资源环境审计影响地区经济增长的实证分析——以长江经济带11省市为例*

蒋秋菊,徐 茜

(重庆工商大学 会计学院,重庆 400067)

一、引言

改革开放四十余年,我国经济取得了飞速增长,经济规模空前提高。然而,在实现经济增长的同时,自然资源与生态环境受到破坏。党的十九大报告指出:“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段,正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期。经济高质量发展阶段不再盲目追求经济规模,而是以追求人民对美好生活的向往为目标。”国家审计作为国家治理的基石和重要手段,在维护民主法治、提高政府效能等方面发挥了重要作用。

本文采用长江经济带范围内11省市2011—2017年的省域地区经济和财政相关数据,研究资源环境审计的实施对地区经济增长的短期和长期影响,以及这些影响在不同地域(东、中和西部)可能存在的差异。研究表明,资源环境审计的实施在短期会抑制长江经济带内相关省市的经济增长,长期则有利于促进长江经济带内相关省市的经济增长;且资源环境审计对中部地区的经济增长能够产生较为明显的影响,对东部和西部地区经济增长的影响不明显。

本研究可能的贡献和创新在于:第一,目前国内对资源环境审计经济后果的研究多停留在理论或规范层面,学者们主要从宏观(张琦和谭志东,2019;杜俊涛等,2021)[1][2]或微观层面进行研究(全进等,2018;蒋秋菊和孙芳城,2019;房巧玲和姬怡雨,2021;张恬静和李强,2021)[3-6],得到了一系列丰富的研究结论,但少有学者从特定区域或经济带的中观视角进行研究,本文的研究可以弥补这些不足;第二,现有文献对长江经济带经济增长影响因素的研究主要基于时空视角(周欣等,2019;程莉和周芳雅,2021)[7][8],少有学者考察资源环境审计这一特殊审计体制的影响,本研究可以丰富区域经济增长影响因素的相关文献;第三,本研究以长江经济带为例分析资源环境审计与经济增长之间的关系,可以为全国其他省市和区域实现经济社会与生态可持续发展提供参考(王崇举等,2009)[9]。

本文安排如下:第一部分是相关文献述评,第二部分是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,第五部分是研究结论与启示。

二、相关文献述评

(一)资源环境审计与经济增长的理论研究

1995年,美国经济学家格罗斯曼和克鲁格提出了研究环境质量与经济增长之间关系的经典理论——“环境库兹涅茨曲线”,其基本观点是:一方面,经济增长可能对环境质量产生负面影响,作用路径体现为“资源投入-更大规模的经济活动-经济增长”,而这一过程通常伴随着更多的污染排放;另一方面,经济增长也能对环境质量产生积极影响,作用路径体现为经济增长目标可以倒逼使用清洁能源、新技术和产业结构的优化升级,即经济增长对环境质量产生正的技术进步效应和结构效应。可见,资源环境审计的实施及其实施效果关系到环境质量的好坏,也直接影响着环境库兹涅茨曲线的形态,影响着社会生活和生产的各个领域。因此,对资源环境审计与经济增长的关系展开研究具有十分重要的理论意义和现实意义。

我国学者对资源环境审计与经济增长关系的研究以理论探讨为主,分析了国家审计对维护经济安全(蔡春等,2009; 张庆龙和谢志华,2009)[10][11]和促进经济发展方式转变的作用(王耘农等,2011)[12],以及国家审计对维护金融安全的作用(刘冰,2010)[13]等。王耘农等(2011)[12]基于重庆经济发展模式研究了国家审计促进经济发展方式转变的路径和内容,指出开展民生工程审计是转变经济发展方式的根本,加大对重点国有企业、金融机构的审计力度是转变发展方式的重点,实施资源环境审计、实现可持续发展是转变经济发展方式的重要要求,也是转变经济发展方式的方向。王爱国等(2019)[14]对国家审计推动经济高质量发展的作用机理进行梳理,指出国家审计通过高经济资源配置效率和行政质量(包括领导干部公共权力运行质量、公共政策制定与执行质量)来促进经济高质量发展。孙文远和孙媛媛(2020)[15]以领导干部自然资源资产离任审计试点为例,实证研究了资源环境审计对经济高质量发展的影响,发现领导干部自然资源资产离任审计可以促进经济高质量发展,资源环境审计在一定程度上可以改善环境。郑石桥和许玲玲(2020)[16]基于中国省级面板数据研究了国家审计影响地方经济增长的机理和路径,发现通过审计揭示功能和审计建议功能的协同作用可产生抵御效应,在一定程度上不利于短期经济增长。进一步分析发现,国家审计对经济发展水平较高地区的作用更为明显,且能促进经济长期增长。

(二)资源环境审计与经济增长的实证研究

近年来,学者们开始对资源环境审计与经济增长的关系进行实证研究,并取得了较为丰硕的成果。李明和聂召(2014)[17]发现国家审计不利于短期经济增长,但却能显著促进地方经济的长期发展。韩峰等(2020)[18]的研究表明,国家审计能显著提升本地区经济发展质量,但对周边地区产生了负向空间外溢效应。综合来看,现有文献从作用机理等方面对国家审计影响经济高质量发展进行了研究,但研究结论、研究视角不尽相同。

三、理论分析与研究假设

(一)资源环境审计对地区经济增长的短期影响

1.政府行为方面

短期内,资源环境审计工作非常繁杂,目前国内理论研究体系不健全,实际开展工作经验并不丰富,相关审计队伍的工作能力素质也有待加强。因此,现阶段开展资源环境审计的效益并非十分显著。同时,开展审计工作需要相关部门的支持,需要财政资金的投入。而且,对在一定时间内无法实现产业转型升级的企业加强污染监督管理势必会降低企业产量,出现审计工作对经济的“倒逼”现象。

2.企业行为方面

短期内,实施资源环境审计会增加企业“成本”。实施资源环境审计可能增加企业的交易和决策成本,这些成本与污染监控、污染测量和污染报告等活动有关。如在可交易排污许可证制度下,企业的交易成本会提高;同时,实施资源环境审计可能会形成市场进入壁垒,当企业面临环境管制带来的不确定性时,可能出现推迟新产品、新技术开发或延迟投资,进而影响生产效率。

基于以上分析,提出研究假设H1:

H1:短期来看,资源环境审计的实施会抑制长江经济带内相关省市的经济增长。

(二)资源环境审计对地区经济增长的长期影响(1)现有文献一般将经济体未来5年或3年的时间周期视为长期,因此,我们对“资源环境审计影响长期经济增长”的检验实际上是基于“资源环境审计影响未来经济增长”的检验。

资源环境审计可能从约束、规范和监督政府行为与企业行为两个层面对区域经济增长产生积极的促进作用。

1.政府行为方面

首先,在资源环境审计的开展过程中,实施环保资金审计有利于监控地方政府财政资金的使用情况,规范环境保护资金的投入和使用,有效降低污染治理费用,防范并揭露环保资金使用过程中的腐败行为,提高财政资金使用效率,合理配置经济资源,促进地方经济的长期发展。其次,资源环境审计开展过程中实施经济责任审计可以促进地方政府积极开展反腐败工作,有效减少地方政府官员对公共经济权力的违规使用和滥用,有助于地方政府治理腐败,为地方经济长远发展提供保障。最后,资源环境审计开展过程中实施跟踪审计能在一定程度上保障宏观经济政策的有效执行,促使地方政府加快产业转型升级,优化产业结构,创造更高的绿色经济收益,从而促进地方经济的长远发展(李明和聂召,2014)[17]。

2.企业行为方面

长远来看,实施资源环境审计可以影响企业收益。资源环境审计将促进企业(特别是资源型和重污染型企业)减少资源的不合理消耗,降低可变成本,建立良好的社会声誉,增强顾客对企业产品的忠诚度,促使企业改善环境效果,获得与这些改善相关的经济利益。同时,资源环境审计可能引起资源型和重污染型企业进行未来遵规的投资,如选择更清洁的技术、更大规模的投资,增加对先行企业(如污染监测与控制设备产品相关的企业)产品或服务的需求,为后者提供创造新产品的动力,并获得直接的经济利益。因此,从长远来看,实施资源环境审计可以对地区经济增长产生积极的促进作用。

综上所述,资源环境审计对地区经济增长的影响是通过政府行为和企业行为分别产生促进和抑制两方面作用的综合结果,并决定了对地区经济增长的净结果。因此,提出研究假设H2:

H2:长期来看,资源环境审计的实施有利于促进长江经济带内相关省市的经济增长。

(三)资源环境审计影响地区经济增长的区域差异

我国区域发展不平衡可能会导致资源环境审计对地区经济增长影响出现区域差异。首先,东部地区作为改革开放的前沿,市场化程度较高,政府、国有企事业单位对市场的影响力较弱,而资源环境审计的对象主要是政府部门、官员以及国有企事业单位。因此,资源环境审计对东部地区经济增长的影响可能会被弱化;其次,我国中部地区政府、国有企事业单位对经济的调控能力强于东部,因此中部地区实施资源环境审计对经济增长的影响可能会强于东部;最后,西部欠发达地区经济发展一直处于缓慢进步阶段,存在教育发展相对落后、高素质人才欠缺、公共基础设施不够完善、行政效率不高、配套服务不齐全、经济增长动力不足、经济发展质量不高等问题,使经济增长的资源环境审计作用路径受到抑制和影响,不能充分发挥资源环境审计对促进产业结构调整和经济发展方式转变的作用,进而影响地区经济增长。

根据以上分析,考虑到我国东中西部地区人才聚集、经济发展的差异情况,提出研究假设H3:

H3:资源环境审计对长江经济带范围内相关省市经济增长的作用(长期促进、短期抑制)在东、中、西部地区存在显著差异:资源环境审计对东部和西部地区经济增长的影响可能不明显,但能够显著影响中部地区的经济增长。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本研究基于长江经济带内11省市2011—2017年的相关经济数据,样本量77个。资源环境审计相关数据来自《中国审计年鉴》,地区经济发展数据和人口特征数据主要来自《中国统计年鉴》,各省市年度外商直接投资数据来源于Wind数据库。本文的所有连续型数据采用winsorize作1%和99%分位上的极值处理。

(二)模型构建与变量定义

1.模型构建

借鉴现有相关研究,本文采用如下模型进行假设检验:

(1)资源环境审计与短期经济增长的短期关系模型

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

β9WESTit+β10MIDit+εit

(1)

(2)资源环境审计与长期经济增长的长期关系模型

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

β9WESTit+β10MIDit+εit

(2)

2.变量定义

(1)被解释变量

采用人均实际GDP 增长率(Growth)来衡量地区经济发展情况,以2000年为基期的GDP指数调整的人均GDP计算得到。

针对不同年度的GDP增长率,采用下标进行区分:Growthi,t表示i省市第t年的经济增长率,并用于短期关系模型分析;Growthi,t+j(j=1,2,3)(2)由于样本数量的限制,在分地区的长期关系模型中,我们仅采用了滞后1、2、3期的经济增长,未再采用滞后4期的经济增长作为被解释变量进行回归分析。分别表示i省市第t+1、t+2和t+3年的经济增长率,并用于长期关系模型分析。

(2)解释变量

资源环境审计用2014年是否实施领导干部自然资源资产离任审计(Audit)来衡量。如果某省市2014年实施了领导干部自然资源资产离任审计,则Audit赋值为1,否则为0。

(3)控制变量

借鉴林毅夫和刘志强(2000)[19]以及范子英和张军(2010)[20]等的相关研究,控制以下变量:财政分权(FD)、政府竞争程度(COMP)、固定资产投资增长率(INV)、 人力资本投资(HR)、对外开放度(DT)、实际税负(RTAX)、人口增长率(PGRO)、城市化水平(URB)、财政自给率(SF)。

(4)哑变量

包括时间哑变量(YEAR)、区域哑变量(WEST和MID)。

所有变量定义见表1。

表1 变量定义

五、实证结果与分析

(一)变量描述性统计

表2 Panel A是全样本下主要变量的描述性统计,样本为长江经济带11省市2011—2017年共77个观测值,所有连续型数据采用winsorize在1%和99%分位上的极值处理。从表2可知,经济增长(Growth)的最小值为0.050,最大值为0.234,平均值为0.113,即2011—2017年长江经济带11省市人均实际GDP增长率达到了11.3%,表明长江经济带11省市在样本时段内的经济增长速度非常快。Audit的均值为0.545,说明长江经济带范围内有54.5%的省市在2014年进行了资源环境审计(领导干部自然资源资产离任审计)试点。

控制变量方面,财政分权(FD)的均值为0.223,表明各省市的分权程度适中;政府竞争程度(COMP)的均值为0.173,表明地方政府积极致力于吸引外商直接投资;固定资产投资增长率(INV)的均值0.156,高于GDP的增长速度,表明地方政府经济增长目标的实现依赖于投资驱动的动机较为明显;对外开放度(DT)的均值为0. 298,表明长江经济带范围内各省市进出口贸易在经济发展中发挥了重要作用,外向型经济特征较为明显;城市化水平(URB)的均值为0.556,表明长江经济带范围内各省市具有较高的城市化水平;财政自给率(SF)的均值为0. 554,表明长江经济带范围内各省市地方政府的财政赤字问题较为突出,财政状况入不敷出。

表2 Panel B是分地区的主要变量描述性统计。从Panel B可知,东部、中部和西部地区经济增长(Growth)平均值分别是0.091、0.114和0.134,呈现出东部低于中部、中部低于西部的“东低西高”,表明近年来在中部崛起与西部大开发国家战略的推动下,长江经济带范围内的西部省市经济增长取得了较为突出的成绩;东部、中部和西部地区资源环境审计(Audit)的平均值分别是0.667、0.500和0.333,呈现出东部高于中部、中部高于西部的“东高西低”,表明2014年推行的资源环境审计试点更多地在东部和中部地区进行,长江经济带范围内的西部省市进行资源环境审计试点的较少。经济增长(Growth)与资源环境审计(Audit)试点的均值大小在地区范围内呈现相反的规律,引发我们进一步思考:西部地区高速经济增长是不是以牺牲环境为代价而取得的?

由表2 Panel B可知,财政分权(FD)、城市化水平(URB)和财政自给率(SF)呈现东部高于中部、中部高于西部的“东高西低”情况;而政府竞争程度(COMP)、固定资产投资增长率(INV)、人力资本投资(HR)、人口增长率(PGRO)呈现东部低于中部、中部低于西部的“东低西高”情况;其余变量如对外开放度(DT)呈现东部高于中西部,中部与西部对外开放程度基本一致。另外,实际税负(RTAX)东部略高于西部,而中部最低,可能的原因是中部地区的地方政府更多地通过减免税收等税收优惠方式促进经济发展。上述变量在东部、中部和西部地区省市呈现的特征基本符合我国经济发展过程中出现的区域发展不平衡规律,为进一步研究长江经济带范围内实施资源环境审计与各地区经济增长的关系提供了基本思路。

表2 主要变量描述性统计

Panel B:长江经济带11省市分地区(东部、中部、西部省市)

(二)相关分析

表3 是主要变量的相关系数。由表3可知,经济增长(Growth)与是否实施资源环境审计(Audit)的相关系数为正(0.038),表明实施资源环境审计的省市具有相对较高的经济增长率,与前文提及的资源环境审计在短期内可能抑制经济增长的假设不一致,还需进一步进行回归分析。经济增长(Growth)与政府竞争程度(COMP)、固定资产投资(INV)、人力资本投资(HR)正相关,表明地方政府可以通过提升固定资产投资和人力资本投资来促进经济增长。然而,经济增长(Growth)与其余控制变量——财政分权(FD)、对外开放度(DT)、实际税负(RTAX)、人口增长率(PGRO)、城市化水平(URB)、财政自给率(SF)负相关。其中,经济增长(Growth)与对外开放度(DT)负相关看似不符合经济发展规律,但并不能说明地方政府可以通过降低对外开放度来促进经济增长,导致这一现象的原因可能是样本数据仅涉及长江经济带这一特定范围的特定时期。类似地,经济增长(Growth)与城市化水平(URB)负相关,同样看似不合理,但根据张明斗的研究(2013)[21],城市化水平和经济增长本质上是相互影响的内生化过程,且城市化水平对经济增长的作用呈现倒“U”形关系。本研究初步发现的二者呈负相关关系可能是因为在较高的城市化水平下,经济增长(Growth)与城市化水平(URB)之间的关系处于“U”形的后半段。从控制变量看,各控制变量间的相关系数较小,表明本文后续的回归分析中不会出现严重的多重共线性问题。

表3 主要变量相关系数

(三)多元回归结果分析

1.对假设H1的检验:资源环境审计对经济增长的短期影响

表4是经济增长与资源环境审计短期关系模型的回归结果,回归结果控制了相关的控制变量和年度哑变量,Audit的回归系数(-0.019)在1%的水平上显著为负,表明实施资源环境审计会对试点地区当年的经济增长产生负面影响,从而支持了假设H1。

从控制变量的回归系数来看,政府竞争程度的回归系数为正,且在10%的水平上显著,表明外商直接投资的增加有助于促进地区经济增长;固定资产投资增长率(INV)的回归系数为正,但不显著;而人力资本投资(HR)的回归系数(1.311)在10%的水平上显著为正。总体来看,长江经济带范围内增加人力资本投资与增加固定资产投资相比,前者对经济增长的促进作用更强。实际税负(RTAX)的回归系数在1%的水平上显著为负,表明税收负担的增加会抑制长江经济带各省市的经济增长。此外,中部地区哑变量(MID)和西部地区哑变量(WEST)的回归系数在1%的水平上显著为正,表明在样本时段内长江经济带的西部省份和中部省份的经济增长速度超过了东部省市,与表2 Panel B的情况一致。此外,剔除年度虚拟变量重新回归(未报告回归结果),变量的回归系数符号及其显著性未发生明显改变,模型调整的R2为0.892,拟合效果很好。

表4 资源环境审计对经济增长的短期影响

2.对假设H2的检验:资源环境审计对经济增长的长期影响

表5是经济增长与资源环境审计长期关系模型的回归结果。表5第(1)—(4)列分别是滞后1、2、3、4期长江经济带各省市的经济增长率,各列回归均包含了相关控制变量。从表5可知,Audit在第(1)列的回归系数(0.014)为正但不显著,表明资源环境审计对长期经济增长的影响存在一定的时滞效应;第(2)和(3)列回归系数显著为正,其中第(2)列的回归系数(0.023)在5%的水平上显著,第(3)列的回归系数(0.025)在10%的水平上显著,表明资源环境审计对长期经济增长的影响主要体现在实施资源环境审计后的第2年和第3年;然而,Audit在第(4)列的回归系数(-0.005)开始为负,但不显著,表明资源环境审计对长期经济增长的影响在实施资源环境审计后的第4年开始消失。可能的原因是经济发展是各级政府长期追求的目标,只有不断改革、坚持制度创新和优化服务才能实现该目标。而实际上,资源环境审计对各级政府发展经济提出的意见建议的深度、可执行度还不够,对长期经济发展的指导作用还不明显。可见,实施资源环境审计不能促进未来一年的经济增长,但能够显著促进实施地区未来两年、三年的经济增长,且促进效应在未来第四年开始消失。即资源环境审计对长期经济增长的影响表现为动态变化过程,假设H2得到证实。各模型调整的R2较高,拟合效果较好。

表5 资源环境审计对经济增长的长期影响

3.对假设H3的检验:资源环境审计影响地区经济增长的比较分析

在位于长江经济带的11个省市中,有3个省市地处我国东部地区(包括上海、江苏、浙江),8个省市地处我国中部地区(包括安徽、江西、湖北、湖南)和西部地区(包括重庆、四川、贵州、云南)。因此,将地区哑变量去除,分三组分别运用最小二乘回归模型进行回归分析,得到相应的回归系数。为了能全面比较,用剔除地区哑变量的各影响因素与长江经济带各省市经济增长进行回归处理,相关回归结果见表6。Panel A 是短期关系模型(模型1)的回归结果。在Panel A中,第(1)列是剔除地区哑变量后全部长江经济带范围内各省市的回归结果,第(2)—(4)列分别是东、中、西部的分组回归结果。

分析表6的回归结果:第一,由Panel A第(1)列可知,Audit的回归系数(-0.016)在5%的水平上显著为负,与未剔除地区哑变量下的回归系数(表4 Panel A的第(2)列)正负方向一致,表明加入地区哑变量是合理、有效的,与其他影响之间不存在严重的多重共线性问题,支持了假设H1。第二,由Panel A中第(2)列可知,Audit的回归系数(-0.077)为负,与第(1)列长江经济带内全部省市回归结果中Audit的回归系数(-0.016)正负号相同但不显著,表明实施资源环境审计对于东部省市实施当年的经济增长影响不大。第三,由Panel A中第(3)回归的结果可知,Audit的回归系数(-0.093)为负,与第(1)列长江经济带内全部省市回归结果中Audit的回归系数(-0.016)正负号相同,且在5%的水平上显著,表明实施资源环境审计对中部省市实施当年的经济增长会产生比较明显的负面影响,即短期内实施资源环境审计会抑制中部地区的经济增长。第四,由Panel A中第(4)列回归结果可知,Audit的回归系数(-0.178)为负,与第(1)列长江经济带内全部省市回归结果中Audit回归系数(-0.016)的正负号相同但不显著,表明实施资源环境审计对西部省市当年的经济增长影响也不大。

综上,在短期内,实施资源环境审计会对长江经济带范围省市当期的经济增长产生一定程度的抑制作用,且该抑制作用在中部地区表现得最为明显。原因可能是:第一,我国东部地区市场化程度较高,市场经济受政府、国有企事业单位的影响较小,而资源环境审计的主要对象是政府部门(包括政府官员)与国有企事业单位,由此导致经济增长受资源环境审计这一外部政策的影响较小;第二,我国西部地区地处内陆,近年来在“西部大开发”战略推动下经济发展取得了一定成绩,但经济发展水平仍然落后于中部和东部地区,存在经济增长动力不足、经济发展质量不高等问题,使经济增长的资源环境审计路径受阻,进而影响地区经济增长;第三,我国中部地区由于其地理位置靠近内陆,政府、国有企事业单位对经济的调控能力强于东部。鉴于此,本文认为资源环境审计对中部省市经济增长的影响系数大于东部和西部省市的影响系数,验证了本文的假设H3。

表6 Panel B—Panel D是长期关系模型(模型2)分别采用东、中、西部地区样本的回归结果,第(1)—(3)列分别是东、中、西部地区以滞后1、2、3期经济增长为被解释变量的回归结果。

从表6 Panel B 的东部地区回归结果可知:分别以滞后1、2、3期的经济增长为被解释变量,回归结果中Audit的回归系数均为正,但数值大小依次增加(0.228 <0.519 <0.972),且都不显著,表明从长期来看,实施资源环境审计能促进东部地区的经济增长,但该促进效应在实施后的三年内还不够明显,需要进一步找到资源环境审计能够长期促经济增长的机制和路径。

从表6 Panel C 的中部地区回归结果可知,分别以滞后1、2、3期的经济增长为被解释变量,回归结果中Audit的回归系数均为正,数值大小也依次增加(0.012<0.021<0.055),且分别在5%、5%和10%的水平上显著,表明从长期来看,实施资源环境审计能显著促进中部地区的经济增长,且该促进效应在实施后的三年内都较为明显。

从表6 Panel D 的西部地区回归结果可得到如下结论:分别以滞后1、2、3期的经济增长为被解释变量,滞后1期经济增长回归结果中Audit的回归系数为负(-0.173),且在10%的水平上显著,表明在长江经济带范围内的西部地区实施资源环境审计不仅会对当年的经济增长产生负面影响,还会对实施资源环境审计后第一年的地区经济增长产生抑制作用。但是,在滞后2期和3期经济增长回归结果中,Audit的回归系数为正,分别为0.116与0.258,但不显著,表明在长江经济带范围内的西部地区实施资源环境审计可以在一定程度上促进未来2～3年的地区经济增长。因此,在西部地区开展资源环境审计不能只顾及眼前利益,而应具有长远眼光,把实施资源环境审计的经济结果着眼于未来2～3年。

表6 资源环境审计影响地区经济增长的地区差异比较

Panel B: 长期关系模型(东部)

Panel C: 长期关系模型(中部)

Panel D: 长期关系模型(西部)

六、稳健性检验:资源环境审计试点影响经济增长的趋势预测

实际经济增长与预期经济增长存在一定差异,因此,本文通过趋势外推的方法,采用2011—2014年的经济增长模型,估算长江经济带11省市的经济增长函数,据此对2015—2017年的经济增长进行外推预测,并运用经济增长预测值重新对模型(2)进行回归。

具体步骤如下:

首先,根据现有文献,在技术经济条件不变的情况下,构建如下长江经济带范围内11省市经济增长的柯布-道格拉斯生产函数,以表示产出与投入的劳动力和资本的关系:

Y=AKαLβ

(3)

其中,Y表示产量,A表示技术水平,K表示投入的资本量,L表示投入的劳动量,α、β表示K和L的产出弹性。取对数后,得到:

lnY=lnA+αlnK+βlnL

(4)

其次,采用长江经济带11省市2011—2014年的产出、资本和劳动力投入数据,估算出长江经济带11省市的经济增长函数α=0.691,β=0.419,且α>β,表明长江经济带11省市2011—2014年资本投入对产出的贡献大于劳动投入对产出的贡献;同时,α+β>1,表明长江经济带11省市2011—2014年呈现出规模经济递增的情况。

再次,我们运用上述经济增长模型对长江经济带11省市2015—2017年的经济增长进行外推预测,并与实际的经济增长进行对比,发现预测值与实际值十分接近。

最后,运用长江经济带11省市2015—2017年的经济增长预测值重新对模型(2)进行回归。回归结果显示,2014年实施的资源环境审计对2016年、2017年的经济增长仍然存在显著的正向影响,但对2015年的经济增长影响不显著,这一发现与表5的回归结果类似,再次支持了假设H2。

七、研究结论与启示

本文以2014年试点的领导干部自然资产离任审计为例,运用长江经济带11省市2011—2017年的面板数据,检验了资源环境审计与地区经济增长间的短期和长期关系,并检验了二者关系在不同区域可能存在的差异。研究发现:短期内,资源环境审计的实施可能会抑制长江经济带内相关省市的经济增长;长期来看,资源环境审计的实施有利于促进长江经济带内相关省市的经济增长。不同地区比较结果显示,资源环境审计对长江经济带范围内相关省市经济增长的作用(长期促进、短期抑制)在东、中、西部存在显著差异,具体表现为:资源环境审计对东部和西部地区经济增长的影响不明显,但能够显著影响中部地区的经济增长,即短期内抑制、长期内促进中部地区经济增长。

上述研究结论表明:首先,资源环境审计作为国家治理体系和治理能力现代化的重要组成部分,是推动经济发展的重要力量。因此,加快实施资源环境审计对推动我国长江经济带和其他区域经济高质量发展具有重大的现实意义;其次,资源环境审计对地区经济增长的影响存在明显的时间效应和区域效应。因此,有关部门在制定资源环境审计的相关制度和政策时应考虑到政策的时滞效应,因地制宜,使政策发挥最好的实施效果。

本文针对以上研究结论,提出如下政策建议:

第一,政府部门应结合资源环境审计作用于经济增长的短期效应与长期效应的差别,制定有利于环境保护与经济发展的“双赢”政策。当前,我国生态文明建设已进入快速推进期,资源环境审计的实施有助于倒逼经济实现长期增长。因此,夯实生态文明根基和践行绿色发展新理念离不开加大资源环境审计政策的执行力度,离不开提高大气污染、水污染、土壤污染等污染物排放标准,更离不开政府与全社会共同参与的环境共治体系的构建。

第二,努力协调资源环境审计对经济增长的地区差异,在不同区域设定不同的资源环境审计强度。由于资源环境审计与经济增长在中部地区已进入良性发展通道,因此,可以充分利用已有技术平台,如结合“互联网+”“数字化转型”等战略搭建生态环保大数据服务平台,完善生态环境监管体系,建设配套的预测与预警机制,对环境质量进行实时监控与有效防治。然而,东部地区重污染行业企业向西部地区转移现象较为普遍,使西部地区成为东部地区“污染避难所”,资源环境审计倒逼经济增长的作用在东部地区和西部地区也较为有限。为此,应着力提高西部地区的环境科技创新水平,同时考虑西部地区的环境承载能力,积极探索符合本地区实际的产业转型升级路径。

本文的局限性在于未将资源环境审计引入生产函数,进而分析资源环境审计作用于经济增长的途径,如资本投入、劳动力投入、基础设施建设、税收、技术水平等,有待未来进一步拓展。