领导干部自然资源资产离任审计与企业盈余管理——基于应计与真实盈余管理的视角*

房巧玲 姬怡雨

(中国海洋大学 管理学院，山东 青岛 266100)

一、引言

改革开放四十多年来，我国经济快速增长，但资源过耗、环境损害等一系列生态问题也随之而来。为此，习近平总书记明确提出“宁要绿水青山，不要金山银山”。中央的绿色发展理念能否切实转化为地方资源环境规制并促进生态质量的改善，取决于地方政府对中央生态环保政策的回应策略和实际行动。为了提升地方领导干部的自然资源管理和环境保护意愿，强化地方政府的生态治理责任，2013年11月党的十八届三中全会提出要实施领导干部自然资源资产离任审计，审计署从2014年开始在部分地区启动试点工作。自然资源资产离任审计的实施会对领导干部产生威慑效应，促使其更加重视资源环境保护，而领导干部生态环保意识的提高会强化地方政府的资源环境监管行为，进而对企业等微观主体的行为产生影响，具体产生哪些影响、如何影响是一系列值得研究的问题。

企业盈余管理是理论界和实务界长期关注的热点话题。已有文献主要从制度环境、公司自身、利益相关者等多角度对企业盈余管理的影响因素进行探讨，也有文献开始关注宏观政策，尤其是宏观环境政策对企业盈余管理行为的影响。例如，刘文军和谢帮生发现领导干部自然资源资产离任审计试点可以抑制试点地区企业的应计盈余管理行为，[1]但尚未关注企业真实盈余管理等一系列更为复杂的行为及其影响机理。有鉴于此，本文拟进一步研究自然资源资产审计试点对企业应计和真实盈余管理的影响，关注其是否存在差异，并探讨不同产权性质和制度环境的影响。

本文预期可能的贡献主要体现在：(1)基于应计和真实盈余管理的视角对自然资源资产离任审计的微观治理效应进行考察，发现自然资源资产离任审计对企业应计和真实盈余管理行为都发挥了抑制作用，丰富了自然资源资产离任审计经济后果的文献，对评价和改进宏观“环境—经济”政策提供了参考；(2)研究了自然资源资产离任审计对企业盈余管理行为影响的不对称性，发现离任审计对应计和真实盈余管理的抑制作用主要集中在非国有企业和制度环境较好的地区，为规范政府行为、提升地区治理水平提供了参考。

二、文献述评

(一)领导干部自然资源资产离任审计的治理后果研究

已有关于自然资源资产离任审计治理后果的研究主要从宏观和微观两个层面展开。在宏观层面，孙文远和孙媛媛运用省级地区数据，发现自然资源资产离任审计能够提高地区绿色GDP，促进经济高质量发展。[2]在微观层面，有学者发现自然资源资产离任审计对企业行为能够发挥积极的监督效应，例如，刘文军和谢帮生发现自然资源资产离任审计显著降低了企业的应计盈余管理程度；[1]蒋秋菊和孙芳城发现自然资源资产离任审计能够降低试点地区企业的避税激进程度，抑制企业税收规避行为；[3]也有学者发现自然资源资产离任审计会给企业经营带来不利影响，例如，全进等发现自然资源资产离任审计的实施会加重试点地区企业的权益资本成本；[4]贺宝成和赵丹发现审计试点加剧了重污染企业的股价波动，而且呈现递增的时间趋势；[5]李秀珠和刘文军发现离任审计提高了相关企业债务资本成本、降低了未来债务融资规模。[6]上述文献对离任审计的治理效应进行了较为详尽的分析，但涉及企业盈余管理的研究主要关注应计盈余管理，并且未能排除后续审计试点对前期审计试点效果的干扰，例如，在考察2014年部分地区首批试点的治理后果时，并未排除后期2015年开始的全国范围全面试点对研究结果的干扰。有鉴于此，本文拟以2014年部分地区首批自然资源资产离任审计试点这一外生事件为准自然实验，将2015年以后后续试点的影响排除在外，集中考察离任审计首批试点对企业应计和真实盈余管理的影响。

(二)宏观环境政策的微观治理效应研究

领导干部自然资源资产离任审计制度可以视为国家宏观环境政策的一部分，宏观环境政策会通过影响微观企业的行为产生治理效应。已有关于宏观环境政策的微观治理效应研究主要集中在微观环境治理效应和微观经济治理效应两方面。研究微观环境治理效应的学者大多发现环境政策能够产生直接的绿色红利效应，比如企业环保投资增加、绿色创新能力提高等。[7][8]宏观环境政策对企业微观经济行为影响的研究结论则不尽一致，有学者认同“制约假说”，认为环境规制需要企业投入资本来治理污染, 这会加重企业的负担, 从而影响生产效率；[9]也有学者研究发现环境政策能够实现环境和企业生产率的“双赢”，验证了“波特假说”；[10]李鹏升和陈艳莹将“制约假说”和“波特假说”结合起来，验证了环境规制的绿色全要素生产率动态效应，发现短期内环境规制导致的环境遵循成本增加对企业生产经营产生“挤出效应”，导致绿色全要素生产率下降；[11]而长远来看，环境成本内部化倒逼企业绿色技术创新，可以帮助企业提高绿色全要素生产率，实现“创新补偿”效应。另外，还有学者探讨环境规制对利润率、公司税负、商业模式、出口行为等的影响。[12][13][14][15]总的来看，宏观环境政策对微观企业治理效应的研究涉及多个层面，但鲜有学者将环境政策与企业报告盈余结合起来，探讨环境政策与企业盈余管理之间的关系，因此，本文拟重点关注这一问题，以期补充和丰富现有的文献成果。

(三)企业盈余管理的影响因素研究

上市公司普遍存在的盈余管理行为在很大程度上干扰了资本市场的资源优化配置功能。学者们对盈余管理的影响因素进行了很多探索，部分文献从股权结构、董事会、监事会、审计委员会、机构投资者持股、股权激励、社会责任等公司内部治理层面对盈余管理的影响因素进行研究，[16][17][18][19][20][21][22][23][24][25][26][27]也有文献从投资者、分析师、媒体、投资者保护、治理环境、税收征管等外部治理层面探讨盈余管理的影响因素。[28][29][30][31][32][33][34][35]但需要指出的是，多数研究关注企业内部和外部治理因素本身，少有文献涉及特定宏观政策对公司盈余管理的影响，或关注这些特定政策因素如何影响公司治理与盈余管理之间的关系。有鉴于此，本文拟利用领导干部自然资源资产离任审计试点这一外生事件，研究其对企业盈余管理行为的影响，以期丰富现有盈余管理的相关文献。

三、理论分析与研究假设

已有研究发现，上市公司普遍存在实施机会主义盈余管理的动机，具体包含多个方面：如税收规避、满足发行条件、规避退市风险、降低融资成本、薪酬激励、规避政治成本等。[36][37][38][39][40][41][42]一般来说，公司实施盈余管理有两种形式：应计盈余管理和真实盈余管理。[43]应计盈余管理是利用会计政策或会计估计的选择空间来影响公司盈余，集中在财务报表层面，成本虽低，但更易引起监管机构的关注；真实盈余管理则是通过操纵实际经营活动，如降价销售、过度生产、削减必要的研发费用或期间费用等来粉饰或掩盖公司真实财务状况，手段相对隐蔽，对公司未来业绩的影响较大。关于这两类盈余管理的关系，有学者认为两者存在替代效应，如何替代取决于收益风险的权衡；[44][45]也有学者发现在某些情形下两者之间存在互补属性，即企业在盈余管理方式选择上不会采用单一化策略，可能同时采用应计和真实盈余管理两种手段。[46]

自然资源资产离任审计试点通过其专业性、独立性及强化生态环境损害责任终身追究制，对地方政府领导干部切实履行公共受托环境责任具有极大的威慑和促进作用，官员环保意识的提升抑或“免责”心态都会使其对辖区内重污染、高耗能的企业加强监管，导致高耗能、重污染企业的相对“舒适圈”被环境规制打破，甚至陷入“四面楚歌”的境地，这可能在很大程度上抑制企业的应计盈余管理行为。具体来说：

(1)自然资源资产离任审计试点通过提升投资者关注度，可能促使企业抑制应计盈余管理程度。实施审计试点的一个直接后果是导致地方政府对辖区内高耗能、重污染的企业加强监管，既包括加大对企业环境违规违法的处罚力度，又包括在一些涉污项目启动、审批方面严格限制，使得资源型、重污染型企业经营的不确定性增加，向市场传递不利信号，投资者出于自身利益考虑，会增加对相关企业的关注度，而这种关注度的增加可能抑制企业的应计盈余管理行为。一方面，在时间和精力有限的情况下，投资者通常不可能关注到所有相关信息，信息的分析能力受到一定约束，[28]但伴随着投资者注意力的提高，投资者对盈余构成信息的理解能力显著提高，会计应计的高估价会得到抑制，进而企业盈余管理动机减弱；另一方面，关注度提高会使投资者信息获取的需求增加，他们会尽可能利用多种渠道获取相关信息，客观上增加了所掌握的信息量，进而降低投资者与管理层之间的信息不对称，压缩了管理层应计盈余管理的空间。

(2)实施审计试点后，地方政府往往需要投入更多的资金用于资源环境治理，这可能使得政府加大对企业的税收监管力度，企业财务信息的透明度被迫提高，盈余管理的暴露风险增大，基于“管理层防御假说”，管理层具有天然的风险规避倾向，[47]为了避免与不当盈余管理相关的罚款、诉讼、职业声誉损失，管理层会减少应计盈余管理行为。

基于以上分析，提出假设H1：

H1：领导干部自然资源资产离任审计的实施，会抑制试点地区资源型、重污染型企业的应计盈余管理行为。

那么，试点地区的资源型、重污染型企业在离任审计实施后是否会屈从于监管压力，成为真正循规蹈矩的“好学生”呢？抑或可能转而实施更为隐蔽的真实盈余管理来替代应计盈余管理呢？笔者拟从两个竞争性的视角展开分析：

(1)自然资源资产离任审计的实施可能促进企业实施真实盈余管理。具体来说：①从企业盈余管理的动机来看，一方面，离任审计实施后，试点地区的政府可能会对辖区内的资源型、重污染型企业进行评估，强行关停那些耗能高、污染重且效益低下的企业，业绩不佳的资源型、重污染企业在离任审计试点后面临的政治成本骤增。为了提高与政府的博弈能力，相关企业可能通过向上盈余管理以粉饰业绩，虽然可能需要缴纳更多税款，但也可能因此避免陷入被强制关停并转的境地。另一方面，自然资源资产离任审计的实施可能迫使企业增加研发支出、更换生产设备以改善生态绩效，这将大幅度提高企业的运营成本，进而对企业经营业绩带来不利影响，[4]动摇投资者信心。在这种情形下，公司管理层为了达到预先设定的盈利目标或是提振投资者信心，可能会选择向上盈余管理。②从企业盈余管理的机会来看，由于真实盈余管理是以真实经济活动为基础的，能够使经营活动与账面记录保持较高一致，隐蔽性更强。在信息不对称的情况下，投资者、监管部门不易将真实盈余管理活动与基于最优经营决策目的而进行的经营调整区分开来，因而难以有效监管企业真实盈余管理行为。所以，采用隐蔽性更强的真实盈余管理可能成为相关企业在离任审计试点后应对挑战的选择之一。

(2)自然资源资产离任审计的实施可能抑制企业真实盈余管理。虽然真实盈余管理不易被识别出，但是一旦被利益相关方察觉，公司就将面临 “双重成本”：一是公司偏离最优生产经营轨道导致经营风险增大、未来业绩滑坡的成本；二是真实盈余管理行为的曝光会影响投资者对公司未来业绩的预期，导致投资者“用脚投票”引起股价下跌的成本。也就是说，真实盈余管理的成本本来就高，一旦暴露会使公司“雪上加霜”，反受其累，因此，在开展离任审计试点后，试点地区资源型、重污染型上市公司在面临更加严峻、更高不确定性的经营环境下，贸然偏离最优经营轨道的可能性反而降低，从而抑制了真实盈余管理的动机和行为。

基于上述分析，笔者提出如下竞争性假设：

H2a：领导干部自然资源资产离任审计的实施，会促进试点地区资源型、重污染型企业的真实盈余管理行为。

H2b：领导干部自然资源资产离任审计的实施，会抑制试点地区资源型、重污染型企业的真实盈余管理行为。

四、研究设计

(一)样本选择和数据来源

2014年，审计署选取了部分地区开展首批领导干部自然资源资产离任审计的试点工作，2015-2017年期间，审计署在首批试点的基础上开展了后续的全面试点，并且自2018年开始在全国范围内全面开展自然资源资产离任审计(1)2017年11月，中共中央审议通过《领导干部自然资源资产离任审计规定(试行)》，标志着该项制度正式建立。自2018年开始，该项制度在全国范围内全面铺开。，2014年的首批试点、2015—2017年的全面试点，以及2018年以后自然资源资产离任审计的正式实施具有不同的政策含义，为了排除其他政策效应的干扰，笔者将目光聚焦在2014年离任审计的首批试点，把后期全面试点涉及地区的相关企业从对照组和处理组中剔除。选取2014年试点前后在我国A股上市的资源型、重污染型企业作为样本，其中资源型行业主要包括林业，重污染行业主要包括石油、纺织、化工等16个行业(2)根据《上市公司环境信息披露指南》(环办函[2010]78号)和《上市公司环保核查行业分类管理名录》(环办函[2008]373号)认定的16个重污染行业分别为：煤炭开采和洗选业，石油和天然气开采业，黑色金属矿采选业，有色金属矿采选业，纺织业，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋业，造纸及纸制品业，石油加工，炼焦及核燃料加工业，化学原料及化学制品制造业，医药制造业，化学纤维制造业，非金属矿物制品业，黑色金属冶炼及压延加工业，有色金有色金属冶炼和压延加工业，金属制品业，电力、热力生产和供应业。。以2014年试点地区的资源型、重污染型上市公司为处理组，非试点地区的同类上市公司为对照组，考察试点前后3年公司盈余管理行为变化，样本期间为2011—2016年，其中，2011—2013年为试点前，2014—2016年为试点后。

笔者通过搜集审计署和各省份审计局网站获知，2014年首批试点的地区有山东(青岛、烟台)、江苏(连云港)、内蒙古(鄂尔多斯、赤峰)、福建(福州、宁德、武夷山市)、陕西(西安)、湖北(黄冈、武汉市江夏区)、贵州(赤水、荔波县)、湖南(娄底)、广东(深圳大鹏新区)、广西和四川(绵阳)等。公司财务和治理数据均来源于CSMAR数据库。剔除数据缺失的样本后，最终样本量为604家公司的2993个观测值，其中实验组262个，对照组2731个。为了控制极端值的影响，对所有连续变量进行1%和99%的缩尾处理。所有回归模型的标准误差均在公司层面进行聚类调整，数据处理通过Stata14完成。

(二)模型构建与变量定义

1、研究模型

本文采用双重差分模型检验领导干部自然资源资产离任审计对试点地区资源型、重污染型企业应计和真实盈余管理程度的影响，实证检验模型如式(1)、式(2)所示：

ABSDA=α0+α1TREAT+α2POST+α3TREAT×POST+α4Controls+α5IND+α6YEAR+ε

(1)

REM=α0+α1TREAT+α2POST+α3TREAT×POST+α4Controls+α5IND+α6YEAR+ε

(2)

其中，ABDSA表示应计盈余管理程度，REM表示真实盈余管理程度。TREAT为地点虚拟变量，若公司所在地为审计试点地区取1，否则取0；POST为时间虚拟变量，若样本期间为离任审计实施后取1，否则取0。交乘项TREAT×POST系数如果为负，表明相对于对照组，处理组在离任审计试点后盈余管理程度下降；系数为正，则表明相对于对照组，处理组在离任审计试点后盈余管理程度上升；Controls为一组控制变量。文本还控制了行业(IND)和年份(YEAR)固定效应，ε为随机扰动项。

2、被解释变量：企业盈余管理

(1)应计盈余管理

参照Kothari et al.的做法，[48]本文采用业绩调整的修正琼斯模型计算应计盈余管理，具体公式如式(3)所示：

TAi,t/Ai,t-1=α0+α11/Ai,t-1+α2(ΔSALESi,t-ΔRECi,t)/Ai,t-1+α3PPEi,t/Ai,t-1+α4ROAi,t+εi,t

(3)

式(3)中，TAi,t是i公司t年的总应计利润，用净利润减去经营活动现金流；Ai,t-1是i公司(t-1)年的总资产；△SALESi,t是i公司t年的营业收入变动额；△RECi,t是i公司t年的应收账款变化额；PPEi,t是i公司t年的年末固定资产净值；ROAi,t是i公司t年的资产收益率。本文分行业和年度对式(3)进行截面回归，估计残差(ε)作为企业实际应计利润和合理应计利润之差，并将其定义为i公司t年的操纵性应计利润(DA)。为了避免不同方向盈余管理的抵消影响，本文选用DA的绝对值来表示应计盈余管理程度(ABSDA)。

(2)真实盈余管理程度

本文采用Roychowdhury构建的模型计算企业真实盈余管理。[49]具体做法是对式(4)至式(6)分行业和年度进行回归，估计的残差分别是i公司t年的异常生产成本(AB_PROD)，异常经营活动现金流(AB_CSF)以及异常酌量费用(AB_DIS)。最后用三个残值相减计算真实盈余管理总额EM，见式(7)。

PRODi,t/Ai,t-1=α0+α11/Ai,t-1+α2SALESi,t/Ai,t-1+α3ΔSALESi,t/Ai,t-1+α4ΔSALESi,t-1/Ai,t-1+εi,t

(4)

CSFi,t/Ai,t-1=α0+α11/Ai,t-1+α2SALESi,t/Ai,t-1+α3ΔSALESi,t/Ai,t-1+εi,t

(5)

DISi,t/Ai,t-1=α0+α11/Ai,t-1+α2SALESi,t/Ai,t-1+εi,t

(6)

EMi,t=AB_PRODi,t-AB_CSFi,t-AB_DISi,t

(7)

在上述公式中，EMi,t表示企业真实盈余管理；PRODi,t是i公司t年的生产成本，取营业总成本与存货变动额之和；CSFi,t是i公司t年的经营活动净现金流量；DISi,t是i公司t年的异常酌量性费用，用销售费用和管理费用之和计算；AB_PRODi,t、AB_CSFi,t和AB_DISi,t是上述三个指标的异常值；Ai,t-1是i公司(t-1)年的年末总资产；SALESi,t是i公司t年的营业收入；△SALESi,t是i公司t年的营业收入变动额；△SALESi,t-1是i公司(t-1)年的营业收入变动额。本文用EM的绝对值(REM)度量真实盈余管理程度。

3、控制变量

借鉴已有研究成果，本文控制了以下因素对盈余管理的影响：(1)公司规模(SIZE)，通常规模越大的公司受到的外部监管越强，盈余管理程度越低。[50]用公司总资产的自然对数衡量。(2)公司资产负债率(LEV)，高财务杠杆的公司通常更有动机通过操纵盈余提高议价能力，以期获得更好的资金条件。[51]以公司总负债与总资产的比值衡量。(3)公司盈利能力(ROA)，盈利能力强的公司吸引的资本市场关注可能更多，面对业绩的乐观预期带来的压力更大，为满足市场要求进行盈余管理的动机可能更强。[52]以总资产收益率为度量指标。(4)公司成长性(GROWTH)，高成长机会的公司信息不对称情况可能更严重，盈余管理程度可能更高。[53]以公司销售收入增长率衡量。(5)公司现金持有水平(CFO)，经营现金流量的充裕程度可能影响企业盈余管理的动机。[54]以公司经营活动现金流净额与期末总资产的比值衡量。(6)公司是否亏损(LOSS)，发生亏损的公司可能面临更大的盈余管理压力。若公司当年的净利润为负数，则定义为1，否则为0。(7)公司避亏动机(AVOLOSS)，我国上市公司中普遍存在避免亏损的盈余管理动机。[55]当上市公司濒临亏损时，盈余管理动机明显。[56]若公司当年净资产收益率介于0和1%之间，则AVOLOSS定义为1，否则为0。(8)事务所声誉(是否“四大”，BIG4)，大型会计事务所一旦发生审计失败，承担的声誉损失更多，从而更有抑制被审单位盈余管理行为的压力和动机。[57]当年报审计机构为国际“四大”时，BIG4取1，否则取0。(9)独董比例(DIRIND)，独立董事比例越高，监督力度可能越大，[58]更有可能抑制企业盈余管理。以独董人数与董事总人数的比值度量。(10)董事会规模(BSIZE)，董事会规模较大时，高管层与董事之间、董事与董事之间更难抱团，可能更有利于约束高管行为，抑制企业盈余管理。[59]以董事会人数的自然对数衡量。(11)两职合一(DIRCEO)，在这种制度安排下，高管层更有可能因为董事会监督的弱化而实施盈余管理。[60]若董事长和总经理由一人担任，则DIRCEO取1，否则取0。(12)高管薪酬(PAY)，高管有通过盈余管理操纵薪酬的动机，[61]以前三名高管薪酬总额的自然对数衡量。(13)股权集中度(CRI)，高股权集中度的上市公司，其内部管理层与董事会、控股股东间存在更为密切的利益关系，更有可能形成“内部合谋”现象，对盈余管理产生消极影响。[62]以第一大股东持股数与年末流通股数的比值衡量。(14)媒体关注(MC)，媒体关注会给上市公司带来业绩压力，迫使企业管理层为了迎合市场预期而进行盈余管理，[63]以重要报纸来源的媒体报道次数的自然对数来衡量。(15)分析师关注度(ANALYST)，分析师通常具有较强的专业分析能力，更有可能识别公司信息披露中的重大错弊，对公司信息披露行为发挥监督作用，进而抑制企业盈余管理程度。[64]以分析师跟踪人数的自然对数来衡量。

五、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2列示了主要变量的描述性统计结果。应计盈余管理(ABSDA)和真实盈余管理(REM)的均值和中位数都大于零，表明这两种盈余管理方式在我国资源型、重污染型上市公司中普遍存在。真实盈余管理的均值和标准差均大于应计盈余管理，表明样本公司的真实盈余管理程度大于应计盈余管理程度，且不同公司间的真实盈余管理程度差异要大于应计盈余管理。TREAT均值为0.0875，表示试点地区样本占总样本的8.75%。

表2 主要变量描述性统计量

(二)多元回归分析

1、自然资源资产离任审计对应计盈余管理影响的检验结果

表3的列(1)为模型式(1)的回归结果。可以看出，TREAT的系数估计值统计意义上不显著，表明试点前两组公司的应计盈余管理程度无显著差异；交乘项TREAT×POST 在10%水平上显著为负，表明试点地区的资源型、重污染型企业相对于非试点地区的企业在试点后应计盈余管理程度显著下降。如前所述，这可能因为：自然资源资产离任审计的实施使试点地区资源型、重污染型企业处于“聚光灯”下，投资者关注的增加压缩了企业应计盈余操纵空间；同时，审计试点后，地方政府可能通过加大税收监管弥补环境治理成本，财务信息透明度的增加抑制了企业应计盈余管理，假设H1得到了支持。从控制变量的回归结果来看，LEV、GROWTH、LOSS、ROA、MC的符号显著为正，SIZE、CFO、BSIZE的符号显著为负，这与已有的研究发现基本一致，这里不再赘述。

2、自然资源资产离任审计对真实盈余管理影响的检验结果

表3的列(2)为模型式(2)的回归结果。可以看出，TREAT的系数估计值统计意义上不显著，表明试点前两组公司的真实盈余管理程度无显著差异；主要观测指标TREAT×POST的回归系数为负，且在5%水平上显著，这表明审计试点显著抑制了试点地区企业的真实盈余管理程度。如前所述，这可能因为自然资源资产离任审计给试点地区相关企业带来了更加严峻的经营环境，企业的生产经营决策会更加谨慎，贸然偏离最优生产轨道的可能性降低，从而抑制了真实盈余管理程度。鉴于真实盈余管理实施的高成本，自然资源资产离任审计试点后，相关企业并未由应计盈余管理转向真实盈余管理，反而减少了真实盈余操纵行为。研究假设H2b得到了支持。从控制变量的回归结果来看，LEV、GROWTH、LOSS、ROA的符号显著为正，SIZE、DIRIND、BSIZE的符号显著为负，这与已有的研究发现基本一致，这里不再赘述。

表3 多元回归分析

(三)稳健性检验

本文进行了如下稳健性检验：

1、审计试点的选择可能不是完全随机的。考虑到试点地区样本和非试点地区样本可能存在系统性差异，本文采用安慰剂检验以消除可能的干扰影响。笔者将试点时间前推三年，以2011年为虚拟试点年度，将 2011—2013年定义为试点后，2008—2010年定义为试点前，然后检验两类地区的资源型、重污染型企业在虚拟试点年度前后的应计和真实盈余管理程度是否存在显著差异。从表4中Panel A的结果可以看出，TREAT×POST的系数估计值统计上不显著，表明试点地区样本和非试点地区样本的系统性差异不存在。

2、在所有试点地区中，广西于2014年11月启动审计试点，四川绵阳未披露试点月份。考虑到试点临近年底或起始时间不明确可能造成相关企业在当年年未及时进行盈余调整，因此笔者剔除了广西和四川绵阳的样本重新回归。表4中Panel B的回归结果显示，TREAT×POST的回归系数依旧显著为负，本文的主要研究结论没有发生变化。

3、为了进一步验证结论的可靠性，本文用其他方法度量企业的盈余管理程度。首先，参考范经华等采用考虑当期业绩因素的截面基本琼斯模型测度企业应计盈余管理，[65]表4中Panel C的第(1)列为回归结果，TREAT×POST回归系数显著为负；其次，参照陆建桥的拓展琼斯模型，即在修正的琼斯模型基础上引入无形资产变量来衡量企业应计盈余管理，[66]表4中Panel C的第(2)列为回归结果，TREAT×POST回归系数显著为负，本文的主要研究结论没有发生变化。

表4 稳健性检验

六、进一步分析

(一)产权性质的不同影响

自然资源资产离任审计制度对领导干部的生态治理责任产生了现实压力，提高了地方政府对企业生态环保行为的监管力度。但不同产权性质的企业面临的监管压力可能不同，考虑到国有企业承担了更多社会责任，例如促经济、保税收、稳就业等，充当了地方发展的重要支柱角色，和地方政府之间的议价能力相对较高，更容易受到地方政府的偏袒和迁就，因此，相较于国有企业，非国有企业可能面临着更大的监管压力。有鉴于此，笔者将全体样本按照产权性质分为国企组和非国企组分别进行回归检验。表5结果显示，无论是应计盈余管理还是真实盈余管理，国企组所在列TREAT×POST回归系数统计上不显著，表明自然资源资产离任审计对试点地区国有企业的盈余管理程度影响不显著；但非国企组所在列TREAT×POST系数为负，且在1%水平上显著，表明自然资源资产离任审计显著抑制了试点地区非国有企业的应计和真实盈余管理程度。这意味着自然资源资产离任审计对试点地区相关企业盈余管理行为的抑制作用主要体现在非国有企业，与刘文军和谢帮生的研究发现并不一致。[1]笔者认为，正如刘运国和刘梦宁指出的：国有企业所面临的政治压力要小于非国有企业，[67]领导干部自然资源资产离任审计实施后，地方政府可能会对非国有企业实施更为严苛的环境监管措施，从而对其盈余管理行为的抑制作用更加显著，已有研究也从不同角度支持了这一推断，例如，罗喜英和刘伟研究发现政治关联对企业环境违规处罚产生了“庇护效应”，能够降低企业因环境违规而受到的罚款金额、处罚次数和处罚严厉程度；[68]Wang H.和Wheeler D.的研究也发现政府的环境监管压力大部分落在非国有企业身上。[69]从这个意义上说，政府对国有企业特有的“父爱效应”的存在可能导致自然资源资产离任审计试点带来的压力更多地落在非国有企业身上，从而更大程度地压缩了其盈余管理空间。

表5 产权异质性检验

(二)制度环境的不同影响

外部制度环境无论对地方官员还是微观企业都能起到约束和监督的作用。[70]自然资源资产离任审计制度能否发挥治理效应的关键在于该项制度能否得到有效执行。在制度环境较好的地区，自然资源资产离任审计制度被落到实处的可能性更大。这些地区的地方官员更有压力和动机感知、回应审计试点所关注的资源管理和生态保护责任，进而对辖区内相关企业的环境行为强化监管，因此审计试点在制度环境较好地区更有可能发挥治理功能，从而有效抑制企业的盈余管理行为。有鉴于此，笔者按照公司所在地市场化进程指数的中位数将总样本分为制度环境较好和制度环境较差两组进行检验。从表6的回归结果可以看出，制度环境较好组所在列TREAT×POST为负，并且都在1%水平上显著，这表明在制度环境较好的地区，自然资源资产离任审计有效抑制了企业应计和真实盈余管理程度；在制度环境较差组，TREAT×POST回归系数并不显著，表明在外部制度环境相对较差情况下，自然资源资产离任审计对试点地区企业的盈余管理行为影响不大。也就是说，自然资源资产离任审计对试点地区相关企业盈余管理行为的治理作用主要集中在制度环境较好地区。这与刘文军和谢帮生的研究发现也不一致，[1]可能与样本选择的不同有关。如前所述，本文将目光聚焦在2014年离任审计的首批试点，为了排除其他政策效应的干扰，把后期(2015年以后)全面试点涉及地区的相关企业从对照组和处理组中作了剔除处理。

表6 制度环境异质性检验

七、研究结论及启示

本文以2014年领导干部自然资源资产离任审计首批试点为准自然实验，以2011年至2016年资源型、重污染型上市公司为研究样本，基于双重差分模型，系统考察了领导干部自然资源资产离任审计对试点地区企业应计和真实盈余管理的影响，并且进一步探讨了企业产权性质和外部治理环境的调节作用。主要研究发现如下：1、领导干部自然资源资产离任审计能够显著抑制试点地区资源型、重污染型上市公司的应计和真实盈余管理程度；2、领导干部自然资源资产离任审计对试点地区企业盈余管理的治理效应主要体现在非国有企业；3、领导干部自然资源资产离任审计对试点地区企业盈余管理的治理效应主要集中在制度环境较好的地区。

基于以上研究结论，可以得到以下启示: 1、审计机关在推进自然资源资产离任审计制度的同时，地方政府的环境管制行为也需要进一步加以规范和约束，尽可能消除不同产权性质企业的差别化待遇；2、地方政府有必要大力推进法制建设，持续加快市场化进程，努力营造良好的制度环境，为全面提升宏观政策的治理效应奠定良好的制度基础；3、在生态文明治理的大背景下，资源型、重污染型企业需要寻求化解环境规制压力的可行途径，加快发展模式转变，促进企业绿色转型升级，力求实现环境经济双赢。