领导干部自然资源资产离任审计与企业债务融资

李秀珠 刘文军

一、引言

长期以来，我国政府对官员的考核主要是其任期内的经济绩效，官员之间以辖区经济绩效为目标展开激烈竞争，这种官员的“晋升锦标赛”极大地促进了中国经济的快速增长(罗党论等，2015[1])。但是，经济高速增长的同时，自然资源和生态环境遭受严重破坏，经济的可持续发展问题日益严峻。这是因为，追求GDP增长的晋升锦标赛使得官员过度关注任期内辖区的经济增长，却忽视了环境污染的严重性以及资源、能源的过度消耗(周黎安，2007[2])，导致环境污染事故频发(于文超和何勤英，2013[3])。党和政府希望改变长期以来存在的地方官员盲目追求经济增长，却忽视生态环境和自然资源保护的情况。为此，2013年11月召开的党的十八届三中全会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(以下简称“离任审计”)，建立生态环境损害责任终身追究制。自2014年，已有部分省市开展了领导干部自然资源资产离任审计的先行试点工作。中办、国办于2017年11月下发了《领导干部自然资源资产离任审计规定(试行)》，该规定对领导干部自然资源资产离任审计工作提出了具体要求，这标志着该项制度开始在国家层面全面执行。

转型经济下的中国，地方官员对企业行为有着巨大影响(Xu，2011[4]；Chen等，2011[5])。地方政府掌握着大量资源，且拥有资源配置权(周黎安，2007[2])，因此影响辖区内企业对资源的获取(干春晖等，2015[6])。另外，地方政府官员能够影响并制定辖区内的经济政策(Jones和Olken，2005[7])。长期以来对官员的晋升考核主要以GDP增长为指标，有学者认为这种晋升标准导致企业研发投入不足(顾元媛和沈坤荣，2012[8])、国有企业过度投资(曹春方等，2014[9])、商业银行减少信贷(钱先航等，2011[10]；纪志宏等，2014[11])，以及抑制重污染企业投资规模(罗党论和赖再洪，2016[12])和公司披露坏消息(Piotroski等，2015[13])等。官员变更带来的政治不确定性会影响企业投资行为(徐业坤等，2013[14]；贾倩等，2013[15]；曹春方，2013[16])、股利政策(雷光勇等，2015[17])以及企业所面临的市场风险(罗党论等，2016[18])。甚至连官员视察都是企业建立政企关系的重要活动，影响企业绩效(罗党论和应千伟，2012[19])、创新水平(赵晶和孟维烜，2016[20])以及政府补助(戴亦一等，2015[21])。已有研究官员对企业行为影响的文献主要基于非终身负责制的背景，鲜有考察领导干部自然资源资产离任审计这一情境。

在离任审计的相关文件出台之后，相关研究逐渐增多。大部分学者都是基于规范研究，探讨了自然资源资产离任审计的重大意义和关键理论问题(蔡春和毕铭悦，2014[22])，自然资源资产离任审计的主体、对象、内容和方法(安徽省审计厅课题组，2014[23])，自然资源资产离任审计的模式(张宏亮等，2015[24])，自然资源资产负债表框架结构以及和领导干部自然资源资产离任审计的关系(黄溶冰和赵谦，2015[25])等。上述规范研究对于未来开展离任审计提供了众多真知灼见，但是无法回答并且也需要更多文献探讨这项制度对微观企业有何影响。近期有文献探讨了离任审计对公司盈余管理和权益资本成本的影响(刘文军和谢帮生，2018[26]；全进等，2018[27])。但中国资本市场上市公司最主要的融资方式是债务，离任审计是否影响债务融资行为，则无文献开展研究。因此，本文拟对此进行初步的探讨。

离任审计制度会促使官员将生态环境和自然资源保护纳入目标函数，使得官员在推动地方经济增长的同时加大对高污染和需要耗竭大量自然资源企业的监督处罚力度，相关企业的经营风险提高，可能会导致债务融资更难、更贵。我们利用2014年领导干部自然资源资产离任审计在国内部分地区试点这一准自然实验，以试点地区资源型、重污染型企业为处理组，非试点地区同类型企业为对照组，运用双重差分模型研究其对企业债务融资的影响。研究发现：试点地区的资源型、重污染型企业在试点后债务资本成本上升；从经济意义上来看，平均上升了13.29%。并且，离任审计无论是对企业银行借款还是债券发行，均显著提高了融资成本。离任审计降低了资源型、重污染型企业未来债务融资规模，有微弱的证据显示离任审计还降低了企业获得商业信用的规模。国有企业担负着解决社会就业、维持社会稳定等功能，更容易获得政府的政策性支持，债权人投资于国有企业有更低的信贷风险。但我们并没有发现离任审计对债务融资的影响因企业产权性质不同而存在差别，这主要是因为在离任审计的背景下，地方官员并不会对不同产权性质的企业在环境方面的监管、处罚有差别化对待，离任审计对公司债务融资行为的影响具有广泛性。为什么离任审计会负面影响企业债务融资，现有两种可能的解释。一种是信号理论解释。离任审计对企业经营构成负面影响，降低了公司未来现金流量，所以离任审计给债权人传递出公司未来现金流状况不好的信号，债权人预期到债务风险提高，因而提高利率，降低了债务规模。另一种是委托代理理论解释。离任审计制度执行难度大，因而对官员行为并不产生实质性影响，不会传导到微观企业，但由于委托代理关系的存在，管理层和大股东存在投资无效、掏空等侵占公司利益的动机，离任审计可以掩盖他们的这些行为，因为他们可以将这些行为对公司造成的负面影响归因于离任审计，夸大离任审计对公司经营的负面影响，这会给债权人带来更多的风险，因而影响企业债务融资。我们研究发现离任审计降低了公司未来现金流量，但并没有影响公司未来的投资效率以及大股东掏空行为，甚至还降低了代理成本，这说明信号理论而非委托代理理论可以解释离任审计对资源型、重污染型企业债务融资的影响。

本文可能的研究贡献体现在以下方面：(1)鲜有地利用经验数据研究领导干部自然资源资产离任审计对微观企业行为的影响，丰富了领导干部自然资源资产离任审计经济后果领域的文献。(2)考察了公司债权投资者如何看待官员晋升考核方式的转变，丰富了政治成本理论研究。之前关于政治成本理论的文献主要考察公司如何应对政治成本的变化，但鲜有从公司外部利益相关者角度进行研究，本文是对这一研究领域文献的重要补充。(3)丰富了官员晋升激励对微观企业行为影响的研究。与之前官员晋升考核激励的相关研究不同，本文的研究基于领导干部自然资源资产离任审计试点这一准自然实验，能够在一定程度上克服之前研究存在的严重内生性问题，研究结论可靠性更高。

本文余下部分安排如下：第二部分为理论分析与研究假设；第三部分为样本和研究模型；第四部分为实证结果；第五部分为作用机理检验；最后为本文的研究结论与政策建议。

二、理论分析与研究假设

改革开放以来以GDP为考核标准的官员晋升激励机制极大地促进了中国经济的快速增长，地方官员围绕着GDP增长速度展开了政治晋升的锦标赛(周黎安，2007[2])，甚至不惜以牺牲生态环境为代价默许企业的高能耗、高污染行为。为了扭转经济增长方式，既要“金山银山”也要“绿水青山”，党和政府出台了领导干部自然资源资产离任审计制度。自2014年，全国先后有10多个省份选取部分县市开展了领导干部自然资源资产离任审计的试点工作，这为我们的研究提供了一个天然的实验情境。

政治晋升的锦标赛理论认为地方官员会将政治目标摊派给辖区内的企业(曹春方等，2014[9])，以便积累更多的政治晋升资本(钱爱民和张晨宇，2016[28])。官员所在地区执行领导干部自然资源资产离任审计制度则意味着晋升考核方式由过去的GDP增长速度转变为经济增长与自然资源、生态环境保护并重。这种离任审计制度将对官员任期内破坏自然资源、生态环境的行为实行终身追责。因此，官员为了获得政治晋升抑或规避相应的追责必将对辖区内重污染、高耗能的企业加强监管，对其环境污染行为不再保持默认的态度(罗党论和赖再洪，2016[12])。资源型、重污染型企业会受到地方官员的格外关注，因其是造成辖区环境污染、自然资源大量消耗的罪魁祸首。地方官员一方面会加大对环境方面的违规违法处罚力度，迫使这些企业在环保方面加大投入，另一方面在一些涉污项目上马、审批方面可能会予以限制。因此，离任审计会使得资源型、重污染型企业经营的不确定性增加，公司未来现金流量降低，向市场传递出不利的信号，导致融资成本升高(申慧慧等，2010[29]；林钟高等，2015[30])。从债权人角度来看，他们最为关注公司未来的现金流量，当企业经营风险越高时，公司未来现金流量将很可能降低，债权人承担的风险越高，因此会要求更高的利率来对风险进行补偿。

其次，离任审计会提高资源型、重污染型企业内外部信息不对称程度，导致企业的委托代理成本提高。由于委托代理关系的存在，管理当局有无效投资和追求私利的动机，大股东也有对中小股东进行利益侵占的动机。当上述行为对公司造成的负面影响能够有机会予以隐藏时，管理当局和大股东的这种动机就会越强烈。之前也有文献发现当公司面临环境不确定时，公司越容易产生无效投资和被掏空(Lemmon和Lins，2003[31]；申慧慧等，2012[32])，因为管理当局和大股东容易为他们的这些行为给公司业绩造成的负面影响找到借口，将其归因于一些内外部环境。由于领导干部自然资源资产离任审计还处于初步的试点阶段，审计方法、审计程序，甚至连审计目标都还没有完全明确，因此领导干部自然资源资产离任审计的难度很大，执行起来存在诸多困难，未必能够改变地方官员的行为，进而传导到相关企业。但是管理层和大股东可能会夸大领导干部自然资源资产离任审计对公司经营的负面影响，目的是隐藏投资无效、掏空等行为，将这些行为对公司经营造成的负面影响归因于离任审计造成一些项目不被上马，甚至被迫进行减产，或者购置更多的环保设备，进行更多的环保投入。因此，当资源型、重污染型企业所在地实行领导干部自然资源资产离任审计，投资者就难以对管理层的行为进行预测和监督。即便领导干部自然资源资产离任审计本身并不对资源型、重污染型企业的经营造成影响，但是管理层和大股东在该项制度的掩盖下更容易产生无效投资、掏空等行为，这样会导致债权人利益被侵占的风险提高，从而会要求更高的利率来补偿风险，导致企业债务资本成本提高。

综上所述，无论是基于信号理论还是委托代理理论的分析，都可以预期领导干部自然资源资产离任审计让资源型、重污染型企业的债权人承担更多的风险，导致企业债务资本成本提高。因此，我们提出研究假设H1。

H1：资源型、重污染型企业所在地区试点领导干部自然资源资产离任审计后债务成本将会提高。

基于前述分析，我们认为领导干部自然资源资产离任审计会使得资源型、重污染型企业债权人投资风险增加，债权人可以通过借贷成本或者借贷规模来进行风险管控(周楷唐等，2016[33])。当债权人感知到更高的风险时，可能会减少借贷规模，因为较小的借贷规模使其在企业破产清算时有更高的可能性收回资金。因此，我们提出研究假设H2。

H2：资源型、重污染型企业所在地区试点领导干部自然资源资产离任审计后债务融资规模将会下降。

商业信用是企业的一种重要且成本极低的债务融资方式。如前文所述，当资源型、重污染型企业所在地执行领导干部自然资源资产离任审计时，公司利益相关者将会承担更多的风险。作为公司重要利益相关者之一的供应商为了规避风险，将不愿意给予客户过多的商业信用，因为客户不能按期还款的概率增加。因此，我们提出研究假设H3。

H3：资源型、重污染型企业所在地区试点领导干部自然资源资产离任审计后商业信用规模将会下降。

三、样本和研究模型

(一)样本选择和数据来源

本文对资源型、重污染型企业选取参考刘文军和谢帮生(2018)[26]、全进等(2018)[27]的研究，以及中办、国办印发的《开展领导干部自然资源资产离任审计试点方案》所提到的土地资源、水资源、森林资源以及矿山生态环境治理、大气污染防治等。资源型企业的判断标准主要是其生产经营要耗费大量自然资源，比如林业、家具制造业等；重污染型企业的判断标准则是其生产经营对水、大气等生态环境造成严重污染，比如石油加工、炼焦和核燃料加工业、纺织业等。自2014年，全国陆续有省份开展领导干部自然资源资产离任审计的试点工作，我们选取2014年试点地区的资源型和重污染型上市公司为处理组，以非试点地区(包括未试点离任审计的省份)相关公司为对照组，选样期间为2011—2016年，其中2011—2013年为试点前，2014—2016年为试点后，考察试点前后3年公司债务融资行为的变化(1)处理组和对照组均不包括2015、2016年开始试点地区的资源型、重污染型企业。。我们通过搜集各省市、自治区审计厅官网获知2014年试点地区为山东(青岛、烟台)、湖北(黄冈、武汉市江夏区)、内蒙古(鄂尔多斯、赤峰)、湖南(娄底)、贵州(赤水)、江苏(连云港)、广西、福建(福州、武夷山)、陕西(西安)以及四川(绵阳)等。本文所需的财务和公司治理数据来自于CSMAR数据库，剔除数据缺失的样本后最终样本为2 840个观测，其中处理组为241个，对照组为2 599个。本文对所有连续变量在上下5%的水平上进行Winsorizing处理，所有回归模型的标准误在公司层面进行了Cluster处理。表1为样本的行业分布情况，从中可以看出，样本中资源型企业的样本量较少，主要是林业23个，家具制造业24个等，其余样本均是重污染型企业。

表1 样本行业分布

(二)研究模型与变量定义

为了控制遗漏的其他制度性因素混淆领导干部自然资源资产离任审计制度的影响，我们提出的研究假设均采用双重差分研究模型(DID)进行检验，所有模型的变量定义见表2。为了检验研究假设H1，我们设计了以下研究模型：

COD1/COD2=α0+β1TREAT+β2POST+β3TREAT

×POST+β4SIZE+β5LEV+β6ROA

+β7TURNOVER+β8INTCOV

+β9GROWTH+β10DR+β11BIG4

+β12EN+YEAR+IND+ε

(1)

模型(1)中，因变量COD1/COD2为债务资本成本，参考熊剑和王金(2016)[34]的做法，采用两种度量方式以增强研究结论的可靠性。TREAT为识别处理组和对照组的变量；POST为识别试点前后的变量；TREAT×POST为交乘项，研究假设H1预期它的符号为正。控制变量的选取参考熊剑和王金(2016)[34]的研究，包括控制公司规模(SIZE)、公司资产负债率(LEV)、公司业绩(ROA)、资产周转率(TURNOVER)、利息保障倍数(INTCOV)、公司成长性(GROWTH)、独董比例(DR)、会计师事务所规模(BIG4)以及公司产权性质(EN)等。此外，我们还控制了年度(YEAR)和行业(IND)固定效应，ε为误差项。

为了检验研究假设H2，我们设计了以下研究模型：

DFS=α0+β1TREAT+β2POST+β3TREAT×POST

+β4SIZE+β5LEV+β6ROA+β7TURNOVER

+β8INTCOV+β9GROWTH+β10DR+β11BIG4

经过一年多的自主探究学习，学生对魔方还原已经非常熟悉，会玩三阶魔方、二阶魔方、金字塔魔方。对魔方的结构也已经比较了解。在此基础上，我们提出了新的学习任务——组装魔方。它以成果展示课的形式呈现，既是对近两年来学生玩魔方结果的小结，更是一个新的挑战任务，从知其然到知其所以然，引领学生向学习更深处行进。

+β12EN+YEAR+IND+ε

(2)

模型(2)中，因变量DFS为债务融资规模。借鉴王营和曹廷求(2014)[35]的研究，债务融资规模(DFS)用年末负债总额与年初负债总额的差额再除以年末总资产度量。其他控制变量与模型(1)相同。

为了检验研究假设H3，我们设计了以下研究模型：

AP=α0+β1TREAT+β2POST+β3TREAT×POST

+β4SIZE+β5LEV+β6ROA+β7CASH

+β8CF+β9GROWTH+β10DR+β11EN

+YEAR+IND+ε

(3)

表2 变量定义

四、实证结果

(一)主要变量的描述性统计

表3为主要变量的描述性统计量，从中可以看出，COD1和COD2的均值分别为0.085和0.059，表明两种方式计算出的上市公司平均债务成本分别为8.5%和5.9%，这和已有的研究近似；DFS的均值为0.046，中位数为0.041；AP的均值为0.178，中位数为0.150；TREAT的均值为0.085，表明处理组占比8.5%；POST的均值为0.489，表明试点后的样本占比48.9%，试点前后的样本分布较为均衡；控制变量的分布也较为合理，不再赘述。

表3 主要变量描述性统计量

(二)对假设H1的检验结果

表4为模型(1)的回归结果。列(1)、列(2)分别是因变量为COD1和COD2的回归结果，可以看出，TREAT的系数不显著，表明试点前处理组和对照组公司的债务资本成本没有显著差异；POST的系数为正，并且在1%的水平上显著，表明试点后无论是处理组还是对照组债务资本成本均提高；TREAT×POST的系数在列(1)和列(2)中分别在10%和5%的水平上显著为正，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相关企业试点后债务资本成本提高更多。表4的研究结果表明试点领导干部自然资源资产离任审计制度使得债权人承受的风险增加，进而造成企业债权融资成本上升，研究假设H1得到了支持。从经济意义来看，离任审计使得资源型、重污染型企业债务资本成本大约提高13.29%(以COD1的回归结果计算)，这在经济意义上也是非常显著的。从控制变量的回归结果来看，SIZE、INTCOV以及GROWTH的符号显著为负，均与已有的研究发现一致，其他控制变量则未发现一致性的显著性。

(三)对假设H2的检验结果

表4列(3)为模型(2)的回归结果，可以看出TREAT的系数不显著，表明试点前处理组和对照组公司的债务融资规模没有显著差异；POST的系数不显著，表明试点后无论是处理组还是对照组债务融资规模没有显著变化；TREAT×POST的系数虽然为负，但并不显著，说明离任审计并不影响相关公司债务融资规模。研究假设H2没有得到支持，其原因在于离任审计对公司债务融资规模的影响可能存在滞后性，我们在后文对此进行进一步检验。从控制变量的回归结果来看，SIZE、LEV、INTCOV以及GROWTH的符号均显著为正，TURNOVER、EN均显著为负，这与已有的研究发现一致，其他控制变量则未发现一致性的显著性。

(四)对假设H3的检验结果

表4列(4)为模型(3)的回归结果，可以看出TREAT的系数不显著，表明试点前处理组和对照组公司的商业信用规模没有显著差异；POST的系数显著为正，表明试点后无论是处理组还是对照组商业信用规模均显著增加；TREAT×POST的系数虽然为负，但并不显著，说明离任审计并不影响相关公司商业信用规模。研究假设H3没有得到支持。从控制变量的回归结果来看，LEV、GROWTH的符号显著为正，CF的符号显著为负，这与已有的研究发现一致，其他控制变量则未发现一致性的显著性。

表4 离任审计对债务成本融资的回归结果

(五)领导干部自然资源资产离任审计对公司未来债务融资的影响

领导干部自然资源资产离任审计制度的政策效应传导到微观企业可能存在一定的滞后性，为此我们将因变量用未来一期的债务融资特征来度量，即研究离任审计对未来一年的债务资本成本、债务融资规模以及商业信用规模的影响。表5为回归结果(2)为了节约篇幅，下文中的一些表格并没有列出控制变量的回归结果。，可以看出TREAT×POST的系数在列(1)、列(2)中均显著为正，表明离任审计提高了未来一年相关企业的债务融资成本；TREAT×POST的系数在列(3)中显著为负，表明离任审计降低了未来一年相关企业的债务融资规模。结合表4列(3)的回归结果可知，离任审计显著降低了公司债务融资规模，但是这种影响并不是在当期，而是在未来，说明债权人在相关企业信贷规模决策时需要考虑领导干部自然资源资产离任审计对公司的影响。结合表4的回归结果可知，离任审计对资源型、重污染型企业债务融资规模的影响要滞后于债务成本。我们认为这是由于离任审计开展的难度大，实施效果存在着学习效应，即随着离任审计的推进，离任审计的开展更为成熟，对地方官员造成的压力增大。所以，对公司债权人而言，起初他们感知到离任审计对公司经营业绩、现金流可能造成负面影响，认为有一定风险，但总体可控，所以只是提高利率，并不至于降低信贷规模。随着离任审计的推进，债权人进一步感知到风险，所以在信贷规模和利率上均有所调整，也就是说债权人对离任审计给企业造成的风险感知也存在学习效应；TREAT×POST的系数在列(4)中并不显著，表明离任审计并不影响相关企业未来的商业信用规模。总之，表5的结果说明离任审计对企业未来的债务融资行为仍然具有影响。

表5 离任审计对未来债务融资的回归结果

(六)领导干部自然资源资产离任审计对银行借款成本、债券成本的影响

企业债务融资方式主要有银行借款和发行债券两种方式，我们在此检验领导干部自然资源资产离任审计对这两种不同债务融资成本的影响。首先，我们检验领导干部自然资源资产离任审计对银行借款成本的影响。由于我们无法获得企业支付债券利息的数据，为了更精确地度量银行借款成本，在这一部分研究中我们剔除了发行债券的公司。我们用利息总支出除以短期借款加上长期借款以及一年内到期的长期借款来度量银行借款成本，然后利用模型(1)重新检验研究假设H1。表6列(1)为回归结果，可以看出TREAT×POST的系数为0.009 3，并且在10%的水平上显著，这表明领导干部自然资源资产离任审计提高了银行借款成本。我们从wind数据库获得上市公司发行债券数据，然后研究领导干部自然资源资产离任审计对债券成本的影响，共获得160家资源型、重污染型企业2011—2016年共177次债券发行样本。参照之前的文献，我们用债券利率减去同期国债收益率度量债券融资成本，并且在模型(1)中还控制了债券期限(TERM)和债券发行规模(BONDS)，然后检验领导干部自然资源资产离任审计对债券融资成本的影响。表6列(2)为回归结果，可以看出TREAT×POST的系数为0.009 7，并且在10%的水平上显著，这表明领导干部自然资源资产离任审计提高了企业债券成本。从上述结果可知，无论是银行借款还是债券融资，领导干部自然资源资产离任审计均会提高其成本。

表6 离任审计对银行借款成本、债券成本的回归结果

(七)领导干部自然资源资产离任审计对不同产权相关公司债务融资的影响

国有企业并非以营利作为唯一的经营目标，还肩负着解决社会就业，维护社会稳定等任务，因此更容易从政府获得政策性支持，比如更容易获得政府补贴、得到政府的隐形担保等。国有企业存在着债务预算软约束，因为银行容易受行政干预，银行将资金贷给国企有较低的风险(程六兵和王竹泉，2015[37])。另外，国有企业和银行拥有共同的实际控制人——政府，这种产权制度安排会模糊银行和企业之间的债权债务关系，使得银行难以发挥债权人的监督约束功能(陈德球等，2013[38])。大量的研究证据表明我国资本市场存在着信贷歧视(Brandt和Li，2003[39]；江伟和李斌，2006[40]；李广子和刘力，2009[41]；程六兵和刘峰，2013[42]；程六兵和王竹泉，2015[37]；王贞洁，2016[43]；李欢等，2018[44])，即银行在对待不同所有制企业在贷款抵押、期限、金额、限制性条款以及贷款利率等方面存在差异。因此，如果离任审计对资源型、重污染企业的债权人带来了更高的风险，进而影响了企业的债务融资，那么这种影响可能在非国有企业中更大。为了检验上述推测，我们将样本按产权性质分为国企和非国企两组研究离任审计对债务融资的影响。表7为分组检验的回归结果，可以看出，TREAT×POST的系数在国企和非国企两组不存在显著差异(3)Wald χ2为组间系数差异检验的统计量，TREAT×POST的系数在大多数回归中不显著，这可能是分组检验减少样本所致。。这是因为，离任审计主要对地方官员在任期内的自然资源破坏、生态环境污染进行追责，并不因不同产权性质公司造成的自然资源和生态环境问题在离任审计时对地方官员存在差别化对待。进行领导干部自然资源资产离任审计试点地区的地方官员无论是对资源型、重污染型的国企还是非国企，在环境方面的监管、处罚不会有所区别，离任审计不论对国企，还是非国企均提高了经营风险，因此在离任审计的背景下债权人不会对不同产权性质的公司有信贷歧视。总之，上述结果表明离任审计对企业债务融资行为的影响不因企业产权性质而异，其影响具有广泛性。

表7 离任审计对不同产权公司债务融资的回归结果

(八)稳健性检验

1.安慰剂检验(placebo test)。

试点地区和非试点地区可能存在系统性差别，抑或是两类地区的资源型、重污染型企业债务融资行为的变动趋势存在差别，进而对研究结论造成影响。为了排除这种可能性，我们采用安慰剂检验。首先，我们将2011年设为虚拟试点年度，将2011、2012和2013年定义为试点后，2008、2009和2010年定为试点前，然后利用模型(1)～模型(3)检验离任审计对资源型、重污染型企业债务融资的影响。表8 Panel A为回归结果，可以看出TREAT×POST的系数在各个回归中均不显著。这表明本文的研究发现并不是试点地区和非试点地区企业债务融资的变动趋势不同所致。其次，我们还利用模型(1)～模型(3)检验离任审计对非资源型、非重污染型企业的影响。如果因遗漏的制度性因素造成资源型、重污染型企业债务融资在试点前后的差异，那么这对非资源型、非重污染型企业同样存在影响。表8 Panel B为回归结果，从中可以看出，在以COD1为因变量的回归中，TREAT×POST的系数均显著为负，但在其他回归中，TREAT×POST的系数均不显著，即有微弱的证据表明离任审计试点地区非资源型、非重污染型企业在试点后债务成本降低。这可能是因为离任审计让债权人感知到非资源型、非重污染型企业有相对更低的风险，因此给予这些企业更多的利率优惠。

2.倾向得分配对检验。

资源型、重污染型企业特征在试点和非试点地区可能有着系统性差别，并且对照组样本也远大于处理组样本，进而对研究发现构成影响。为了排除这种可能性，我们采用倾向得分配对(PSM)进行检验。我们按照公司规模、财务风险和盈利能力给处理组公司按一比一配对一个公司特征最相近的对照组公司，然后用配对后的样本重新检验。表8 Panel C为回归结果，从列(1)、列(2)可以看出，TREAT×POST的系数均显著为正，说明离任审计提高了企业债务融资成本；列(3)中，TREAT×POST未呈现出显著性，说明离任审计没有影响企业当期债务融资规模；从列(4)可以看出，TREAT×POST的系数在10%的水平上显著为负，表明有微弱的证据显示离任审计将会降低企业商业信用规模。

3.采用固定效应模型进行检验。

本文的研究模型可能会遭受遗漏变量的影响，为了控制遗漏的不随时间变化的公司特征的影响，我们对模型(1)、(2)和(3)采用固定效应模型回归(4)我们在模型(1)、(2)和(3)的基础上控制公司固定效应和年度固定效应，由于共线性的原因，TREAT没有进入回归。。表8 Panel D为固定效应模型的回归结果，可以看出，TREAT×POST的系数在列(2)中仍然在1%的水平上显著为正，这说明在控制了不随时间变化的公司特征的基础上，本文研究发现没有发生实质性变化。

4.基于试点省份的检验。

试点省份和非试点省份可能会存在系统性差别，这种差异可能会对上述研究发现构成影响。因此，我们将研究样本集中在试点省份(5)试点省份是指某省、直辖市中在部分地区试点了领导干部自然资源资产离任审计制度，而并不是指该项制度在整个省份开展。，即处理组为试点省份中试点地区的资源型、重污染型企业，对照组为试点省份的非试点地区的相关企业，这种处理方式排除了遗漏的试点省份和非试点省份特征差异的干扰。在上述样本选取的基础上，我们重新对模型(1)、(2)和(3)进行回归，表8 Panel E为回归结果。从中可以看出，虽然研究样本大幅度减少，但TREAT×POST的系数仍然在列(2)中显著为正，这说明本文的主要研究发现没有发生变化。

表8 稳健性检验的回归结果

五、作用机理检验

我们在前文的研究主要发现领导干部自然资源资产离任审计提高了公司债务融资成本，这可能是因为离任审计会让公司承担更多的生态环保责任，影响了公司的生产经营，进而降低了未来现金流量，因此债权投资者预期风险增加，要求更高的利率予以补偿，即所谓信号理论的解释。另一种理论解释则是离任审计会激发管理层和大股东更多的投资效率、掏空等问题，他们很容易将委托代理问题给公司造成的负面影响归于离任审计，夸大离任审计对公司经营造成的负面影响，因而造成债权人风险增加，即所谓委托代理理论的解释。

在这一部分，我们试图对这两种理论解释进行进一步区分，以厘清领导干部自然资源资产离任审计对债务成本的作用机理。我们首先检验领导干部自然资源资产离任审计对公司未来现金流量的影响，如果信号理论解释了我们前文的主要发现，那么将会预期到离任审计会降低公司未来的现金流量。我们用公司下一年的现金流量作为因变量(FCFO，用经营活动现金流量净值除以总资产度量)，利用模型(1)中的自变量和控制变量进行回归检验。表9列(1)为回归结果，可以看出TREAT×POST的系数显著为负，这表明领导干部自然资源资产离任审计降低了公司未来现金流量。结合前文的发现可知债权投资者能够预期到这一结果，因而要求更高的利率，这与信号理论的解释一致。我们还检验了领导干部自然资源资产离任审计对公司未来一年代理成本(第一类代理成本FAC1和第二类代理成本FAC2)、掏空(FTUN)以及投资效率(FABINVEST)的影响。借鉴罗进辉(2012)[45]的研究，我们用管理费用率(管理费用与主营业务收入比值)度量第一类代理成本(FAC1)，以其他应收款和总资产的比值度量第二类代理成本(FAC2)；借鉴王亮亮(2018)[46]的研究，我们用净资金占用 (其他应收账款与其他应付账款中关联资金占用的差额) 除以总资产度量掏空(FTUN)；我们参考Richardson(2006)[47]和申慧慧等(2012)[32]的方法计算公司投资效率(FABINVEST)。然后，利用模型(1)中的自变量和控制变量进行回归检验。表9列(2)～列(5)为回归结果，可以看出，TREAT×POST的系数在列(2)和列(3)中均显著为负；在列(4)和列(5)中并不显著，这表明领导干部自然资源资产离任审计不影响公司未来掏空行为和投资效率，甚至降低了第一类和第二类代理成本，这显然与委托代理理论的解释不一致。综上所述，领导干部自然资源资产离任审计之所以影响公司债务资本成本，这是因为离任审计给公司债权人发送出未来经营不确定性增加、公司现金流量降低的信号，债权投资者的风险提高，因此对债务融资构成了负面影响，信号理论解释了这一现象。

六、研究结论与政策建议

改革开放以来，我国经济社会取得了长足进步，但自然资源、生态环境遭受严重破坏，影响了人民健康和经济可持续发展。因此，为了扭转粗放型经济发展模式，党和政府提出要对领导干部进行自然资源资产离任审计，目的是迫使地方官员重视并保护自然资源和生态环境。本文从企业债务融资的角度研究债权人究竟如何看待该项制度，发现领导干部自然资源资产离任审计提高了资源型、重污染型企业债务资本成本，降低了未来债务融资规模，有微弱的证据显示离任审计降低了企业获得商业信用的规模。这说明债权投资者认为该项制度增加了相关企业的经营风险，因而在企业债务融资利率和规模上有所体现。本文还发现领导干部自然资源资产离任审计同时提高了企业银行借款成本和债券融资成本；离任审计对企业债务融资行为的影响并不因不同产权而存在差异化，影响具有广泛性。此外，我们还研究了领导干部自然资源资产离任审计对资源型、重污染型企业债务融资行为影响的机理。研究发现离任审计降低了公司未来现金流量，但不影响公司未来投资效率和大股东掏空，甚至还降低了公司代理成本，这说明信号理论而非代理理论是离任审计作用于企业债务融资行为的机理。

基于上述研究发现，我们提出以下政策建议：(1)相关政府部门要进一步落实和完善领导干部自然资源资产离任审计制度，加强对资源型、重污染型企业的扶持力度，降低该项制度的推行对相关企业债务融资造成的不利影响。(2)资源型、重污染型企业在领导干部自然资源资产离任审计的环境下要积极拓展融资渠道。另外，这类公司要提高公司透明度，减少内外部信息不对称，从而降低融资成本。从长远来看，这类企业要积极进行转型升级，减少对生态环境的破坏和对自然资源的过度消耗。