自然资源资产离任审计与环境信息披露——基于120个环保重点城市的经验证据

杨 野 张 军 韩 冰

一、引言

长期以来，地方重经济增长轻自然资源资产保护现象一直存在。随着“绿水青山就是金山银山”发展理念的推出，自然资源资产保护正逐渐受到重视。为了落实自然资源资产保护，中央从政府审计角度加强了监管。2013年11月，党的十八届三中全会发布《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，明确提出要加快生态文明建设，探索编制自然资源资产负债表，对领导干部实行自然资源资产离任审计(下文统称“自然资源资产离任审计”)，建立生态环境损害责任终身追究制。2014年，审计署先后组织湖北、山东、内蒙古等省级政府审计机关，围绕土地资源、水资源、森林资源以及矿山生态环境治理、大气污染防治等开展了自然资源资产离任审计试点。2018年，随着《领导干部自然资源资产离任审计规定(试行)》的发布，该项工作正式在全国范围铺开。

中央大力推进自然资源资产离任审计，目的显然是为了突出自然资源资产管理和环境保护的重要性，通过环境审计与经济责任审计的深度融合(1)，迫使地方在追求GDP增长的同时将自然资源资产管理和环境保护纳入目标函数，形成“生态账”与“经济账”并举考虑的局面。自然资源资产离任审计不仅可以使地方官员树立牢固的生态环境保护意识，更为生态环境信息的搜集、落实自然资源资产管理和环境保护创造了条件。然而，鉴于我国长期以来环境信息披露水平整体偏低的国情，仅通过自然资源资产离任审计是否就能使地方官员披露更多的环境信息，值得我们去关注。一方面，自然资源资产离任审计具有天然的“威慑效应”，基于政治成本的考量，地方官员为了划清环境责任极有可能披露充分的环境信息；另一方面，由于自然资源离任审计还处在不断探索阶段，责任主体的认定、责任目标的确定存在困难(2)蔡春、毕铭悦：《关于自然资源资产离任审计的理论思考》，《审计研究》2014年第5期。，地方官员基于博弈心态或侥幸心理可能仅有限披露或拒绝披露环境信息。因此，开展自然资源资产离任审计是否会给环境信息披露带来积极影响？在不同的外部环境下，自然资源资产离任审计对环境信息披露的影响是否存在差异？需要进一步探讨。

鉴于此，本文以我国2014年审计署实施的自然资源资产离任审计试点为准自然实验，基于2009—2018年120个城市面板数据实证检验试点城市的环境信息披露效应。研究发现：自然资源资产离任审计显著提高了试点地区的环境信息披露水平，且该结论在改变样本期间、删除经济强市、安慰剂测试等稳健性检验后依然成立。自然资源资产离任审计促进环境信息披露主要集中在中东部地区，西部地区表现尚不明显。相较于财政透明度和政府审计强度较低的地区，自然资源资产离任审计对环境信息披露的促进效果在财政透明度和政府审计强度较高的地区更为明显。

本文可能的贡献包括：第一，以往关于自然资源资产离任审计的研究主要以规范研究为主，在实证研究中大多关注给企业带来的经济后果，而对政府治理所产生的政治后果较少关注，本文弥补了这一领域的不足；第二，环境信息披露相关研究在企业领域已十分成熟，而在政府层面则较为鲜见，实证研究中多以后果研究居多，本文则提供了环境信息披露影响因素方面的研究；第三，证实自然资源资产离任审计的确具备积极的环境信息披露效果，为后续政策的落实与推广提供了借鉴意义。

二、文献回顾与假设发展

(一)文献回顾

1.自然资源资产离任审计相关研究。自然资源资产离任审计，是指审计机关依法依规对主要领导干部任职期间履行自然资源资产管理和生态环境保护责任情况进行的审计，是环境审计与经济责任审计深度融合的一种审计方式(3)蔡春、毕铭悦：《关于自然资源资产离任审计的理论思考》，《审计研究》2014年第5期。。其目的在于强化领导干部对生态文明建设的责任，破解环境治理失灵难题，促进领导干部树立正确的政绩观(4)陈献东：《开展领导干部自然资源资产离任审计的若干思考》，《审计研究》2014年第5期。，从而实现经济的高质量发展。由于自然资源资产离任审计具有鲜明的中国特色，在研究上主要以国内文献居多。目前已有学者从审计动因(5)蔡春、毕铭悦：《关于自然资源资产离任审计的理论思考》，《审计研究》2014年第5期。、审计理论与方法(6)李博英、尹海涛：《领导干部自然资源资产离任审计的理论基础与方法》，《审计研究》2016年第5期。、审计要素(7)刘明辉、孙冀萍：《领导干部自然资源资产离任审计要素研究》，《审计与经济研究》2016年第4期。、审计实现路径(8)审计署上海特派办理论研究会课题组、杨建荣、高振鹏、贾西贝：《领导干部自然资源资产离任审计实现路径研究——以A市水资源为例，《审计研究》2017年第1期。、审计主体、目标、对象和内容(9)陈献东：《开展领导干部自然资源资产离任审计的若干思考》，《审计研究》2014年第5期。等规范性分析角度进行了大量研究。近年来才有文献从实证角度检验自然资源资产离任审计的政策后果(10)刘文军、谢帮生：《领导干部自然资源资产离任审计影响公司盈余管理吗?》，《中南财经政法大学学报》2018年第1期。(11)张琦、谭志东：《领导干部自然资源资产离任审计的环境治理效应》，《审计研究》2019年第1期。。但综合来看，政策后果研究多集中在企业层面，政府治理领域研究相对较少。

2.环境信息披露相关研究。环境信息披露属于信息披露的范畴，且研究成果主要集中在企业领域。国外关于环境信息披露的研究最早可追溯至20世纪70年代，主要基于公共选择理论、代理理论和信号传递理论重点对企业环境信息披露的动机、形式与内容、影响因素、作用机制、经济后果等进行了全方位的研究。比如从内容上，Fekrat 和Inclan(12)Fekrat M A , Inclan C , Petroni D.，“Corporate environmental disclosures: Competitive disclosure hypothesis using 1991 annual report data”, The International Journal of Accounting, 1996, 31(2),pp.175-195.将其分成会计和财务信息、环境诉讼信息、环境污染信息及其他信息。美国证监会(SEC)则制定了一套较为系统的环境信息披露体系，为后来企业的环境信息披露提供了指引。影响因素则主要从内外部因素角度展开，包括法律因素、社会舆论、企业规模与盈利能力、公司治理结构及高管特征等(13)Akbas H E.,“The relationship between board characteristics and environmental disclosure: Evidence from Turkish listed companies”, South East European Journal of Economics and Business, 2016, 11(2),pp.7-19.。经济后果研究主要关注股东价值、资本成本及环境绩效等方面(14)Hora M, Subramanian R.,“Relationship between positive environmental disclosures and environmental performance: An empirical investigation of the greenwashing sin of the hidden trade-off”,Journal of Industrial Ecology, 2019, 23(4),pp.855-868.。

我国关于环境信息披露的研究主要始于2002年颁布的《上市公司治理准则》，随着《环境信息公开办法(试行)》(2007)及新《环境保护法》(2015)的相继颁布，有关企业环境信息披露的文献不断涌现。已分别从披露内容(15)李正、向锐：《中国企业社会责任信息披露的内容界定、计量方法和现状研究》，《会计研究》2007年第7期。、框架构建(16)张宏亮、刘长翠、曹丽娟：《地方领导人自然资源资产离任审计探讨——框架构建及案例运用》，《审计研究》2015年第2期。、编制自然资源资产负债表(17)黄溶冰、赵谦：《自然资源资产负债表编制与审计的探讨》，《审计研究》2015年第1期。、影响因素(18)毕茜、顾立盟、张济建：《传统文化、环境制度与企业环境信息披露》，《会计研究》2015年第3期。、传导机制(19)张文菲、金祥义：《信息披露如何影响企业创新:事实与机制——基于深交所上市公司微观数据分析》，《世界经济文汇》2018年第6期。及经济后果(20)徐辉、周孝华、周兵：《环境信息披露对研发投入产出效率的影响研究》，《当代财经》2020年第8期。等角度开展了大量研究。然而环境信息披露不应只局限于企业层面，《环境信息公开办法(试行)》(2007)、《企业事业单位环境信息公开办法》(2015)均规定地方政府和事业单位同样负有环境信息披露的义务。但从现有文献来看，相关研究甚少且主要集中在政治后果的研究上(21)胡宗义、李毅：《环境信息披露的污染减排效应评估》，《统计研究》2020年第4期。。因此，将自然资源资产离任审计与环境信息披露纳入同一分析框架，对于丰富政府审计与信息披露两大领域的交叉研究具有重要意义。

(二)假设发展

作为理性的“经济人”，地方官员在追求公众利益最大化的同时，也会追求个人任职期间短期政绩的最大化，以实现官员的个人效用(22)张琦、谭志东：《领导干部自然资源资产离任审计的环境治理效应》，《审计研究》2019年第1期。。在以往“唯GDP论”的晋升模式中，GDP增长基本决定了地方官员是否得以升迁。地方官员为了在晋升中取胜，往往会选择性忽略自然资源环境的保护，过度消耗自然资源甚至毁坏生态环境的现象也并不鲜见。在这种状态下，无论是开展自然资源审计，还是环保部门约谈地方官员(23)吴建祖、王蓉娟：《环保约谈提高地方政府环境治理效率了吗?——基于双重差分方法的实证分析》，《公共管理学报》2019年第1期。，其在改善自然资源环境的作用上都极为有限。原因在于审计结果或约谈效果与地方官员的关联性不强，未形成有效威慑。只有将审计结果与地方官员个人利益相关联，建立生态环境惩罚机制，且通过经济方面的努力无法弥补这种惩罚时，地方官员才会正视自然资源环境的保护。

自然资源资产离任审计的推出，则直接将自然资源审计结果与官员利益相关联，倒逼地方官员将“生态账”纳入目标函数。当“经济账”与“生态账”同时纳入官员考核范畴，地方官员的环境治理绩效将得到认定，地方官员就有充分的动机实施自然资源环境保护，并以显性化信息的方式向公众及上级政府传递。此外，自然资源资产离任审计建立的是生态环境损害责任终身追究制，地方官员为了规避被持续追责的风险，不得不采取长效措施改善自然资源环境治理现状，建立起充分有效的环境信息披露机制，从而促进地方政府环境信息披露水平的提高。根据上述分析，本文提出假设H1：

H1：自然资源资产离任审计促进了试点地区环境信息披露水平的提高。

自然资源资产离任审计与环境信息披露之间的关系还可能受外部环境影响。作为衡量外部治理环境的重要指标，财政透明度常被用来刻画政府治理水平(24)王满仓、赵守国：《财政透明化背景下的政府治理变革》，《经济学家》2005年第4期。。财政透明度越高，腐败程度就越低(25)黄寿峰、郑国梁：《财政透明度对腐败的影响研究——来自中国的证据》，《财贸经济》2015年第3期。，地方政府治理就越公开透明，对于自然资源资产离任审计等能促进地方发展的政策或理念越容易持包容开放的态度。地方政府凭借已有的财政信息公开经验，更能主动公开环境信息；而财政透明度越低，地方政府治理越倾向于封闭保守，对自然资源资产离任审计制度则容易持中立或否定的态度，不愿意主动公开环境信息。因此财政透明度越高，政府治理环境就越友好，越有利于自然资源资产离任审计在促进环境信息披露上发挥作用。据此，本文提出假设H2a：

H2a：相较于财政透明度较低的地区，自然资源资产离任审计对环境信息披露的促进效果在财政透明度较高的地区影响更大。

自然资源资产离任审计通过搜集和分析地方政府自然资源资产管理和生态环境保护情况，从而落实地方官员的自然资源环境责任，为地方官员的政绩考核提供依据。政府审计强度越高，则代表外部审计环境越严苛，意味着地方政府时常承受来自中央或地方的审计或检查。而高强度的国家审计对于财政预算信息公开具有促进作用(26)吴秋生、上官泽明：《国家审计能力对政府预算透明度影响的实证研究——基于国际视野的经验数据》，《南京审计学院学报》2015年第5期。，当面对自然资源资产离任审计时更能从容应对环境信息的披露；而审计强度越低，则说明政府在本地区的审计投入力度较小。相对宽松的审计环境使得地方政府“庸政”“懒政”行为增加，给环境信息披露造成无形障碍。可见审计强度越高，越有利于自然资源资产离任审计促进环境信息的披露。据此，本文继续提出假设H2b：

H2b：相较于审计强度较低的地区，自然资源资产离任审计对环境信息披露的促进效果在审计强度较高的地区影响更大。

三、研究设计

(一)计量模型

为了研究自然资源资产离任审计的环境信息披露效应，本文主要参考刘文军和谢帮生(27)刘文军、谢帮生：《领导干部自然资源资产离任审计影响公司盈余管理吗?》，《中南财经政法大学学报》2018年第1期。的思路，将我国2014年开展的领导干部自然资源资产离任审计看作一次准自然实验，通过构建双重差分模型(difference-in-differences model，以下简称DID)实证检验自然资源资产离任审计对环境信息披露的影响。具体模型如下：

pitii,t=α0+α1auditi,t+∑γjctrljit+μcity+νyear+εi,t

(1)(28)附加解释：《高级计量经济学及Stata应用(第二版)》编著陈强教授指出，经典DID模型与传统DID模型相比，交互项的回归结果并无二致。经典DID模型不包括组别虚拟变量及时间虚拟变量，其原因在于组别虚拟变量与μcity会存在多重共线性；时间虚拟变量与νyear也会存在多重共线性，且νyear包含了更多的时间信息。因此，本文直接采取了经典DID模型。

模型(1)中，pitii,t表示环境信息披露水平，auditi,t表示自然资源资产离任审计虚拟变量，其回归结果可以反映自然资源资产离任审计对环境信息披露的影响。ctrlj表示影响环境信息披露的变量集合，μcity表示城市固定效应，νyear表示年度固定效应，εi,t表示随机误差项。

(二)变量说明

1.被解释变量：环境信息披露水平(piti)。采用信息披露指数来定义信息披露水平是现有文献的普遍做法(29)汤亚莉、陈自力、刘星、李文红：《我国上市公司环境信息披露状况及影响因素的实证研究》，《管理世界》2006年第1期。(30)蔡春、郑开放、陈晔、王朋：《政府环境审计对企业环境责任信息披露的影响研究——基于“三河三湖”环境审计的经验证据》，《审计研究》2019年第6期。，本文采用第三方机构公众环境研究中心(IPE)与美国自然资源保护委员会(NRDC)共同发布的污染源监管信息公开指数(Pollution Information Transparency Index，简称PITI)来度量城市环境信息披露水平。该指数的调查样本覆盖了全国120个环保重点城市，广泛分布于我国东、中、西部地区，考察指标包括监管信息、自行监测、互动回应、排放数据和环评信息五个大类及多个子类，数据结果经过120个城市环保部门意见反馈后进行了修正，且已经获得学术上的应用，因此具有较好的公正性和可参考性。

2.核心解释变量：自然资源资产离任审计(audit)。由于本文进行的是DID研究设计，自然资源资产离任审计的度量可看成是组别变量和时间变量的乘积。其中，组别变量的定义是：将既属于120个环保重点城市(31)刘文军、谢帮生：《领导干部自然资源资产离任审计影响公司盈余管理吗?》，《中南财经政法大学学报》2018年第1期。，又属于试点地区(山东、湖北、内蒙古、湖南、贵州、江苏、广西、福建、陕西和四川10个省级行政单位及其城市)的城市列为实验组，取值为1，其余环保重点城市为控制组，取值为0；时间变量的定义是：2014年及其之后的年份为1，否则为0。

3.控制变量。由于各个城市的环境信息披露水平存在固有差异，这种差异可能会导致回归结果产生偏差。为此，本文控制了以下可能会影响环境信息披露的因素：经济状况(gdp，人均GDP的自然对数)、对外开放程度(foreign，外商投资企业中规模以上工业总产值的自然对数)、教育水平(edu，普通高等学校在校生数的自然对数)、排水管道长度(pipe，排水管道长度的自然对数)及人均道路面积(road，城市道路面积除以人数)。

4.分组变量。本文的分组变量包括财政透明度(tran)和审计强度(inte)。其中财政透明度(tran)为财政透明度指数的自然对数；审计强度的度量参考了潘俊等(32)潘俊、王禹、景雪峰、余一品：《政府审计与地方政府债券发行定价》，《审计研究》2019年第3期。的做法，用“应上缴财政、应减少财政拨款或补贴、应归还原渠道资金及应调账处理金额之和除以被审计单位数量”表示。

(三)样本与数据

本文的基础数据来源于2009—2018年《中国城市统计年鉴》，以120个国家环保重点城市为基础样本，共计1135个城市/年观测值。数据结构主要分城市数据、自然资源资产离任审计数据、财政透明度数据及审计强度数据：

1.城市数据。城市数据主要来源于《中国城市统计年鉴》及中经网数据库，包括城市名称和代码，GDP、人口总数、外商直接投资、普通高等学校在校生数、排水管道长度及城市道路面积等。

2.自然资源资产离任审计数据。2014年审计署组织山东、湖北、内蒙古等10个省级审计机关展自然资源资产离任审计试点，该试点地区信息通过百度搜索各省(自治区、直辖市)审计厅网站获得，同时参考了刘文军和谢帮生(33)刘文军、谢帮生：《领导干部自然资源资产离任审计影响公司盈余管理吗?》，《中南财经政法大学学报》2018年第1期。的文献资料。

3.财政透明度数据。财政透明度数据来源于上海财经大学公共经济与管理学院自2009年起每年发布的《中国财政透明度报告》，为了保证数据的年度可比，已对历年财政透明度指数进行了百分比转化。

4.审计强度数据。审计强度数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)中的政府审计数据库。该数据库详细统计了各个城市审计年鉴重要的数据信息，包括完成审计项目数量、审计查出主要问题金额等12项指标。

此外，本文对所有连续变量进行了上下1%的winsorize处理，所有回归模型的标准误均在城市层面进行了cluster处理，数据处理软件为Stata14.0。

四、实证分析

(一)描述性统计

主要变量的描述性统计如表1所示。环境信息披露水平(piti)的均值为41.400，相较于100分的满分，该数值表明我国环境信息披露水平偏低。标准差为16.410说明各个城市之间的信息披露水平差异较大，这种差异除了来自历年统计标准的优化，还来自地方政府披露环境信息的主观意愿。自然资源资产离任审计(audit)的均值为0.242，表明约有四分之一的城市进行了试点离任审计。其他变量的描述性统计与现有文献基本一致。

表1 变量描述性统计

(二)回归分析

首先，本文检验了自然资源资产离任审计对环境信息披露的影响，表2列(1)报告了不含控制变量的回归结果，易知自然资源资产离任审计(audit)的回归系数为7.159，且在1%的水平上显著，表明自然资源资产离任审计提高了试点城市的环境信息披露水平，假设1得到验证。

表2 基准回归结果

列(2)为加了控制变量的回归结果，自然资源资产离任审计(audit)的回归系数为9.016，在1%的水平上显著，同样提高了试点城市的环境信息披露水平，继续支持假设1。控制变量中，对外开放程度(foreign)系数为1.489，在10%的水平上显著为正，表明市场化进程的加剧有利于形成外部监督，促进环境信息的披露；地区教育水平(edu)的系数为7.964，在1%水平上显著为正，表明教育程度越高，文明程度越高，自觉披露环境信息的概率越大；人均道路面积(road)的系数4.133，同样在1%水平上显著为正，表明交通越便利，越有利于公众监督地方政府利用自然资源的行为。

其次，由于地区之间资源禀赋不同，历史、文化和城市发展存在差异，使得地方政府受制于各种制度因素和非制度因素，环境信息披露差异较大。对此，本文将样本重新划分为东部地区、中部地区和西部地区三个子样本，考察不同地区环境信息披露上的差异。回归结果如列(3)—列(5)所示，易知自然资源资产离任审计(audit)在东部、中部地区的回归系数都显著为正，而西部地区的回归系数并不显著。这意味着自然资源资产离任审计显著促进了东部和中部地区的环境信息披露，而对西部地区的环境信息披露无显著影响。究其原因，一方面由于中东部地区发展较快，在贯彻、落实中央政策上往往需要充当“排头兵”的作用，随着自然资源资产离任审计的开展，地方政府主动提供的环境信息自然越多；另一方面，西部地区远离政治中心，为了掩盖其政策执行不力、逃避可能的惩罚、减少不利的后果和借机寻找权利上的寻租，往往不愿披露过多的信息(34)王雍君：《全球视野中的财政透明度:中国的差距与努力方向》，《国际经济评论》2003年第4期。。当自然资源资产离任审计面临的阻力越大，被揭示的环境信息自然就越少。

(三)共同趋势检验

进行双重差分(DID)估计的前提是满足共同趋势假设(或平行趋势假设)，即审计试点城市与非试点城市在环境信息披露水平上有共同的趋势。为此，本文在模型(1)的基础上加入自然资源资产离任审计的前项和后项虚拟变量，通过事件分析的方法来检验平行趋势。具体模型如下：

(2)

其中，auditi,t-m表示自然资源资产离任审计第m期前项，auditi,t+n表示第n期后项。由于总共只有10期数据，除当期变量以外前向变量和后项变量分别设置了5个和4个年度的虚拟变量。纳入前项变量是为了考察自然资源资产离任审计前的效应，以验证共同趋势假设，而纳入后项变量是用于识别自然资源资产离任审计对环境信息披露带来的后续影响。

图1为自然资源资产离任审计对政府治理效率影响的点估计结果，易知从t-5期至t-1期(除了t-2期)，曲线中小圆圈的数值与零相比无显著差异，即自然资源资产离任审计前对环境信息披露水平的影响基本无显著影响，满足共同趋势假设。与此同时，从第t期至第t+4期，曲线中小圆圈的数值明显大于零，说明自然资源资产离任审计后对环境信息披露具有显著的正向影响，与基准回归结果一致。

图1 共同趋势图

(四)稳健性检验

对于基准回归结果，本文进行了多项稳健性检验：

1.安慰剂检验。将自然资源资产试点审计的城市定义为实验组，将非试点城市定义为控制组。若实验组披露了更多环境信息，可能存在两种缘由：一是自然资源资产离任审计确实发挥了作用；二是自然资源资产离任审计并未产生影响，产生影响的是其他因素。而排除第二种因素的干扰，常用的一种方法便是安慰剂检验(placebo test)。对此，本文主要借鉴陈刚(35)陈刚：《法官异地交流与司法效率——来自高院院长的经验证据》，《经济学(季刊)》2012年第4期。、范子英和刘甲炎(36)范子英、刘甲炎：《为买房而储蓄——兼论房产税改革的收入分配效应》，《管理世界》2015年第5期。等的研究方法，通过设置假想的实验组和控制组重新进行估计。若估计结果不显著，便可说明除去自然资源资产离任审计的因素，实验组和控制组的环境信息披露水平不存在系统性差异，进而证明结果的稳健性。考虑到我国西部省份自然资源资产相对丰富，将隶属于西南五省(重庆、四川、贵州、云南和西藏)和西北五省(陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆)的城市虚构成实验组，其他城市设定为控制组。表3列(1)显示，假想的自然资源资产离任审计(audit1)的估计系数并不显著(37)本文还分别将西南五省(直辖市和自治区)和西北五省分别作为假想的实验组，回归结果均不显著。，意味着本文的基准回归结果并非由不可观测因素所导致，间接说明了基准回归结果的稳健。

2.改变样本年度。基准回归将样本期间设定为2009—2018年，可能存在一定主观性。为降低人为因素的影响，分别选取2010—2017年、2011—2016年和2012—2015年样本进行检验，所得结果如表3列(2)-列(4)所示，自然资源资产离任审计(audit)的回归系数显著均在1%的水平上显著为正，支持假设H1。此外，2012和2013年、2017和2018年为中央政府的离任换届选举首尾年度，有可能影响本文的回归结果。剔除相关年份后，表3列(5)显示自然资源资产离任审计(audit)的回归系数为8.604，在1%的水平上显著，继续支持基准回归结论。

表3 稳健性检验

3.删除经济强市。一般而言，城市越发展政府治理越规范，地方政府披露环境信息的意愿也越强。这会导致经济强市的环境信息披露水平本来就很高，而不受自然资源资产离任审计因素的影响。参考杨野(38)杨野：《高铁开通能否提高地方政府治理效率:事实与机制》，《兰州大学学报(社会科学版)》2020年第6期。的做法，将我国4个直辖市、27个省会城市及大连、青岛、宁波、厦门及深圳5个计划单列市视作经济强市，剔除相关数据并重新进行回归，所得结果如表3列(6)所示。不难发现，交互项(audit)的系数依然在1%的水平上显著为正，说明自然资源资产离任审计对于促进环境信息披露与是否是经济强市没有显著关系，继续支持基准回归结论。

4.分位数回归。前文的实证分析用到的是均值回归的思想，但实际上，我们真正关心的是自然资源资产离任审计对环境信息披露整体的影响。表4为1/4分位、1/2分位和3/4分位的回归结果，容易发现，自然资源资产离任审计(audit)在所有分位上的回归系数都显著大于零，这意味着自然资源资产离任审计在整体上能显著促进审计试点城市环境信息的披露，验证假设H1。

表4 分位数回归结果

(五)异质性分析

已有研究发现，制度环境、市场环境对企业的环境信息披露具有重要影响(39)蔡春、郑开放、陈晔、王朋：《政府环境审计对企业环境责任信息披露的影响研究——基于“三河三湖”环境审计的经验证据》，《审计研究》2019年第6期。。本部分将财政透明度、政府审计强度作为城市环境信息披露的外部环境，检验基准回归结果的异质性差异。表5为分组检验结果。

表5 分组检验结果

对比表5列(1)和列(2)，易知在财政透明度较高的组，自然资源资产离任审计(audit)的系数为9.931，在1%的水平上显著；而在财政透明度较低的组，自然资源资产离任审计(audit)的系数不显著。该结果表明财政透明度越高，地方政府治理就越公开透明，对自然资源资产离任审计等中央推行的政策和制度更持包容开放的态度，能主动地公开环境信息。而财政透明度越低，地方政府治理越保守，对自然资源资产离任审计制度更持中立或否定的态度，不主动公开环境信息。因此财政透明度越高，越有利于自然资源资产离任审计促进环境信息的披露，验证假设H2a。

对比列(3)和列(4)，在审计强度较高的组，自然资源资产离任审计(audit)的系数为11.978，在1%的水平上显著；而在审计强度较低的组，自然资源资产离任审计(audit)的系数不显著。该结果表明，对于审计强度高的地区，由于其经受上级审计的频次通常较多，审计广度和深度较大，在面对自然资源资产离任审计时更为从容和积极，环境信息披露水平更高；而审计强度越低，说明地方政府经受审计的广度和深度越小，相对宽松的审计环境使得地方政府更容易隐藏私有信息。可见审计强度越高，越能正向调节自然资源资产离任审计提高环境信息披露的水平，假设H2b得到验证。

五、结论与启示

《环境信息公开办法(试行)》指出，为了有效推动地方环境信息披露制度建设，地方政府和企业都应履行环境信息披露的义务。因此，加快政府和企业两个领域的相关研究显得尤为重要。然而现有文献多集中在企业领域，政府领域文献的欠缺对于环境信息披露制度的建设稍显不足。党的十八届三中全会提出领导干部自然资源资产离任审计，目的在于强化地方政府环境治理责任，破解环境治理失灵难题，进而提升环境信息披露制度建设，这为检验地方政府的环境信息披露效应提供了机会。本文通过研究发现，自然资源资产离任审计的确提高了试点地区的环境信息披露水平，且该结论通过了多项稳健性测试。还发现自然资源资产离任审计促进环境信息披露与地理区域、外部环境等因素有关。在中东部地区、财政透明度和审计强度较高的地区，自然资源资产离任审计更能发挥出应有的环境信息披露作用。

本文的主要启示是：一方面，提高环境信息披露水平对于环境保护和环境污染防治具有重要作用，将最新的审计方式自然资源资产离任审计纳入环境治理范畴显现出了鲜活的生命力，即自然资源资产离任审计显著提高了环境信息披露水平，中央应继续加强自然资源资产离任审计制度的建设；另一方面，异质性检验表明，自然资源资产离任审计带来环境信息披露水平的提升主要集中在中东部地区、财政透明度和审计强度较高的地区，继续加强自然资源资产离任审计显然有助于提高这些地区的环境信息披露水平。然而我们更应关注的是，在西部地区、财政透明度较低和审计强度较弱的地区，自然资源资产离任审计并不能有效发挥作用。中央应加大上述地区的投入，进一步提升财政透明度、审计强度和城市综合实力，让自然资源资产离任审计在本地区也能发挥出应有的环境信息披露效应，进而推动生态文明建设和经济的高质量发展。