领导干部自然资源资产离任审计与企业社会责任履行

钟廷勇 ，许超亚，孙芳城

(1.重庆工商大学 会计学院/长江上游经济研究中心，重庆 400067；2.西南大学 经济管理学院，重庆 400715)

一、问题的提出

习近平总书记在党的二十大报告中提出，推动绿色发展，促进人与自然和谐共生。新时代新的历史方位和发展任务，对企业社会责任提出了更高要求。党的十八大以来，企业社会责任逐步纳入全面深化改革大局；党的十九大报告强调，“强化社会责任意识、规则意识、奉献意识”，可见社会责任是新时代实现中华民族伟大复兴中国梦的内在动力。然而，中国企业社会责任的水平依然不高[1]。据《企业社会责任蓝皮书(2021)》显示，2021年中国300强企业社会责任平均发展指数仅为36.1分，仍有超四成企业社会责任发展指数低于20分。环境污染、虚假销售、食品质量安全等社会责任问题频频出现，严重制约了企业乃至国民经济的可持续发展。因此，在中国经济转型的关键时期，如何兼顾经济效益和社会效益显得尤为重要。

随着国家审计成为国家治理体系的重要工具，国家审计对企业社会责任的影响受到了广泛关注。潘俊等[2]考察了国家审计结果公告语调与国有企业社会责任的关系，认为国家审计结果公告发布促进了国有企业社会责任的履行。潘孝珍和傅超[3]探讨了以沪深A股国有上市公司为样本，实证检验了政府审计与国有企业社会责任的关系，认为政府审计促进了国有企业的社会责任履行。然而，关于领导干部自然资源资产离任审计(下文简称“离任审计”)是否以及如何影响企业社会责任履行，鲜有文献对此展开系统研究。党的十八届三中全会提出对领导干部实施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。该政策将地方政府官员的晋升机制转变为GDP增长与自然资源、生态环境保护并重，使其同时有生态诉求和经济诉求，这必然会改变地方政府官员努力的方向和程度，继而对企业行为产生影响。

随着离任审计试点范围的不断扩大，已有研究肯定了离任审计的环境治理效果，认为离任审计具有环境治理效应。张琦和谭志东[4]认为，离任审计促进了试点地区财政的环保投入以及辖区内企业的环保投资。黄溶冰等[5]认为，离任审计仅促进了试点地区的约束性指标减排或敏感污染物的临时性改善。孙玥璠等[6]认为，离任审计显著促进了企业环境责任的履行。然而，一方面，现有文献尚缺乏关于离任审计与企业社会责任履行的研究。曹玉珊和马儒慧[7]虽考察了离任审计对企业社会责任的影响，但该文用环境责任代替企业总体社会责任，存在一定的研究偏误。众所周知，企业社会责任不仅是环境责任，还包含股东责任，供应商、客户和消费者权益责任，员工责任和社会公众责任等，同时，离任审计对企业社会责任其他维度的影响机制也不完全相同，如果仅基于环境责任这一单一角度来研究，必然会割裂企业、政府、消费者、投资者等利益相关者对企业社会责任的认知[8]，无法清楚剖析离任审计对企业社会责任履行的影响。另一方面，现有研究在考察离任审计的政策效果时，均忽略了地方领导干部的作用。由于离任审计是对地方领导干部开展的环境审计，如果忽略地方领导干部的异质性，必然会造成研究结论不够准确。

鉴于此，本文运用多期双重差分模型，实证检验离任审计与企业社会责任履行之间的关系。本文的边际贡献在于：第一，拓展了离任审计的经济后果。以往研究主要从环境治理角度分析离任审计对企业环境责任的影响，而本文则通过聚焦企业社会责任履行的总体及细分维度，揭示离任审计对不同类型企业社会责任履行的影响，进一步拓展了离任审计的政策效应。第二，丰富了企业社会责任履行的影响因素。与已有文献从企业社会责任层面的法律制度出发来考察政府的治理效应不同，本文基于中国新兴市场特定的社会情境，将针对政府官员层面的法律制度纳入理论分析框架，考察离任审计对企业社会责任履行的影响，丰富了该领域的文献。第三，识别了地方领导干部对离任审计政策效果的影响。作为离任审计的审计对象，地方领导干部的特征也会影响企业行为决策，本文首次将地方政府官员是否发生变更和地方企业是否存在党组织嵌入纳入研究框架，考察了官员变更和党组织嵌入对离任审计实施效果的影响，为完善中国二级市场运行制度和构建新型政商关系提供了指导意义。

二、制度背景、理论分析与研究假设

(一)制度背景

为破解环境治理失灵问题、加快中国生态文明建设、推进国家治理体系和治理能力现代化，2013年11月，党的十八届三中全会发布的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》首次提出，要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，建立生态环境损害责任终身追究制；2014年，中国有10个省份在全省或部分县市率先开展试点工作；2015年10月，中共中央办公厅、国务院办公厅出台《开展领导干部自然资源资产离任审计试点方案》，各地方政府相继扩大辖区内的试点范围；2017年6月，中央全面深化改革工作领导小组会议审议通过了《领导干部自然资源资产离任审计规定(试行)》；2018年3月1日，离任审计制度正式进入全面推开阶段。与重点关注环境保护专项资金收支状况的常规性环境审计不同，离任审计主要关注党政领导干部的环境责任履职情况。在审计内容上，不仅包括财务审计、绩效审计、自然资源资产负债表审计，还包括对领导干部的自然资源资产保护相关政策法规的决策情况、遵循情况、落实情况、实施效果及整改情况等进行跟踪审计，是环境审计和经济责任审计的深度融合[9]；在审计对象上，不仅包括地方党委和政府主要领导干部、承担自然资源资产管理责任的主要党政领导干部，还包括有关国有企业的主要领导人，兼具“督政”“督企”的特点；在审计结果的应用上，其审计结果将送交干部管理部门，作为领导干部考核、任免和奖惩的重要依据，以强化地方政府官员的公共受托责任意识。

(二)理论分析与研究假设

1.离任审计与企业社会责任履行的关系

首先，离任审计强化了辖区内的责任意识，引导企业通过履行社会责任来建立与外部的价值互惠关系。合法性理论认为，在一个由规范、价值、信念和定义构建的社会体制内，组织的行为应当被认为是可取的、合法的、合适的[10]，组织的价值体系应当与其所在的社会制度保持一致。离任审计是国家环境治理体系中的重要制度创新，是推动中国生态文明建设的重要举措，是促进人与自然和谐共生的现实需要。该制度的实施无疑会强化地方政府、公众和企业的环保意识，在辖区内形成良好的责任基调和责任氛围。基于利益相关者理论，资源型、重污染型企业在运营管理过程中不仅需要承担环境责任，还需要对其他利益相关者(例如，企业的供应商、消费者、员工、政府等多元经济性与社会性主体)承担相应的社会责任[11]。因此，在离任审计试点地区，基于辖区内的责任基调及价值导向，企业作为具有道德属性的组织，更有内在动机通过积极承担对内外部各方利益相关者的社会责任建立可持续的价值互惠关系。

其次，离任审计加大了资源型、重污染型企业的违规风险，督促企业通过履行社会责任来重塑企业形象。与常规性环境审计不同，离任审计是直接面向领导干部这一“关键少数”的生态文明监督机制。地方领导干部为了追求政治晋升和避免被追责，不得不提高环境治理水平。在此情形下，资源型、重污染型企业面临的违规风险和违规成本显著增加。显然，离任审计势必会促使资源型、重污染型企业对其存在的环境问题进行整改，但这对塑造企业形象远远不够，大量研究表明，一旦企业环境责任履行及环境绩效出现偏差，就可能被曝光为环境事件[12]，并受到各方利益相关者的质疑。而相比环境责任，慈善捐赠具有较强的社会公众效应，能够转移公众对企业环境事件的注意力；提高纳税额可以增加政府财政收入，能够重建政府对企业的好感；提供良好的产品和服务质量可以增加客户满意度，能够使客户忽视企业之前的恶行等。故在离任审计制度背景下，除了积极承担环境责任，企业还会选择通过履行其他类型的社会责任来改善自身形象。

最后，离任审计加大了资源型、重污染型企业的经营风险，倒逼企业通过履行社会责任来获取关键资源。离任审计制度的实施，使地方政府官员和企业的环境治理压力增大。当企业大幅改善环境绩效时，企业所积累的绿色技术知识的匮乏会增加其环保投资风险。绿色技术与已有技术相耦合会增加其绿色创新的成本与难度；企业环保投资作为特殊的长期投资，具有外部性较高、难以自由变现、资产可逆性较弱等特点，这些均会加大企业的经营风险，向市场传递不利信号。在这种情况下，企业履行其他类型的社会责任至关重要。在股东责任方面，若股东获利较高则会倾向于关注企业发展，帮助企业实现长期目标；在员工责任方面，若企业优化员工工作环境、加强员工培训、改善员工福利，均会激发员工学习新技能的动力，使企业以较快速度实现绿色转型；在供应商、客户和消费者责任方面，若企业提高产品表现与服务质量，亦会吸引更多消费者，增加企业应对经营活动风险的能力[13]；在社会公众责任方面，若企业进行捐赠则有利于赢得政府好感，并获得关键性政治资源。可见，在离任审计制度背景下，无论是作为回应各方利益相关者担忧的方式，还是作为寻求相应资源的战略竞争工具，企业社会责任均是一种有效的风险管理措施。基于以上分析，笔者提出如下研究假设：

H1：在其他条件不变的情况下，离任审计能够促进企业社会责任履行。

2.官员变更的调节效应

在政治集权与经济分权相结合的制度背景下，地方政府官员掌握着包括行政审批、土地征用、贷款担保、政策优惠等各种稀缺资源的控制权和分配权。这些权力往往集中在各级党委，尤其是党委“一把手”手中[14]。可见，各级党委已成为地区发展经济和稳定社会秩序的主要执行者。在过去，地方政府官员为追逐经济增长目标而忽视社会民生的现象和不完全执行中央政府的环境规制政策的现象也时有发生[15]。然而，离任审计使地方政府官员的晋升机制转变为GDP增长与自然资源、生态环境保护并重。在此背景下，当地方政府官员发生变更时，可能会通过晋升激励、政企关系等渠道对企业社会责任履行产生影响。一方面，离任审计通过晋升激励渠道促使官员关注辖区企业社会责任履行。由于环境治理效果具有滞后性，对于新任官员而言，上任初期进行环境治理投资的期望效用较大，因此，为获得晋升，其在上任初期能够较好兼顾经济增长与环境保护，故官员变更对地区经济发展和社会民生事业有正向促进作用。另一方面，离任审计通过政企关系渠道影响企业社会责任的履行。随着环境指标被纳入地方政府官员政绩考核体系之中，官员变更会对辖区企业产生震慑效应，加之企业对新任官员尚不了解，因此，在地方政府权力交接的空白期内，企业往往会采用更具有安全边际的途径(社会责任)去迎合新任官员。基于以上分析，笔者提出如下研究假设：

H2：在其他条件不变的情况下，官员变更能够正向调节离任审计与企业社会责任履行的关系。

3.党组织嵌入的调节效应

中国经济发展和经济体制改革是在党的领导下进行的。党组织嵌入到微观组织中，会形成一种有效的监督力量，对外衔接政策法规，对内缓解利益冲突、加强公司治理。因此，不论是从推进企业融入社会责任理念的角度，还是从有效治理企业社会责任缺失的角度，党组织在促进企业社会责任履行可持续方面均发挥着不可替代的作用。一方面，从外部作用机制来看，基于政策传递的桥梁效应，党组织嵌入程度的提高无疑会增加企业对国家战略和政策的敏感性、响应度和执行力。当本地开展离任审计试点后，党组织会不断传递社会责任价值观，加强党内监督，有效纠正企业为寻求更大的经济效益而损害社会效益和环境效益的行为，促进企业社会责任履行。另一方面，从内部作用机制来看，党组织嵌入程度的提高能够提升企业治理水平。根据委托代理理论，经理人目标与股东目标的不一致，会导致经理人存在道德风险和逆向选择行为，进而抑制企业社会责任履行，而党组织嵌入会有效遏制经理人的自利行为、盈余管理行为以及隐形腐败等问题[16-17]。因此，党组织嵌入程度越高，企业越会积极服务于国家战略，越有意愿和动力履行社会责任。基于以上分析，笔者提出如下研究假设：

H3：在其他条件不变的情况下，党组织嵌入能够正向调节离任审计与企业社会责任履行的关系。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

2014年是离任审计制度实施的基准年，2018年离任审计制度进入全面推开阶段。为准确评估政策冲击带来的影响效应，本文选取2010—2017年中国沪深A股资源型、重污染型上市企业作为研究样本，其中，参考王锋正和姜涛[18]的做法，将煤炭开采和选洗业、石油和天然气开采业、黑色金属矿采选业等12个行业定义为资源型行业；参考大多数文献的做法，根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》，将煤炭开采和选洗业、石油和天然气开采业、化学原料及化学制品制造业等16个行业定义为重污染型上市企业，最终共得到18个行业。按照如下条件进行筛选：剔除ST、*ST企业；剔除相关数据缺失的样本；为消除极端值影响，对所有连续变量在1%和99%分位数进行Winsorize缩尾处理，最终得到2 054个观测值。其中，离任审计试点信息通过各省份审计厅网站、各市审计局网站、各省份人民政府网站、各年度《中国审计年鉴》、百度等搜索引擎、报刊杂志以及媒体报道等途径手工收集而来；企业社会责任履行情况数据来源于和讯网；地方官员变更数据通过择城网、搜狗百科、百度等搜索引擎进行手工收集，再将其与企业所在城市进行匹配而来；党组织嵌入数据通过企业年报及官网、新浪财经等渠道手工收集而来；其他数据均来源于CSMAR数据库。

(二)变量选取

1.被解释变量：企业社会责任履行(CSR)

本文借鉴Huang等[19]的研究，以和讯网公布的企业社会责任评分来度量企业社会责任履行情况。其中，CSR为企业总体社会责任履行，为和讯网公布的企业社会责任履行总得分。SH为企业股东责任履行，SCC为企业供应商、客户和消费者权益责任履行，EM为企业员工责任履行，ENV为企业环境责任履行，SOC为企业社会公众责任履行，以上指标分别为和讯网公布的五个维度社会责任得分。

2.解释变量：离任审计(DT)

本文借鉴黄溶冰等[5]的研究，通过各省份审计厅网站、各市审计局网站、各省份人民政府网站、各年度《中国审计年鉴》、百度等搜索引擎、报刊杂志以及媒体报道等多个途径，逐个搜索2014年、2015年、2016年以及2017年开展离任审计试点的地区。具体来看，先以“领导干部自然资源资产离任审计”为关键词进行搜索，若同时出现“本年实施”“首次开展”“纳入”等字眼，则认为该城市当年开展离任审计。由于各地区开始实行离任审计的时间存在差异，因此，如果某地区上半年实行则视为本年度开展，如果下半年实行则视为下一年度开展。设置虚拟变量(DT)，若企业所在地为试点地区且处于试点期间赋值为1；否则为0。

3.调节变量：官员变更(PU)和党组织嵌入(PARTY)

官员变更(PU)：由于中国地方政府的权力主要集中于各级党委“一把手”手中[14]，故本文采用地方市委书记变更来度量官员变更，并借鉴王贤彬和徐现祥[20]的研究来处理官员任期，若官员变更发生在1—6月，则视为当年变更；若发生在7—12月，则视为下一年度变更。设置虚拟变量(PU)，若当年发生官员变更，赋值为1；否则为0。

党组织嵌入(PARTY)：借鉴陈仕华和卢昌崇[21]的研究，用是否存在党组织成员兼任董事会、监事会及管理层职务的虚拟变量(PARTY)度量党组织嵌入，若党组织成员至少兼任其中的一种职务，则认为存在党组织嵌入，赋值为1；若三种职务都未兼任，则认为不存在党组织嵌入，赋值为0。

4.控制变量(Controls)

借鉴Li和Lu[22]与张琦和谭志东[4]的研究，本文基于城市层面、企业层面、高管层面选取了相关变量进行控制，此外，还控制了个体虚拟变量(FIRM)和年度虚拟变量(YEAR)。

主要变量定义及度量方法如表1所示。

表1 主要变量定义及度量方法

(三)模型设定

由于离任审计制度于2014—2017年在各个城市先后实施，故本文选择多期双重差分模型。此外，由于本文考察的是离任审计对微观企业的滞后影响，故将所有解释变量滞后一期。借鉴Beck等[24]的研究，本文构建模型(1)考察离任审计对企业社会责任履行的影响：

(1)

其中，CSR为企业总体社会责任履行，ENV为企业环境责任履行，SH为企业股东责任履行，SCC为企业供应商、客户和消费者权益责任履行，EM为企业员工责任履行，SOC为企业社会公众责任履行；DT为解释变量离任审计；Controls为本文所选的控制变量，FIRM和YEAR分别为个体虚拟变量和年度虚拟变量；ε为随机扰动项。本文重点关注DT的回归系数α1，若α1显著为正，则表明离任审计促进了企业社会责任履行。

本文构建模型(2)和模型(3)考察官员变更和党组织嵌入对离任审计与企业社会责任履行的调节效应，公式如下：

(2)

(3)

其中，PU表示官员变更。本文重点关注交互项DT×PU的系数β3，若β3显著为正，则表明官员变更对离任审计与企业社会责任履行之间的关系具有正向调节效应；PARTY表示党组织嵌入，本文重点关注交互项DT×PARTY的系数γ3，若γ3显著为正，则表明党组织嵌入对离任审计与企业社会责任履行之间的关系具有正向调节效应。其他变量定义同模型(1)。

四、实证分析

(一)描述性统计分析

主要变量的描述性统计结果如表2所示。由表2可知，企业社会责任履行的均值为29.400，标准差为18.700，最小值为-1.540，最大值为78.880，表明样本的企业社会责任履行整体水平偏低，且个体差异较大。其中，EM、SCC、ENV和SOC的均值分别为3.151、2.771、3.098和4.643，标准差分别为3.691、5.879、6.637和3.284，表明中国资源型、重污染型企业在员工责任，供应商、客户和消费者权益责任,环境责任以及社会公众责任履行程度均偏低，且个体间仍存在较大差异。离任审计的均值为0.377，表明在样本期间，有37.7%的资源型、重污染型企业受到离任审计试点的影响，说明各地区正在积极开展离任审计。其他变量的描述性统计值均分布较为合理。

表2 主要变量的描述性统计结果(N=2 054)

(二)回归结果与分析

1.基准回归结果与分析

离任审计与企业社会责任履行的基准回归结果如表3所示。其中,列(1)为离任审计对企业社会责任总体履行情况的影响，列(2)—列(6)为离任审计对五个分维度社会责任履行情况的影响。其中，列(1)显示，在加入全部控制变量后，DT的回归系数为4.512，且在1%水平上显著，表明离任审计显著促进了企业社会责任总体履行，H1得到验证。具体到五个分维度社会责任履行情况，列(2)—列(6)显示，DT的回归系数均在5%水平上显著为正，表明离任审计不仅具有环境治理效应，提升了企业环境责任的履行，还具有溢出效应，促进了企业其他方面社会责任的履行，从侧面验证了本文的H1。实证结果说明，虽然离任审计是一项重点关注领导干部环境责任履职情况的政策，但是在企业社会责任方面，离任审计在促进企业履行环境责任的同时，并没有对其他类型的社会责任产生挤出效应，即离任审计能够促使企业在股东，供应商、客户和消费者权益，员工和社会公众方面承担更多的责任，从而提升企业社会责任履行的整体水平。

表3 基准回归结果

2.调节效应回归结果与分析

(1)离任审计、官员变更与企业社会责任履行

官员变更对离任审计与企业社会责任履行关系的调节效应检验结果如表4所示。其中，列(1)为官员变更对离任审计与企业社会责任总体履行情况的影响，列(2)—列(6)为官员变更对离任审计与五个分维度社会责任履行情况的影响。由表4可知，加入调节变量官员变更(PU)后，DT×PU对CSR的回归系数为2.533，且在5%水平上显著。分维度来看，DT×PU对EM、SCC、ENV和SOC的回归系数均至少在10%水平上显著为正，对SH的回归系数虽不显著但也为正，表明官员变更能够正向调节离任审计与企业社会责任履行的关系，H2得到验证。可能的原因在于，离任审计将环境保护纳入地方政府官员政绩考核体系中，将地方政府官员的晋升机制转变为GDP增长与自然资源、生态环境保护并重。当地区发生官员变更时，一方面，新任官员在上任初期有较为充足的时间和精力兼顾经济增长与环境保护，会加大对辖区内企业的监管力度，迫使企业履行社会责任；另一方面，官员变更本身会对辖区内的企业产生威慑作用，资源型、重污染型企业会将新任官员作为首要利益相关者，主动履行社会责任以达到迎合新任官员诉求、满足合法性要求的目的。

表4 官员变更对离任审计与企业社会责任履行的调节效应

(2)离任审计、党组织嵌入与企业社会责任履行

党组织嵌入对离任审计与企业社会责任履行关系的调节效应检验结果如表5所示。其中，列(1)为党组织嵌入对离任审计与企业社会责任总体履行情况的影响，列(2)—列(6)为党组织嵌入对离任审计与五个分维度社会责任履行情况的影响。由表5可知，加入调节变量党组织嵌入(PARTY)后，DT×PARTY对CSR的回归系数为3.474，且在10%水平上显著。分维度来看，DT×PARTY对SH、ENV和SOC的回归系数均至少在10%水平上显著为正，对EM和SCC的回归系数虽不显著但也为正，表明党组织嵌入能够正向调节离任审计与企业社会责任履行的关系，H3得到验证。可能的原因在于，党组织嵌入董事会、监事会和管理层，不仅发挥了政策传递的桥梁作用，增加了企业对离任审计制度的敏感性、响应度和执行力，还加强了企业内部治理，纠正企业为寻求更大的经济效益而损害社会效益和环境效益的行为，故党组织嵌入强化了离任审计背景下企业社会责任履行。

表5 党组织嵌入对离任审计与企业社会责任履行的调节效应

(三)异质性分析

1.官员变更异质性检验

尽管上文的研究表明，官员变更能够对离任审计与企业社会责任履行之间的关系产生调节效应，但由于官员本身具有异质性，即不同特征的地方政府官员响应中央政策的动机存在较大差异，使得政策实施效果会有所不同，故有必要将官员异质性纳入考量。鉴于此，本文剔除未发生官员变更的样本，考察在发生官员变更的地区，官员变更异质性对离任审计实施效果的影响。

(1)异地或本地升迁

为限制地方政府官员在同一辖区内享受的权力过大，中央会倾向于选择异地调任[14]。而异地调任增加了企业所面临的政策不确定性，这可能会影响企业社会责任履行的决策。鉴于此，本文按照地方政府官员是否被调往外地设置虚拟变量异地或本地升迁(PRO)，若被调往外地，则视为异地升迁，赋值为1；否则为0。回归结果如表6列(1)和列(2)所示，结果显示，当新任官员为异地升迁时，DT的回归系数为21.462，且在1%水平上显著，而当新任官员为本地升迁时，DT的回归系数为1.731，未通过显著性检验，这表明官员变更在新任官员为异地升迁时更为显著。可能的原因在于，本地上任的地方政府官员在之前的政治格局中已与地方企业有不同程度的接触，在这种情况下，企业维系或稳固这种政企关系的成本将保持不变。相比于本地升迁，异地升迁的新任官员在任职初期需要花费更长的时间去适应新环境，形成政策“真空期”。企业对异地升迁官员的政策偏好并不了解，尤其是当开展离任审计试点时，资源型、重污染型企业的合法性降低，企业亟须积极承担社会责任以赢得新任官员的好感。(1)限于篇幅，本文仅汇报基于官员变更异质性，离任审计对企业总体社会责任履行的不同影响，下文同。

(2)是否临近退休

在官员晋升考核中，年龄是影响政治晋升激励的重要因素。特别是在强制退休制度下，地方政府官员的晋升概率在53岁后逐渐下降[25]。为此，本文借鉴徐业坤和马光源[25]的做法，以54岁作为判断新任官员是否临近退休的年龄，设置虚拟变量临近退休(RETIRE)，若官员临近退休，赋值为1；否则为0。回归结果如表6列(3)和列(4)所示，结果显示，当新任官员临近退休时，DT的回归系数为11.522，且在10%水平上显著，当新任官员未临近退休时，DT的回归系数为9.308，也在10%水平上显著，表明新任官员是否临近退休并不会对离任审计与企业社会责任履行的关系产生异质性影响。可能的原因在于，离任审计制度是直接面向领导干部这一“关键少数”的生态文明监督机制，并要求对领导干部建立生态环境损害责任终身追究制，无论官员是否临近退休以及是否退休，该制度均会对其进行审计并追究相应责任，因此，离任审计对企业社会责任履行的影响并不会因官员是否临近退休而表现出异质性。

(3)官员籍贯

籍贯能够反映地方官员与当地的情感联系，这种地缘关联对企业生产经营活动具有重要影响。本文以新任官员户籍是否与企业同在一个省份来区分官员是否为本地户籍，设置虚拟变量官员籍贯(NATIVE)，若新任官员为本地户籍，赋值为1；否则为0。回归结果如表6列(5)和列(6)所示，结果显示，当新任官员为外地户籍时，DT的回归系数为13.518，且在10%水平上显著，而当新任官员为本地户籍时，DT的回归系数为4.914，未通过显著性检验，表明官员变更在新任官员为外地户籍时更为显著。可能的原因在于，当新任官员为外地户籍时，原有的政企关系会受到冲击，企业无法预测官员的政策偏好，此时企业会通过更有“安全性”的社会责任战略快速建立起与新任官员的关系。相反，若新任官员为本地户籍，在当地开展离任审计试点时，其对“家乡”的自然资源资产情况比较了解，会更倾向于因地制宜地实施政策，企业无需或将较少地通过承担社会责任与其建立联系。

表6 离任审计、官员变更异质性与企业社会责任履行

2.党组织嵌入异质性检验

上文的分析表明，党组织嵌入能够对离任审计与企业社会责任履行之间的关系产生调节效应，但由于董事会、监事会、管理层的职责各不相同，可能会导致党组织嵌入不同层面的调节效应具有异质性。鉴于此，本文基于党组织嵌入的样本，分别考察了党组织嵌入董事会、监事会、管理层对离任审计实施效果的影响，回归结果如表7所示。(2)党组织嵌入董事会、监事会、管理层的分样本之和大于党组织嵌入的总样本，原因在于党组织可能同时嵌入董事会、监事会或管理层。结果显示，若党组织嵌入董事会，DT对CSR的回归系数为7.871，且在10%水平上显著；若党组织嵌入监事会，DT对CSR的回归系数为9.476，且在10%水平上显著；若党组织嵌入管理层，DT对CSR的回归系数未通过显著性检验，表明当党组织嵌入董事会、监事会时，其调节效应更为显著。可能的原因在于，董事会的职责在于事前决策，监事会的职责在于事后监督，无论是事前决策还是事后监督，均有助于发挥党组织传递离任审计政策、提高企业治理水平的作用；而管理层的职责在于执行，即使党组织嵌入管理层，也无法全面关注管理层在执行社会责任中的各个环节，故仍然可能存在企业社会责任履行偏差和履行不足的情况。

表7 离任审计、党组织嵌入异质性与企业社会责任履行

3.产权异质性检验

现阶段，中国国有企业与民营企业在高管任职、激励体系、业绩考核、融资体系等方面存在较大差异。一方面，与国有企业相比，民营企业本身面临合法性不足等问题。另一方面，离任审计的审计对象包括国有企业的主要领导人，这是否会导致不同产权性质的企业在面临离任审计这一外部制度冲击时，对待社会责任的态度会有所不同？为此，本文按企业性质，将样本分为国有企业组和民营企业组进行回归分析，回归结果如表8所示。其中，列(1)—列(6)为国有企业组，列(7)—列(12)为民营企业组。结果显示，加入全部控制变量后，无论基于社会责任总体履行情况，还是基于五个分维度社会责任履行情况，DT的回归系数均仅在民营企业中显著为正，这表明离任审计对企业社会责任履行的影响具有产权异质性。这可能是因为，一方面，中国民营企业在市场准入、融资等领域仍面临着不公平竞争，民营企业创立与发展所需要的关键性资源掌握在政府手中，在这种情况下，根据心理学中的知觉生长模型理论，民营企业只有超额完成社会责任，才能赢得政府与社会公众的关注。另一方面，离任审计的审计对象包括国有企业的主要领导人，故国有企业本身就会承担更多的环境责任，帮助政府履行部分社会职能，因而离任审计对民营企业社会责任履行的改善较为明显。

表8 离任审计、产权异质性与企业社会责任履行

(四)稳健性检验

为检验上述结论的可靠性，本文进行如下三个方面的稳健性检验：

第一，平行趋势检验。由于双重差分估计的一个重要条件为公共政策必须是外生的，为此，本文借鉴Li等[26]的事件研究法进行平行趋势检验。被解释变量为企业社会责任总体履行情况及五个分维度社会责任履行情况，解释变量为试点城市在政策实施之前1—3年以及政策实施之后1—3年的窗口期变量，在控制城市层面、企业层面、高管特征及官员特征的影响后，解释变量DT的回归系数在政策实施之前1—3年均不显著，说明政策实施前实验组和控制组不存在显著差异，满足平行趋势假设，而政策实施后的系数显著为正，说明离任审计制度的实施对企业社会责任履行产生了正向影响。

第二，安慰剂检验。由于本文采用的是多期双重差分，全部样本中审计试点的时间并不统一，因此，借鉴黄溶冰等[5]改变试点时间的做法，仅保留全部对照组样本和2017年才开展离任审计试点的城市作为实验组，并假设实验组的试点时间为2016年，重新进行双重差分估计，结果显示，DT对企业社会责任总体履行情况和五个分维度社会责任履行情况的回归系数均不显著，说明虚拟试点时间对企业社会责任履行没有显著的政策影响，进一步支持了前文的结论。

第三，PSM-DID检验。为了排除实验组与对照组之间可能存在的样本差异问题而导致的估计结果偏误，本文采用倾向得分匹配法(PSM)进行检验。借鉴黄溶冰等[5]与孙玥璠等[6]的做法，本文选取市场化水平、人均GDP、第二产业比重、企业规模、盈利能力等企业所在地区的经济发展水平和企业特征作为协变量；再利用Logit模型计算倾向得分；使用最近邻匹配法，从对照组样本中为实验组样本选取一对一样本匹配；采用共同支撑假定检验匹配样本的平衡性，删除不满足共同支撑的观测值；用匹配完成后的样本对模型(1)重新进行回归，回归结果表明，DT回归系数的方向和显著性并未发生明显改变，证明本文实证结果具有一定的稳健性。

五、结论与政策建议

本文以2010—2017年中国沪深A股资源型、重污染型上市企业为研究样本，系统考察了离任审计与企业社会责任履行的关系。研究发现，第一，离任审计显著促进了企业社会责任履行；分维度来看，该制度不仅显著促进了企业环境责任的履行，还促进了企业其他类型社会责任的履行。第二，官员变更能够正向调节离任审计与企业社会责任履行之间的关系；分官员变更异质性来看，相比于新任官员为本地升迁、本地户籍，该调节效应在新任官员为异地升迁、外地户籍时更为显著，且与新任官员是否临近退休无关。第三，党组织嵌入能够正向调节离任审计与企业社会责任履行之间的关系；从党组织嵌入异质性来看，相比于党组织嵌入管理层，该调节效应在党组织嵌入董事会、监事会时更为显著。此外，相比于国有企业，离任审计对民营企业社会责任履行的改观更为显著。

基于此，本文提出如下政策建议：第一，对于中央政府而言，要继续完善离任审计制度和企业社会责任法律制度建设。本文研究发现，离任审计显著促进了企业社会责任履行，但区分官员变更的异质性发现，离任审计仅显著促进了异地升迁组、外地户籍组的社会责任履行水平，说明离任审计的社会治理效应会通过官员变更所引发的外部环境不确定性来传导。因此，国家在完善领导干部晋升机制的同时，应建立明晰的自然资源产权关系，把企业也作为自然资源的产权主体之一，而不是仅将考核重点放在领导干部这一单一主体。据此，国家可引入自然资源资产代理者竞争机制，要求企业在社会责任报告中批露自然资源资产保护责任的具体履行情况，让政府和企业同时面临较大的舆论压力，从而使各产权主体各司其职，自愿作出更迅速、更有效的应对策略。第二，对于地方政府而言，要明确责任，简政放权。离任审计转变了地方政府官员的晋升机制，使同时具有生态诉求和经济诉求。而官员政治诉求的改变在一定程度上加大了企业在社会责任方面的作为，这虽然促进了企业社会责任的履行，但并不利于企业良性社会责任观的建立，反而会助长其将社会责任履行作为政治迎合工具，降低企业社会责任履行的内生驱动力与主动性。因此，地方政府官员应明确其在自然资源资产保护方面的“决策”“执行”“监管”“反馈”职责，运用市场化规则来引导企业积极参与社会公益事业。第三，对于企业而言，要自觉培养责任意识，不断加强党组织建设。一方面，企业对社会责任的认知不能仅局限在单一维度，在制定战略规划与年度经营计划时，应打破对传统路径的依赖，向“社会经济人”身份转变，将多维度的企业社会责任纳入到企业整体运营考量之中，切实履行好社会责任，承担应有的义务，这样才能提升企业的核心竞争力。另一方面，企业应不断完善自身的内部控制和风险评估体系，不断助力党组织嵌入下的企业社会责任履行，更好地参与市场竞争，为促进循环经济和低碳经济的发展奠定坚实的基础。