摘要：我国坚定不移地走生态优先、绿色低碳的发展道路，政府环境审计在其中承担着不可或缺的责任。文章以长江经济带生态环境专项审计为例，基于我国省域面板数据，采用DI D双重差分模型、中介效应和调节效应模型，实证检验政府环境审计与生态质量的关系。研究结果显示：政府环境审计通过环境规制强度影响生态质量；政府环保资金使用效率的提高促使政府环境审计对生态质量产生了积极影响；在绿色技术创新水平较低的地区，政府环境审计对生态质量的改善效果更为显著。拓展研究发现，媒体关注度的提升也有助于政府环境审计对生态质量的改善。基于研究结果，提出强化环境审计法规体系、实施差异化区域审计、借助媒体关注增强公众监督等对策建议，研究也能够为建设美丽中国试点项目提供经验参考。

　　关键词：政府环境审计；生态质量；环境规制；环保资金使用效率；绿色技术创新

　　引言

　　“美丽中国”是新时期实现社会主义现代化建设和实现民族伟大复兴的重要目标之一，全国始终坚持“人与自然和谐共生”的基本策略，时刻做好“污染防治”这项关键举措攻坚克难的准备。政府环境审计肩负着监督政府与企业全面、有效履行受托环境责任的关键职责。

　　长江流域尤其是流经工业城市的河段，工业废水和生活污水大量排放，水污染问题日益凸显。因此，正确处理长江治理与国民经济发展之间的关系，是国家和长江流域各省面临的一个重大问题。开展长江经济带的环境审计工作，其核心目标在于确保美丽中国建设的主要任务率先在长江经济带取得实质性成效，从而促进长江经济带生态共同发展、人与自然和谐共生。

　　现有文献表明，政府环境审计对生态环境质量具有显著的调节效应，相关研究主要基于政府环境规制力度及区域环境治理水平等宏观因素，探讨其对生态环境质量的影响机制。然而，关于政府环境审计通过微观企业层面传导至生态环境质量的作用路径，现有研究尚未给予充分关注。

　　本文边际贡献的体现主要可以归结为以下三点。其一，在实证研究政府环境审计与生态环境质量的关系时，采用双重差分（DID）方法，通过控制实验组和对照组在政策实施前后的变化趋势，能够有效克服内生性问题，同时更精准地识别政府环境审计与生态环境质量之间的因果关系，从而为该领域的实证研究提供了新的方法借鉴。其二，聚焦长江经济带这一特定区域，本文的研究不仅验证了长江经济带生态发展的可持续性，还为美丽中国建设的试点项目提供了宝贵的实践经验，能够作为重要参考推动区域绿色发展和全国生态环境建设。其三，在研究政府环境审计影响生态环境质量的作用机制方面，本文采用两步法构建中介效应模型和调节效应模型，相较于既有文献，更稳健地验证了环境规制强度、环保资金使用效率和绿色技术创新水平在政府环境审计与生态环境质量之间的传导路径。

　　一、理论分析与研究假设

　　（一）政府环境审计与生态环境质量

　　在生态环境保护领域，政府责任核心在于实现生态资源的合理配置与可持续利用。政府环境审计作为一种制度化的监督机制，本质上是对政府履行环境受托责任的系统性审查与评估[1]。基于社会公众与政府之间的环境治理委托-代理关系，作为受托方的政府负有改善环境质量与降低污染排放的法定职责。

　　政府环境审计通过多重机制显著提升生态环境质量。首先，通过对环境政策执行效能与环保资金使用效益的审计监督，强化落实政府环境治理责任，从而对生态环境产生正向影响；其次，企业在污染排放信息方面具有显著的信息优势，政府环境审计能够通过专业化的信息采集与分析技术，构建政府与企业协同治理框架。这一机制不仅为政府环境决策提供科学依据，同时通过公开披露环境信息从而强化社会监督效能。政府环境审计对生态质量的影响机制可见图1。据此，提出假设1。

　　H1：政府环境审计能够改善生态环境质量

　　（二）政府环境审计提高环境规制强度影响生态环境质量

　　政府环境审计作为一种制度性监督机制，能够通过强化环境规制体系建设来推动政策实施，进而实现生态环境质量改善的治理目标。政府环境审计贯穿于环境政策全生命周期管理过程，包括政策制定、实施与评估三个关键环节[2]。在政策制定阶段，环境审计部门通过系统性审查政策制定过程，对其科学性与程序合规性进行专业评估[3]。在实施阶段，将地方环境法规标准文件与国家环境法律框架及其他地区政策进行对标研究，能够有效识别地方环境监管体系中存在的标准缺失或过低等制度性缺陷[4]。在评估阶段，环境审计部门通过多维度的政策执行效果评估来优化政策实施效能。审计部门需要系统考察政策执行过程中的偏差程度、实施方法的有效性、政策条款的合理性以及问题反馈机制的及时性等关键指标[5]，从而为政策推广或环境问责提供实证依据。基于上述机理，提出假设2。

　　H2：政府环境审计通过影响环境规制强度作用生态环境质量

　　（三）政府环境审计、资金使用效率和生态环境质量

　　政府环境审计通过对区域环境项目的系统性评估，能够有效识别环保资金配置的结构性失衡问题。审计监督机制可以推动政府部门基于生态治理的实际需求，对财政资源进行优化再分配，实现有限环境治理资金的精准配置。以长江经济带为例，审计驱动的资金再分配促使财政资源向水污染重点防控区域倾斜，这种基于审计证据的靶向投入显著提升了环保资金的使用效率。这种以审计为基础的资金配置优化机制对区域生态环境质量的提升产生了直接的促进作用。

　　政府环境审计通过优化环保资金配置效率、监督资金使用绩效与政策目标的匹配度以及促进环境政策的有效实施，对提升环境质量具有显著的促进作用[6]。研究表明，政府环境审计能够有效识别环保资金使用过程中的违规行为，包括资金挪用以及资源浪费等现象[7]，并通过制度性纠偏机制遏制地方政府因行政压力导致的“先污染后治理”的非可持续发展模式，从而确保财政资金精准投放于关键环境治理领域。基于上述机理，提出假设3。

　　H3：环保资金使用效率影响政府环境审计从而提高生态环境质量

　　（四）政府环境审计、绿色技术创新水平和生态环境质量

　　基于可持续发展理论的宏观分析框架，生态环境保护实现可持续发展需要构建政府、企业等多元主体协同参与的治理体系。绿色技术创新水平与政府环境审计机制具有显著的协同效应。具体而言，企业层面的绿色技术创新活动能够直接促进生产过程的生态化转型，有效降低污染排放强度；与此同时，政府通过政策工具的制定与实施，为绿色技术创新能力不足的企业提供制度支持与监管保障[8]。

　　基于技术创新维度，企业需要系统性地开展绿色技术创新活动，通过绿色技术的研发与应用推动生产模式的生态化转型，以此实现经济增长与环境保护的协同发展[9]。政府审计作为一种制度安排，通过双重机制促进企业环境责任的履行：一方面，通过约束管理层超额在职消费等代理问题[10]，提升企业信息披露质量；另一方面，对企业环境管理创新与技术创新实施全流程监督。这种审计监督机制不仅能够有效激励企业主动承担环境责任，更能够通过三重底线（经济绩效、生态绩效与社会绩效）的协同优化，实现整体生态环境质量的帕累托改进，从而产生显著的环境治理正外部性[11]。

　　在绿色技术水平相对滞后的区域，强化政府环境审计制度的实施对生态环境质量的边际改善效应更为显著。环境审计机制通过建立强制性环境信息披露制度与污染物排放阈值约束等规制手段，有效弥补了企业环境自律机制缺失的制度性缺陷。研究表明对于已建立环境管理体系的企业主体，在面临严格环境审计监管时选择不披露信息的概率显著降低[12]。基于上述理论，提出假说4。

　　H4：绿色技术创新水平发挥政府环境审计对生态环境质量的调节作用

　　二、研究设计

　　（一）样本选取与数据来源

　　选取我国22个省（自治区、直辖市）的面板数据作为研究样本，其中沪、苏、浙、皖、赣、鄂、湘、渝、川、黔、滇11个省份作为试验组，属于长江经济带区域；另有11个省份在2018年实施长江经济带环境审计前，就选定了与长江经济带区域省份几乎一致的生态环境质量发展趋势，但没有作为对照组的省份，即津、冀、晋、疆、蒙、辽、吉、黑、藏、鲁、豫[13]。

　　政府环境审计数据来源于审计署、省级人大常委会，绿色技术创新水平数据来源于CNRDS数据库，生态环境质量、金融结构、税负水平、产业结构等数据来自2008—2022年《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》，使用Stata17进行数据处理与分析。

　　（二）研究变量

　　1.被解释变量

　　生态环境质量（Seca）：本文选取水土流失治理面积来衡量生态环境质量。以往文献多采用工业废水排放量和工业二氧化硫排放量等指标对生态环境质量进行测度[14]，或者用植被覆盖面积、荒漠及荒漠化土地面积率、生物多样性和濒危物种数占当地物种总数的比例等指标来评价[15]。考虑到水土流失治理面积除了可以衡量生态环境治理，还可以通过人工或自然措施有效控制，能够较准确地反应长江流域生态环境治理的力度和成效。

　　2.解释变量

　　政府环境审计（Audit）：本文将政府环境审计定为二分类变量，为时间虚拟变量和地区虚拟变量的交互项，根据查阅《中国审计年鉴》和各级政府审计业务概述，采用时间虚拟变量（Time）来准确区分政府环境审计实施前后的各个时间节点。综合考虑长江经济带政府环境审计周期以及实际情况后，以2018年为时间分界点，将2018年之前的观测值赋值为0，2018年及之后的观测值赋值为1。地区虚拟变量（Treat）用于确定省级管理是否被审计覆盖。实验组省（市）赋值为1，对照组省（市）赋值为0。当交互项对经济高质量发展水平的估计系数显著为正时，表明长江经济带政府环境审计对生态环境质量的提升具有显著的促进作用。

　　3.中介变量

　　环境规制强度（Eri）：本文利用工业污染治理投资完成额占第二产业的比重来衡量环境规制，其比重越高说明地方政府或企业将更多经济资源用于环境改善[16]。这样可以消除经济规模差异的影响，便于横向或纵向比较环境规制的相对严格程度。并且这个指标能够直观体现政府对工业污染的规制强度或企业的主动治污努力。

　　4.调节变量

　　绿色技术创新水平（Gea）：参考了邢旋（2023）研究[17]，本文根据2008—2022年《中国统计年鉴》，整理了各省份上市公司2008—2022年绿色发明申请总数，将其作为绿色技术创新水平测度指标。

　　环保资金使用效率（Eef）：本文采用环保领域支出的规模效率来衡量环保资金使用效率。参考杨芳楠（2023）研究，规模效率评价法基于对所有投入要素与产出成果的综合考量，以此评估财政节能环保支出效率[18]。规模效率的取值范围为（0，1]，当规模效率估计值等于1时，表明被评估省份在财政节能环保领域的支出规模达到最优效率状态，实现了资源最佳投入产出比。

　　5.其他控制变量及测度

　　本文参考游春晖（2021）控制变量的选取[19]，经研究后选择控制了金融结构（Fs）、产业结构（Inds）、政府承载能力（Govc）、经济发展水平（Edl）、人力资本水平（Lhc）相关变量。变量定义如表1所示。

　　（三）模型设定

　　在研究设计中，实证分析过程中，运用DID模型对政府环境审计实施后长江经济带11个省（自治区、直辖市）的生态环境质量水平展开实证检验。为进一步控制可能影响审计地区与非审计地区的个体异质性以及时间趋势因素，采用面板数据双向固定效应模型进行深入分析。具体而言，模型构建与分析分为两个主要部分。其一，模型（1）与模型（2）采用二步法进行估计，旨在验证环境规制强度在政府环境审计与生态环境质量提升之间的中介效应，以此对假设1进行检验；其二，模型（3）与模型（4）通过构建双向固定效应模型，着重验证环保资金使用效率和绿色技术创新水平在该作用机制中的调节效应，从而对假设2和假设3进行检验。具体模型设定如下。

　　各省的生态环境质量存在很强的地区性差异，表3中可以看出Seca最大值为166.79，最小值为0.16，极大的数值跨度说明22个省（自治区、直辖市）之间生态环境质量参差不齐。这种差异可能由资源禀赋、经济发展模式、环保投入等多种因素导致，也可能是由于不同省（自治区、直辖市）产业结构不同导致，如工业大省可能因污染物排放多，环境质量较低。Seca均值是44.89，该数值反映出整体生态环境质量处于中等水平，还有较大提升空间。也意味着在长江经济带中，整体生态环境建设和保护工作既取得了一定成效，但也面临挑战。表3为描述性统计结果。

　　长江经济带11个省（自治区、直辖市）和实验组11个省（自治区、直辖市）的生态环境质量发展水平变化趋势具体如图2和图3所示。

　　（二）回归结果及分析

　　表4报告了中介模型的回归结果。参考江艇（2022）因果推断中介效应的思路[20]，由表4中第（1）列可知，Audit在1%水平上与Seca呈显著正相关，说明随着政府环境审计的开展生态环境质量得到显著改善，证实假设1；第（2）列可知环境规制强度在1%水平上对政府环境审计具有积极作用；有文献表明环境规制政策的实施，有助于生态环境质量的提升，自从我国开始执行相关的环境管理政策，我们观察到环境质量有了显著的提升[21-22]，环境问题也得到了关注和妥善处理，验证了假设2。结果见表4。

　　表5展现了调节效应回归结果，其中，第（1）列为模型第一阶段即主回归，加入了异方差稳健标准误的回归指令。Audit的系数在1%水平上与Seca显著正相关验证了假设1，第（2）列显示Audit和Eef的交乘项在1%水平上显著即存在调节效应，证明环保资金使用效率越高，政府环境审计对生态环境质量的提升效果越好，验证了假设3。第（3）列Audit和Gea的交乘项在1%水平上显著为负，证明当绿色技术创新水平越少的时候，企业与政府在应对环境问题上，缺乏内在动力与有效手段。此时，就越应当大力实施政府环境审计。通过严格监督促使企业重视绿色技术创新，从而有效地提高生态环境质量，验证了假设4。结果见表5。

　　四、稳健性检验

　　（一）平行趋势检验

　　本文使用DID对政府环境审计与生态环境质量的关系进行探究，平行趋势检验（Parallel Trend Test）是DID方法有效性的关键前提。政府环境审计政策实施前，实验组和对照组的生态环境质量变化趋势基本一致。这意味着两组地区在生态环境质量的影响因素上具有相似性，排除了因地区自身因素的差异而导致结果偏差的可能性，因此，研究能够更准确地将政策实施后两组间生态环境质量的差异归因于政府环境审计。平行趋势检验结果见图4。

　　为考察研究结论的可靠性和检验模型的稳健性，本文将模型中的生态环境质量衡量指标进行了替换，替换后的生态环境质量为工业废水排放量（Iwd）。同原计算标准一样，得到对照组和实验组共22个省（自治区、直辖市）的2008—2022年工业废水排放量，再检验中介效应模型和调节效应模型。根据表6中介模型可知，Audit对工业废水排放量在1%水平上显著负相关，说明政府环境审计实施的越多，工业废水排放量越少，生态质量治理效果越好。

　　表7为调节效应模型，列（1）为主回归，解释变量Audit的系数在1%水平下显著；由列（2）可知调节变量环保资金使用效率和政府环境审计的交乘项系数在5%的水平下显著为负，即环保资金使用效率越高，工业废水排放量越少，政府环境审计下生态环境质量越有效；列（3）中绿色技术创新水平与政府环境审计的交乘项在10%的水平下显著为正，绿色技术创新水平低的地方，工业废水排放量也多，越需要政府环境审计来改善生态环境质量。因此，用替代后的被解释变量工业废水排放量（Iwd），重新对假设模型进行检验，所有检验结果均与前文回归论证一致，表明研究结论稳健可靠。

　　五、进一步拓展研究

　　（一）媒体关注度的调节效应

　　除了上述提到的因素，政府环境审计对生态环境质量的效应还需要媒体的介入。由于媒体的持续关注和报道能够促使政府环境审计信息更加公开透明。透明度的提升还有助于建立公众对政府环境审计工作的信心，促进其更有效地发挥监督作用。更重要的是，媒体对政府环境审计结果的报道能够揭示存在的问题和不足，推动相关部门和企业进行整改[23]。

　　本文用百度新闻中输入“环境”相关关键词进行搜索得到的新闻报道条目来表示媒体关注度[24]。由表8看出，媒体关注度对政府环境审计提高生态环境质量的系数在5%的水平下显著，在改善环境质量方面具有显著的正向关系。这表明媒体在推动政府环境审计、改善环境质量方面具有重要的实践价值。

　　在环境治理强化与绿色发展转型的政策背景下，政府环境审计作为监督环境政策执行效能、提升生态环境质量的重要制度工具，其治理效果日益成为学界关注的焦点。本文基于长江经济带的区域样本，采用DID系统考察了政府环境审计对生态环境质量的影响效应，并进一步从区域异质性视角对东、中、西部三大板块进行了差异化分析。研究结果如表9所示，政府环境审计在东部地区对生态环境质量的改善具有显著正向作用，而在中部和西部地区则不显著。

　　从结果来看，东部地区在5%水平下呈正显著，这主要归因于东部地区最早享受改革开放带来的政策红利。领跑国家绿色技术创新的东部城市群，率先抢占“双碳”技术制高点，在此基础上不断放大碳解锁效应，因此审计工作得以高效开展[25]。中部地区重工业占比较高，产业多为传统资源依赖型，转型难度大。虽然政府环境审计在一定程度上发挥了监督作用，但由于环保基础设施相对薄弱、环保技术应用不够广泛等问题，审计效果的显现需要更长时间。西部地区则因其地理、气候等自然条件特殊，生态环境脆弱，环境治理难度大。

　　六、研究结论与启示

　　本研究以中国22个省（自治区、直辖市）为对象，实证检验政府环境审计与生态环境质量的内在联系及影响机制。结果显示，政府环境审计能显著提升生态环境质量，在地区环境治理中发挥积极监督作用。具体而言，环境规制政策支持政府环境审计开展，促进生态环境质量改善；提高政府环保资金使用效率，可强化政府环境审计对生态环境质量的积极影响；在绿色技术创新水平较低的地区，政府环境审计改善生态环境质量的效果更显著；媒体关注度提升也有助于增强政府环境审计对生态环境质量的改善效果。异质性检验表明，东部地区政府环境审计对生态环境治理有正向作用，在中西部地区效果不显著。

　　本研究结论为政府环境审计的生态环境治理效果提供了证明，也为完善环境监测机制、促进双碳目标实现提供启示。构建专业化环境审计队伍，强化法规体系，完善政策配套审计机制；加强绩效审计和全过程监管，利用大数据技术提升环保资金使用效率；借助媒体关注增强公众监督，公开审计结果；实施差异化区域审计策略，东部深化高标准审计，中西部聚焦污染治理与产业转型。

　　长江经济带生态环境保护对其高质量发展意义重大，需完善政府环境审计对生态环境质量的保障作用。生态环境保护是长期任务，需政府、企业和社会各界共同努力，采取严格管控污染源等行政措施，积极参与全球环境治理与国际合作。

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