自然资源资产离任审计如何影响企业股价波动?

■贺宝成，赵 丹

作为生态文明建设的重大制度创新，领导干部自然资源资产离任审计对资本市场的政策效应鲜有研究。本文以2014年试点省份重污染行业为实验组，采用双重差分倾向得分匹配法（PSM-DID）研究了其对股价波动的影响。结果发现，自然资源资产离任审计加剧了重污染行业的股价波动，且动态效应呈递增趋势。在进一步进行平行趋势、反事实等检验后，结果依然保持稳健。进一步的异质性分析表明，在地方政府干预程度较强的地区和国有企业中股价波动的加剧效应更为显著。本文的研究结论丰富了自然资源资产离任审计领域的研究，为防范资本市场股价波动提供了新路径。

一、问题的提出

2013年，党的十八届三中全会首次提出对领导干部实行自然资源资产离任审计。截至2017年10月，全国审计机关共实施审计试点项目827个，涉及被审计领导干部1210人，一项新型的国家审计制度正在走向深入与具体。与之相伴的是，重污染行业的股价波动事件频发。罗平锌电（002114）十个交易日股价跌幅30%，*ST三维（000755）股价暴跌面临退市风险，辉丰股份（002496）四个交易日市值蒸发12亿元，上峰水泥（000672）三个交易日股价跌幅22%。“闪崩股”频现损害资本市场的平稳运行，引发了自然资源资产离任审计如何影响股价波动的思考，研究这个问题有利于更好理解生态文明制度创新与资本市场风险防范逻辑。

不考虑自然资源保护等生态责任的经济责任体制下，官员辖区内上市公司的经营业绩会与其政策晋升相关，故而为巩固自身的权力，官员会帮助企业保持“高水平”的经营利润，放松企业的环境监管标准，默许企业违法排污（梁平汉和高楠，2014）。企业为迎合官员的政治晋升会出现“避重就轻”的现象，推迟隐瞒坏消息，而提前夸大披露好消息（金智，2013），从而掩盖企业的真实信息，特别是负面消息的披露。自然资源资产离任审计的实施将生态文明建设纳入官员的政绩考核，影响官员对微观企业的经济决策。另外，该制度的试点机制为研究提供了一个“准自然实验”理想场所，因为无论对官员还是微观企业而言，该制度都是外生的，有效解决了研究中存在的内生性问题。大量文献研究了领导干部自然资源资产离任审计，从逻辑机理（陈献东，2018）、实施框架（薛芬和李欣，2016）、要素（刘明辉和孙冀萍，2016）、方法（李博英和尹海涛，2016）、生态治理（吕舒琦等，2018）、评价体系（苏孜等，2017）、内在影响机制（张晋红，2018）和实践路径（唐勇军，2018）等定性视角展开，鲜有关注企业微观层面，尚未梳理出自然资源资产离任审计对资本市场股价波动的影响机制。此外，全进等（2018）研究发现自然资源资产离任审计提高试点地区无政治关联企业的权益资本成本。刘文军和谢帮生（2018）研究表明该项审计降低了资源型、重污染公司的盈余管理程度，抑制了正向和负向的利润操纵。这些研究为自然资源资产离任审计可能影响资本市场风险提供了微观证据。在国家高度重视污染防治和防范化解风险的今天，科学评估自然资源资产离任审计对资本市场股价波动的影响对于更好推进该项制度的实施具有重要的现实意义。

二、研究假设

从影响机制看，首先自然资源资产离任审计的实施将生态文明建设和环境保护责任纳入官员的政绩考核体制，领导干部基于晋升激励及问责压力，有较强的动机保护辖区内的自然资源和生态资源，实施严格的环保要求和惩戒机制，特别是环境污染行为较高的企业。该政策的实施使环境污染行为高的企业面临较强的外部监管压力，承受更多的经营和监管风险，内外监管压力的层层传导提高了企业先前隐藏的负面消息遭到曝光的机会和可能性，增加了股价的波动幅度，加剧污染行为高的企业的股价波动。其次，自然资源资产离任审计的实施使高污染行为的企业受到更多的环保及法律约束，提高污染行为高的企业的环境不确定性，增加了投资者对企业的外部监管成本。“委托代理机制”下信息不对称性的存在，为管理层隐匿企业的负面消息提供了犯罪的空间，管理层可以将企业经营失败和机会主义产生的非正常业绩下滑归根于外部环境的不确定性（周晓苏等，2016）。进而言之，经营的不确定性和资本市场压力也可能诱发这些公司进行财务操纵，增大隐藏坏消息的空间，短期内该政策的实施提高了企业的股价波动，加剧了污染行为高的企业股价波动。最后，自然资源资产离任审计的实施是一个长期的国家政策，通过严格惩戒机制倒逼重污染行业技术革新，但企业的生产经营具有路径依赖，短期内污染行为高的企业难以通过转型升级来规避该项制度带来的不利影响（刘文军和谢帮生，2018），如该制度实施会挤占生产和盈利性投资、提高排污费用、提高权益资本成本等。但基于外部的融资需求和股本扩张，管理层会进行盈余平滑或对利润“大洗澡”（Healy，1985），操纵信息披露（Fan&T，2002）、降低信息披露质量（Astami&Tower，2006）等粉饰利润，这些行为降低了信息披露质量，增大了隐匿负面消息的空间，进而提高企业的股价波动。

基于以上分析，本文提出研究假设：

H1：在其他条件不变的情况下，自然资源资产离任审计会加剧试点地区重污染行业的股价波动。

三、研究设计

（一）样本选取

本文以2011～2017年为时间窗口，选取2014年试点地区①在审计署的牵头下，2014年部分地区开展了领导干部自然资源资产离任审计试点工作。借鉴全进等（2018）研究，具体包括：内蒙古（鄂尔多斯、赤峰）、陕西（西安）、山东（青岛、烟台）、湖北（黄冈、武汉市江夏区）、湖南（娄底）、贵州（赤水）、江苏（连云港）、福建（福州、武夷山）、广西以及四川（绵阳）。的重污染行业企业②本文对重污染行业的定义，按照2010年环保部公布的《上市公司环境信息披露指南》中对重污染行业的规定，选取火电、钢铁、水泥、电解铝、煤炭、冶金、化工、石化、建材、造纸、酿造、制药、发酵、纺织、制革和采矿业16个行业作为研究样本。为实验组，非试点地区的重污染行业企业为对照组，采用双重差分模型对试点前后重污染行业的股价波动进行对比。其他数据均取自CSMAR数据库。本文对数据做如下处理：剔除ST*、ST公司；剔除非重污染行业的上市公司；剔除交易周数小于30的样本；剔除缺失和异常数据；防止极端值影响，对连续变量在1%的水平上进行缩尾处理。最终，有效年度观察样本为1588个。其中，处理组为225，控制组为1363。

（二）变量定义

1.股价波动

借 鉴chen et al.（2001）及kim et al.（2011a；2011b）的相关研究。采用NCSKEW和DUVOL作为股价波动的测度指标。度量方法如下：

首先，通过式（1）进行回归，测算每支股票的收益率无法被市场收益率解释的部分。

其中，Ri，t是股票i在某一年第t周的周收益率，Rm，t是股票市场在某一年第t期的周收益率（流通市值加权平均法）。因股票非同步交易的影响，加入滞后两期的市场收益Rm，t-1和Rm，t-2以及超前两期的市场收益Rm，t+1和Rm，t+2。

其次，基于式（1）求出残差项εi，t，按照公式Wi，t=ln（1+εi，t）进行对数转换，表示股票i在第t周的特有收益率Wi，t。最后，据Wi，t，构建股价波动的测量指标。

（1）负收益偏态系数（NCSKEW）：

其中，n为股票i在t年的交易周数。负收益偏态系数的值越大，企业未来的股价波动越高。

（2）收益上下波动比率（DUVOL）：

依据个股特有周收益率与当年周特有收益率平均值的大小，将Wi，t分为上升周和下降周。其中，UP和DOWN表示上升周和下降周的样本，nu和nd表示上升周和下降周的周数。收益波动率越大，说明股价波动越大。

2.控制变量

借鉴已有研究（Kim et al.，2011a；全进等，2018），控制以下变量：平均周收益率、收益波动率、总资产回报率、公司规模、账市比、股票交易量、股票年流通市值、行业虚拟变量和年度虚拟变量。上述各变量定义如表1。

表1 变量定义

（三）模型设计

借鉴全进等（2018）、刘文军和谢帮生（2018）的做法，采用双重差分检验自然资源资产离任审计的试点对股价波动的影响，实证检验假设H1的模型如式（4）所示：

其中：Ncskewt和Duvolt是股价波动的两个衡量变量；Treat为实验组虚拟变量，若为试点地区则赋值1，否则为0；Post为实验期虚拟变量，在试点前的样本为1，否则为0。Control为企业层面的控制变量，为解决内生性问题，将所有控制变量均滞后一期。其中，值得关注的是β3系数，衡量自然资源资产离任审计的开展对重污染行业股价波动的政策效应。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2 描述性统计分析

表2结果显示，Ncskew和Duvol的均值为-0.109和-0.047，研究样本中出现股价波动的概率为10.9%和4.7%，与中位数-0.161和-0.098，及下四分位数0.715和0.552相比，股价波动的偏度较大，两级分化明显，样本差异显著。Treat均值为0.142，样本中约有14.2%的企业在自然资源资产离任审计试点区。Post均值0.594，约有59.4%企业在实验期内。Roa的均值为0.034，中值为0.033，即均值大于中值，说明样本呈现右偏分布。LnSize的最小值为18.16，最大值为26.07，反映样本公司的公司规模存在较大差异。

（二）单变量双重差分

采用单变量双重差分方法，考察股价波动的差异在自然资源资产离任审计试点前后是否显著。其中，Before表示该政策试点前的时期（2011～2013年），After表示试点后的时期（2014～2017年）。表3结果显示，在实验组企业中股价波动均值在自然资源资产离任审计试点前为6.322和5.245，在试点后提高了0.887和0.565，且该效应均在1%的水平上显著。同时，控制组企业在试点后也提高了0.446和0.333，且均在1%的水平上显著，表明在自然资源资产离任审计试点后，实验组和控制组的股价波动均有所提高，但整体而言，实验组企业的股价波动相较于控制组呈显著上升，政策效应为0.441和0.232，且在5%和10%的水平上显著。

表3 自然资源资产离任审计与股价波动：单变量双重差分检验

（三）回归结果

表4模型（1）、（3）结果显示，Treat*Post与股价波动的衡量指标Ncskew和Duvol在5%和10%的水平显著正相关，即相较未试点地区，自然资源资产离任审计试点地区的重污染行业股价波动显著提高，验证假设H1。同时，Treat与Ncskew和Duvol均无显著关系，反映该政策试点前，实验组和控制组的股价波动无显著差异，符合平行性趋势。Post与Ncskew和Duvol均在1%的水平上显著正相关，反映控制组企业在试点后，其股价波动显著上升。从控制变量的回归结果看，Roa的系数为负，表明良好的业绩可以降低企业的股价波动。Lnsize的系数为负，反映企业规模越大会减少坏消息的隐藏空间，降低股价波动。Bm的符号显著为负，说明账面市值比越高的企业可以抑制企业的股价波动。LnMv的符号显著为正，反映股票流通市值越高的企业，股价波动的可能性越高。

表4 自然资源资产离任审计与股价波动

为揭示自然资源资产离任审计对股价波动的动态效应，引入Year2014、Year2015、Year2016和Year2017变量，分别在2014年、2015年、2016年和2017年取值为1，其他年份取值为0，然后将其与Treat作交互。结果如模型（2）、（4）所示，Treat*year2014、Treat*year2015系数均不显著，Treat*year2016和Treat*year2017系数均显著正相关，表明自然资源资产离任审计对重污染行业股价波动的加剧效应呈递增趋势。综上，自然资源资产离任审计加剧了试点地区重污染行业的股价波动，且动态效应显示，该政策的加剧效应呈递增的时间趋势。

五、稳健性检验

（一）平行趋势检验

双重差分要求在自然资源资产离任审计政策实施之前，实验组和控制组的企业股价波动要维持基本平行的时间趋势。引入Treat*Year2011、Treat*Year2012和Treat*Year2013变量，其中Year2011、Year2012和Year2013，分别在2011年、2012年和2013年取值为1，其他年份均为0。表5结果显示，Treat*Year2011、Treat*Year2012和Treat*Year2013与Ncskew和Duvol的系数均不显著，反映在自然资源资产离任审计政策出台前，实验组和控制组的股价波动无显著差异，满足平行趋势检验。

表5 平行趋势检验

（二）反事实检验

借鉴（陈刚，2012；刘瑞明和赵仁杰，2015）研究，采用“反事实检验”方法，将自然资源资产离任审计试点时间提前2年。因上市公司所在地除了开展该政策，也可能存在其他政策效应。回归中若Treat*Post的系数仍显著为正，说明股价波动的提高可能基于其他的政策效应，则自然资源资产离任审计提高试点地区重污染行业的股价波动结论不成立。若Treat*Post系数不显著，则支持原假设。表6结果显示，Treat*Post的系数均不显著，说明重污染行业股价波动的加剧不是由其他政策导致，而是因为自然资源资产离任审计试点工作的开展，支持原假设H1。

表6 反事实检验

（三）PSM-DID检验

为构造一组与事前开展自然资源资产离任审计的重污染行业的基本特征和股价波动情况最为接近的控制组，运用Roasenbaum&Rubin（1983）提出的倾向得分匹配法，选取账市比（Bm）、资产负债率（Lev）、总资产收益率（Roa）、企业规模（LnSize）、行业（Ind）和年份（Year）为协变量，按照重复抽样1：2近邻匹配原则进行匹配。图1、2分别为匹配前后的得分Kernel密度分布，图2显示匹配后的实验组和对照组之间出现了显著的靠近和覆盖，故而通过倾向得分匹配到的对照组是有效样本。

图1 匹配前的Kernel得分密度图

图2 匹配后的Kernel得分密度图

表7 自然资源资产离任审计与股价波动：PSM-DID匹配样本

表7模型（1）、（2）显示Treat*Post与Ncskew和Duvol的系数在1%和5%的水平上显著正相关，支持研究结论。

六、异质性分析

自然资源资产离任审计是交叉融合环境审计和生态文明审计的一种新型审计方式，是政府代替市场对经济增长方式和政绩晋升体制的调整。那么，不同类型的企业受到该制度的作用力度可能存在差异。因此，本文从政府干预强度和产权性质两种维度入手，考察自然资源资产离任审计对股价波动的异质性差异。

（一）基于地方政府干预视角

公司治理机制内生于外部治理环境，受到政府治理的约束，在经济转型国家，政府对企业行为的引导相较成熟的市场经济国家更为突出。在以经济增长为考核标准的晋升激励下，地方政府追求经济增长的动力更强，对自然资源和生态环境的破坏也更严重。自然资源资产离任审计实施后，在政府干预强的地区官员改善生态环境的压力更大，监管的惩戒力度更强，企业原先隐藏的负面消息遭到彻底曝光的概率更高，加剧了重污染行业的股价波动。因此，在政府干预越强的地区，自然资源资产离任审计对股价波动的加剧作用更为显著。

借鉴章卫东等（2015）、钱学松等（2018）的处理方法，采用樊刚等（2016）编制的“减少政府对企业的干预”指数衡量政府干预程度，该指数越高代表政府干预程度越小。按照中位数将样本分为“政府干预强的地区”和“政府干预弱的地区”，进行分组检验。结果显示①限于篇幅，结果留存备索。，在自然资源资产离任审计政策实施前，无论是在政府干预强或者政府干预弱的地区股价波动无显著差异。政策实施后，在政府干预强的地区，自然资源资产离任审计对促进重污染行业股价波动的作用更为显著。进一步引入Treat*Year2014、Treat*Year2015、Treat*Year2016和Treat*Year2017研究自然离任审计对重污染行业股价波动的动态效应，结果显示②同上。，在政府干预强的地区，自然资源资产离任审计对股价波动的影响呈递增趋势。在政府干预弱的地区，自然资源资产离任审计对股价波动的影响呈先增强后减弱的趋势。综上所述，在政府干预强地区的企业，自然资源资产离任审计对股价波动的加剧作用更为显著，且动态效应呈递增趋势，在政府干预弱地区的企业，其动态效应呈先增强后减弱的趋势。

（二）基于产权性质视角

从制度理论出发，不同的产权性质下，我国企业面临的制度环境具有较大差异。自然资源资产离任审计实施后，国有企业基于资源配置及引领表率的作用，其面临的环境合法性压力远远大于非国有企业。所以，国有企业更有能力和动机关注重污染行业的污染防治，更愿意披露较多的环境信息（沈洪涛等，2014），优化信息披露质量，深挖掩盖的负面消息，提高重污染行业的股价波动。因此，相比非国有企业，在国有企业中自然资源资产离任审计对股价波动的影响作用更为显著。

根据企业产权性质，分为“国有企业”和“非国有企业”。结果显示①限于篇幅，结果留存备索。，相比非国有企业，在国有企业中自然资源资产离任审计对股价波动的加剧作用尤为显著。在此基础上，进一步引入Treat*Year2014、Treat*Year2015、Treat*Year2016和Treat*Year2017来考察自然资源资产离任审计对重污染行业股价波动的动态效应。结果显示②同上。：在国有和非国有企业中，自然资源资产离任审计对股价波动的影响均呈先增强后减弱的趋势。综上所述，在国有企业，自然资源资产离任审计对股价波动的加剧作用更为显著，且动态效应呈先增强后减弱的趋势，而在非国有企业，其动态效应也呈先增强后减弱趋势。

七、结论与政策建议

本文以2014年开展的领导干部自然资源资产离任审计为自然实验，运用双重差分倾向得分匹配法（PSM-DID）考察其对重污染行业股价波动的影响。结果发现，自然资源资产离任审计加剧了试点地区重污染行业的股价波动，且动态净效应呈现递增趋势。可能原因是自然资源资产离任审计制度的实施增强了高污染企业的环保监管压力和法律约束，提高了企业的环境不确定性，诱发管理层进行盈余平滑，操纵信息披露，加大隐匿坏消息的空间，增强重污染企业异常的股价波动。进一步异质性检验表明，自然资源资产离任审计对重污染行业股价波动的加剧效应在地方政府干预较强的地区和国有企业中更为显著，主要是因为自然资源资产离任审计实施后，在政府干预强的地区和国有企业中，地方官员面临的环境合法性压力较强，改善生态环境的压力更大，较强的监管惩戒力度使企业原先隐藏的负面消息遭到曝光的概率更大，从而加剧了企业异常的股价波动。

领导干部自然资源资产离任审计是当前国家扭转经济增长方式的重要举措，本文基于微观企业的视角发现该制度的实施具有非预期的经济后果，即提高了重污染行业的股价波动。为了解决自然资源资产离任审计制度对企业股价波动的影响，本文提出以下建议：一是政府在加快推进领导干部自然资源资产离任审计制度的同时，应注重其对微观企业股价波动“加剧效应”的防范，完善风险研判、识别和回应机制，加强外部监管，特别是地方政府干预程度强和国有企业的风险管控。二是企业要适应经济新常态，转变经济发展模式，促进绿色转型升级，优化环境信息披露质量，降低信息不对称性，提高化解股价异常波动风险的能力。三是投资者需严格审视重污染行业企业的环境责任和信息披露水平，提高信息甄别及风险防范能力。多方联动、多措并举，共同做好自然资源资产审计推进与重污染行业企业股价波动风险防范之间的平衡。