作者簡介：張弘，南京審計(jì)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，碩士研究生，研究方向：企業(yè)經(jīng)濟(jì)。

摘要：2014年開始試點(diǎn)的自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。本文基于雙重差分模型研究了該項(xiàng)政策對(duì)資源型、重污染型企業(yè)市場(chǎng)份額增長的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該項(xiàng)審計(jì)政策抑制了資源型、重污染型企業(yè)的市場(chǎng)份額增長，即相較于非試點(diǎn)地區(qū)，離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)的樣本企業(yè)市場(chǎng)份額增長有所降低。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同來看，這種抑制作用更多體現(xiàn)在國有企業(yè)中，對(duì)非國有企業(yè)的影響并不顯著。

關(guān)鍵詞：自然資源資產(chǎn)離任審計(jì) 企業(yè)市場(chǎng)份額 雙重差分法

中圖分類號(hào)：F239

一、 引言

2013年11月，黨的十八屆三中全會(huì)首次提出對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部實(shí)行自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)，2014年開始在部分地區(qū)試點(diǎn)，至2018年這項(xiàng)工作已在全國范圍全面展開。領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)將環(huán)境審計(jì)納入考核，通過改變對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部的考核方式，改變地方官員重經(jīng)濟(jì)增長、輕生態(tài)環(huán)境保護(hù)的意識(shí)及行為。自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)使得地方官員對(duì)其任職地區(qū)的資源型、重污染型企業(yè)進(jìn)行管控，使得它們受政府環(huán)境政策的影響高于其它類型的企業(yè)。從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，該項(xiàng)審計(jì)政策對(duì)微觀企業(yè)的治理效應(yīng)已得到檢驗(yàn)，學(xué)者們的研究證實(shí)企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)、股價(jià)波動(dòng)、盈余管理等會(huì)受到自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的顯著影響，企業(yè)經(jīng)營水平和競爭力也受到影響。領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)政策的實(shí)行，有利于提升地方政府官員對(duì)所轄地區(qū)的環(huán)境保護(hù)意愿，從而加快生態(tài)文明建設(shè)。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）制度基礎(chǔ)與文獻(xiàn)回顧

國內(nèi)學(xué)者對(duì)領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的相關(guān)研究多為規(guī)范研究，聚焦于基本理論和實(shí)務(wù)指引，基本理論如審計(jì)主體、審計(jì)客體、審計(jì)目標(biāo)等；實(shí)務(wù)指引如審計(jì)內(nèi)容、審計(jì)標(biāo)準(zhǔn)、審計(jì)評(píng)價(jià)等[1-5]。

近年來，許多學(xué)者對(duì)離任審計(jì)的政策效果也進(jìn)行了實(shí)證研究。研究方法通常是將離任審計(jì)政策看作是一次準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，按照試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)設(shè)置實(shí)驗(yàn)組和自然組進(jìn)行回歸分析。①從宏觀層面看，現(xiàn)有研究主要包括離任審計(jì)政策對(duì)試點(diǎn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和環(huán)境等的影響；②經(jīng)濟(jì)方面看，領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，抑制了粗放式經(jīng)濟(jì)增長[6-7]。但有學(xué)者指出，審計(jì)試點(diǎn)對(duì)長江經(jīng)濟(jì)帶內(nèi)11個(gè)相關(guān)省市經(jīng)濟(jì)增長的影響在不同時(shí)期內(nèi)有相反的表現(xiàn)，從短期來看呈抑制作用，而從長期來看則起促進(jìn)作用[8]；③環(huán)境方面看，該政策提高了政府的財(cái)政環(huán)保收入，促進(jìn)了企業(yè)的環(huán)保投資，因此對(duì)環(huán)境治理效應(yīng)存在積極影響[9]。該政策提高了試點(diǎn)城市的環(huán)境信息披露水平，且主要集中在中東部地區(qū)[10]。該政策顯著降低了部分污染物的排放濃度，但并未造成空氣質(zhì)量的全面整體改善[11]；④微觀層面看，學(xué)者們基于不同視角研究了離任審計(jì)政策對(duì)企業(yè)的影響，如該項(xiàng)政策提升了企業(yè)環(huán)境信息披露質(zhì)量，但這種政策效用會(huì)由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)壓力的存在而弱化[12]；能夠顯著促進(jìn)企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行，尤其是非國有企業(yè)和未受到環(huán)境表彰的企業(yè)[13]；加劇了企業(yè)股價(jià)波動(dòng)，且隨著時(shí)間的增長波動(dòng)遞增[14]，降低了公司盈余管理，對(duì)制度環(huán)境差的地區(qū)起正向調(diào)節(jié)作用[15-16]；促進(jìn)東部地區(qū)的企業(yè)進(jìn)行綠色并購，而對(duì)中西部企業(yè)的影響不顯著[17]；顯著降低企業(yè)的避稅強(qiáng)度[18]等。

（二） 理論分析與假設(shè)提出

領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施，使得對(duì)地區(qū)官員的考核增加了地區(qū)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的考慮，這會(huì)影響領(lǐng)導(dǎo)干部對(duì)地區(qū)發(fā)展的規(guī)劃和行為動(dòng)機(jī)，促使其關(guān)注地區(qū)生態(tài)環(huán)境問題，加強(qiáng)地區(qū)可持續(xù)發(fā)展的監(jiān)督力度，重點(diǎn)關(guān)注地區(qū)內(nèi)重污染、資源型企業(yè)。一方面，政策帶來管制強(qiáng)度的變化，會(huì)引起企業(yè)遵從成本的上升，激勵(lì)資源型企業(yè)和重污染型企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新、資源再分配等行為，從而可能使得這些企業(yè)提高自己的經(jīng)營績效。例如，有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施促進(jìn)了資源型企業(yè)的產(chǎn)業(yè)鏈延伸和研發(fā)投入[19-20]，從而降低生產(chǎn)經(jīng)營中對(duì)環(huán)境造成的污染破壞，減緩對(duì)資源的依賴。在此基礎(chǔ)上，企業(yè)的競爭力提高，市場(chǎng)份額有所擴(kuò)大，形成了一定的資源配置效應(yīng)。但另一方面來看，該審計(jì)政策帶來的環(huán)境規(guī)制可能會(huì)使企業(yè)在發(fā)展的長期規(guī)劃以外，進(jìn)行改造相關(guān)設(shè)施、研發(fā)相關(guān)技術(shù)以解決負(fù)外部性問題，這種強(qiáng)制性壓力可能會(huì)增加企業(yè)的額外投入和支出。在受到規(guī)制的一定時(shí)期內(nèi)影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營效率，從而對(duì)企業(yè)競爭力產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而市場(chǎng)份額增長受到抑制。因此，領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)是促進(jìn)了企業(yè)市場(chǎng)份額增長，還是抑制了企業(yè)市場(chǎng)份額的增長有待進(jìn)一步驗(yàn)證，故本文提出以下假設(shè)：

H1a：領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)會(huì)促進(jìn)資源型、重污染型企業(yè)的市場(chǎng)份額增長。

H1b：領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)會(huì)抑制資源型、重污染型企業(yè)的市場(chǎng)份額增長。

從企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度入手，將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進(jìn)行分析?？紤]到國有企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的限制，除了追求經(jīng)濟(jì)利益，國有企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展往往還伴隨著一定的政治目的；國有企業(yè)在內(nèi)部組織管理、制定相關(guān)政策等發(fā)展過程中會(huì)更多地受到相關(guān)部門的監(jiān)督。因此，相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)與地方政府的聯(lián)系更為密切[21]，在離任審計(jì)的政策背景下，國有企業(yè)會(huì)比非國有企業(yè)更加遵循政策實(shí)施。因此，相較于非國有企業(yè)，該項(xiàng)審計(jì)政策對(duì)于國有企業(yè)市場(chǎng)份額的增加可能有更顯著的影響。由此，本文提出假設(shè)H2：

H2：與非國有企業(yè)相比，領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)于國有企業(yè)市場(chǎng)份額的增加影響更顯著。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以我國上市A股資源型、重污染型上市企業(yè)為研究對(duì)象。離任審計(jì)試點(diǎn)工作開展于2014年，因此，樣本區(qū)間為2012—2015年。在評(píng)價(jià)一項(xiàng)政策所產(chǎn)生的效應(yīng)時(shí)，通常采用雙重差分模型，它將政策發(fā)生前后的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組差異進(jìn)行對(duì)比，檢驗(yàn)政策實(shí)施效果。本文采用2014年試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，非試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)作為對(duì)照組，比較試點(diǎn)前后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組企業(yè)市場(chǎng)份額的變化。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究以及2012版證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類，本文定義的資源型、重污染型企業(yè)主要包括林業(yè)、采礦業(yè)、紡織業(yè)、制革業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、金屬制品業(yè)、化工業(yè)、火電業(yè)、石化業(yè)等。通過查詢各審計(jì)廳（局）官方網(wǎng)站并參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究，確定領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)2014年的試點(diǎn)地區(qū)。

本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR，基于數(shù)據(jù)的可得性和實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性，在數(shù)據(jù)整理過程中剔除2012—2015年間屬于ST、ST*的企業(yè)及有關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。此外，對(duì)所有連續(xù)變量采用winsorize處理以減少極端值的影響。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量。企業(yè)份額增長Δln sales。參考已有研究，用企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入來度量企業(yè)份額，為了保持回歸分析時(shí)各變量的量綱一致，企業(yè)份額取自然對(duì)數(shù)[22]。因此，企業(yè)份額增長即為企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入對(duì)數(shù)的變化，等于企業(yè)當(dāng)年主營業(yè)務(wù)收入對(duì)數(shù)與上一年主營業(yè)務(wù)收入對(duì)數(shù)的差額Δln salest=ln salest－ln salest－1。

2. 解釋變量。領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)變量Treat和Post。Treat為試點(diǎn)地區(qū)虛擬變量，若企業(yè)所在地為2014年離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)，則取值為1，否則取值為0。Post為時(shí)間虛擬變量，2014年后取值為1，否則取值為0。

3. 控制變量。參照文獻(xiàn)回顧部分已有研究的做法，選取企業(yè)規(guī)模size、企業(yè)年齡age、獨(dú)立董事比例id、兩職合一dual、資本結(jié)構(gòu)變量lev和資本報(bào)酬率roa為控制變量。變量的具體定義見表1。

（三） 模型構(gòu)建

本文構(gòu)建模型如下：

Δln sales=α0+α1（Treati，t×Posti，t）+α2Controlsi，t+εi，t

其中，Δln sales為企業(yè)市場(chǎng)份額增長變量，Treat和Post為領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)變量，Controls為一系列控制變量。

本文主要關(guān)注雙重差分估計(jì)量即交互項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)α1，其表示領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)實(shí)施前后，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在企業(yè)市場(chǎng)份額增長存在的差異。若雙重差分估計(jì)量α1為正，則說明相比于對(duì)照組，實(shí)驗(yàn)組在試點(diǎn)后的企業(yè)市場(chǎng)份額增長有促進(jìn)作用；若雙重差分估計(jì)量α1為負(fù)，則說明相比于對(duì)照組，實(shí)驗(yàn)組在試點(diǎn)后的企業(yè)市場(chǎng)份額增長有抑制作用。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計(jì)

表2匯總了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

企業(yè)份額增長（Δln sales）的均值為0.0594，最小值為-0.7656，最大值為1.3971，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2837，說明樣本企業(yè)個(gè)體間的份額增長差異較大；企業(yè)規(guī)模（size）的最小值為19.7295，最大值為26.0910，且標(biāo)準(zhǔn)差為1.2989，說明樣本企業(yè)的規(guī)模有較大差異；獨(dú)立董事比例（id）的均值為0.3700，最小值為0.3333，最大值為0.5714，符合證監(jiān)會(huì)相關(guān)規(guī)定；兩職合一（dual）的均值為0.2260，說明樣本中有22.60%企業(yè)的董事長與總經(jīng)理是同一人；資本結(jié)構(gòu)變量（lev）代表企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，均值為0.4391，表明樣本企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的平均水平處于適中水平；資本報(bào)酬率（roa）的均值為0.0394，說明樣本企業(yè)的資本報(bào)酬率平均為3.94%，企業(yè)業(yè)績水平較低。總體來看，各變量的取值均在合理范圍內(nèi)。

（二） 多元回歸結(jié)果及分析

1.領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)對(duì)企業(yè)市場(chǎng)份額的影響。表3列出了對(duì)H1a和H1b的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列是不添加控制變量的全樣本回歸結(jié)果。在此基礎(chǔ)上，第（2）列是添加控制變量的全樣本回歸結(jié)果。公司—年份樣本觀測(cè)量分別為2927和2900個(gè)，樣本公司數(shù)均為771個(gè)，樣本區(qū)間為2012—2015年。由回歸結(jié)果可以看出，無論是否添加控制變量，Treat×Post的系數(shù)均為負(fù)（-0.0668和-0.0807），且分別在10%和5%的水平上顯著，表明領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)政策的實(shí)施會(huì)顯著抑制企業(yè)市場(chǎng)份額的增長，驗(yàn)證了H1b。

第（3）列是延長樣本觀察區(qū)間至2010—2017年的觀測(cè)結(jié)果。公司—年份樣本觀測(cè)量為5224個(gè)，樣本公司數(shù)為901個(gè)。雙重差分估計(jì)量Treat×Post的系數(shù)依然為負(fù)（-0.0517）且在10%的水平上顯著，這與上述結(jié)論一致，進(jìn)一步保證了H1b的可靠性。此外，從第（2）列和第（3）列回歸結(jié)果的控制變量部分可以看出，企業(yè)規(guī)模（size）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正（0.123和0.109），表明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)市場(chǎng)份額增長程度越高，符合預(yù)期。資本結(jié)構(gòu)變量（lev）即企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，回歸系數(shù)同樣在1%的水平上顯著為正（0.437和0.263），表明企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)市場(chǎng)份額增長程度越高，這可能是由于資產(chǎn)負(fù)債率高的企業(yè)往往會(huì)通過舉債經(jīng)營，在企業(yè)原有基礎(chǔ)上開拓市場(chǎng)，擴(kuò)大企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模，從而增強(qiáng)企業(yè)競爭力，市場(chǎng)份額的增長就更高。資本報(bào)酬率（roa）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正（2.111和2.139），表明企業(yè)的資本報(bào)酬率越高，企業(yè)市場(chǎng)份額增長程度越高，符合直覺。

2. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的影響。將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類，分別得到1423個(gè)國有企業(yè)和1477個(gè)非國有企業(yè)公司—年份樣本觀測(cè)值，樣本公司數(shù)為分別為367和901個(gè)，樣本觀察期間為2012—2015年?；貧w分析結(jié)果如表4所示。國有企業(yè)樣本的交叉項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)為-0.116，且在5%的水平上顯著。而非國有企業(yè)樣本的交叉項(xiàng)Treat×Post的系數(shù)雖然也為負(fù)（-0.0400），但不再顯著。這表明離任審計(jì)政策的實(shí)施對(duì)國有企業(yè)的市場(chǎng)份額增長有顯著抑制作用，但對(duì)非國有企業(yè)市場(chǎng)份額增長的影響不顯著，這意味著該審計(jì)政策對(duì)相關(guān)企業(yè)市場(chǎng)份額增長的抑制作用主要體現(xiàn)在國有企業(yè)，驗(yàn)證了H2。

從控制變量來看，不管是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，企業(yè)規(guī)模（size）、資本結(jié)構(gòu)變量（lev）和資本報(bào)酬率（roa）的系數(shù)均顯著為正，這與本文全樣本回歸的分析結(jié)果一致。

五、 結(jié)論與啟示

本文將領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)看作準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于雙重差分模型研究了該項(xiàng)審計(jì)政策對(duì)資源型、重污染型企業(yè)市場(chǎng)份額增長的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該項(xiàng)審計(jì)政策抑制了資源型、重污染型企業(yè)的市場(chǎng)份額增長，即相較于非試點(diǎn)地區(qū)，離任審計(jì)試點(diǎn)地區(qū)的樣本企業(yè)市場(chǎng)份額增長有所降低。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同來看，這種抑制作用更多地體現(xiàn)在國有企業(yè)中。

在國家進(jìn)行經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過程中，離任審計(jì)制度是一項(xiàng)重要舉措。在貫徹與執(zhí)行離任審計(jì)制度的同時(shí)，既要注重其對(duì)微觀企業(yè)產(chǎn)生的影響，也要注重企業(yè)為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的貢獻(xiàn)，要總結(jié)各地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)干部自然資源資產(chǎn)離任審計(jì)的實(shí)施經(jīng)驗(yàn)和結(jié)果，完善政策的實(shí)施安排，健全離任審計(jì)配套制度。企業(yè)同樣要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，提高生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí)。

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責(zé)任編輯：田國雙