自然资源资产离任审计与资源型企业转型

卫萌 张永红

【摘要】自然资源资产离任审计作为国家治理体系中审计制度的一种创新， 是对领导干部受托环境资源责任的考核， 而传统资源型企业转型对于改善环境资源现状， 实现生态文明进步必不可少。 基于双重差分倾向得分匹配法， 以2014年我国开展自然资源资产离任审计试点为准自然实验， 以2012 ～ 2017年资源型上市企业数据为样本， 考察自然资源资产离任审计对资源型企业转型行为的影响。 研究发现： 自然资源资产离任审计的实施促进了资源型企业的产业链延伸和研发投入， 且这种效应更多地存在于国有资源型企业中。

【关键词】自然资源资产离任审计;资源型企业;企业转型;PSM-DID

【中图分类号】F239.4      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2022）02-0098-10

一、引言

习近平总书记在2021年3月15日主持召开的中央财经委员会第九次会议中， 明确把碳达峰、碳中和纳入生态文明建设整体布局， 生态文明建设进入一个新的发展时期。 审计作为国家治理体系必不可少的组成部分， 是保护环境、服务生态文明建设所不可或缺的。 2013年11月， 十八届三中全会提出实施自然资源资产离任审计。 随着审计试点范围的扩大， 理论研究需要进一步深化， 才能更好地为审计实践服务。 资源型企业作为高度依赖自然资源资产的企业， 在生态文明建设的大背景下， 进行转型升级是历史的必然。 一方面， 由于资源型企业的生产经营离不开对资源的消耗， 其对于政府环境资源政策的敏感度高于其他类型的企业; 另一方面， 其长期以来的粗放式发展对于环境资源治理效果的影响也很大， 而转型不仅是发展方式的改革， 还是以技术创新为驱动力， 实现生产过程的绿色、高效、低碳以及产品的升级， 因此， 传统资源型企业转型对于改善环境资源现状， 實现生态文明进步是不可或缺的。

在自然资源资产离任审计相关规定出台以后， 有关研究逐渐增多， 但大部分研究都是规范研究， 广泛探析了自然资源资产离任审计的理论基础（审计主体、客体、对象）、实务指引（审计内容、标准、方法、流程、评价等）等理论性问题和自然资源资产离任审计的初步实践。 随着自然资源资产离任审计的不断深入和审计范围的不断扩大， “这一审计创新是否可以有效改善地方官员生态资源管理现状？”“这一审计创新是否可以有效改善自然资源过度消耗、生态环境污染严重的现状？”等成为社会各界关注的热点问题。 自然资源资产离任审计这一针对领导干部考核制度的变革能否引起微观企业行为决策的变化， 需要进行研究探讨。 目前已有研究大多在理论基础上分析了其效果的必然性， 缺少以数据为基础的实证检验和证明。 因此， 本文通过实证检验， 研究自然资源资产离任审计能否促进资源型企业转型。

二、文献综述

（一）自然资源资产离任审计研究概述

长期以来， 国家在发展过程中过度追求经济增长， 而不关注由此带来的对生态环境的破坏和对资源资产的浪费。 然而， 生态环境被破坏到一定程度必然会影响人们的生活和生产， 这最终又需要通过经济去弥补， 生态环境治理与经济发展的矛盾只会越来越严重。 在资源环境审计领域， 国外学者对自然资源审计的方法和目标等都进行了研究， 但离任审计是我国基于实践的审计体系创新， 国外尚未对其进行探讨和分析， 因此在进行自然资源资产离任审计实践的过程中， 只能参考国外有关自然资源审计或者政府审计等的研究， 但对具体的审计准则、审计方法、审计对象等还应该进行更深层次的探讨。

国内学者对于自然资源资产离任审计的研究主要是从三个方面进行的， 即基本理论、实务指引和政策效应。 在基本理论研究中， 学者们主要研究了自然资源资产离任审计的定义、主体、客体、对象等， 安徽省审计厅课题组、戴克柱[1] 以自然资源资产的属性为研究视角， 在全面分析各个主体在实践活动中的职能范围后， 提出各级政府审计部门是进行这一审计实践的唯一审计主体; 陈献东[2] ， 蔡春、毕铭悦[3] 主张， 国家审计、注册会计师审计以及内部审计都应作为审计主体参与该项离任审计。 在该项离任审计的实务指引方面， 学者们主要研究了自然资源离任审计的内容、标准、方法、评价等。 钱水祥[4] 提出， 该项审计活动的关键在于绩效审计， 绩效审计又包含两大类， 即政策绩效审计和环境资源绩效审计， 其中环境资源包含林业资源、海洋资源、水利资源、国土资源等。 房巧玲、李登辉[5] ， 黄溶冰[6] 基于PSR模型， 构建了一套可以量化的资源环境离任审计评价指标体系。 刘明辉、孙冀萍[7] 以投入产出法的思路构建了综合指标评价体系。 在自然资源资产离任审计实施效应方面， 学者们研究了自然资源资产离任审计所引发的政府官员晋升机制转变对公司避税[8] 、空气污染防治[9] 、企业债务融资[10] 、公司盈余管理程度[11] 的实施效应。

（二）环境规制与资源型企业转型研究概述

规制又称为政府规制或管制， 是通过顶层制度设定与政府管制限制被管制对象的某些生产经营活动， 以行政规制代替市场竞争机制实现社会资源资产的合理分配， 其核心目标是实现社会所有主体的福利水平最大化。 而环境规制实施的目的就是解决环境污染的负外部性问题[12] 。

Spigarelli等[13] 认为企业实现转型， 就是通过先进的科学技术从事附加值较高的生产活动， 也就是深入企业价值链的每一个环节， 利用技术创新解决企业低效率的问题， 即向价值链附加值高的方向不断上升的过程; Schumpeter[14] 的“创造性破坏”理论中所说的企业实现持续经济增长的核心也是这种创新补偿， 而该核心也是企业转型升级的源泉; Gray和Shadbegian[15] 通过实证研究发现， 环境规制可以促进钢铁、石油、造纸行业的转型; 陈诗一[16] 发现， 在短期内环境规制会冲击高耗能企业的发展， 但长期来看则会促进高耗能企业转型升级。 从影响企业转型的角度来看， 已有研究已经证明企业的技术创新， 相关政策如“一带一路”[17] 、政府补助、税收优惠[18] 等都可以引起企业的转型。

从上述关于自然资源资产离任审计、环境规制对资源型企业转型影响的文献中， 可以看到自然资源资产离任审计一经提出， 就受到我国研究者的广泛关注。 但是， 已有研究对于该项新兴审计制度的理解还不具有一致性， 而且大多是在研究和分析关于这一审计领域的基础理论， 对于微观企业行为选择影响的研究相对较少。 已有的环境规制对资源型企业转型影响的文献， 学者大多证明环境规制的强度会影响其区域内资源型企业的转型行为。 以自然资源资产为审计范畴， 对领导干部进行离任审查， 是我国特有的审计机制， 是对环境规制的一种创新， 那么该机制是否能够促进资源型企业的转型呢？

三、理论分析与研究假设

通过上述分析可知， 本文所研究的资源型企业转型是指资源型企业为了顺应市场经济发展趋势以及政府政策导向， 通过对产品、技术、服务的创新升级， 将资金、技術变成新的要素组合， 完成价值链条的一步步升级， 从而逐步降低环境污染程度， 减缓对资源的依赖承担， 这种转型升级是在产业内部的转型， 并不是转型到其他产业中去。 因此， 本文将用企业产业链延伸和企业研发投入来反映资源型企业的转型。 领导干部自然资源资产离任审计对资源型企业转型的作用机制如图1所示。

（一）自然资源资产离任审计与产业链延伸

在公共受托责任理论中， 各级地方官员要对他们任职期间行使资源环境权利的方法和由此产生的后果负责， 各级地方政府官员是公共环境资产的受托人， 在享有权力的同时， 负有保护公共资源资产、治理环境污染的关键责任。 开展自然资源资产离任审计， 一方面， 对被审计对象的责任追究是终身的， 这就会对被审计对象产生心理威慑， 地方各级官员会因此不再忽视对公共资源资产的破坏， 就会采取相应的措施限制损害辖区内环境资源的行为; 另一方面， 该项离任审计活动具有专业性和独立性， 为各级政府绩效考核提供了严格的标准， 也会对被审计对象产生压力。 因此， 传统的以资源消耗水平高、产品精细程度低、环境污染性强、生产效率不高和“先污染后治理”为特点的资源型企业， 成为所在地区官员的重点关注对象。

地方各级领导干部除了会加大对环境资源方面的违法违规处罚力度， 迫使这些企业对自己的产业结构进行调整， 还会限制一部分高污染、高资源消耗、低效率项目的审批。 由此， 离任审计会使得资源型企业的经营范围受到限制， 以往重污染、高消耗的产业项目可能得不到通过， 企业为了维持自身的可持续发展， 必然会寻求新的产业发展路径， 从而促使资源型企业进行产业链延伸， 完成产业升级。 由此， 本文提出以下假设：

假设一： 自然资源资产离任审计对资源型企业的产业链延伸具有正向促进作用。

（二）领导干部自然资源资产离任审计与研发投入

适当的环境法规不仅可以淘汰低效的产能， 降低环境污染程度， 而且能够驱动企业创新， 扩宽企业利润空间， 促进产业发展。 在自然资源资产离任审计的约束下， 为了达到离任审计的要求， 各级官员一方面会设立一些限制性规制， 另一方面也会设立一些激励性政策。 为了减少对环境的污染， 达到环境规制的要求， 在生产过程中资源型企业就必须投入更加绿色的能源和原料， 如太阳能、风能等， 以降低对传统不可再生资源的需求。 作为公司的所有者， 为了实现利润最大化的经营目标， 追求超额利润， 就必须探索新的生产要素投入组合、新发展方式、新产品以及新外部经营环境等。

除此之外， 当政府相关环境制度颁布时， 有担当的大企业会主动承担相应的环保责任， 对企业生产经营过程中可能危害环境的方式进行改进， 接受社会公众的监督， 以此促进所在行业的整体环保责任感提升， 从而更好地驱动整个行业的创新。 另外， 波特也强调， 通过创新实现转型升级的企业， 由于创新带来的技术优势会提高其他企业进入行业的壁垒， 而环境规制政策是面向所有企业的， 已实现创新转型的企业可以通过技术创新申请专利， 这样没有实现转型的企业为了生存发展， 就必须向已经实现技术升级的企业购买其专利， 进而又会刺激企业不断进行研发投入。 由此， 本文提出以下假设：

假设二： 自然资源资产离任审计对资源型企业的研发投入具有正向促进作用。

（三）不同产权性质下自然资源资产离任审计对资源型企业转型的影响

按照产权性质可以把企业分为国有和非国有企业。 国有企业遵循政府政策、法律规定的意愿比非国有企业更强烈。 首先， 国有企业的目标并不只是追求经济利益， 还有一定的政治目的， 可能会因为保护环境资源等政治目标而不以利润最大化为唯一目标; 其次， 国有企业在制定重大发展战略、相关政策以及内部组织管理中， 都会受到相关部门的监督， 自然资源资产离任审计作为政府审计的一种拓展， 在改善国有资源型企业业务范畴、提升产能利用率、保护生态环境责任履行中具有很大的影响力。 此外， 离任审计结果的公告会受到社会大众的监督， 信息的公开和传播会对社会公众和企业释放出相应的信号， 促使企业进行产品、技术、服务的创新升级。 相比而言， 非国有企业与政府关系不紧密， 其承担社会责任的动力相对于国有企业来说比较小， 同时也更侧重于追求利润最大化目标。 因此， 与非国有企业相比， 自然资源资产离任审计对于国有性质资源型企业转型升级的影响更显著。 由此， 本文提出以下假设：

假设三： 与非国有企业相比， 自然资源资产离任审计对于国有性质资源型企业产业链延伸的影响更显著。

假设四： 与非国有企业相比， 自然资源资产离任审计对于国有性质资源型企业研发投入的影响更显著。

四、实证研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2012 ～ 2017年作为样本研究区间， 将资源型企业作为研究对象， 分析自然资源资产离任审计对资源型企业转型的影响效果。 自2013年提出自然资源资产离任审计之后， 各省份在2014年逐步展开试点。

本文通过搜集各省市、自治区审计厅官网信息， 获知2014年试点地区有山东（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。 本文研究的具体资源型企业所包含的行业类型和样本数量分布如表1所示。

根据CSMAR数据库相关数据， 参照证监会给出的具体行业分类标准， 本文选取2014年试点地区的资源型上市企业作为实验组、其他区域的资源型上市企业作为对照组， 分析实验组和对照组的资源型企业在开展试点前后的转型情况。 本文将按照以下数据收集原则进行数据筛选： ①删除在 2012 ～ 2017年间所有属于ST、∗ST的企业样本; ②删除有关数据资料缺失的企业样本。 按照以上数据收集原则， 本研究一共得到实验组和对照组共3672个样本， 其中实验組630个、对照组3042个。 数据处理通过Stata 15完成。

（二）指标选取与变量定义

1. 被解释变量。 本文选择企业产业链延伸程度（GME）和企业研发投入程度（RD）作为资源型企业转型的衡量指标。 已有研究对产业链延伸程度的度量方法主要包括主辅分离法、投入产出法和价值增值法（VAS）[19] ， 本文采用价值增值法（VAS）计算产业链延伸程度。 价值增值法指的是通过产业链上各个环节的价值增量与总销售额的比值来衡量其产业链延伸程度， 但是单单以此进行衡量会影响度量结果的客观精准度。 因此， 在过去的研究中， 有研究根据调整后的 VAS方法计算产业链延伸程度， 以保证测量合理性。 根据已有的相对成熟的研究结果， 本文参考冯梅等[20] 的衡量方法， 运用调整后的价值增值法计算资源型企业产业链延伸程度。 即：

产业链延伸程度（GME）

[=增加值-税后净利润+净资产×平均净资产收益销售额-税后净利润+净资产×平均净资产收益]

其中： 增加值=营业收入-营业成本

本研究以企业研发投入与企业营业收入的比值来衡量资源型企业研发投入程度， 以降低企业规模对该项指标的影响。 即：

企业研发投入程度（RD）=研发支出/主营业务收入（营业收入）

2. 解释变量。 自然资源资产离任审计可以看作是一个准自然实验， 在控制其他因素的条件下， 得出由试点地区的资源型企业组成的实验组和非试点地区的资源型企业组成的对照组。 对开展试点前后的两组数据在资源型企业转型上的差异进行分离， 以检验自然资源资产离任审计对资源型企业转型的影响， 并在此基础上进行解释变量的选择。 本文双重差分模型中的解释变量为Di、Tt、DiTt。 其中： Di是判断样本是否属于实验组的分类虚拟变量， 如果第i个资源型企业属于试点地区， Di赋值为1， 如果第i个资源型企业不属于试点地区， Di赋值为0; Tt用以表征开展试点的时间， 试点开展之后， Tt赋值为1， 试点开展之前， Tt赋值为0。

3. 控制变量。 本文借鉴前人的研究， 选择可能会干扰被解释变量的因素作为控制变量， 以确保模型统计结果的稳定性。 与以往的许多采用倾向得分匹配—双重差分法的研究一样， 本文选取的控制变量与倾向得分匹配法中的协变量保持一致。 本文所选取的控制变量有企业规模（SIZE）， 即总资产的自然对数; 财务杠杆（LEV）， 即总负债占总资产的比例; 资产报酬率（ROA）， 即净利润占平均总资产的比例; 企业成长性（GROWTH）， 即营业收入的增长率; 董事会规模（BOARD）， 即董事会人数的自然对数; 独立董事比例（ID）， 即独立董事人数占董事会人数的比例; 两职合一（DUAL）， 即若董事长与总经理不为同一人取 1， 否则取 0; 产权性质（SOE）， 即若国有控股取1， 否则取0; 盈亏性质（LOSS）， 即若企业净利润为负取1， 否则取0。

（三）模型构建

本研究利用2014年进行自然资源资产离任审计试点这个准自然实验， 将政策执行城市的资源型企业设置为实验组， 其他城市的资源型企业为对照组。 进一步通过设置虚拟变量Di和Tt将研究样本分成四部分， 即自然资源资产离任审计实施之前的实验组、实施之后的实验组， 自然资源资产离任审计实施之前非试点城市的对照组、实施之后的对照组。 以双重差分法为逻辑背景， 根据实验组和对照组在实施自然资源资产离任审计前后的情况， 计算实验组在政策执行前后的产业链延伸和研发投入的变化， 以及对照组在政策执行前后产业链延伸和研发投入的变化， 两者的差值就是实施自然资源资产离任审计对资源型企业转型影响的净效应。 具体模型如下：

Yit=β0+β1Di+β2Tt+β3（DiTt）+β4Zit+εit

其中： i和t分别代表第i个企业和第t年; Yit是被解释变量资源型企业转型; Di是i企业是否为试点地区资源型企业的虚拟变量， 若i企业是试点地区的资源型企业则Di取值为1， 否则Di取值为0; Tt是反映开展试点时间的虚拟变量， 自然资源资产离任审计是从2014年开始实施的， 因此在2014年之前Tt取值为0， 在2014年之后取值为1; Zit代表控制变量; εit为随机扰动项。

上述模型中参数的含义如表2所示， 对于试点地区的资源型企业（Di=1）， 在受到试点开展影响前后的资源型企业转型升级水平分别为β0+β1和β0+β1+β2+β3， 所以试点开展前后的企业转型升级水平差值为∆Y1=β2+β3， 同时对于没有受到试点开展影响的资源型企业， 试点开展前后的转型升级水平分别为β0和β0+β2， 所以非试点地区试点开展前后的资源型企业转型升级水平差值为∆Y2=β2， 但此差值并不包含实施自然资源资产离任审计对资源型企业转型的影响， 因此用实验组在进行试点前后的资源型企业转型升级水平的差值∆Y1， 减去对照组试点前后资源型企业转型升级水平的差值∆Y2， 得到的结果∆∆Y=β3即为自然资源资产离任审计对资源型企业转型升级影响的净效应， 当β3显著为正时， 表明自然资源资产离任审计促进了资源型企业的转型升级。

五、实证分析

（一）描述性统计

本文经数据处理得到样本共计3672个， 使用Stata 15软件对样本进行基本统计， 统计结果如表3所示。 可以看出Di是区分实验组和对照组的变量， 其均值是0.172， 说明有17.2%的样本属于实验组即为试点地区的资源型企业， 有82.8%的样本属于对照组即为非试点地区的资源型企业; GME的均值是0.879， 标准差是0.209， 说明样本企业的产业链延伸程度总体来说相对较高， 且不同企业的产业链延伸差异性较小; RD的均值为1.905， 标准差为1.984， 说明不同企业的研发投入差异相对较大; LEV的均值为0.437， 标准差为0.213， 表明样本企业的资产负债率平均为43.7%， 负债适中; ROA的均值为0.084， 标准差为0.074， 表明样本企业的净资产收益率为8.4%， 企业业绩水平比较低; ID的均值为0.615， 标准差为0.149， 表明样本企业独立董事所占比例平均为61.5%， 董事会的独立性比较适中; SOE的均值为0.346， 标准差为0.476， 表明有34.6%的样本为国有企业; LOSS的均值为0.206， 标准差为0.405， 表明有20.6%的样本公司出现了亏损。

（二）相关性分析

表4列示了主要变量之间的相关系数检验结果。 从相关系数检验结果来看， 除BOARD与ID的相关系数为-0.713（在10%的水平上显著）外， 其余变量之间的相关系数均小于0.7， 因此变量之间不存在严重的多重共线性。 同时结果表明， 控制变量与被解释变量显著相关， 说明本文较好地控制了影响企业产业链延伸和研发投入的其他因素。

（三）倾向得分匹配结果分析

首先， 本文挑选了企业规模（SIZE）、资产报酬率（ROA）、企业成长性（GROWTH）、盈亏性质（LOSS）、财务杠杆（LEV）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（ID）、两职合一（DUAL）、产权性质（SOE）作为匹配变量， 对全部样本进行Logit回归， 通过模型计算倾向得分值， 并根据倾向得分值进行配对， 然后进行共同支撑检验和平衡性检验， 最后根据匹配得到相应的平均处理效应（ATT）对匹配结果进行分析。 表5列示了匹配结果。

1. Logit回归结果。 以所有匹配变量是否进行试点对被解释变量进行Logit回归， 回归结果如表6所示。 根据表6可以看出， 企业规模（SIZE）、资产报酬率（ROA）、企业成长性（GROWTH）、盈亏性质（LOSS）与是否进行试点正向相关， 其中企业规模（SIZE）与是否进行试点有着显著的正向关系; 财务杠杆（LEV）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（ID）、两职合一（DUAL）、产权性质（SOE）与是否进行试点负向相关， 其中财务杠杆（LEV）、两职合一（DUAL）与是否进行试点有着显著的负向关系。

2. 共同支撑检验。 图2为匹配的倾向得分值图， 从图中可以看出属于试点地区的企业样本与非试点地区的企业样本的倾向得分值大部分位于共同取值范围内（On support）， 仅有个别取值在共同范围之外（Off support）， 因此， 共同支撑假设得到滿足。

3. 平衡性检验。 在进行倾向得分匹配后， 下一步要分析实验组和对照组之间的平衡性问题。 经过倾向得分匹配后， 各控制变量标准化偏差如表7所示， 企业规模（SIZE）、盈亏性质（LOSS）、财务杠杆（LEV）、董事会规模（BOARD）、独立董事比例（ID）、两职合一（DUAL）标准化偏差的绝对值降低了很多， 而且所有变量的标准化偏差均小于10%， 且经过T检验之后均未出现显著差异。 所以能够看出， 经过倾向得分处理后， 实验组和对照组变量的差异得到了很好的控制， 这说明经过倾向得分匹配后由于自选择带来的估计偏差得到了很好的控制。

4. 平均处理效应分析。 从表8可以看出， 在倾向得分匹配法处理之前参与者平均处理效应（ATT）的估计值为0.008， 对应的t值为0.820， t值小于1.65的临界值， 在倾向得分匹配法处理之后的参与者平均处理效应（ATT）的估计值为0.023， t值为1.74， 大于1.65的临界值， 故处理效应在10%的水平上显著。

（四）PSM-DID结果分析

1. 基准回归结果。 本文用Stata 15对模型进行双重差分估计， 结果见表9， 以产业链延伸程度为被解释变量的OLS回归结果显示DiTt的系数为0.029， 且在1%的水平上显著， 表明自然资源资产离任审计能够有效促进资源型企业产业链延伸， 假设一成立; 同时本文以企业研发投入程度作为被解释变量进行回归， DiTt的系数为0.183， 且在10%的水平上显著， 表明自然资源资产离任审计能够有效促进资源型企业进行研发投入， 假设二成立。

2. 企业异质性影响。 表10报告了对假设三的检验结果， 以企业产业链延伸程度为被解释变量的回归结果显示， 非国有企业DiTt的系数为0.008， 表明自然资源资产离任审计能够促进非国有企业的产业链延伸， 但是影响效果并不显著， 国有企业DiTt的系数为0.084， 且在1%的水平上显著， 表明自然资源资产离任审计能够有效促进国有企业的产业链延伸， 因此假设三成立。

表10还报告了对假设四的检验结果， 以企业研发投入程度为被解释变量， 非国有企业DiTt的系数为0.073， 表明自然资源资产离任审计能够促进非国有企业的研发投入， 但是影响效果并不显著， 国有企业DiTt的系数为0.512， 且在5%的水平上显著， 表明自然资源资产离任审计能够有效促进国有企业的研发投入， 因此假设四成立。

（五）稳健性检验

本研究的稳健性检验主要是为了保证在研究过程中使用倾向得分匹配双重差分法（PSM-DID）的有效性。 前文在介绍双重差分法（DID）的时候提到使用该模型的一个必要前提是研究样本必须满足平行趋势假定， 也就是在没有受到政策影响的情况下， 实验组和对照组的样本变量应该保持相似的变化趋势。 因此， 本文在实证分析过程中， 首先运用倾向得分匹配法处理研究样本， 以满足平行趋势假定， 然后再使用处理之后的样本数据进行双重差分回归。 为了更好地保证运用双重差分模型的合理合规性， 本文进行了以下稳健性检验。

1. 基于时间的安慰剂检验。 考虑到自然资源资产离任审计建立的政策时间节点的选择客观性可能不强， 即试点时间的选择可能是非随机的， 为此进行基于时间的安慰剂检验以排除政策时间节点对结果的影响。 假设自然资源资产离任审计试点的实施时间为2013年， 对自然资源资产离任审计能否促进资源型企业转型进行上述实证分析， 表11为回归结果。 可以看出以产业链延伸程度为被解释变量进行回归， DiTt的系数为0.015， 结果并不显著， 以研发投入程度为被解释变量进行回归， DiTt的系数也不显著， 这说明自然资源资产离任审计对于资源型企业转型的影响不会因为政策实施的时间不一样而具有偶然性， 这验证了上述实证分析结论的稳健性。

2. 基于回归方法的稳健性检验。 考虑到回归方法对结果的影响， 本文以随机效应回归来进行稳健性检验。 从表12可以看出， 以产业链延伸程度为被解释变量进行回归， DiTt的系数为0.029， 且在1%的水平上显著， 以企业研发投入程度为被解释变量进行随机效应回归， DiTt的系数为0.274， 且在5%的水平上显著， 证明了实证结果的稳健性。

六、研究结论及对策建议

（一）研究结论

本文通过理论分析和实证研究， 以公共受托责任理论、外部性理论、价值链理论、企业成长理论、企业创新理论为基础， 以资源型企业为研究对象， 通过双重差分倾向得分匹配法实证检验得出以下结论： ①自然资源资产离任审计促进了资源型企业的产业链延伸; ②自然资源资产离任审计促进了资源型企业加大研发投入; ③相较于非国有企业， 自然资源资产离任审计对于国有资源型企业产业链延伸和研发投入的促进效果更加显著， 这表明现阶段的自然资源资产离任审计对于国有企业的影响更大。 这说明资源型企业这一微观社会主体， 确实在地区生态环境治理和自然资源管理中有着至关重要的作用， 资源型企业发展方式会对所在地的环境资源现状产生一定的影响。

（二）对策建议

根据本文结论， 提出相关政策建议， 以不断完善自然资源资产离任审计体系， 同时基于自然资源资产离任审计促进资源型企业转型的作用机制， 提出对资源型企业转型的建议。

1. 建立健全自然资源资产离任审计评价和责任界定标准。 从研究结论可以看出， 自然资源资产离任审计对于不同性质的企业转型影响不同， 因此， 本文建议在进行自然资源资产离任审计实践和责任界定的时候， 因地制宜地全面分析被审计对象所在城市、部门、行业的特殊情况、实际环境等， 根据不一样的审计内容制定差异化的政策， 以达到不断完善和修正自然资源资产离任审计准则的目的。

2. 重视自然资源资产离任审计结果的运用。 审计作为一种监督机制， 如果只是查出问题， 而并不对审计中发现的问题加以整改的话， 则审计的意义就会降低。 因此， 对于在审计中发现的问题和存在的不足要及时修正， 对于应该追究相关负责人责任的， 审计部门和相关机構应该及时依法依纪追究其责任。 此外， 通过自然资源资产离任审计获取的被审计对象承担环境资源相关责任的情况， 也应该及时反馈给上级机关， 作为地方官员晋升、处罚、奖励等的重要参考。

3. 不断创新自然资源资产离任审计方法。 在自然资源资产离任审计中应当适当地应用地理信息系统技术和全球导航卫星系统技术， 这样可以更快地直接获取资源环境相关信息， 不但可以提高数据获取的效率， 而且保证了所获数据的真实性， 提高了数据的质量。 此外， 各级审计机关在审计过程中应该加强对区块链技术和大数据技术的重视， 建立数据共享平台， 在保证数据安全完整的前提下， 实现各个职能部门之间数据资源的共享。

4. 资源型企业转型过程中应加强技术创新。 由自然资源资产离任审计能够促进资源型企业转型的研究结果可以发现， 传统的资源型企业要想实现持续稳定的经营与发展， 对自身的发展战略和生产过程进行转型升级不可或缺， 而在转型升级的过程中必不可少的一个因素就是技术创新， 通过技术创新实现企业转型升级， 以更好地适应市场经济增长模式。

【 主 要 参 考 文 献 】

[1] 安徽省审计厅课题组，戴克柱.对自然资源资产离任审计的几点认识[ J].审计研究，2014（6）：3 ～ 9.

[2] 陈献东.开展领导干部自然资源资产离任审计的若干思考[ J].审计研究，2014（5）：15 ～ 19.

[3] 蔡春，毕铭悦.关于自然资源资产离任审计的理论思考[ J].审计研究，2014（5）：3 ～ 9.

[4] 钱水祥.领导干部自然资源资产离任审计研究[ J].浙江社会科学，2016（3）：151 ～ 155.

[5] 房巧玲，李登辉.基于PSR模型的领导干部资源环境离任审计评价研究——以中国31个省区市的经验数据为例[ J].南京审计大学学报，2018（2）：87 ～ 99.

[6] 黄溶冰.基于PSR模型的自然资源资产离任审计研究[ J].会计研究，2016（7）：89 ～ 95+97.

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（责任编辑·校对： 黄艳晶  许春玲）