事件发生前后改善污水治理效果的原因，更可能是审计署对于专项资金使用效率的审查形成的城镇污水治理改善效应。若后期专项资金扶持中断，项目建设运营周期就会缩短，使得城镇污水治理没有得到持续性的改善。而如果是由于中央审计对企业非法排污的违规震慑效应，理应在审计当年城镇污水治理率就得到显著改善。理由是，地理距离是阻碍财政资金监督的重要因素，距离监督中心越近，监督成本越低，也越有利于增强对财政违规行为的监督力度(Li 等，2019a)。这一推论具有一定的合理性，如前文图1(a)所示，在审计当年，污水处理率呈现小幅提升，而下一年便迅速回落，这一现象表明了中央审计对于企业非法排污的违规震慑效应具有一定的影响，但影响可能仅限于审计当年。当然这一现象的产生也可能是数据造假，地方官员在中央审计前通过调整污染数据来粉饰政绩已屡见不鲜(Ghanem 和Zhang，2014)，但我们认为此次中央审计事件主要是通过专项资金违规查处进而影响污水治理效果，即使通过篡改污染数据，仍然有可能因为专项资金违规使用而面临处罚，地方官员不大可能顾此失彼。

为了对这些解释进行检验，我们引入工业污染排放指标，包括工业废水排放、工业二氧化硫排放、工业烟尘去除等，以第二产业增加值为权重对工业排放指标进行加权，进一步检验中央审计对工业污染物排放量的影响。①减少工业污染物排放检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展” 中表A7。估计结果显示，在控制了诸多可能的影响变量之后，总体上中央审计并没有显著影响工业污染物排放量。

但正如前文所述，审计署审计当年，企业可能会受到中央审计的震慑效应，从而降低污染排放；而当审计结束后，企业的污染排放可能恢复常态，形成“人走茶凉” 的局面。为了验证这一想法，我们绘制了中央审计影响工业污染排放量的动态效应。如图3所示，工业废水排放指标确实在审计当年出现下降，其他污染排放指标在审计当年，虽然也有一定的下降趋势，但不太显著。但审计事件发生后第二年，污染排放指标都基本回归常态。这一结果表明中央审计可能通过督促工业污染物减排改善污水治理，但仅体现在审计当年。上述现象同时也解释了图3 中，在审计当年污水治理率出现的小幅提升现象。

图3 中央审计对工业污染排放量的动态效应

六、结论与政策启示

《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》强调要健全现代环境治理体系，重点目标任务在于建立地上地下、陆海统筹的生态环境治理制度。②主要包括排污许可制、约束性指标管理制度、河长制和湖长制、领导干部自然资源资产离任审计制度、督察制度和监测监察执法垂直管理制度、生态环境公益诉讼制度、企业环境治理责任制度、公众监督和举报反馈机制等八项制度。其中，审计制度在现代环境治理中的地位和作用凸显，可以充分发挥审计揭示、威慑、预警、抵御作用以及自身“横向到边、纵向到底” 的体系优势，从而更好推进精准、科学、依法、系统治污。在生态文明背景下，为落实习近平总书记“绿水青山就是金山银山” 理念，探索中央审计对污染治理的影响机制至关重要。

本文的研究结论表明，以城镇污水垃圾处理专项资金审计为代表的中央审计能够弥补绩效考核带来的环境公共品可视性偏差问题。本文认为环境类专项资金的使用效率是中国城市污水治理的一个关键环节，以中央审计为代表的专项资金审查，为优化资金配置、提升污水治理效能提供了新的思路。然而，中央审计虽然能在短期内起到改善污水治理的作用，但随着时间的推进，污水治理效应会逐渐下降。因此，本文的研究结论启示我们，仅仅依靠中央审计的专项资金监督并不能完全解决城镇污染问题。长远来看，关键还是要完善专项资金的征收、管理、使用及项目建设运营等方面的体制机制，加强法制建设和社会监督，从而有力地推动生态环境保护目标任务的顺利完成。

基于上述结论，本文提出具体建议如下: 第一，要在“构建集污水、垃圾、固废、危废、医废处理处置设施和监测监管能力于一体的环境基础设施体系” 中发挥审计的价值，及时发现和揭示能力不足的短板，推动各地切实做好污染源监测基础网络建设，强化管网建设和污染物处置能力建设，促进处置设施运行提质增效。第二，要强化财政资金使用效益审计，突出生态环境保护财政预算编制、预算执行和资金使用效益审计，促进污水治理保护提质增效；要强化环境治理建设项目管理和推进情况审计，支持污水垃圾处理设施建设和运营，切实提高城镇污水垃圾处理能力。第三，中央审计一方面要以资金为主线，全面了解污水治理专项资金分配、使用、管理情况，另一方面要广泛收集项目资料，核查项目相关部门单位是否建立健全规范有效的项目管理制度，从而才能有力推动生态环境保护目标任务的顺利完成。