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

賀寶成 吳雨桐 任佳

【摘要】利用2014年后我國開始逐步開展的自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一外生沖擊構(gòu)造“準(zhǔn)自然實驗”， 采用雙重差分及傾向值匹配法（PSM-DID）研究其對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響。 研究發(fā)現(xiàn)： 自然資源資產(chǎn)離任審計對重污染、資源型企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量具有顯著的正向影響， 且動態(tài)效應(yīng)呈遞增趨勢。 進一步的渠道和異質(zhì)性分析表明， 這種正向影響主要通過“強化官員環(huán)境責(zé)任監(jiān)督→促進政府環(huán)境信息公開→‘倒逼’企業(yè)綠色發(fā)展”的傳導(dǎo)路徑實現(xiàn)， 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”的情境最為顯著。

【關(guān)鍵詞】自然資源資產(chǎn)離任審計;環(huán)境信息披露質(zhì)量;政府環(huán)境信息公開;PSM-DID

【中圖分類號】F239.44? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）05-0069-10

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)離任審計試點以來， 全國審計機關(guān)共組織開展審計項目5800多個， 審計各級領(lǐng)導(dǎo)干部共計8400多人， 一項全新的、常態(tài)化的審計制度正在逐步完善[1] 。 自然資源資產(chǎn)離任審計將生態(tài)文明建設(shè)和環(huán)境保護責(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)達國家環(huán)境治理與環(huán)境監(jiān)管的主要手段[5] ， 是推進企業(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] ， 因為地方政府掌控著大量資源配置權(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“報虛不報實”的“漂綠”現(xiàn)象， 管理層有理由通過利潤操縱進行印象管理， 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， 是否會影響企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量并促進披露質(zhì)量的改善？ 其內(nèi)在機制是什么？ 目前尚缺乏經(jīng)驗證據(jù)的支持。

本文利用2014年后我國開始逐步進行的自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一外生沖擊構(gòu)造“準(zhǔn)自然實驗”， 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)量影響及作用機制。 主要貢獻體現(xiàn)為： ①檢驗了自然資源資產(chǎn)離任審計這一中國特色審計制度實施對企業(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)離任審計實施的綠色治理效應(yīng)， 為通過強化政府官員的環(huán)境責(zé)任審計監(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、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計制度為中國首創(chuàng)。 國外有借鑒意義的文獻主要體現(xiàn)在環(huán)境審計理論方法[11] 、指南工具[12] 等方面。 對于這一具有中國特色的審計制度， 國內(nèi)文獻已從邏輯機理[13] 、制度供給、配套[14，15] 、審計技術(shù)[16] 等方面展開深入研究。 隨著制度的全面推進， 其治理效應(yīng)成為學(xué)界研究重點。 國內(nèi)學(xué)者實證檢驗了自然資源資產(chǎn)離任審計對試點城市的環(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， 已有研究表明， 自然資源資產(chǎn)離任審計加劇了重污染行業(yè)的股價波動[2] ， 強化了資源型、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)為該項審計可能影響環(huán)境信息披露行為提供了微觀證據(jù)。 但與此同時， 以往文獻對企業(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“報喜不報憂”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)管機制相比， 政府審計以其獨特的策略方式發(fā)揮威懾效應(yīng)， 但目前鮮有針對資源資產(chǎn)離任審計對環(huán)境信息披露影響的研究， 兩者間內(nèi)在影響機制有待實證檢驗。

綜上， 在國家高度重視綠色發(fā)展的時代背景下， 自然資源資產(chǎn)離任審計對企業(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)實意義。

（二）研究假設(shè)

在不考慮自然資源保護等生態(tài)責(zé)任的經(jīng)濟責(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)濟賬”， 具有追求短期經(jīng)濟增長的沖動， 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)離任審計的實施從兩方面改變了地方官員考核和晉升機制： 一是審計結(jié)果有助于地方黨政領(lǐng)導(dǎo)環(huán)境績效的客觀評價與考核; 二是對審計發(fā)現(xiàn)的生態(tài)環(huán)境損害問題實行責(zé)任追究制。 后者對官員價值導(dǎo)向和行為方式具有深遠影響， 迫使其重視資源保護與環(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)濟利益來保證環(huán)保目標(biāo)的實現(xiàn)[6] ， 提高環(huán)境信息含量， 以塑造、維護其社會形象和品牌聲譽， 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。 自然資源資產(chǎn)離任審計的實施將會強化地方政府對生態(tài)保護財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， 促進環(huán)境治理[26] 。 自然資源資產(chǎn)離任審計在推進政府環(huán)境監(jiān)管信息公開方面具有獨特優(yōu)勢。 其一， 審計監(jiān)督的威懾性。 與法規(guī)制度、媒體輿論等外部監(jiān)管機制相比， 政府審計有其獨具的威懾效應(yīng)[27] 。 國家憲法和法律賦予審計獨立的監(jiān)督權(quán)， 通過審計處罰、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， 政府審計具有專業(yè)權(quán)威性和極強的信息鑒證能力[29] 。 特別地， 審計對預(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)境治理財政透明度和行政透明度， 使公共權(quán)力在陽光下運行。

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)管能明顯促進企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高。 可見， 環(huán)境監(jiān)管信息公開是連接政府審計與企業(yè)信息披露的一個紐帶。 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)離任審計制度設(shè)計的目的在于： 監(jiān)督與強化“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、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)境保護的關(guān)注， 可以豐富審計線索和證據(jù)， 且公眾參與審計的過程可以提高審計監(jiān)督效能。 其次， 公眾關(guān)注與審計互動， 能夠強化審計對地方領(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， 更能強化對治污官員和致污企業(yè)的“聲譽”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。 基于上述分析提出以下假設(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

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

在審計署的主導(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)離任審計試點工作。 本文以2010 ～ 2018年為時間窗口， 選取2014年及之后年份試點地區(qū)的資源型、重污染行業(yè)企業(yè)為實驗組， 非試點地區(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前后企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量進行對比。 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， 在回歸檢驗時對連續(xù)變量1%與99%分位數(shù)進行Winsorize處理。 最終， 有效年度觀察樣本為1323個。 其中： 處理組為194個， 控制組為1129個; 重污染樣本為801個， 非重污染樣本為522個。

（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個具體指標(biāo)進行上市公司環(huán)境信息披露質(zhì)量綜合評價。 通過逐個翻閱上市公司年報、社會責(zé)任報告、環(huán)境報告書及可持續(xù)發(fā)展報告， 以各分項指標(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、缺乏實質(zhì)性且難以證實的信息[34] 。 各指標(biāo)及計算如表1所示。

（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H1。

EDI/HED/SED=β0+β1TREAT×POST+

β2Controls+β3Industry+β4Year+εit? ?（1）

EDI/HED/SED=β0+β1TREAT×POST×HPI+β2Controls+β3Industry+β4Year+εit? ?（2）

其中， TREAT與POST分別為領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計試點實驗組和實驗期虛擬變量， 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， 實驗組在試點后的環(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， 而非其他政策沖擊， 旨在強化對H1的驗證。 Controls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H2， 構(gòu)建模型（5）檢驗H3。

Gov=β0+β1TREAT×POST+β2Controls+

β3Industry+β4Year+εit （3）

EDI/HED/SED=β0+β1TREAT×POST+

β2Gov+β3Controls+β4Industry+β5Year+εit? （4）

EDI/HED/SED=β0+β1TREAT×POST×

Public+β2Controls+β3Industry+β4Year+εit? ?（5）

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。

四、實證結(jié)果與分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

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)離任審計試點地區(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。 軟披露（SED）均值和中位數(shù)在兩組間無顯著差異。 初步說明， 審計試點地區(qū)上市公司披露質(zhì)量顯著高于非試點地區(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)計結(jié)果與現(xiàn)有文獻基本一致。

（二）回歸結(jié)果與分析

表4列出了對H1的檢驗結(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。 由估計結(jié)果可知， 交乘項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。 考慮控制變量后模型擬合優(yōu)度有所上升， 這表明實施自然資源資產(chǎn)離任審計政策對試點地區(qū)企業(yè)的環(huán)境信息披露質(zhì)量有顯著的提升作用。 因為“硬披露”是反映披露質(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， 而非“軟披露”。 這說明該項審計的引入， 會促使企業(yè)環(huán)境信息披露更加客觀、及時、可比。 因此， H1得到驗證。

考慮到自然資源資產(chǎn)離任審計試點地區(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)作為另外一個對照組。 構(gòu)建三重差分模型， 估計結(jié)果如表4的DDD模型所示。 結(jié)果表明， 三重差分交乘項TREAT×POST×HPI系數(shù)與雙重差分結(jié)果基本一致， 進一步證明了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量提升來自自然資源資產(chǎn)離任審計的影響， 而非其他政策因素， H1再次得到驗證。

為檢驗政府環(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行檢驗。 首先， 在上述表4的DID模型中， 已檢驗自然資源資產(chǎn)離任審計對企業(yè)環(huán)境信息披露具有顯著的正向影響， 從而可以進行下一步檢驗; 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)離任審計對政府環(huán)境監(jiān)管信息公開具有促進效應(yīng)， 檢驗通過。 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。 可能的原因是， 自然資源資產(chǎn)離任審計除促進政府環(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企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量提升。

表6報告了對H3的檢驗結(jié)果。 三個回歸模型中， 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)離任審計對試點地區(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。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. PSM-DID檢驗。 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)離任審計試點地區(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驗組進行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。

2. 安慰劑檢驗。 試點地區(qū)和非試點地區(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， 借鑒全進等[37] 的做法， 采用安慰劑檢驗， 將2013年設(shè)置為虛擬試點時間。 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模型重新進行檢驗。 回歸結(jié)果如表9所示， 自然資源資產(chǎn)離任審計對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。

4. 增加控制變量。 在上述研究的基礎(chǔ)上， 本文進一步控制環(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（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， 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， 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)離任審計制度對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的促進效應(yīng)依然顯著， 與本文研究結(jié)論一致。

五、進一步研究

（一）動態(tài)效應(yīng)分析

為檢驗自然資源資產(chǎn)離任審計對披露質(zhì)量影響的動態(tài)效應(yīng)， 引入Year2014 ～ Year2018等5個年度虛擬變量與Treat生成交互項。 表11回歸結(jié)果顯示， 交互項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)離任審計對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的提升作用， 在試點開展的初期2014 ～ 2015年并不顯著， 而在深入開展的2016 ～ 2018年顯著增強， 驗證了自然資源資產(chǎn)離任審計的影響具有一定時滯性但長期顯著， 呈遞增態(tài)勢。

（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)與運用， 達到同時實現(xiàn)經(jīng)濟效益與環(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)濟利益最大化為目標(biāo)， 自然資源資產(chǎn)離任審計的實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)回歸模型進行分組檢驗。 結(jié)果如表12所示。

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)離任審計對企業(yè)環(huán)境信息披露的促進效應(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)離任審計的政策沖擊較小; 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， 企業(yè)環(huán)境違規(guī)成本高， 更利于自然資源資產(chǎn)離任審計工作的順利開展， 可強化審計對企業(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， 檢驗不同法制環(huán)境下自然資源資產(chǎn)離任審計對企業(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， 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)離任審計對企業(yè)環(huán)境信息披露的治理效應(yīng)。

六、研究結(jié)論與實踐啟示

本文利用2014年我國領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計試點這一外生沖擊構(gòu)造“準(zhǔn)自然實驗”， 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)離任審計的開展對試點地區(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， 該影響具有時滯性， 長期呈遞增趨勢。 進一步的路徑和異質(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)離任審計強化了對黨政“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， 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)離任審計是當(dāng)前國家推進生態(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證了該制度實施的綠色治理效應(yīng)， 啟示如下： ①扎實推進領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計。 將“政府環(huán)境監(jiān)管信息公開”作為審計重點事項， 加大審計結(jié)果在地方官員績效評價、晉升考核中的影響權(quán)重， 強化對西部地區(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， 以審促治， 以“督政”促“督企”， 通過強化對黨政“一把手”生態(tài)環(huán)境責(zé)任的審計監(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)建審計監(jiān)督與公眾參與的互動機制; 拓展公眾參與生態(tài)保護、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、“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)部治理機制， 實施全面綠色管理， 打造綠色品牌聲譽。

【 主 要 參 考 文 獻 】

[1] 羅濤.我國古人如何算“生態(tài)賬”——寫在領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計制度創(chuàng)立三周年之際[ J].決策探索（上），2020（12）：76 ～ 77.

[2] 賀寶成，趙丹.自然資源資產(chǎn)離任審計如何影響企業(yè)股價波動？[ J].金融與經(jīng)濟，2019（5）：41 ～ 48.

[3] 黃溶冰，趙謙，王麗艷.自然資源資產(chǎn)離任審計與空氣污染防治：“和諧錦標(biāo)賽”還是“環(huán)保資格賽”[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（10）：23 ～ 41.

[4] 李秀珠，劉文軍.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計與企業(yè)債務(wù)融資[ J].中央財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（6）：52 ～ 67.

[5] 胡宗義，李毅.環(huán)境信息披露的污染減排效應(yīng)評估[ J].統(tǒng)計研究，2020（4）：59 ～ 74.

[6] 黃溶冰.企業(yè)漂綠行為影響審計師決策嗎？[ J].審計研究，2020（3）：57 ～ 67.

[7] 周五七.企業(yè)環(huán)境信息披露制度演進與展望[ J].中國科技論壇，2020（2）：72 ～ 79.

[8] Konisky D.. Public preferences for environmental policy responsibility[ J].Journal of Federalism，2011（1）：76 ～ 100.

[9] 周黎安.中國地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[ J].經(jīng)濟研究，2007（7）：36 ～ 50.

[10] 于連超，張衛(wèi)國，畢茜，董晉亭.環(huán)境政策不確定性與企業(yè)環(huán)境信息披露——來自地方環(huán)保官員變更的證據(jù)[ J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020（2）：35 ～ 50.

[11] Hillary Ruth. Environmental auditing： Concepts， methods and developments[ J].International Journal of Auditing，2003（1）：71 ～ 85.

[12] Hepler Jeff A.， Neumann Cathy. Enhancing compliance at department of defense facilities： Comparison of three environmental audit tools[ J].Journal of Environmental Health，2003（8）：17 ～ 25.

[13] 陳獻東.確定領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計內(nèi)容的邏輯機理及例證分析[ J].審計研究，2018（5）：43 ～ 50.

[14] 雷俊生，王梓凝.自然資源資產(chǎn)審計制度的供給側(cè)改革[ J].中國人口·資源與環(huán)境，2020（1）：12 ～ 21.

[15] 蔡春，畢銘悅.關(guān)于自然資源資產(chǎn)離任審計的理論思考[ J].審計研究，2014（5）：3 ～ 9.

[16] 鄧曉嵐，余遠劍，茅金焰，魏大文.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計的大數(shù)據(jù)技術(shù)應(yīng)用研究[ J].審計研究，2020（5）：19 ～ 29.

[17] 張琦，譚志東.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計的環(huán)境治理效應(yīng)[ J].審計研究，2019（1）：16 ～ 23.

[18] 劉文軍，謝幫生.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計影響公司盈余管理嗎？[ J].中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2018（1）：13 ～ 23.

[19] 蔣秋菊，孫芳城.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計是否影響企業(yè)稅收規(guī)避——基于政府官員晉升機制轉(zhuǎn)變視角的準(zhǔn)自然實驗研究[ J].審計研究，2019（3）：35 ～ 43.

[20] Stephen Brammer， Stephen Pavelin. Factors influencing the quality of corporate environmental disclosure[ J].Business Strategy and the Environment，2008（17）：120 ～ 136.

[21] 張國清，肖華.高管特征與公司環(huán)境信息披露——基于制度理論的經(jīng)驗研究[ J].廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016（4）：84 ～ 95.

[22] Sulaiman A. Al-Tuwaijri， Theodore E. Christensen， K. E. Hughes II. The relations among environmental disclosure， environmental performance， and economic performance： A simultaneous equations approach[ J].Accounting， Organizations and Society，2004（29）：447 ～ 471.

[23] 陳璇，錢維.新《環(huán)保法》對企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量的影響分析[ J].中國人口·資源與環(huán)境，2018（12）：76 ～ 86.

[24] 沈洪濤，馮杰.輿論監(jiān)督、政府監(jiān)管與企業(yè)環(huán)境信息披露[ J].會計研究，2012（2）：72 ～ 78+97.

[25] 梁平漢，高楠.人事變更、法制環(huán)境和地方環(huán)境污染[ J].管理世界，2014（6）：65 ～ 78.

[26] 張志彬.公眾參與、監(jiān)管信息公開與城市環(huán)境治理——基于35個重點城市的面板數(shù)據(jù)分析[ J].財經(jīng)理論與實踐，2021（1）：109 ～ 116.

[27] 蔡春，鄭開放，陳曄，王朋.政府環(huán)境審計對企業(yè)環(huán)境責(zé)任信息披露的影響研究——基于“三河三湖”環(huán)境審計的經(jīng)驗證據(jù)[ J].審計研究，2019（6）：3 ～ 12.

[28] 朱榮.國家審計提升政府透明度的實證研究——來自省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗證據(jù)[ J].審計與經(jīng)濟研究，2014（3）：23 ～ 30.

[29] 崔雯雯，張立民.國家審計與公眾參與：基于政府信息公開的中介效應(yīng)研究[ J].審計與經(jīng)濟研究，2019（3）：13 ～ 21.

[30] 上官澤明.最高審計機關(guān)特征、財政審計報告質(zhì)量與預(yù)算透明度[D].太原：山西財經(jīng)大學(xué)，2018.

[31] 于文超，梁平漢，高楠.公開能帶來效率嗎？——政府信息公開影響企業(yè)投資效率的經(jīng)驗研究[ J].經(jīng)濟學(xué)（季刊），2020（3）：1041 ～ 1058.

[32] 涂正革，鄧輝，甘天琦.公眾參與中國環(huán)境治理的邏輯：理論、實踐和模式[ J].華中師范大學(xué)學(xué)報（人文社會科學(xué)版），2018（3）：49 ～ 61.

[33] 吳紅軍，劉啟仁，吳世農(nóng).公司環(huán)保信息披露與融資約束[ J].世界經(jīng)濟，2017（5）：124 ～ 147.

[34] Clarkson P. M.， Li Y.， Richardson G. D.， et al.. Revisi-

ting the relation between environmental performance and environmental disclosure： An empirical analysis[ J].Accounting Organizations & Society，2008（4-5）：303 ～ 327.

[35] 鄭思齊，萬廣華，孫偉增，羅黨論.公眾訴求與城市環(huán)境治理[ J].管理世界，2013（6）：72 ～ 84.

[36] 任勝鋼，鄭晶晶，劉東華，陳曉紅.排污權(quán)交易機制是否提高了企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自中國上市公司的證據(jù)[ J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2019（5）：5 ～ 23.

[37] 全進，劉文軍，謝幫生.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計、政治關(guān)聯(lián)與權(quán)益資本成本[ J].審計研究，2018（2）：46 ～ 54.

[38] 李香菊，賀娜.地區(qū)競爭下環(huán)境稅對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響研究[ J].中國人口·資源與環(huán)境，2018（9）：73 ～ 81.

[39] 黃溶冰，陳偉，王凱慧.外部融資需求、印象管理與企業(yè)漂綠[ J].經(jīng)濟社會體制比較，2019（3）：81 ～ 93.