政府环境审计对绿色全要素生产率的影响研究

【摘要】经济绿色发展已经成为我国加快生态文明建设进程的重要战略决策， 政府环境审计在推动经济绿色发展的过程中发挥着巨大作用。基于2013～2022年我国281个城市面板数据， 实证检验政府环境审计对绿色全要素生产率的影响。结果显示， 政府环境审计可以有效促进绿色全要素生产率增长， 这种促进作用在环境规制水平高、 数字经济赋能强以及东部地区更为显著。作用路径检验发现， 政府环境审计通过增强地方政府环境注意力、 公众环境关注度以及地区污染治理等方面推动绿色全要素生产率的提升。同时， 政府环境审计对绿色全要素生产率的影响还存在正向的空间溢出效应。

【关键词】政府环境审计；绿色全要素生产率；“免疫系统”功能；经济绿色发展

【中图分类号】 F239.44 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2024）17-0086-7

一、 引言

党的二十大报告指出， “必须牢固树立和践行绿水青山就是金山银山的理念”。“十四五”规划和2035远景目标纲要也同样强调， 要“推动绿色发展， 促进人与自然和谐共生”。可见， 实现经济绿色发展已经成为实现中国式现代化的重要途径。经济绿色发展是建立在资源与能源有效使用、 经济和社会协调发展、 人与自然和谐共生的基础之上， 理应成为未来经济发展的必然趋势。绿色全要素生产率是基于全要素生产率， 进一步将资源和环境的双重约束纳入考虑范围的经济增长模式， 本质上是一种资源配置效率（周晓辉等，2021）。绿色全要素生产率诠释了经济绿色发展理念的本质内涵， 体现了中国式现代化的必然趋势， 更加符合绿色发展的时代内涵（程文先和钱学锋，2021）。绿色全要素生产率的提升， 有助于解决生态环境恶化与要素禀赋紧缺等结构性问题（孙杰刚和杨军，2023）、 夯实经济社会发展基础（何振华，2024）、 推动“优环境”与“稳增长”并存的经济增长模式转型（余进韬等，2022）， 并最终实现经济高质量发展（张彰等，2020）。因此， 如何有效地提升绿色全要素生产率对于彻底破解我国资源约束桎梏、 实现经济绿色发展转型以及降低经济增长的生态成本等方面有着重要的意义（史丹和李鹏，2019）。

随着绿色全要素生产率对经济可持续增长的贡献不断提高（刘华军和李超，2018）， 不少学者开始探究影响绿色全要素生产率的因素， 例如数字经济（魏莉莉和侯宇琦，2022）、 绿色金融（尹子擘等，2021）、 绿色技术创新（冯锐，2022）和环境规制（夏建红等，2024）等， 但探讨政府审计与绿色全要素生产率二者之间关系的文献较少。经济绿色发展转型的实现， 离不开体制变革与机制创新， 国家制度与国家治理体系是实现经济绿色发展转型的政治前提和制度保障。作为环境治理的重要规制手段， 政府环境审计在生态环保领域实行的监督作用理应能够推动经济绿色发展转型， 并最终提升绿色全要素生产率。目前直接基于政府环境审计的研究较少， 且主要集中于政府环境审计对宏观环境绩效与企业绿色创新的治理效应（蔡春等，2021； 郑开放和赵萱，2022）。更多学者是从领导干部自然资源资产离任审计出发， 研究政策实施所带来的环境后果与经济后果。作为政府环境审计的重要组成部分， 领导干部自然资源离任审计的有效开展不仅能够增加环保资金的使用（张琦和谭志东，2019）， 还能有效提高政府的环境治理效率（李兆东和李振覃，2023）， 进而改善地区环境质量（黄溶冰和谢晓君，2023）。在经济后果方面， 有研究发现： 一方面， 领导干部自然资源资产离任审计的实施与企业的权益资本成本（全进等，2018）以及债务融资（李秀珠和刘文军，2020）等存在一定的关系； 另一方面， 该政策的实施还可以通过规范官员行为、 提高地区环境治理水平、 增强企业控排力度等方式， 促进地区绿色经济发展（李璐和苗蕾，2022）， 最终实现地区经济高质量发展（孙文远和孙媛媛，2020）。

虽然学者们对政府环境审计的治理作用给予了充分的关注， 但现有研究大多是从领导干部自然资源离任审计这一角度出发， 运用准自然实验方法研究其政策效应。而全方位考量政府环境审计的治理手段的文献不多， 深入探究政府环境审计与绿色全要素生产率二者关系的研究较缺乏， 二者之间的作用机制尚不清晰。那么， 在当前的政策背景与社会环境下， 政府环境审计是否能够有效促进绿色全要素生产率的提升？这种提升效果的路径机制是什么？该提升效果在不同城市中是否存在差异？该提升效果是否会对周边城市产生影响？这一系列问题还需进行更加深入的探讨。鉴于此， 本文基于2013～2022年我国281个城市面板数据， 实证检验政府环境审计对绿色全要素生产率的影响效果与作用机制。本文研究结论对于完善政府环境审计制度、 推动城市经济绿色转型具有重要意义。

本文的可能贡献在于： 第一， 实证检验了政府环境审计对绿色全要素生产率的推动作用， 弥补了现有研究成果对两者关系讨论的不足； 同时进行了空间关联性的讨论， 为各市利用空间效应推动绿色全要素生产率提供经验证据。第二， 阐明了政府环境审计促进城市绿色全要素生产率的路径机理， 有助于加强对政府环境审计作用路径的理解， 以期为政策的制定提供一定参考依据。

二、 理论分析与研究假设

（一） 政府环境审计发挥“免疫系统”功能直接提升绿色全要素生产率

政府环境审计是指对政府及企事业单位有关自然资源资产管理绩效和财政收支真实合法性进行监督、 检查和评价的行政行为（王淡浓，2011）。作为我国环境治理体系中不可或缺的一部分， 政府环境审计以其强大的独立性和权威性要求政府与企事业单位对高效履行绿色发展理念、 加快生态文明建设做出承诺， 通过对公共权力运行进行监督并发挥揭示、 抵御和预防三大免疫功能（刘家义，2012）， 最终推动绿色全要素生产率的提升。

首先， 从揭示功能来看， 政府环境审计最基本的功能就是对审计主体有关生态保护落实情况进行监督， 披露其真实状况。一方面， 政府环境审计不仅通过开展有关资源管理环境保护的宏观经济政策落实跟踪审计， 揭示涉及与环境有关的国有资源处置过程中的滥用职权、 暗箱操作、 失职渎职等行为， 引导政府注意力集中于为企业绿色技术创新提供良好的制度环境。同时， 政府环境审计实时跟进并披露贯彻落实中央生态文明建设决策部署不到位、 生态修复项目推进不力、 资金管理使用不合规等问题， 实现全过程跟踪审计， 从而降低了由于相关部门存在信息不对称问题导致的环保资源使用效率低的可能性（郭檬楠等，2022）， 提高政府在经济绿色发展中的治理效能， 最终提升绿色全要素生产率。另一方面， 政府环境审计通过开展财政资金专项审计， 对政府污染治理过程中截留、 挤占、 挪用绿色资金进而导致中央环保补贴落实不到位等问题进行披露， 保证环保补贴去向明朗、 企业创新投入充足， 最终实现绿色全要素生产率的提升。

其次， 从抵御功能来看， 政府环境审计立足于生态文明建设决策部署， 对揭示的问题进行整改与反思， 有效抵御推动生态文明建设过程中可能出现的各种“病害”， 是免疫功能发挥的重要实现形式（刘家义，2012）。一方面， 政府环境审计将严重破坏自然环境等行为的线索移送至相关部门处理， 针对典型案例提出审计建议， 形成综合性的审计报告。政府环境审计报告的及时发布与有效运用， 不仅能够引导被审计单位环保意识提升， 促使企业形成经济与环境并重的生态文明理念， 自觉抵制用绿色换取经济的粗犷式发展模式（张瑛等，2022）， 为企业进行绿色创新、 实现绿色转型提供理念支持， 还能够强化社会监督对政府污染治理的促进作用。另一方面， 经济社会发展过程中的相关信息是制定宏观经济政策和评价政策实施效果的重要依据。政府环境审计依靠其广度和深度， 全面采集和分析环境信息， 以资源能耗、 环境污染等问题为切入点， 利用信息优势定位问题本质， 调动一切积极因素不断弥补政府各项绿色发展机制中的偏差与漏洞， 由此形成一项长久有效的绿色改革体制， 最终保障企业绿色创新转型有法可依、 有章可循， 进而提高绿色全要素生产率。

最后， 从预防功能来看， 政府环境审计致力于改变“先污染后修复”的环境治理模式， 对违法违规问题的揭示、 抵御是为了更进一步发挥预警作用。通过开展领导干部自然资源离任审计， 将生态建设绩效等融入政策考核体系， 促进领导干部形成绿色发展、 生态优先的执政理念， 从源头上预防错误观念的产生。另外， 随着政府环境审计力度的加强， 政府迫于问责压力， 污染治理工作的重点也会由原来的末端治理逐步转向前端规制。与此同时， 政府审计机关的提请协助能够联合环境行政监管、 司法监督等主体产生协同效应， 提升环境污染等行为的处理处罚效率， 进一步强化审计威慑力（许瑜等，2023）， 使得企业不得不调整长期经营策略， 更加注重清洁技术的研发与创新。除此之外， 审计结果的披露影响不容小觑。由声誉机制可知， 政府环境审计报告披露的不利信息将对被审计单位的声誉产生消极影响。较高的犯错成本、 持久的政治追责、 不可预见的声誉损失给被审计单位带来心理威慑， 促使相关单位切实有效地落实审计建议和环保整改要求（陈俊等，2023）， 从而有利于绿色全要素生产率的提升。

基于以上分析， 本文提出假设：

H1： 政府环境审计有利于提高城市的绿色全要素生产率。

（二） 政府环境审计通过提高地方政府环境注意力促进绿色全要素生产率提升

近年来， 随着我国地方政府对环境的关注度逐渐增强， 政府环境审计对地方政府的环境治理水平提出了更高要求， 有助于优化其环境注意力配置， 促进绿色全要素生产率的提升。首先， 政府环境审计通过开展环境政策落实情况跟踪审计， 使得政府更加重视环保政策的制定和落实情况， 增强了政府的环境注意力。政府环境注意力的提升强化了环境政策执行力度， 激励了下级政府采取高强度的治理措施以确保环保目标的如期达成， 执行效果甚至高于预期（张慧智和孙茹峰，2023）。同时， 政府环境注意力的提升缩短了环境制度转译为环境监管的时间（王惠娜和马亮，2024）， 保障绿色制度掷地有声， 为绿色全要素生产率的提升提供政策支持。其次， 政府环境审计促进政府对环保资金分配、 使用全过程的跟踪关注， 引导政府的注意力转向民生环保领域， 从而增加政府向其分配财政资金的意愿和可能。资源的合理利用就要求政府加强环保补贴的筛选力度， 保证财政补贴优先落实到绿色企业， 从而鼓励企业从事更为绿色、 更有效率的创新活动。同时， 绿色补贴的下发又从源头上保障了企业进行绿色创新的物质基础， 从而使得企业的创新活动形成良性循环， 为绿色全要素生产率的增长提供不竭动力， 进而推动城市绿色全要素生产率的提升。

基于以上分析， 本文提出假设：

H2： 政府环境审计通过提高地方政府环境注意力促进绿色全要素生产率的提升。

（三） 政府环境审计通过提高公众环境关注度促进绿色全要素生产率提升

社会公众作为环境利益的相关者， 在环境治理中发挥着越来越重要的作用。社会公众对事物的关注和认知容易受到信息媒介的引导和同化（郑小荣，2023）。作为一种信息媒介， 政府环境审计公告披露环境信息有利于提高社会公众对于环境问题的关注度， 引导社会公众环保意识上升， 唤醒公众的环境诉求。同时， 政府环境审计通过揭示资源过度开采、 污染物超标排放等严重损害公众利益的违法违规行为， 充分发挥曝光效应， 缓解信息不对称， 使社会公众意识到环境问题的严峻性， 进而充分发挥公众的环境治理作用（吴力波等，2022）。社会公众对环境的关注实际上是政府提高绿色治理效率的催化剂。社会公众通过环境投诉、 提议等方式， 督促政府更加精准、 快速地识别污染物偷排暗放等行为， 并及时做出相应的反馈， 避免发生相关部门推诿扯皮、 问责缺位等现象。不仅如此， 社会公众还是影响企业环境绩效的重要因素之一， 他们的环境诉求反映出市场对绿色产品的偏好。这种市场偏好迫使高污染企业进行战略决策转移， 剥离并整合资源消耗大、 产出效能低的业务板块， 推动绿色技术创新， 优化企业生产结构， 有助于重污染企业积极履行环境责任和社会义务， 最终实现城市绿色全要素生产率的提升。

基于以上分析， 本文提出假设：

H3： 政府环境审计通过提高公众环境关注度促进绿色全要素生产率的提升。

（四） 政府环境审计通过提高地区污染治理促进绿色全要素生产率提升

相较于经济决策带来的利益迅速流入等特点， 污染治理等环保决策的滞后使得政府产生了经济决策偏好， 进而导致了地区污染治理成效缓慢。政府环境审计作为保障国家生态建设目标实现的规制工具， 在污染治理领域成效显著。首先， 政府环境审计聚焦有关环保履责、 生态修复政策与项目的推进与落实， 全面收集执行过程中客观真实的环境治理数据， 为相关部门制定治理政策提供依据。其次， 政府环境审计通过实行全过程跟踪审计， 及时对违反环保法规的行为进行纠偏与处罚， 以提高地区污染治理效率。最后， 政府环境审计对地区排污处置设施、 清洁生产设备等项目建设实施绩效审计， 保证绿色项目按时落地， 进而提高地区污染治理能力。作为提升绿色全要素生产率的一个重要维度， 地区污染治理能力的提升， 能够有效约束微观经济主体的生产行为， 使得企业不得不通过创新补偿效应来弥补环境成本内部化所带来的额外消耗（任广乾等，2024）， 以此来激发企业的绿色创新意愿。与此同时， 加大污染治理力度会导致地区内企业为降低环境成本而自发形成经济集聚群体（李晟婷等，2023）。经济集聚所产生的规模经济效应大大降低了单位产出的能源消耗与污染排放， 继而促进了绿色全要素生产率的提升。

基于以上分析， 本文提出假设：

H4： 政府环境审计通过提高地区污染治理促进绿色全要素生产率的提升。

三、 研究设计

（一） 样本选择与数据来源

2013年以来， 我国政府环境审计到达全面提升阶段， 新需求、 新格局的产生进一步强化了政府环境审计在我国环境治理体系中的重要地位。因此， 本文选取2013 ～ 2022年全国281个地级市及以上城市（含副省级城市和直辖市）的面板数据为样本（基于数据的完整性与可获得性， 剔除部分城市）， 探讨政府环境审计对绿色全要素生产率的影响。其中， 政府环境审计数据源自《中国审计年鉴》， 绿色全要素生产率原始数据源自各市统计年鉴、 《中国城市统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》。上述数据均为手工整理， 并采用线性插值法填补缺失值。分析过程主要采用Stata16、 Matlab等软件， 同时本文进行了上下1%的缩尾处理以保证连续变量不受消除极端异常数值的影响。

（二） 变量设定

1. 被解释变量为绿色全要素生产率（Gtfp）。借鉴郭檬楠等（2022）、 尚海燕（2024）的研究， 本文构建基于SBM方向性距离函数的全域Malmquist-Luenberger生产率指数（SBM-GML）来衡量绿色全要素生产率。劳动要素、 资本要素和能源要素构成投入指标， 分别采用城市从业人员数量、 城市固定资产存量和城市用电量衡量。其中， 城市固定资产存量采用永续盘存法进行估算， 参考张军等（2004）的做法， 折旧率δ为9.6%。期望产出和非期望产出构成产出指标， 采用平减后的城市生产总值衡量期望产出， 采用城市三废（工业SO2、 烟尘、 废水）排放量三项指标衡量非期望产出。最后采用Matlab进行测算， 同时参考彭小辉和王静怡（2019）的做法， 采用累计乘法的思想计算城市绿色全要素生产率。

2. 解释变量为政府环境审计（Ea）。借鉴郑开放和赵萱（2022）的研究， 通过查阅历年《中国审计年鉴》， 对其中审计署及其特派办、 省（自治区、 直辖市）审计厅及各市（州、 盟）审计局开展的相关审计业务活动的描述进行分析辨别， 手工整理出以上三个层次开展的环境审计项目类型的数量， 并进行加总求和用来衡量各城市的政府环境审计强度。

3. 中介变量。

（1）政府环境注意力（Gov）。是指政府官员对环境政策或相关领域的关注程度。本文借鉴叶邦银等（2023）的做法， 采用地方政府工作报告中与环境相关的词汇词频数加1取自然对数来衡量地方政府的环境注意力强度。

（2）公众环境关注度（Att）。是指社会公众对环境问题的关切程度， 体现着社会对生态环保的担忧与诉求。本文借鉴吴力波等（2022）的做法， 采用百度中文搜索引擎中公众搜索“雾霾”关键词的搜索指数来衡量公众环境关注度。

（3）地区污染治理（Pol）。是指地方政府对污染问题的治理力度， 地区污染物排放量的多少反映了地区污染治理力度的强弱。本文借鉴郑开放和赵萱（2022）的做法， 采用地区污染物排放量的自然对数衡量各地区的污染治理能效。

4. 控制变量。借鉴程广斌等（2023）、 尚海燕（2024）的研究， 本文选取经济集聚水平（Eco）、 城镇化水平（Tow）、 产业结构合理化（Str）、 科学技术水平（Tec）作为控制变量。

各变量的具体定义见表1。

（三） 模型设定

依据上文理论分析， 本文构建基准回归模型（1）检验H1即政府环境审计对绿色全要素生产率的促进作用。构建中介效应模型（2） ～ （4）检验H2、 H3、 H4， 即政府环境审计提高绿色全要素生产率的路径机制， 并采用Sobel法和Bootstrap法（本文设定1000次）进行检验。具体模型如下：

Gtfpi，t=β0+β1Eai，t-1+β2Ecoi，t+β3Towi，t+β4Stri，t+

β5Teci，t+μi+εi，t （1）

Gtfpi，t=β0+c×Eai，t-1+γ×Controls+μi+εi，t （2）

Mi，t=β0+α×Eai，t-1+γ×Controls+μi+εi，t （3）

Gtfpi，t=β0+c'×Eai，t-1+b×Mi，t+γ×Controls+μi+εi，t

（4）

其中： Gtfp表示绿色全要素生产率； Ea表示政府环境审计； β0为常数项； M为中介变量， 包括政府环境注意力（Gov）、 公众环境关注度（Att）和地区污染治理（Pol）； μi表示个体固定效应； εi，t为残差； 其他变量定义与前文保持一致。考虑到政府环境审计作用的时效性， 本文选择滞后一期进行处理。

四、 实证分析

（一） 描述性统计

主要变量描述性统计结果见表2。绿色全要素生产率（Gtfp）的标准差为0.791， 最大值为5.697， 最小值为0.220， 表明我国各城市绿色全要素生产率水平差异较大； 中位数为1.085， 均值为1.260， 说明超过一半的城市绿色全要素生产率仍未达到全国平均水平。政府环境审计（Ea）的标准差为1.655， 最大值为9， 最小值为0， 说明各城市政府环境审计发挥作用的力度参差不齐， 且差异较大； 中位数2大于均值1.970， 说明一半以上的城市政府环境审计作用力度较强。综上所述， 我国各地区绿色全要素生产率水平与政府环境审计治理能效差异较大， 说明我国政府审计机关应充分发挥环境审计效能， 经济发展实现绿色转型仍然任重道远。

（二） 基准回归检验

本文首先进行相关性分析和多重共线性检验以验证模型是否满足多元回归分析的前提。结果显示， 该模型中变量的相关性系数和方差膨胀因子VIF最大值分别为0.554和1.850， 满足前提条件。限于篇幅限制， 相关性检验与VIF检验结果均未列示。

Hausman检验结果表明本文研究更适合采用固定效应模型， 表3列示了具体回归结果。表3列（1）表明， 在未加入控制变量时， 政府环境审计（Ea）对绿色全要素生产率（Gtfp）的影响在10%的水平上显著为正， 说明政府环境审计的开展有助于提高绿色全要素生产率。列（2）显示， 在加入控制变量后， 政府环境审计（Ea）对绿色全要素生产率（Gtfp）的影响仍然在10%的水平上显著为正， 再次验证了政府环境审计对绿色全要素生产率的促进作用， H1得以验证。该结果表明， 政府环境审计通过开展环保项目审计、 生态环保落实情况跟踪审计、 自然资源资产离任审计等工作， 有效地促进了绿色全要素生产率的提升。

（三） 稳健性检验与内生性检验

1. 替换被解释变量。本文借鉴单豪杰（2008）的做法， 采用10.96%的资本折旧率重新计算绿色全要素生产率的替代指标Gtfp_sh， 回归结果（限于篇幅， 此部分检验结果均未列示）与前文一致， H1回归结果稳健。

2. 替换解释变量。本文借鉴郑开放和赵萱（2022）的做法， 采用熵值法将审计署、 省审计厅和地级市审计局开展的项目类型数量重新拟合的指标作为各城市政府环境审计指数的替代指标Ea_sq， 回归结果与前文一致， H1再次得以验证。

3. 内生性检验——工具变量法。在绿色经济发展顺利的地区， 由于基础设施的完备以及绿色经济基础雄厚， 成为推动政府环境审计顺利开展的重要力量。因此， 考虑到绿色全要素生产率会反向影响地区政府环境审计发挥的可能性， 本文参考朱锦余和李玥萤（2022）的做法， 将政府环境审计滞后一期作为工具变量进行两阶段最小二乘法（2SLS）估计。回归结果与前文一致， H1再次得到证实。

（四） 作用机制检验

1. 政府环境注意力。表4列（1）表明， 政府环境审计（Ea）对地方政府环境注意力（Gov）的影响在1%的水平上显著为正， 表明政府环境审计能够提升高地方政府的环境注意力强度。列（2）表明， 政府环境审计（Ea）与地方政府环境注意力（Gov）对绿色全要素生产率（Gtfp）的回归系数均通过了显著性检验， Sobel检验P值为0.024， 并且在Bootstrap检验法下间接效应也通过了1%的显著性检验， 表明地区政府环境注意力起到部分中介作用， 即政府环境审计能够通过提高地方政府环境注意力促进城市绿色全要素生产率的提升。

2. 公众环境关注度。表4列（3）表明， 政府环境审计（Ea）对公众环境关注度（Att）的影响在1%的水平上显著为正， 表明政府环境审计能够提高公众环境关注度。列（4）表明， 政府环境审计（Ea）与公众环境关注度（Att）对绿色全要素生产率的回归系数均显著为正， Sobel检验P值为0.000， 并且在Bootstrap检验法下间接效应也通过了1%的显著性检验， 表明公众环境关注度起到部分中介作用， 即政府环境审计能够通过提高公众环境关注度促进地区绿色全要素生产率的提升。

3. 地区污染治理。表4列（5）表明， 政府环境审计（Ea）对地区污染治理（Pol）的影响在5%的水平上显著为负， 表明政府环境审计能够促进地区污染治理的提升。列（6）表明， 政府环境审计（Ea）与地区污染治理（Pol）对绿色全要素生产率的回归系数均在1%的水平上显著， Sobel检验P值为0.035， 并且在Bootstrap检验法下间接效应也通过了5%的显著性检验， 表明地区污染治理起到部分中介作用， 即政府环境审计能够通过提高地区污染治理能效促进绿色全要素生产率的提升。

五、 进一步研究

（一） 异质性分析

1. 环境规制。环境规制作为政府治理环境问题最直接的手段， 能够从提质增效、 结构调整、 绿色发展等方面促进经济绿色发展（石华平和易敏利，2020）。环境规制强度在一定程度上反映了地方政府对于生态环境保护的重视程度以及绿色发展的美好期望。因此， 在环境规制强度高的地区， 地方政府更有强烈意愿维持绿色发展水平， 协助政府环境审计对经济活动进行监督与评价， 为促进绿色全要素生产率的提升保驾护航。本文借鉴肖泉和李金生（2023）的做法， 选择工业固体废弃物综合利用率指标来衡量地方政府环境规制水平， 并以中位数作为分组标准， 将样本数据划分为环境规制水平较高与环境规制水平较低两组， 回归结果见表5。列（1）政府环境审计（Ea）的影响在1%的水平上显著为正， 列（2）政府环境审计（Ea）的影响未通过显著性检验。这表明在环境规制水平较高的地区， 政府环境审计更为有效地促进了绿色全要素生产率的提升。

2. 数字经济赋能。在数字经济时代， 大数据、 区块链等数字技术的赋能是提高审计业务效率的必要途径（侯本忠等，2022）。在数字经济赋能高的地区， 政府环境审计更能借助GIS等地理信息技术对土地、 河流、 矿产资源执行审计， 进一步实现全面分析、 快速定位、 精准打击的审计成效， 并不断分析挖掘关于经济绿色发展转型的资料和数据， 为提高绿色全要素生产率提供数据支撑。本文参考赵涛等（2020）的做法， 基于互联网发展和数字普惠金融两个视角选取五个指标拟合的数字经济发展指数作为数字经济赋能的衡量指标， 并以中位数作为分组标准， 将样本数据划分为数字经济赋能较高与数字经济赋能较低两组， 回归结果见表5。列（3）政府环境审计（Ea）的影响在5%的水平上显著为正， 列（4）政府环境审计（Ea）的影响未通过显著性检验。这表明在数字经济赋能较强的地区， 政府环境审计更为有效地促进了绿色全要素生产率的提升。

3. 城市地理区位。特定区域内的城市由于其资源状况、 自然条件、 政策力度的差别从而导致处于不同区位的城市存在明显的区域异质性（王华菊，2024）。本文将281个城市按照所处地理区位划分为东部和中西部城市， 回归结果见表5。东部城市政府环境审计（Ea）的影响在1%的水平上显著为正， 而中西部城市的回归系数不显著。可见， 东部城市的政府环境审计对其绿色全要素生产率的提升效果更为显著。这可能是由于东部城市绿色经济发展理念深入人心， 相关制度基础与配套设施较为完善， 更有助于促进政府环境审计对绿色全要素生产率的提升。

（二） 空间溢出效应分析

城市之间存在的竞合效应成为区域协同绿色发展不可或缺的重要部分。一方面， 本城市的绿色全要素生产率有效提高会导致周边政府竞相模仿， 通过出台推行多项利好政策等方式促进自身城市的绿色全要素生产率提升； 另一方面， 本城市的政府环境审计通过发挥警示、 示范效应， 使周边城市审计机关以此为榜样， 借鉴吸收优秀审计经验， 助力周边审计机关查漏补缺， 进一步提高其在生态环保领域的审计治理能效， 进而有利于周边城市绿色全要素生产率的提升。因此， 为了验证政府环境审计的治理作用是否对绿色全要素生产率产生空间溢出效应， 本文继续构建空间计量模型（5）：

Gtfpi，t=β0+β1Wi，tGtfpi，t+β2Eai，t-1+β3Wi，tEai，t-1+

β4Controls+β5Wi，tControls+γi，t+εi，t （5）

其中， Wi，t为空间权重矩阵， γi，t表示时间固定效应， 其他变量定义与前文保持一致。

本文参考龙海明等（2024）做法， 在综合考虑每个城市地域距离和经济运行情况的不同会对绿色全要素生产率产生空间影响， 最终选择使用经济地理嵌套权重矩阵进行空间计量分析。基于经济地理嵌套权重矩阵， 绿色全要素生产率的面板Moran's I值为0.049， 在5%的水平上显著， 表明城市绿色全要素生产率表现出显著为正的空间关联性。为进一步确定空间杜宾模型的具体形式， 本文参考Elhorst（2014）的思路对模型进行选择， 在经过LM-lag检验、 RWJXPNQvXxlyk7+uAab1Fx/3Wuyl/mlWPdILeI9ThZLI=-LM-lag检验、 LM-err检验、 R-LM-err检验、 LR检验后， 最终确定采用固定时间效应的空间杜宾（SDM）模型。

政府环境审计对绿色全要素生产率的总效应、 直接效应和间接效应如表6所示。列（1）政府环境审计（Ea）对绿色全要素生产率（Gtfp）的总效应影响在5%的水平上显著为正， 说明政府环境审计对绿色全要素生产率具有显著的正向促进作用， H1得以验证。列（2）政府环境审计（Ea）对绿色全要素生产率（Gtfp）的影响在5%的水平上显著为正， 说明本城市的政府环境审计能够显著提高本城市的绿色全要素生产率。列（3）政府环境审计（Ea）对绿色全要素生产率（Gtfp）的影响在10%的水平上显著为正， 说明本城市政府环境审计的确发挥了作用， 提升了周边城市的绿色全要素生产率， 即产生了正向的空间溢出效应。

六、 结论与建议

党中央将生态文明建设提升为关系到中华民族永续发展的千年大计， 实现经济绿色发展转型已经成为现阶段国家发展规划的重要目标， 政府环境审计已经成为达到此目标不可缺少的重要力量。本文依据2013～2022年我国281个城市面板数据进行实证检验， 结果显示： 政府环境审计有利于促进绿色全要素生产率的提升， 并且这种促进作用具有异质性， 即在环境规制水平高、 数字经济赋能强以及东部地区的提升效果更为显著。作用路径检验发现， 政府环境审计通过增强地方政府环境注意力、 公众环境关注度以及地区污染治理等方面进而推动绿色发要素生产率的提升。同时， 政府环境审计对绿色全要素生产率的影响还存在正向的空间溢出效应。

本文提出如下建议： 第一， 不断加强政府环境审计力度， 尤其是对于中西部地区， 充分发挥政府环境审计的治理作用， 引导优化政府环境注意力配置， 从而带动城市绿色全要素生产率的提高。第二， 加快出台相关环境保护政策， 增强环境规制强度， 为政府环境审计的顺利实施提供制度环境。第三， 重视数字经济赋能政府环境审计， 运用数字经济推动审计机关结构优化， 不断降低政府环境审计提取、 存储、 转换信息的成本， 最终实现绿色全要素生产率的提升。第四， 加强跨区域协同审计力度， 形成多城市、 多领域、 多层次的审计信息网络， 最大限度地发挥政府环境审计对绿色全要素生产率提升的溢出效应， 最终实现中国整体经济绿色发展战略， 推进中国式现代化。

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