自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)如何影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

賀寶成（副教授），吳雨桐，任 佳

一、問題的提出

作為生態(tài)文明建設(shè)的重大制度創(chuàng)新，自2014年開始領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)以來，全國審計(jì)機(jī)關(guān)共組織開展審計(jì)項(xiàng)目5800多個(gè)，審計(jì)各級領(lǐng)導(dǎo)干部共計(jì)8400多人，一項(xiàng)全新的、常態(tài)化的審計(jì)制度正在逐步完善[1]。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)將生態(tài)文明建設(shè)和環(huán)境保護(hù)責(zé)任納入官員的政績考核體制[2]，根除了GDP導(dǎo)向晉升模式的痼疾[3]，迫使地方官員重視并保護(hù)自然資源和生態(tài)環(huán)境[4]，勢必給微觀企業(yè)的環(huán)境決策及治理行為帶來重要影響。

環(huán)境信息披露早已成為眾多發(fā)達(dá)國家環(huán)境治理與環(huán)境監(jiān)管的主要手段[5]，是推進(jìn)企業(yè)綠色治理的重要方向[2]，在環(huán)境管理政策工具箱中變得越來越重要[6]。但我國企業(yè)環(huán)境信息披露制度的構(gòu)建起步較晚，近年來上市公司觸犯“環(huán)境信息披露紅線”事件頻發(fā)，環(huán)境與自然資源的公共物品屬性和“外部效應(yīng)”決定了治理污染的主要責(zé)任應(yīng)歸于政府[7，8]。已有研究表明，地方官員晉升、任期等對企業(yè)的環(huán)境行為有著巨大影響[9，10]，因?yàn)榈胤秸瓶刂罅抠Y源配置權(quán)[9]并制定轄區(qū)內(nèi)的環(huán)境政策。除此之外，近年越來越多的企業(yè)進(jìn)行環(huán)境信息披露，樹立了良好的企業(yè)形象，但環(huán)境信息披露質(zhì)量卻令人擔(dān)憂。大量企業(yè)存在“報(bào)虛不報(bào)實(shí)”的“漂綠”現(xiàn)象，管理層有理由通過利潤操縱進(jìn)行印象管理，導(dǎo)致環(huán)境信息披露質(zhì)量不容樂觀。那么，專門針對領(lǐng)導(dǎo)干部開展的自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)，是否會影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量并促進(jìn)披露質(zhì)量的改善？其內(nèi)在機(jī)制是什么？目前尚缺乏經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

本文利用2014年后我國開始逐步進(jìn)行的自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)這一外生沖擊構(gòu)造“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，基于2010～2018年重污染、資源型上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分傾向值匹配法（PSM-DID）研究其對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量影響及作用機(jī)制。主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)為：①檢驗(yàn)了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)這一中國特色審計(jì)制度實(shí)施對企業(yè)環(huán)境信息披露影響的凈效應(yīng)和動態(tài)效應(yīng)，從政府審計(jì)視角豐富了企業(yè)環(huán)境信息披露驅(qū)動因素的研究。②從微觀企業(yè)層面評估自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)實(shí)施的綠色治理效應(yīng)，為通過強(qiáng)化政府官員的環(huán)境責(zé)任審計(jì)監(jiān)督來推動企業(yè)承擔(dān)環(huán)境治理的主體責(zé)任提供了有益啟示。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)制度為中國首創(chuàng)。國外有借鑒意義的文獻(xiàn)主要體現(xiàn)在環(huán)境審計(jì)理論方法[11]、指南工具[12]等方面。對于這一具有中國特色的審計(jì)制度，國內(nèi)文獻(xiàn)已從邏輯機(jī)理[13]、制度供給、配套[14，15]、審計(jì)技術(shù)[16]等方面展開深入研究。隨著制度的全面推進(jìn)，其治理效應(yīng)成為學(xué)界研究重點(diǎn)。國內(nèi)學(xué)者實(shí)證檢驗(yàn)了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對試點(diǎn)城市的環(huán)境治理效應(yīng)[17]，其在促使地方政府防治空氣污染中采取“環(huán)保資格賽”策略[3]。同時(shí)，已有研究表明，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)加劇了重污染行業(yè)的股價(jià)波動[2]，強(qiáng)化了資源型、重污染公司的盈余管理程度[18]，降低了公司的避稅水平[19]，這些發(fā)現(xiàn)為該項(xiàng)審計(jì)可能影響環(huán)境信息披露行為提供了微觀證據(jù)。但與此同時(shí)，以往文獻(xiàn)對企業(yè)微觀層面綠色治理效應(yīng)關(guān)注不足。

在環(huán)境信息披露方面，已有文獻(xiàn)主要研究了其影響因素，如公司規(guī)模、行業(yè)特征[20]、高管人力資本特征[21]、企業(yè)環(huán)境績效[22]等內(nèi)部因素，又如政策不確定性[10]、新《環(huán)保法》的出臺[23]、媒體報(bào)道及輿論監(jiān)督[24]等外部因素。除此之外，企業(yè)環(huán)境信息披露存在“報(bào)喜不報(bào)憂”和“多言寡行”的“漂綠”行為[6]。與法規(guī)制度、媒體輿論等外部監(jiān)管機(jī)制相比，政府審計(jì)以其獨(dú)特的策略方式發(fā)揮威懾效應(yīng)，但目前鮮有針對資源資產(chǎn)離任審計(jì)對環(huán)境信息披露影響的研究，兩者間內(nèi)在影響機(jī)制有待實(shí)證檢驗(yàn)。

綜上，在國家高度重視綠色發(fā)展的時(shí)代背景下，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露影響的研究存在較大拓展空間，對于更好地理解生態(tài)文明制度創(chuàng)新對資本市場的影響、微觀企業(yè)綠色治理邏輯具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

（二）研究假設(shè)

在不考慮自然資源保護(hù)等生態(tài)責(zé)任的經(jīng)濟(jì)責(zé)任體制下，地方政府官員晉升的核心考核指標(biāo)為經(jīng)濟(jì)增長[9]。面對以GDP為基礎(chǔ)的晉升“錦標(biāo)賽”，地方官員更關(guān)心“經(jīng)濟(jì)賬”，具有追求短期經(jīng)濟(jì)增長的沖動，傾向于與污染企業(yè)建立“人際網(wǎng)”和“關(guān)系網(wǎng)”[25]，同時(shí)弱化了對企業(yè)環(huán)境信息披露的要求。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施從兩方面改變了地方官員考核和晉升機(jī)制：一是審計(jì)結(jié)果有助于地方黨政領(lǐng)導(dǎo)環(huán)境績效的客觀評價(jià)與考核；二是對審計(jì)發(fā)現(xiàn)的生態(tài)環(huán)境損害問題實(shí)行責(zé)任追究制。后者對官員價(jià)值導(dǎo)向和行為方式具有深遠(yuǎn)影響，迫使其重視資源保護(hù)與環(huán)境污染監(jiān)管和治理[19]，為了增加晉升概率，降低被追責(zé)的可能性，領(lǐng)導(dǎo)干部將采取長效措施提升地方環(huán)境質(zhì)量[17]。

企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量是對利益相關(guān)者環(huán)境信息需求滿足程度的刻畫，是企業(yè)履行環(huán)境責(zé)任的重要表現(xiàn)，高質(zhì)量的環(huán)境信息披露能夠滿足政府規(guī)制合法性需求并降低信息不對稱。企業(yè)作為環(huán)境的主要污染者，將主動適應(yīng)審計(jì)監(jiān)督所帶來的監(jiān)管壓力：一方面，主動公開環(huán)境責(zé)任信息，以證明其存在的合法性[7]，對政府環(huán)境治理做出積極反應(yīng)；另一方面，摒棄傳統(tǒng)印象管理模式，由“漂綠”轉(zhuǎn)變?yōu)椤罢婢G”，尤其是重污染企業(yè)，甚至?xí)奚欢ǖ慕?jīng)濟(jì)利益來保證環(huán)保目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[6]，提高環(huán)境信息含量，以塑造、維護(hù)其社會形象和品牌聲譽(yù)，讓政府、股東、銀行等利益相關(guān)者更好地了解其環(huán)境責(zé)任的履行情況，以此來降低市場準(zhǔn)入、融資約束[4]等帶來的風(fēng)險(xiǎn)。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施將會強(qiáng)化地方政府對生態(tài)保護(hù)財(cái)政資源投入的積極性以及對環(huán)境污染懲罰的嚴(yán)厲性，并將政治目標(biāo)攤派給轄區(qū)內(nèi)企業(yè)，從而給本地企業(yè)的環(huán)境信息披露帶來較強(qiáng)的“激勵效應(yīng)”。由此提出以下假設(shè)：

H1：領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正向影響。

監(jiān)管信息公開能有效緩解政府、企業(yè)和公眾之間的信息不對稱，促進(jìn)環(huán)境治理[26]。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)在推進(jìn)政府環(huán)境監(jiān)管信息公開方面具有獨(dú)特優(yōu)勢。其一，審計(jì)監(jiān)督的威懾性。與法規(guī)制度、媒體輿論等外部監(jiān)管機(jī)制相比，政府審計(jì)有其獨(dú)具的威懾效應(yīng)[27]。國家憲法和法律賦予審計(jì)獨(dú)立的監(jiān)督權(quán)，通過審計(jì)處罰、問責(zé)等方式對地方政府自然資源資產(chǎn)管理違規(guī)行為具有極強(qiáng)的威懾性，在政府透明度建設(shè)中發(fā)揮積極作用[28]，推動了政府自然資源資產(chǎn)監(jiān)管信息公開。其二，政府審計(jì)具有專業(yè)權(quán)威性和極強(qiáng)的信息鑒證能力[29]。特別地，審計(jì)對預(yù)算透明有顯著的監(jiān)督、鑒定和信號傳遞效應(yīng)[30]，由此可提高環(huán)境治理財(cái)政透明度和行政透明度，使公共權(quán)力在陽光下運(yùn)行。

政府監(jiān)管信息公開、透明可對企業(yè)環(huán)境信息披露產(chǎn)生“倒逼”效應(yīng)，地方政府信息公開水平越高，企業(yè)主觀感受的政策不確定性越小[31]，地方政府和污染企業(yè)之間的“政企合謀”可能性越小。重污染、資源型企業(yè)為滿足合法性、利益相關(guān)者環(huán)保信息監(jiān)管要求，抑或爭取政府環(huán)境治理補(bǔ)助資金，不得不完善披露、主動公開環(huán)境信息。沈洪濤等[24]發(fā)現(xiàn)政府監(jiān)管能明顯促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高?？梢?，環(huán)境監(jiān)管信息公開是連接政府審計(jì)與企業(yè)信息披露的一個(gè)紐帶。基于上述分析提出以下假設(shè)：

H2：政府環(huán)境信息公開在自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量間發(fā)揮中介作用。

自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)制度設(shè)計(jì)的目的在于：監(jiān)督與強(qiáng)化“領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)環(huán)境保護(hù)監(jiān)督責(zé)任”的履行。其因公共受托責(zé)任而產(chǎn)生，由此決定了公眾關(guān)注的必要性。首先，信息不對稱會導(dǎo)致從官方渠道無法及時(shí)、準(zhǔn)確掌握環(huán)境污染信息[32]，公眾對自然資源和生態(tài)環(huán)境保護(hù)的關(guān)注，可以豐富審計(jì)線索和證據(jù)，且公眾參與審計(jì)的過程可以提高審計(jì)監(jiān)督效能。其次，公眾關(guān)注與審計(jì)互動，能夠強(qiáng)化審計(jì)對地方領(lǐng)導(dǎo)干部“履行自然資源資產(chǎn)管理和生態(tài)環(huán)境保護(hù)監(jiān)督責(zé)任”的監(jiān)督力量。公眾參與能夠豐富信息來源并約束權(quán)力濫用。因此，公眾關(guān)注度高的審計(jì)結(jié)果、生態(tài)環(huán)境破壞事件更容易引發(fā)媒體曝光、政府問責(zé)，致使企業(yè)得到嚴(yán)懲，更能強(qiáng)化對治污官員和致污企業(yè)的“聲譽(yù)”治理作用。此外，為回應(yīng)公眾對環(huán)境的關(guān)注、避免政府監(jiān)管處罰，企業(yè)必然開展綠色公關(guān)，公開環(huán)境信息、優(yōu)化披露質(zhì)量、塑造綠色形象?；谏鲜龇治鎏岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：相比于公眾關(guān)注度低的地區(qū)，公眾關(guān)注度高的地區(qū)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響程度更高。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

在審計(jì)署的主導(dǎo)下，2014年部分地區(qū)開展了領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)工作。本文以2010～2018年為時(shí)間窗口，選取2014年及之后年份試點(diǎn)地區(qū)的資源型、重污染行業(yè)企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，非試點(diǎn)地區(qū)的資源型、重污染行業(yè)企業(yè)為對照組，采用雙重差分及三重差分模型對試點(diǎn)前后企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量進(jìn)行對比。通過以下途徑獲取數(shù)據(jù)：環(huán)境信息披露數(shù)據(jù)通過手工搜集整理；政府污染源監(jiān)管指數(shù)來源于IPE官網(wǎng)；企業(yè)數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時(shí)對數(shù)據(jù)做如下處理：剔除?ST、ST公司；剔除缺失和異常數(shù)據(jù)；為防止極端值影響，在回歸檢驗(yàn)時(shí)對連續(xù)變量1%與99%分位數(shù)進(jìn)行Win?sorize處理。最終，有效年度觀察樣本為1323個(gè)。其中：處理組為194個(gè)，控制組為1129個(gè)；重污染樣本為801個(gè)，非重污染樣本為522個(gè)。

（二）企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的衡量

借鑒吳紅軍等[33]的“內(nèi)容分析法”，采用15個(gè)具體指標(biāo)進(jìn)行上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量綜合評價(jià)。通過逐個(gè)翻閱上市公司年報(bào)、社會責(zé)任報(bào)告、環(huán)境報(bào)告書及可持續(xù)發(fā)展報(bào)告，以各分項(xiàng)指標(biāo)綜合得分除以最優(yōu)值25分，衡量綜合披露質(zhì)量（EDI）、“硬披露”（HED）和“軟披露”（SED）。其中，“硬披露”指披露內(nèi)容客觀、可量化且不易模仿的披露信息；“軟披露”指披露內(nèi)容較為主觀、缺乏實(shí)質(zhì)性且難以證實(shí)的信息[34]。各指標(biāo)及計(jì)算如表1所示。

表1 環(huán)境信息披露質(zhì)量綜合評價(jià)指標(biāo)

（三）模型構(gòu)建與變量定義

1.構(gòu)建多期雙重差分模型（1）和模型（2）來檢驗(yàn)H1。

其中，TREAT與POST分別為領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)實(shí)驗(yàn)組和實(shí)驗(yàn)期虛擬變量，HPI為虛擬變量，當(dāng)樣本為資源型、重污染行業(yè)時(shí)取1，否則為0。若TREAT×POST的系數(shù)顯著為正，表明相對于對照組，實(shí)驗(yàn)組在試點(diǎn)后的環(huán)境信息披露質(zhì)量有所提高，H1成立；若TREAT×POST×HPI系數(shù)顯著為正，則表明TREAT×POST對信息披露質(zhì)量影響主要來源于自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)，而非其他政策沖擊，旨在強(qiáng)化對H1的驗(yàn)證。Con?trols為控制變量。借鑒蔡春等[27]相關(guān)研究，將企業(yè)規(guī)模（Size）、發(fā)展能力（Grow）、盈利能力（Roe）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、董事會規(guī)模（Dsize）以及監(jiān)事會規(guī)模（Ssize）作為控制變量，同時(shí)控制了行業(yè)（Industry）和年度（Year）固定效應(yīng)。

2.構(gòu)建模型（3）、（4）檢驗(yàn)H2，構(gòu)建模型（5）檢驗(yàn)H3。

其中，Gov為政府環(huán)境信息公開度，借鑒沈洪濤、馮杰[24]的研究，使用政府污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI指數(shù)）作為其代理變量。PITI指數(shù)越高，表明當(dāng)?shù)氐恼h(huán)境信息越公開、透明。Public表示公眾環(huán)境關(guān)注，借鑒鄭思齊等[35]的研究思路，在百度引擎中以“自然資源”和“環(huán)境污染”為關(guān)鍵詞進(jìn)行搜索得到分年度分地級市的公眾關(guān)注度指數(shù)之和與互聯(lián)網(wǎng)用戶之比進(jìn)行衡量，指數(shù)越大表明公眾對當(dāng)?shù)刭Y源環(huán)境問題關(guān)注度越高。

上述模型中所涉及的變量定義如表2所示。

表2 變量名稱及定義

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

如表3所示，環(huán)境信息披露質(zhì)量（EDI）與硬披露（HED）的均值分別為0.193、0.135，說明上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量總體偏低。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)組EDI與HED的均值（中位數(shù)）分別為0.244（0.24）和0.18（0.16），顯著高于非試點(diǎn)地區(qū)組EDI與HED的均值（中位數(shù)）0.183（0.12）和0.126（0.08），且均在1%顯著性水平上通過了組間均值（中位數(shù)）差異檢驗(yàn)。軟披露（SED）均值和中位數(shù)在兩組間無顯著差異。初步說明，審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)上市公司披露質(zhì)量顯著高于非試點(diǎn)地區(qū)。政府環(huán)境信息公開（Gov）指標(biāo)最小值為8.3，最大值為83.3；公眾環(huán)境關(guān)注（Public）指標(biāo)的最小值為0.001，最大為1.123，說明各地政府環(huán)境信息公開及公眾環(huán)境關(guān)注差異度較大。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)及t檢驗(yàn)

（二）回歸結(jié)果與分析

表4列出了對H1的檢驗(yàn)結(jié)果，DID模型中列（1）、（2）為沒有考慮和考慮控制變量的回歸結(jié)果。由估計(jì)結(jié)果可知，交乘項(xiàng)TREAT×POST的系數(shù)均在1%水平上對EDI和HED有顯著正向影響，而對SED影響不顯著?？紤]控制變量后模型擬合優(yōu)度有所上升，這表明實(shí)施自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)政策對試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量有顯著的提升作用。因?yàn)椤坝才丁笔欠从撑顿|(zhì)量的核心指標(biāo)，顯著上升，而“軟披露”是反映披露信息的軟性指標(biāo)，沒有發(fā)生顯著變化，企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的上升源于“硬披露”改進(jìn)，而非“軟披露”。這說明該項(xiàng)審計(jì)的引入，會促使企業(yè)環(huán)境信息披露更加客觀、及時(shí)、可比。因此，H1得到驗(yàn)證。

表4 自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響

考慮到自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量變化也可能來自其他環(huán)境政策試點(diǎn)的沖擊，為避免這種沖擊可能給表4中DID模型（1）（2）的雙重差分估計(jì)結(jié)果帶來偏差，借鑒任勝剛等[36]的研究，挑選非重污染企業(yè)作為另外一個(gè)對照組。構(gòu)建三重差分模型，估計(jì)結(jié)果如表4的DDD模型所示。結(jié)果表明，三重差分交乘項(xiàng)TREAT×POST×HPI系數(shù)與雙重差分結(jié)果基本一致，進(jìn)一步證明了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量提升來自自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的影響，而非其他政策因素，H1再次得到驗(yàn)證。

為檢驗(yàn)政府環(huán)境監(jiān)管信息公開的路徑效應(yīng)，本文采用逐步回歸法進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，在上述表4的DID模型中，已檢驗(yàn)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的正向影響，從而可以進(jìn)行下一步檢驗(yàn)；其次，表5列（1）的回歸系數(shù)為12.264，且在1%水平上顯著為正，表明領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對政府環(huán)境監(jiān)管信息公開具有促進(jìn)效應(yīng)，檢驗(yàn)通過。最后，表5列（2）～（4）中加入Gov后，EDI與HED的回歸系數(shù)分別為0.08和0.075，且在1%的水平上顯著，這表明政府環(huán)境信息公開在自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響中發(fā)揮中介作用，H2得到驗(yàn)證。此外，在表5中TREAT×POST對EDI和HED的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，但與表4中DID模型（2）的回歸結(jié)果相比，對EDI和HED的回歸系數(shù)均有所下降，說明政府環(huán)境信息公開在自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響中，起到了部分中介作用?？赡艿脑蚴牵匀毁Y源資產(chǎn)離任審計(jì)除促進(jìn)政府環(huán)境監(jiān)管信息公開外，還可能通過完善企業(yè)內(nèi)部控制、強(qiáng)化企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新、推動企業(yè)社會責(zé)任履行等其他途徑促進(jìn)企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量提升。

表5 自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)、政府環(huán)境監(jiān)管信息公開和環(huán)境信息披露質(zhì)量

表6報(bào)告了對H3的檢驗(yàn)結(jié)果。三個(gè)回歸模型中，TREAT×POST×Public對EDI、HED的回歸系數(shù)為1.27和1.078，且均在1%的水平顯著正相關(guān)；對SED影響為正，但不顯著。這說明公眾環(huán)境關(guān)注程度越高，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)環(huán)境信息“硬披露”和綜合披露質(zhì)量影響越大，即公眾環(huán)境關(guān)注具有調(diào)節(jié)作用，H3成立。

表6 公眾環(huán)境關(guān)注的調(diào)節(jié)作用

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.PSM-DID檢驗(yàn)。為克服選擇性偏差，構(gòu)造一組與事前開展自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)的資源型、重污染行業(yè)上市公司的基本特征最為接近的控制組，采用傾向值得分匹配法（PSM），選取企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力、盈利能力、財(cái)務(wù)杠桿、董事會及監(jiān)事會規(guī)模為協(xié)變量，按照最近鄰匹配方法與實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行1∶2匹配。表7的PSM-DID結(jié)果顯示，TREAT×POST與EDI和HDI的回歸系數(shù)分別為0.095和0.081，且均在1%的水平上顯著，支持前述研究結(jié)論。

表7 自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量：PSM-DID匹配樣本

2.安慰劑檢驗(yàn)。試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)本身特征可能存在差異，為克服本文的研究結(jié)果可能受這些遺漏特征的影響，借鑒全進(jìn)等[37]的做法，采用安慰劑檢驗(yàn)，將2013年設(shè)置為虛擬試點(diǎn)時(shí)間。結(jié)果如表8所示，可以看出：TREAT×Year2013對信息披露質(zhì)量的三個(gè)測度變量均不顯著，說明上述結(jié)論并不是由遺漏的地區(qū)特征造成的，具有穩(wěn)健性。

3.重新設(shè)定計(jì)量模型。前述研究中被解釋變量環(huán)境信息披露質(zhì)量（EDI、HED、SED）取值在［0，1］區(qū)間，且有最大可能取值和最小可能取值，本文采用Tobit模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表9所示，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對EDI和HED的回歸系數(shù)分別為0.109和0.095，且均在1%的水平上顯著，與表4回歸結(jié)論一致。

表9 Tobit模型回歸結(jié)果

4.增加控制變量。在上述研究的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步控制環(huán)境政策不確定性、新法規(guī)出臺、媒體監(jiān)督等變量。其中，環(huán)境政策不確定性（EPOC）參考于連超等[10]的方法，若地方環(huán)保官員發(fā)生變更，則賦值為1，否則為0；新法規(guī)出臺（Law）指我國2014年頒布的《環(huán)保法》，頒布《環(huán)保法》當(dāng)年及之后年度取1，否則為0；媒體監(jiān)督（Med）使用媒介環(huán)境指數(shù)的自然對數(shù)衡量。結(jié)果如表10所示，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)（TREAT×POST）對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量（EDI）的回歸系數(shù)為0.054，通過5%的顯著性檢驗(yàn)，且對于硬披露（HED）的回歸系數(shù)為0.061，通過了1%顯著性檢驗(yàn)，說明在增加環(huán)境政策不確定性、新法規(guī)出臺、媒體監(jiān)督等控制變量后，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)制度對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的促進(jìn)效應(yīng)依然顯著，與本文研究結(jié)論一致。

表10 增加控制變量

五、進(jìn)一步研究

（一）動態(tài)效應(yīng)分析

為檢驗(yàn)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對披露質(zhì)量影響的動態(tài)效應(yīng)，引入Year2014～Year2018等5個(gè)年度虛擬變量與Treat生成交互項(xiàng)。表11回歸結(jié)果顯示，交互項(xiàng)TREAT×Year2014、TREAT×Year2015對EDI、HED的回歸系數(shù)均為正但不顯著；TREAT×Year2016、TREAT×Year2017和TREAT×Year2018對EDI、HED的回歸系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著，并呈遞增趨勢。這說明自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升作用，在試點(diǎn)開展的初期2014～2015年并不顯著，而在深入開展的2016～2018年顯著增強(qiáng)，驗(yàn)證了自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的影響具有一定時(shí)滯性但長期顯著，呈遞增態(tài)勢。

表11 動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

（二）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)綠色治理水平的異質(zhì)性。在大力呼吁“綠色”和“生態(tài)”的今天，企業(yè)綠色治理水平能夠有效凸顯其承擔(dān)社會責(zé)任的程度，幫助企業(yè)樹立良好的社會形象。綠色治理水平高的企業(yè)通過對綠色產(chǎn)品、綠色工藝的研發(fā)與運(yùn)用，達(dá)到同時(shí)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益與環(huán)境效益的目標(biāo)[38]，因此可能對于自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)政策所帶來的環(huán)保政策效應(yīng)反應(yīng)稍弱，并繼續(xù)保持自身綠色生產(chǎn)的先進(jìn)性；綠色治理水平低的企業(yè)自身綠色創(chuàng)新能力不足，社會責(zé)任感弱，且以經(jīng)濟(jì)利益最大化為目標(biāo)，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施對綠色治理水平低下的企業(yè)無法發(fā)揮其最大政策效應(yīng)，企業(yè)會選擇性披露或進(jìn)行“言行不一”的表述性操縱，象征性“漂綠”[39]。因此，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對公司環(huán)境信息披露的影響可能因公司綠色治理水平不同而存在差異，本文采用分位數(shù)回歸模型進(jìn)行分組檢驗(yàn)。結(jié)果如表12所示。

表12 分位數(shù)回歸檢驗(yàn)

在0.25、0.50、0.75、0.90分位數(shù)回歸中，TREAT×POST的系數(shù)分別為0.074、0.86、0.094和0.065，在5%及以上水平顯著為正，并呈倒U型變化。這說明自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露的促進(jìn)效應(yīng)，在披露水平處于“中間型”的企業(yè)中最高。呈倒U型變化的原因可能是企業(yè)自身綠色技術(shù)創(chuàng)新、全面綠色管理等方面能力不同，從而導(dǎo)致綠色治理水平存在差異。綠色治理水平高的公司受到自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的政策沖擊較??；綠色治理水平居中的公司能夠積極響應(yīng)，主動提高披露水平；綠色治理水平低的公司，雖在積極改進(jìn)披露，但短期難以改變自身的綠色生產(chǎn)能力，憚于污染受罰、被環(huán)保約談等可能會選擇降低信息披露含量。

2.法制環(huán)境的異質(zhì)性。法制環(huán)境較好的地區(qū)，法律法規(guī)體系健全，司法、行政執(zhí)法水平及公民守法意識強(qiáng)，企業(yè)環(huán)境違規(guī)成本高，更利于自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)工作的順利開展，可強(qiáng)化審計(jì)對企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行的監(jiān)督作用和威懾效應(yīng)。我國各地區(qū)法制環(huán)境存在較大差異，一般而言，東部到西部依次降低。因此，本文以東、中、西部地區(qū)分組，檢驗(yàn)不同法制環(huán)境下自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露的影響。表13回歸結(jié)果顯示，在東部和中部地區(qū)的樣本中，TREAT×POST的系數(shù)分別為0.155和0.076，且均在1%的水平上顯著；而在西部地區(qū)樣本中，系數(shù)降為0.032，且不顯著。這說明自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對提升東部和中部地區(qū)上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量的效應(yīng)更強(qiáng)，對西部地區(qū)影響不夠顯著，法制環(huán)境差會弱化甚至消除自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對企業(yè)環(huán)境信息披露的治理效應(yīng)。

表13 法制環(huán)境、自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)與企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量

六、研究結(jié)論與實(shí)踐啟示

本文利用2014年我國領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)試點(diǎn)這一外生沖擊構(gòu)造“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用雙重差分傾向值匹配法（PSM-DID）系統(tǒng)考察其對重污染、資源型企業(yè)環(huán)境信息披露的影響。研究發(fā)現(xiàn)，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的開展對試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)環(huán)境信息披露，特別是“硬披露”質(zhì)量具有顯著的正向影響，該影響具有時(shí)滯性，長期呈遞增趨勢。進(jìn)一步的路徑和異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，政府環(huán)境監(jiān)管信息公開具有“中介”路徑作用：自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)強(qiáng)化了對黨政“一把手”領(lǐng)導(dǎo)干部環(huán)境責(zé)任履行的監(jiān)督和問責(zé)，促進(jìn)了政府環(huán)境信息公開；而政府環(huán)境信息公開“倒逼”了企業(yè)綠色發(fā)展；同時(shí)，這種影響在法制環(huán)境完善、公眾環(huán)境關(guān)注度高的地區(qū)和企業(yè)披露質(zhì)量處于“中間型”的情景中更為顯著。

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)是當(dāng)前國家推進(jìn)生態(tài)文明建設(shè)的重要制度創(chuàng)新，本文基于微觀企業(yè)環(huán)境信息披露的視角驗(yàn)證了該制度實(shí)施的綠色治理效應(yīng)，啟示如下：①扎實(shí)推進(jìn)領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)。將“政府環(huán)境監(jiān)管信息公開”作為審計(jì)重點(diǎn)事項(xiàng)，加大審計(jì)結(jié)果在地方官員績效評價(jià)、晉升考核中的影響權(quán)重，強(qiáng)化對西部地區(qū)、環(huán)境信息披露質(zhì)量差企業(yè)所在地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部審計(jì)，以審促治，以“督政”促“督企”，通過強(qiáng)化對黨政“一把手”生態(tài)環(huán)境責(zé)任的審計(jì)監(jiān)督和問責(zé)倒逼企業(yè)承擔(dān)環(huán)境治理的主體責(zé)任，從而提升環(huán)境信息披露質(zhì)量。②提高公眾參與度。一方面，完善法律法規(guī)，構(gòu)建審計(jì)監(jiān)督與公眾參與的互動機(jī)制；拓展公眾參與生態(tài)保護(hù)、環(huán)境治理的深度和廣度，激發(fā)公眾由“環(huán)境關(guān)心”轉(zhuǎn)變到“環(huán)境行動”。另一方面，投資者要重視領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)結(jié)果及政府環(huán)境公開相關(guān)信息，警惕企業(yè)“漂綠”風(fēng)險(xiǎn)、“用腳投票”，倒逼企業(yè)提高披露質(zhì)量。③企業(yè)要主動適應(yīng)自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)制度帶來的監(jiān)管壓力，以提高環(huán)境信息披露質(zhì)量為抓手，化監(jiān)管壓力為轉(zhuǎn)型升級、綠色發(fā)展的動力，積極完善內(nèi)部治理機(jī)制，實(shí)施全面綠色管理，打造綠色品牌聲譽(yù)。