徐志耀 袁璐 李清騁 陳磊蕊

［摘要］為進(jìn)一步探尋環(huán)境審計(jì)作用于環(huán)境質(zhì)量的顯性證據(jù)，基于“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)調(diào)查的經(jīng)典項(xiàng)目，利用2006—2018年中國環(huán)境監(jiān)測總站的重點(diǎn)河流水質(zhì)量監(jiān)測微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分、顯性中介效應(yīng)等方法對政府環(huán)境績效審計(jì)助力水污染防治的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，政府環(huán)境績效審計(jì)確實(shí)助力改善了“三河三湖”水質(zhì)量且淮河與遼河的效應(yīng)尤其顯著，其主要通過促進(jìn)生活性污染源防治改善了水質(zhì)量，但未能顯著促進(jìn)通過生產(chǎn)性污染源防治來改善水質(zhì)量。由此，應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)政府環(huán)境績效審計(jì)廣度、深度、力度和頻度以及增強(qiáng)審計(jì)結(jié)果應(yīng)用、增加環(huán)境違法違規(guī)成本等。

［關(guān)鍵詞］政府環(huán)境績效審計(jì)；三河三湖；水污染防治；顯性中介；水質(zhì)量；國家審計(jì)；二十大報(bào)告

［中圖分類號］F276［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A［文章編號］20963114（2023）02000111

一、 引言

黨的二十大報(bào)告首次提出，要以中國式現(xiàn)代化全面推進(jìn)中華民族偉大復(fù)興，人與自然和諧共生則是其重要特征之一，同時(shí)指出要“深入推進(jìn)環(huán)境污染防治，堅(jiān)持精準(zhǔn)治污、科學(xué)治污、依法治污，持續(xù)深入打好藍(lán)天、碧水、凈土保衛(wèi)戰(zhàn)”，要“統(tǒng)籌水資源、水環(huán)境、水生態(tài)治理，推動重要江河湖庫生態(tài)保護(hù)治理”[1]。早在2001年，我國就啟動了以“三河三湖”（指遼河、海河、淮河、太湖、巢湖、滇池）為重點(diǎn)的水污染防治行動，并于2001—2007年這七年間先后投入近千億的治理資金到“三河三湖”的治理。2008年，為科學(xué)評價(jià)和進(jìn)一步提升“三河三湖”水污染防治績效，審計(jì)署根據(jù)黨的十七大報(bào)告關(guān)于推進(jìn)環(huán)境保護(hù)的要求，對“三河三湖”流域內(nèi)北京、遼寧、江蘇等13個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）2001—2007年水污染防治管理情況和水污染防治資金的使用情況進(jìn)行了審計(jì)調(diào)查，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“三河三湖”水污染防治取得了一定成效，但是治理后整體水質(zhì)量提升并不明顯。為進(jìn)一步推進(jìn)“三河三湖”水污染防治工作、提升其水污染防治績效，審計(jì)署就如何規(guī)范管理、提高資金效益等問題提出了許多有價(jià)值的審計(jì)意見和建議。由于該審計(jì)項(xiàng)目在多個方面具有很好的代表性，其一直被理論界作為環(huán)境政策和環(huán)境審計(jì)研究的經(jīng)典案例[26]。

習(xí)近平總書記強(qiáng)調(diào)，要構(gòu)建集中統(tǒng)一、全面覆蓋、權(quán)威高效的審計(jì)監(jiān)督體系，更好發(fā)揮審計(jì)在黨和國家監(jiān)督體系中的重要作用。那么，政府環(huán)境績效審計(jì)作為重要的監(jiān)督手段，是否促進(jìn)了水污染防治進(jìn)程？如何進(jìn)一步加強(qiáng)政府環(huán)境績效審計(jì)、助力打贏水污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)？鑒于此，本文擬基于審計(jì)署開展的關(guān)于“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)這一經(jīng)典審計(jì)項(xiàng)目，利用中國環(huán)境監(jiān)測總站2006—2018年重點(diǎn)河流斷面的水質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)以及76個相應(yīng)地級市的廢水達(dá)標(biāo)率、污水處理率、垃圾無公害處理率等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分方法和中介效應(yīng)模型，實(shí)證檢驗(yàn)政府環(huán)境績效審計(jì)的實(shí)施對水污染防治的政策效果，并綜合評估政府環(huán)境績效審計(jì)助力“三河三湖”水污染防治的具體效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討深入推進(jìn)政府環(huán)境績效審計(jì)實(shí)踐、助力打贏水污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)的對策建議。

與現(xiàn)有研究成果相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：一方面運(yùn)用雙重差分方法，以廢水排放達(dá)標(biāo)率、垃圾無公害處理率和污水處理率等作為顯性中介變量進(jìn)行計(jì)量回歸，實(shí)證檢驗(yàn)政府環(huán)境績效審計(jì)助力提升水質(zhì)量的作用與具體路徑，可以豐富環(huán)境審計(jì)領(lǐng)域研究文獻(xiàn)；另一方面揭示地方政府改善水質(zhì)量的主要路徑，為后續(xù)環(huán)境專項(xiàng)審計(jì)轉(zhuǎn)變思路，推動污染防治實(shí)現(xiàn)向“深度治理”轉(zhuǎn)變提供決策依據(jù)，具有較好的實(shí)踐意義。

二、 文獻(xiàn)綜述

理論界關(guān)于政府審計(jì)、環(huán)境審計(jì)、績效審計(jì)、環(huán)境治理、水污染防治等主題的研究非常多，本文梳理其中與本研究密切相關(guān)的文獻(xiàn)，主要包括如下兩個方面：

一是關(guān)于政府審計(jì)助力國家治理的研究。蔡春等在受托經(jīng)濟(jì)責(zé)任視角下，認(rèn)為政府審計(jì)能從預(yù)算管制、權(quán)責(zé)對稱、權(quán)力制衡、利益公平、行為透明、信息披露、獎懲問責(zé)和審計(jì)監(jiān)控等方面助力國家治理[7]。王會金等的研究表明政府審計(jì)在腐敗治理過程中發(fā)揮了積極的協(xié)同作用，主體與客體協(xié)同水平越高，腐敗治理功能發(fā)揮得越好，信息公開在該協(xié)同治理機(jī)制中起著中介作用[8]。王永海等的研究表明國家審計(jì)通過公權(quán)力監(jiān)督可以改善國家治理體系中的制度缺陷和管理漏洞，進(jìn)而提升國家治理能力[9]。鄭石橋等對國家審計(jì)促進(jìn)提升公共支出效率的機(jī)制進(jìn)行了研究，結(jié)果表明國家審計(jì)的揭示、處罰與建議機(jī)制難以單獨(dú)發(fā)揮作用，但各機(jī)制的協(xié)同對公共支出效率有顯著的提升作用[10]。崔雯雯等在研究國家審計(jì)的腐敗防治與決策支持效果時(shí)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段國家審計(jì)主要是借助其建設(shè)性功能而非威懾性功能來促進(jìn)資源的有效配置，從而服務(wù)于國家治理[11]。楊肅昌等運(yùn)用效用價(jià)值論、公共服務(wù)價(jià)值鏈等理論工具，從價(jià)值實(shí)現(xiàn)與增值的角度闡述了環(huán)境審計(jì)的作用機(jī)制，并就如何實(shí)現(xiàn)價(jià)值增值提出了建議[12]。蔡春等在研究經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)與地方政府治理之間的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，國家審計(jì)能意識到環(huán)境污染對地區(qū)治理的消極影響，環(huán)境污染問題越嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)投入力度越大，地方政府治理效率越高[13]。

二是關(guān)于政府環(huán)境審計(jì)對污染防治作用的研究。楊肅昌等研究認(rèn)為，環(huán)境審計(jì)可以使政府公共部門的環(huán)境治理政策在預(yù)防風(fēng)險(xiǎn)、揭示漏洞、處理問題、評價(jià)效果和政策重構(gòu)的過程中不斷完善[12]。曾昌禮等運(yùn)用2005—2014年地市級面板數(shù)據(jù)和雙重差分方法的實(shí)證分析表明，地方政府環(huán)境審計(jì)顯著提升了生活污水處理率和垃圾無害化處理率[4]。蔡春等基于“三河三湖”環(huán)境審計(jì)數(shù)據(jù)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府環(huán)境審計(jì)對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露具有顯著的正向作用[5]。張琦等基于企業(yè)級數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明，領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)激勵了地方政府給予企業(yè)環(huán)保補(bǔ)助、增加財(cái)政環(huán)保投入，這一作用過程主要集中在國有企業(yè)方面[14]。于連超等實(shí)證檢驗(yàn)了政府環(huán)境審計(jì)與企業(yè)環(huán)境績效之間的關(guān)系，結(jié)果表明，在審計(jì)強(qiáng)度較大、政府環(huán)境監(jiān)管較強(qiáng)以及媒體環(huán)境監(jiān)督較強(qiáng)的企業(yè)，政府環(huán)境審計(jì)對企業(yè)環(huán)境績效的正向促進(jìn)作用更顯著[15]。蔡春等通過構(gòu)建政府環(huán)境審計(jì)指數(shù)對企業(yè)環(huán)境治理效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)政府環(huán)境審計(jì)促進(jìn)了企業(yè)環(huán)保投資水平的提高，且該作用在重污染行業(yè)企業(yè)和有政府環(huán)保財(cái)政補(bǔ)助的企業(yè)更顯著[16]。孫玥璠等發(fā)現(xiàn)實(shí)施領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)能夠促進(jìn)企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行，且該作用效果在非國有企業(yè)、未受到環(huán)境表彰的樣本企業(yè)中更顯著[17]。喻開志等基于省級面板數(shù)據(jù)，以PM2.5去除量等為產(chǎn)出指標(biāo)計(jì)算得到大氣污染治理效率，對環(huán)境審計(jì)與大氣污染治理效率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)環(huán)境審計(jì)能顯著促進(jìn)大氣污染治理效率的提升[18]。然而黃溶冰等對自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)影響空氣污染防治的實(shí)證研究結(jié)果表明，試點(diǎn)城市降低了PM2.5排放濃度、削減了SO2排放峰值，但并未帶來空氣質(zhì)量AQI的全面改善，證實(shí)地方政府在空氣污染防治中采取了“環(huán)保資格賽”的應(yīng)對策略[19]。游春暉實(shí)證檢驗(yàn)了政府環(huán)境審計(jì)與環(huán)境績效改善之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在高環(huán)保投入地區(qū)，政府環(huán)境審計(jì)的環(huán)境績效改善作用更顯著[20]。Xu等基于隱性中介效應(yīng)方法實(shí)證分析了總體環(huán)境審計(jì)對水質(zhì)量的影響，結(jié)果表明環(huán)境審計(jì)的總體效應(yīng)為正但尚不夠顯著，使用溶解氧、氨氮等微觀污染指標(biāo)的隱性中介效應(yīng)分析表明總體效應(yīng)不顯著的原因可能是生產(chǎn)性污染防治路徑不顯著[6]。鄭開放等基于地級市面板數(shù)據(jù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)環(huán)境審計(jì)顯著促進(jìn)了地區(qū)污染防治，且在地方官員晉升壓力大、公眾環(huán)境關(guān)注度高的地區(qū)效果更顯著[21]。徐志耀等認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)有助于完善我國生態(tài)文明制度體系[22]，黃溶冰等則基于領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)了其對政府環(huán)境執(zhí)行力的影響，結(jié)果顯示自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)通過優(yōu)化官員晉升考核體系和強(qiáng)化環(huán)境治理監(jiān)管提升了政府環(huán)境治理執(zhí)行力[23]。

當(dāng)前文獻(xiàn)關(guān)于政府審計(jì)促進(jìn)國家治理做了不少理論與實(shí)證研究，不過在污染防治領(lǐng)域，仍然存在亟待提升的空間。特別是人們對污染防治目標(biāo)的界定存在分歧，大部分文獻(xiàn)將其理解成環(huán)保投入等環(huán)境治理行為的改變，僅有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注了環(huán)境質(zhì)量狀況改善本身。事實(shí)上，污染防治的核心目標(biāo)是環(huán)境質(zhì)量狀況的改善，治理行為只是達(dá)成目標(biāo)的手段。因此，本文基于2006—2018年中國環(huán)境監(jiān)測總站的水質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)，對環(huán)境審計(jì)助力水污染防治的效應(yīng)與路徑進(jìn)行實(shí)證回歸，從而更準(zhǔn)確地評估政府環(huán)境績效審計(jì)在助力水污染防治中的總體效應(yīng)，為打贏水污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn)提供參考依據(jù)。

三、 理論分析與研究假設(shè)

相比于一般的環(huán)境審計(jì)項(xiàng)目，政府環(huán)境績效審計(jì)首先具有專門性，只針對如水、大氣、土壤等特定一類事項(xiàng)進(jìn)行審計(jì)，由此在審計(jì)過程中更具專業(yè)性與深入性。其次，與一般環(huán)境審計(jì)僅關(guān)注真實(shí)性與合規(guī)性不同，政府環(huán)境績效審計(jì)特別關(guān)注效率、效果、效益等績效問題，并基于這類問題倒逼政策落實(shí)與整改，從而從根本上實(shí)現(xiàn)環(huán)境績效提升。國外政府開展的環(huán)境審計(jì)以專項(xiàng)績效審計(jì)為主，但我國政府環(huán)境績效審計(jì)開展還較少，本文關(guān)注的“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)為其中為數(shù)不多的這類審計(jì)項(xiàng)目之一。

根據(jù)國家審計(jì)的“經(jīng)濟(jì)體檢”觀點(diǎn)，環(huán)境審計(jì)在理論上看能對水污染防治起到積極的促進(jìn)作用[24]。其主要能從揭示、懲治、抵御三個方面對地方政府和職能部門的污染防治行為發(fā)揮重要的監(jiān)督與糾偏作用[10]。對本文而言，揭示功能是對被審對象進(jìn)行審計(jì)，發(fā)現(xiàn)其中存在的水資源利用不合理、水生態(tài)環(huán)境保護(hù)不力，以及地方政府環(huán)保資金運(yùn)用的效益性、效率性和效果性未達(dá)預(yù)期等問題，通過審計(jì)報(bào)告等方式向上級部門報(bào)告和向社會公布，促進(jìn)審計(jì)對象糾正違反環(huán)保政策法規(guī)的行為和保障環(huán)境保護(hù)政策法規(guī)有效貫徹落實(shí)，從而提升區(qū)域環(huán)境治理成效；懲治功能是針對審計(jì)查出的違法違規(guī)問題進(jìn)行處理處罰或司法移交，使地方政府與職能部門迫于經(jīng)濟(jì)損失或晉升壓力而停止水污染防治中的不當(dāng)行為，從而從根本上改善區(qū)域污染防治水平；抵御功能是針對審計(jì)中發(fā)現(xiàn)的水污染防治體制機(jī)制問題提出審計(jì)意見，使地方政府與職能部門主動完善水污染防治體制機(jī)制，通過促進(jìn)政府基于公共價(jià)值增值形成污染防治的內(nèi)在動力[12]，從根本性上預(yù)防未來可能發(fā)生的各類環(huán)境問題。由此，政府審計(jì)機(jī)關(guān)通過對水污染治理政策進(jìn)行專項(xiàng)績效審計(jì)監(jiān)督與跟蹤審計(jì)，可以在一定程度上推進(jìn)水污染防治?；诖?，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：政府環(huán)境績效審計(jì)能促使地方政府采取積極的污染防治措施，在總體上改善水質(zhì)量，從而推進(jìn)“三河三湖”水污染防治。

然而，以上僅是環(huán)境審計(jì)助力水污染防治的第一步驟，關(guān)鍵是下一步地方政府在審計(jì)監(jiān)督作用下會通過何種途徑提升水質(zhì)量。當(dāng)前鮮有文獻(xiàn)對此給出完整和充分的論證。事實(shí)上，地方政府改善水質(zhì)量的途徑不外乎防控生活性污染和防控生產(chǎn)性污染兩種方式[6]。前者是指政府部門在審計(jì)監(jiān)督作用下加強(qiáng)生活性污染物的管理，通過生活污水集中處理并輔以雨污分流與河道整治等綜合措施，提升污水處理率、增加河湖水體曝氧面、改善水體中的輕度污染物，快速使水體變清從而提升水質(zhì)量狀況；后者是指政府部門在審計(jì)監(jiān)督作用下將防治壓力有效傳導(dǎo)至微觀企業(yè)層面[1516]，加強(qiáng)對污染企業(yè)（包括工業(yè)企業(yè)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)組織）的管理，通過嚴(yán)控新增污染企業(yè)、補(bǔ)貼企業(yè)廢水處理改造、關(guān)閉無力處理廢水的落后產(chǎn)能等行政手段與總量控制、排污權(quán)交易等市場手段有機(jī)結(jié)合，提升廢水達(dá)標(biāo)率和減少水體中的各類深度污染物，從根本上提升水質(zhì)量。由此，本文提出第二個研究假設(shè)：

H2：政府環(huán)境績效審計(jì)能促使地方政府在生活性和生產(chǎn)性水污染防治方面同時(shí)做出改進(jìn)，通過提高污水處理率、廢水達(dá)標(biāo)率等治理措施從根本上改善水質(zhì)量，從而推進(jìn)“三河三湖”水污染防治。

四、 研究設(shè)計(jì)

（一） 模型構(gòu)建

根據(jù)理論分析，本文使用雙重差分法構(gòu)建如下基準(zhǔn)計(jì)量模型：

wqiit=c+α1dui+α2dtt-1+α2dui×dtt-1+βjContjit+yri+εit

其中，wqiit為地級市i在t年的水質(zhì)量得分；dui為是否屬于“三河三湖”審計(jì)范圍的虛擬變量；dtt-1為“是否屬于‘三河三湖審計(jì)后”的虛擬變量，考慮到環(huán)境績效審計(jì)功能具有滯后效應(yīng)，因此將審計(jì)變量滯后一期[4，6]；dui×dtt-1為雙重差分項(xiàng)，其系數(shù)即為“三河三湖”審計(jì)對水環(huán)境質(zhì)量的具體影響；控制變量包括年均地表溫度tempit、年均降雨量自然對數(shù)lnrainit、年均夜間燈光亮度lightit、地區(qū)人均產(chǎn)出gdppit。yri為年度固定效應(yīng)，捕捉了各年份國家層面的重大政策影響；捕捉各地區(qū)不隨時(shí)間變化的地區(qū)固定效應(yīng)與dui高度線性相關(guān)，因此僅保留dui項(xiàng)。εit為本模型尚無法解釋的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量是水質(zhì)量狀況wqiit。中國環(huán)境監(jiān)測總站將水環(huán)境質(zhì)量等級分為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ、Ⅳ、Ⅴ和劣Ⅴ類6個級別，本文將以上水質(zhì)量等級分別賦值6～1，分值越高表示水質(zhì)量狀況越好，記為wqiit。

2. 解釋變量

本文的主要解釋變量是政府環(huán)境績效審計(jì)虛擬變量dui和dtt-1。其中，若地區(qū)i屬于“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)范圍，則所有年份其dui=1，否則為0；若年份t為“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)結(jié)果公告發(fā)布后（2009年后），則所有地區(qū)dtt-1=1，否則為0（即2010年及以后所有地區(qū)dt=1）。由此得到二次差分項(xiàng)dui×dtt-1，其回歸系數(shù)表示環(huán)境績效審計(jì)對“三河三湖”水污染防治的影響。為進(jìn)一步檢驗(yàn)政府環(huán)境績效審計(jì)影響水質(zhì)量的途徑，本文還用到一組排污治污解釋變量作為中介變量。其中廢水達(dá)標(biāo)率wasterit，是地區(qū)i在年份t的工業(yè)廢水達(dá)標(biāo)排放量與總排放量比率（該項(xiàng)數(shù)據(jù)已于2010年停更，因此在檢驗(yàn)其中介效應(yīng)時(shí)所有數(shù)據(jù)樣本區(qū)間只取2006—2010年）；垃圾處理率rubrit，是經(jīng)無公害處理的垃圾量與垃圾總量的比率；污水處理率sewagerit，是經(jīng)過處理的生活污水排放量與污水排放總量的比率。

3. 控制變量

參考現(xiàn)有主要文獻(xiàn)[6，24]，本文設(shè)置如下關(guān)鍵變量以控制氣候特征、水文條件、社會活動與經(jīng)濟(jì)開發(fā)等方面對水環(huán)境質(zhì)量的影響：一是年均地表溫度tempit，溫度升高將使水中微生物繁殖加快、各種化學(xué)應(yīng)用加速，因此會加劇水體污染程度；二是年均降雨量對數(shù)lnrainit，降雨量增多對水質(zhì)量的影響有雙重性，正面作用是污染物快速稀釋和流動，負(fù)面作用是會增加水體的顆粒物濃度而增加物理污染；三是年均城市夜間燈光亮度lightit，夜間燈光表征了地區(qū)人口的經(jīng)濟(jì)社會活動頻繁程度，對水質(zhì)量有負(fù)面影響；四是年末總?cè)丝诘淖匀粚?shù)lnpopit；五是年度工業(yè)化水平indrit，表征工業(yè)生產(chǎn)強(qiáng)度；六是年度人均生產(chǎn)總值gdppit，人均產(chǎn)出衡量了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的開發(fā)強(qiáng)度；七是是否使用“三河三湖”水污染防治專項(xiàng)資金subsit，如果地區(qū)i在t年使用了“三河三湖”水污染防治專項(xiàng)資金，則subsit=1，否則為0。主要變量定義詳見表1。

（三） 數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本期間為2006—2018年，區(qū)域?yàn)槿珖饕饔蛑攸c(diǎn)斷面水質(zhì)自動監(jiān)測項(xiàng)目所覆蓋的76個地級市，其中有36個地級市屬于“三河三湖”范圍。水質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于中國環(huán)境監(jiān)測總站的《全國主要流域重點(diǎn)斷面水質(zhì)自動監(jiān)測周報(bào)》；環(huán)境績效審計(jì)數(shù)據(jù)來源于審計(jì)署審計(jì)結(jié)果公告《“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)調(diào)查結(jié)果》；其余控制變量來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省區(qū)市統(tǒng)計(jì)年鑒以及美國國家海洋和大氣管理局的夜間燈光遙感數(shù)據(jù)等。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2描述性統(tǒng)計(jì)顯示，wqiit的總體均值是4.10，標(biāo)準(zhǔn)差是1.13，最小值是0.74，最大值是6.0，其從2007年的IV類水平上升到2018年的III類水平，且空間分布非常不均勻。其他變量如dui的均值是0.46，標(biāo)準(zhǔn)差是0.50；dtt-1的均值是0.77，標(biāo)準(zhǔn)差是0.42；wasterpit的均值為89.29，標(biāo)準(zhǔn)差為12.65；rubrit的均值為84.68，標(biāo)準(zhǔn)差為23.43；sewagerit的均值為77.06，標(biāo)準(zhǔn)差為22.17；tempit的均值為14.78，標(biāo)準(zhǔn)差為5.04；lnrainit的均值為6.70，標(biāo)準(zhǔn)差為0.63；lightit均值為0.16，標(biāo)準(zhǔn)差為0.17；lnpopit的均值為4.98，標(biāo)準(zhǔn)差為0.93；indrit的均值為48.40，標(biāo)準(zhǔn)差為11.80；gdppit的均值為5.83，標(biāo)準(zhǔn)差為3.88；subsit的均值為0.43，標(biāo)準(zhǔn)差是0.49。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，所有變量均近似地服從正態(tài)分布。

五、 實(shí)證分析

（一） 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3是政府環(huán)境績效審計(jì)助推“三河三湖”水污染防治的DID基準(zhǔn)回歸結(jié)果。列（1）結(jié)果表明，不考慮控制變量和固定效應(yīng)時(shí)，政府環(huán)境績效審計(jì)與水質(zhì)量在1%水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.3266。列（2）結(jié)果表明，考慮控制變量、不考慮固定效應(yīng)時(shí)，政府環(huán)境績效審計(jì)與水質(zhì)量在1%水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.3590。列（3）結(jié)果表明，不考慮控制變量、考慮固定效應(yīng)時(shí)，環(huán)境績效審計(jì)與水質(zhì)量在1%

水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.3266。列（4）結(jié)果表明，同時(shí)考慮控制變量和固定效應(yīng)時(shí)，環(huán)境績效審計(jì)與水質(zhì)量在1%水平上顯著正相關(guān)，系數(shù)為0.3203。列（4）結(jié)果相對客觀地反映了政府環(huán)境績效審計(jì)助推“三河三湖”水污染防治的情況，其初步表明我們不能否定第一個理論假設(shè)H1，即政府環(huán)境績效審計(jì)確實(shí)能促使地方政府采取積極措施，在總體上改善水質(zhì)量，從而推進(jìn)“三河三湖”水污染防治。以下本文將從不同角度檢驗(yàn)和深化該結(jié)論。

表4顯示了政府環(huán)境績效審計(jì)助力“三河三湖”水污染防治的區(qū)域差異。我們將76個地級市分為淮河流域、遼河流域、海河流域和三湖（太湖、巢湖和滇池）流域進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)，結(jié)果表明：淮河與遼河流域在10%水平上顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.2646和0.5044；海河流域和三湖流域回歸系數(shù)雖然為正，但均不顯著。

（二） 作用路徑分析

基于水污染防治行為數(shù)據(jù)，我們使用中介效應(yīng)模型[24]對“三河三湖”審計(jì)助力水污染防治的整體作用路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果不顯著，因此轉(zhuǎn)而對作用更為顯著的淮河與遼河流域進(jìn)行部分識別，結(jié)果如表5所示。列（9）、列（10）和列（13）結(jié)果表明廢水達(dá)標(biāo)率對水質(zhì)量的提升效果并不顯著。列（9）、列（11）和列（14）表明，雖然環(huán)境績效審計(jì)可以在5%的顯著水平上提升垃圾處理率15.3362個百分點(diǎn)，但垃圾處理率的提高卻不能顯著提升水質(zhì)量，因此該中介效應(yīng)并不顯著。列（9）、列（12）和列（15）表明政府環(huán)境績效審計(jì)在5%的顯著水平上提升了淮河與遼河流域10.6485個百分點(diǎn)的污水處理率，同時(shí)污水處理率的提高使得水質(zhì)量提升了0.0035，通過了中介效應(yīng)檢驗(yàn)。由此，我們認(rèn)為理論假設(shè)H2的前半部分不能否認(rèn)但后半部分卻被證偽，即政府環(huán)境績效審計(jì)在推進(jìn)“三河三湖”水污染防治中，主要促使地方政府在生活性水污染防治方面進(jìn)行改進(jìn)，對生產(chǎn)性水污染的治理效果并不顯著。一方面，政府環(huán)境績效審計(jì)確實(shí)促使地方政府進(jìn)行了生活性污染防治整改，提升了淮河與遼河流域10.6485個百分點(diǎn)的污水處理率以及15.3362個百分點(diǎn)的垃圾處理率，且前者對水質(zhì)量起到了顯著的提升作用，但后者對水質(zhì)量的貢獻(xiàn)則尚不顯著。另一方面，政府環(huán)境績效審計(jì)并沒有促使地方政府改進(jìn)生產(chǎn)性污染防治行動，沒有使其進(jìn)一步提升廢水處理率以及其他水環(huán)境污染的深層治理行為?？偟膩碚f，政府環(huán)境績效審計(jì)只通過促進(jìn)生活污水處理率等治理行為助力了淮河與遼河流域的水污染防治。

許多實(shí)證文獻(xiàn)表明，大部分地方政府在污染防治過程中選擇了“表面治理”和“資格賽”策略[3，19，23]。審計(jì)署《“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)報(bào)告》直接指出，“三河三湖”治理中存在違規(guī)使用資金40多億元、污水處理等資產(chǎn)閑置、污染防治工作落實(shí)不到位等問題，體現(xiàn)了政府環(huán)境績效審計(jì)的監(jiān)督威懾力。然而實(shí)證結(jié)果表明，即使在政府環(huán)境績效審計(jì)監(jiān)督威懾下，不少地方政府仍然選擇表面治理策略。主要可能包含兩個方面原因：一是“表面治理”成本低、見效快，能輕松收獲肯定。溶解氧是眾多水體污染物中最容易改善、最快見效的污染指標(biāo)。通過打撈水中垃圾、河道整治和生活污水集中處理，就能快速提升溶解氧的含量，占用人力物力比較少且不需要以降低GDP為代價(jià)[15]。更重要的是，這些方面的努力能夠很明顯地被審計(jì)機(jī)關(guān)、相關(guān)領(lǐng)導(dǎo)和廣大群眾看到。但是，化學(xué)需氧量、氨氮、重金屬等深度污染指標(biāo)的治理恰好相反。因此，地方政府對溶解氧的治理具有明顯的偏好。二是環(huán)境審計(jì)對地方政府環(huán)境治理的監(jiān)督作用仍未充分發(fā)揮?！叭尤睂徲?jì)后，雖然通過揭示、處罰和建議功能推動了水污染防治行動，但是從總體上看，環(huán)境懲罰力度不夠、審計(jì)結(jié)果應(yīng)用不足導(dǎo)致違法成本低的問題仍未解決，在很大程度上限制了環(huán)境審計(jì)作用的發(fā)揮。

六、 穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗(yàn)

（一） 共同趨勢檢驗(yàn)

使用二次差分方法的重要假設(shè)條件之一是處理組和對照組在政策干預(yù)之前要有共同發(fā)展趨勢。對本文處理組和對照組的共同趨勢檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，“三河三湖”流域35個地級市因?yàn)槲廴鞠鄬?yán)重，水質(zhì)量均值整體明顯低于對照組（這是表3基準(zhǔn)回歸結(jié)果中dui顯著為負(fù)的主要原因）。但從圖1來看，在2009年政府環(huán)境績效審計(jì)之前，兩組地區(qū)的水質(zhì)量發(fā)展趨勢基本一致。這與各類文獻(xiàn)關(guān)于2001—2007年間“三河三湖”水污染防治專項(xiàng)行動收效甚微的結(jié)論是內(nèi)在一致的[3]2009年，第十三屆世界湖泊大會上中國工程院院士王浩表示“邊治理邊污染，再投910億元也沒用”；環(huán)保部王金南表示“近千億資金真正用于污染治理、環(huán)境改善的有多少呢？擠一擠水分，可以擠掉40%以上”。（中國中央人民政府網(wǎng)站，http：//www.gov.cn/jrzg/200911/10/content_1460935.htm。）。從圖1中可以發(fā)現(xiàn)，處理組的水質(zhì)量指數(shù)與對照組相比有明顯提升是從2010年開始的。因此，本文模型通過了共同趨勢檢驗(yàn)。

（二） 更換變量、縮減區(qū)間檢驗(yàn)與增加控制變量

第一，將被解釋變量更換為與事實(shí)近似的“類事實(shí)變量”。參考相關(guān)文獻(xiàn)的做法[25]沈坤榮和金剛使用的是劣V類水啞變量，考慮到本文使用的是信息含量更大的周報(bào)數(shù)據(jù)，因此使用“一年中劣V類水的占比”隨機(jī)變量，比文獻(xiàn)更準(zhǔn)確反映劣V類水的情況。，用年均劣V類水出現(xiàn)的比重viper作為“類事實(shí)變量”替換原被解釋變量“水質(zhì)量綜合指數(shù)wqi”進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，得到表6的模型（16）。結(jié)果表明，“三河三湖”環(huán)境績效審計(jì)行動能在5%顯著水平上降低9.9470個百分點(diǎn)的劣V類水占比。這與水質(zhì)量綜合指數(shù)wqi的基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有內(nèi)在一致性。

第二，將被解釋變量更換為與事實(shí)不相關(guān)的“反事實(shí)變量”。我們使用反映空氣質(zhì)量的指標(biāo)PM2.5年均濃度作為與“三河三湖”水污染防治績效審計(jì)不相關(guān)的被解釋變量，使用同樣的設(shè)置對其進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，得到表6的模型（17）。結(jié)果表明，“三河三湖”水污染防治審計(jì)對PM2.5濃度的影響確實(shí)是不顯著的。

第三，更換解釋變量。由于審計(jì)署2010年對黃河流域水污染防治與水資源保護(hù)專項(xiàng)資金等情況進(jìn)行了審計(jì)調(diào)查，因此我們將黃河流域?qū)ｍ?xiàng)資金審計(jì)與否作為與“三河三湖”水污染防治專項(xiàng)績效審計(jì)不相關(guān)的解釋變量。其中du11i表示若地區(qū)i屬于黃河流域污染防治審計(jì)范圍，則所有年份其du11i=1，否則為0；dt11t-1表示若年份t是在黃河流域污染防治審計(jì)結(jié)果公告發(fā)布年份后（即2011年往后），則所有地區(qū)dt11t-1=1，否則為0，考慮到審計(jì)發(fā)揮作用的滯后性，本文將該變量滯后一期；而由此得到的二次差分項(xiàng)du11i×dt11t-1，其回歸系數(shù)表示環(huán)境專項(xiàng)審計(jì)對黃河流域水污染防治的影響。結(jié)果如表7的模型（18）所示，黃河流域?qū)ｍ?xiàng)資金審計(jì)并不能顯著提升水環(huán)境質(zhì)量。對比基準(zhǔn)回歸結(jié)果中政府環(huán)境績效審計(jì)可以顯著助推“三河三湖”水污染防治，我們認(rèn)為造成該結(jié)果的主要原因是黃河流域?qū)徲?jì)過程中只是對環(huán)保專項(xiàng)資金進(jìn)行了審計(jì)，未曾對其績效進(jìn)行審計(jì)，這就使得地方政府和有關(guān)職能部門更加關(guān)注環(huán)保資金是否用于污染防治，而對資金使用效率及效果的關(guān)注度并不高，所以環(huán)境審計(jì)對提升水質(zhì)量的回歸結(jié)果并不顯著。

第四，縮減回歸模型的樣本區(qū)間。本文數(shù)據(jù)區(qū)間為2006—2018年共13年，其中政府環(huán)境績效審計(jì)發(fā)生在2009年，考慮到事后年限較長、受其他因素影響的概率較大，因此我們采用簡單有效的數(shù)據(jù)縮減方法來檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表7的模型（19）是將樣本縮減到2012年的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。結(jié)果表明，國家審計(jì)能在5%顯著水平上使其水環(huán)境質(zhì)量提升0.1804，與模型（4）保持了較好的穩(wěn)健性。

第五，增加控制變量。我們注意到2008年江蘇在太湖流域全面推行“河長制”且水質(zhì)量得到明顯改善后，“河長制”迅速在全國范圍內(nèi)得到認(rèn)可，并于2017年在全國層面推廣。為剔除“河長制”這一政策效應(yīng)在樣本期間對“三河三湖”水質(zhì)量的影響，我們增加了是否實(shí)施河長制這一控制變量，記為rivleadit，當(dāng)?shù)貐^(qū)i第t年實(shí)施了河長制，則rivleadit取1，否則取0。回歸結(jié)果如表8列（20）所示，結(jié)果表明，在控制了“河長制”這一政策效應(yīng)后，政府環(huán)境績效審計(jì)仍能在5%的顯著水平上提升三河三湖水質(zhì)量0.3380個水平，進(jìn)一步說明了其在水污染防治過程中所發(fā)揮的顯著作用。

（三） 傾向得分匹配檢驗(yàn)

本文總體樣本為76個地級市，其中“三河三湖”流域35個地級市為處理組，其余41個地級市為對照組，由于“三河三湖”是國家水污染防治的重點(diǎn)區(qū)域，因此樣本很有可能會出現(xiàn)選擇偏差而使處理組與對照組不具備可比性。本文參考Wooldridge關(guān)于傾向得分匹配是緩解選擇偏差的做法[26]，從41個對照組地級市中1∶1依據(jù)全部自變量選擇35個與“三河三湖”相對具有可比性的地級市，在35對匹配樣本的基礎(chǔ)上再進(jìn)行DID基準(zhǔn)模型回歸，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦x擇性偏差的嚴(yán)重程度。結(jié)果顯示，匹配前處理組和對照組的密度分布有一定差異，按1∶1匹配后處理組和對照組的密度分布變得非常接近?；趦A向得分匹配后的70個地級市樣本數(shù)據(jù)，可以得到如表8所示的PSMDID基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果（21）。模型結(jié)果表明，國家審計(jì)能在5%顯著水平上使“三河三湖”水質(zhì)量提升0.2986，與模型（4）基準(zhǔn)回歸的0.2928保持了非常好的穩(wěn)健性。

（四） 安慰劑檢驗(yàn)

為進(jìn)一步排查受遺漏變量等問題干擾的可能，我們參考相關(guān)文獻(xiàn)的做法[21]，通過從76個地級市和11個可能年份（2007—2017）中隨機(jī)選取35個偽地級市、1個偽政策年份形成“偽處理組”進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。我們重復(fù)進(jìn)行了500次和1000次隨機(jī)選擇偽處理組過程，并分別使用這兩組“安慰劑”進(jìn)行DID基準(zhǔn)回歸，這些回歸得到的雙重差分項(xiàng)系數(shù)t值的密度分布情況如圖2所示。

從圖2可以發(fā)現(xiàn)，基于隨機(jī)選取的“安慰劑”處理組估計(jì)得到的系數(shù)的t值均主要分布在“0”值附近，即隨機(jī)得到的偽處理組變量完全不顯著。這表明，政府環(huán)境績效審計(jì)對“三河三湖”水質(zhì)量的改善效應(yīng)并未受到遺漏變量等問題的太多干擾。

七、 結(jié)論性評述

本文基于中國環(huán)境監(jiān)測總站的水質(zhì)量監(jiān)測微觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分方法與顯性中介效應(yīng)分析，對政府環(huán)境績效審計(jì)助力“三河三湖”水污染防治的總體效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證評估。結(jié)果表明，相比于只對環(huán)境專項(xiàng)資金進(jìn)行的傳統(tǒng)審計(jì)，政府環(huán)境績效審計(jì)確實(shí)助力改善了“三河三湖”水質(zhì)量且淮河與遼河的效應(yīng)更為顯著，其主要通過促進(jìn)生活性污染源防治改善了水質(zhì)量，但未能顯著促進(jìn)通過生產(chǎn)性污染源防治來改善水質(zhì)量，即政府環(huán)境績效審計(jì)并未從根本上改變地方政府“表面治理”的環(huán)境策略偏好。

黨的二十大報(bào)告指出，“污染防治攻堅(jiān)向縱深推進(jìn)，綠色、循環(huán)、低碳發(fā)展邁出堅(jiān)實(shí)步伐”，為“深入推進(jìn)環(huán)境污染防治”，“堅(jiān)持山水林田湖草沙一體化保護(hù)和系統(tǒng)治理”，環(huán)境審計(jì)有責(zé)任也有能力監(jiān)督地方政府完成從“表面治理”到“深度治理”的污染防治策略轉(zhuǎn)換，具體來說可以從如下兩個方面入手：一是要繼續(xù)加強(qiáng)政府環(huán)境績效審計(jì)的廣度、深度、力度和頻度，特別是針對人民群眾關(guān)心的水、大氣、土壤等問題進(jìn)行多維度評價(jià)，從而對地方政府污染防治形成全覆蓋和立體式的監(jiān)督；二是要增強(qiáng)專項(xiàng)績效審計(jì)結(jié)果的應(yīng)用和增加違法違規(guī)的成本，以專項(xiàng)績效審計(jì)的結(jié)果為依據(jù)，綜合發(fā)揮黨內(nèi)處分、行政處理、法律處罰以及考核約束和晉升限制等多種獎懲機(jī)制的作用，針對環(huán)境績效低下的區(qū)域，以增加罰款或減少撥款等方式提高企業(yè)環(huán)境違法違規(guī)的成本，改變地方政府環(huán)境專項(xiàng)治理的效用函數(shù)，從而推動其污染防治策略的順利轉(zhuǎn)型。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文給出了一個環(huán)境審計(jì)助力水污染防治的較完整機(jī)理，并基于顯性中介效應(yīng)分析對其進(jìn)行了驗(yàn)證，給出了環(huán)境審計(jì)作用于環(huán)境質(zhì)量的顯性證據(jù)，未來研究可從數(shù)據(jù)與方法兩個層面對此作更進(jìn)一步探討。一方面，隨著數(shù)據(jù)來源的多樣化，將來可在更精準(zhǔn)和更一致的審計(jì)數(shù)據(jù)、污染防治數(shù)據(jù)與水質(zhì)量數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對環(huán)境審計(jì)影響水污染防治的效應(yīng)進(jìn)行更為科學(xué)與全面的檢驗(yàn)；另一方面，當(dāng)前研究方法大多是使用雙重差分，而事實(shí)上將來研究可以嘗試其他如工具變量等更為可靠的內(nèi)生性處理方法，以及包含空間外部性的雙重差分模型等前沿方法來對環(huán)境審計(jì)影響水污染防治的效應(yīng)作進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

［1］習(xí)近平.高舉中國特色社會主義偉大旗幟 為全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家而團(tuán)結(jié)奮斗——在中國共產(chǎn)黨第二十次全國代表大會上的報(bào)告[M].北京：人民出版社，2022.

[2]李江濤，曾昌禮.政府環(huán)境審計(jì)與環(huán)境績效改善——基于三河三湖的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[C].2015年中國環(huán)境科學(xué)學(xué)會學(xué)術(shù)年會論文集，2015：13361344.

[3]Wang C H， Wu J J， Zhang B. Environmental regulation， emissions and productivity： Evidence from Chinese CODemitting manufacturers[J]. Journal of Environmental Economics and Management， 2018，92（Nov）： 5473.

[4]曾昌禮，李江濤.政府環(huán)境審計(jì)與環(huán)境績效改善[J].審計(jì)研究，2018（4）：4452.

[5]蔡春，鄭開放，陳曄，等.政府環(huán)境審計(jì)對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露的影響研究——基于“三河三湖”環(huán)境審計(jì)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2019（6）：312.

[6]Xu Z Y， Dai Y， Liu W. Does environment audit help to improve water quality？ Evidence from the China National Environmental Monitoring Centre[J]. Science of the Total Environment，2022，823（Jun）：153485.

[7]蔡春，朱榮，蔡利.國家審計(jì)服務(wù)國家治理的理論分析與實(shí)現(xiàn)路徑探討——基于受托經(jīng)濟(jì)責(zé)任觀的視角[J].審計(jì)研究，2012（1）：611.

[8]王會金，馬修林.政府審計(jì)與腐敗治理——基于協(xié)同視角的理論分析與經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017（6）：110.

[9]王永海，王嘉鑫.國家審計(jì)可以有效提升國家治理能力嗎[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2017（9）：119133.

[10]鄭石橋，梁思源.國家審計(jì)促進(jìn)公共支出效率的路徑與機(jī)理——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2018（2）：2938.

[11]崔雯雯，鄭偉，李寧.國家審計(jì)服務(wù)國家治理的路徑——基于2003—2014年間30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的實(shí)證檢驗(yàn)[J].江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2018（2）：3847.

[12]楊肅昌，馬亞紅，蘆海燕.公共價(jià)值視角下的環(huán)境審計(jì)作用機(jī)制與實(shí)現(xiàn)路徑研究[J].蘭州大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2019（6）：119126.

[13]蔡春，謝柳芳，王彪華.經(jīng)濟(jì)責(zé)任審計(jì)與地方政府治理——以環(huán)境污染為視角[J].廈門大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2020（2）：91104.

[14]張琦，譚志東.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的環(huán)境治理效應(yīng)[J].審計(jì)研究，2019（1）：1623.

[15]于連超，張衛(wèi)國，畢茜，等.政府環(huán)境審計(jì)會提高企業(yè)環(huán)境績效嗎？[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2020（1）：4150.

[16]蔡春，鄭開放，王朋.政府環(huán)境審計(jì)對企業(yè)環(huán)境治理的影響研究[J].審計(jì)研究，2021（4）：313.

[17]孫玥璠，劉雪娜，張永冀，等.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)與企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行[J].審計(jì)研究，2021（5）：4253.

[18]喻開志，王小軍，張楠楠.國家審計(jì)能提升大氣污染治理效率嗎？[J].審計(jì)研究，2020（2）：4351.

[19]黃溶冰，趙謙，王麗艷.自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)與空氣污染防治：“和諧錦標(biāo)賽”還是“環(huán)保資格賽”[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（10）：2341.

[20]游春暉.政府環(huán)境審計(jì)、審計(jì)對象特征與環(huán)境績效改善[J].廣西社會科學(xué)，2021（7）：131137.

[21]鄭開放，趙萱.政府環(huán)境審計(jì)能夠促進(jìn)地區(qū)污染治理嗎？——基于中國地級市2008―2018年的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].西南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版），2022（4）：130138.

[22]徐志耀，陳駿.以自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)推動完善生態(tài)文明制度體系[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2020（1）：2224.

[23]黃溶冰，謝曉君.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)能提升政府環(huán)境治理執(zhí)行力嗎？[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2022（4）：920.

[24]沈坤榮，金剛.中國地方政府環(huán)境治理的政策效應(yīng)——基于“河長制”演進(jìn)的研究[J].中國社會科學(xué)，2018（5）：92115.

[25]溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731745.

[26]Wooldridge J M. Econometric analysis of cross section and panel data[J]. MIT Press Books， 2010， 1（2）：206209.

［責(zé)任編輯：黃燕］

Abstract： In order to further explore the explicit evidence of the effect of environmental audit on environmental quality， based on the classic project of “Three Rivers and Three Lakes” water pollution prevention and control performance audit investigation， using the microcosmic data of water quality monitoring of key rivers of China Environmental Monitoring Station from 2006 to 2018， this paper makes an empirical analysis of the effect of government environmental performance audit on water pollution prevention and control by using such methods as double difference and obvious intermediary effect. The results show that the government environmental performance audit has indeed helped to improve the water quality of “Three Rivers and Three Lakes”， and the effect of Huaihe River and Liaohe River is particularly significant. It has improved the water quality mainly by promoting the prevention and control of domestic pollution sources， but failed to significantly promote the prevention and control of productive pollution sources to improve the water quality. Therefore， we should? further strengthen the scope， depth， strength and frequency of government environmental performance audit， enhance the application of audit results， and increase the cost of environmental violations.

Key Words： government environmental performance audit; three rivers and three lakes; water pollution prevention and control; explicit mediation; water quality; government audit; the 20th CPC National Congress report