引言

随着市场化进程的推进，我国企业外部治理环境不断完善，对盈余质量的提高起了重要作用。[1,2]如何进一步改善我国外部治理环境以提高上市公司盈余质量，已成为政策制定者、学界和实务领域内广为关注的焦点问题。

20世纪90年代以来，La Porta等[3-5]关于“金融与法”的交叉研究，为公司治理问题提供了外部环境研究的新思路。根据这一框架，后续很多学者研究了法律、[6-8]产权保护和政府干预[9-11]以及宗教与社会文化[12-14]等外部治理环境对公司盈余管理等微观决策行为的影响。他们的研究结论表明，法律执行越有效、投资者保护越好、政府干预较少的地区，公司的盈余管理程度越低，盈余质量越高。相对于股权结构、董事会特征、管理层激励等公司治理机制，外部治理环境有着重要的替代保护作用，对解决公司治理问题有着重要意义。

(2)开展基金保值、增值工作，提高资金的运作能力。我国公募、非公募体育基金会在资金来源方面已有明显差异，非公募体育基金会相对来说资金来源渠道和政府补贴少，更需要对基金做好保值、增值工作。体育基金会可以通过资本运作的方式进行投资，从而获得投资收益，一方面实现资金的保值、增值，另一方面为体育公益项目提供更加稳定、更加丰富的资金来源。体育基金会还要加强与银行等金融机构的合作，利用金融机构成熟的运作模式为体育基金会资金运作提供技术保障，同时依托体育基金会的公益平台促进金融机构社会责任的履行。

资源禀赋即要素禀赋，是古典经济学理论中的重要概念。通常，用于生产的人力和物质等均为资源， 根据古典的生产要素禀赋理论，地区要素禀赋差异导致公司拥有资源的差异，进而决定了生产要素价格的差异，最终决定了商品的价格差异。相对于外部治理环境，资源禀赋尤其自然资源禀赋是更客观的存在，并与外部治理环境一起，通过公司特征等作用于公司微观行为。Torvik[15]指出，自然资源开采所带来的收益往往会诱发腐败和寻租行为。而在法律、投资者保护制度不完善时，丰裕的自然资源使得这一现象尤为严重，[16]从而导致了更为低效的生产决策。因此，自然资源丰裕地区的公司治理依赖于更为完善的外部治理环境。

①欧盟规定以下标记可以用来作为商标进行注册：文字标记包括字母、数字、或字母、数字和文字的组合；包含或不包含文字的图形标记；彩色图形标记；颜色或多种颜色的组合；三维立体标记；声音标记；商标申请须包含一份所申请商标的图表。

从现有研究看，外部治理环境与盈余管理领域积累了很多研究成果，并为本文提供了深入探讨的基础，但在外部治理环境的分析中，较少涉及金融环境这一外部环境的分析。作为融资重要来源的金融机构能够对企业实施监管，是企业重要利益相关者。同时，金融环境质量也是市场化的重要衡量指标之一，因此，将金融环境包含进外部治理环境框架中，分析其对盈余质量的影响，有着重要意义。公司治理所需要的良好外部治理，必须是市场化和法治化的。[17]我国幅员辽阔，地区间自然资源禀赋存在显著差异，东部地区相对中西部在自然资源方面稀缺，但市场化水平却显著高于中西部地区，而中西部地区虽然自然资源丰裕，但市场化水平却相对较低。这一现象经常被描述为“自然资源诅咒”，我国很多学者以省际面板数据证明了中国存在这一现象。[18-21]但这一结论也存有争议，如方颖等[22]以中国地级市横截面样本数据证明了在中国并不存在“自然资源诅咒”。梁斌等[23]进一步提出自然资源对中国的经济增长是“福音”而不是“诅咒”。尽管自然资源的效应并没有得到一致性的结论，但不可否认，自然资源差异是我国各地区市场化水平不同的诱发因素之一。相对于如政府干预、法治环境等外部治理环境，自然资源禀赋是更客观的存在，它是否会影响外部治理环境对公司盈余质量的改善作用？自然资源的地区差异带来的是“诅咒”还是“福音”?这一问题尚未得到回答。

鉴于此，本文结合我国经济发展特点，运用博弈模型分析了自然资源、外部治理环境对盈余质量的影响。采用沪深两市642家上市公司为样本，用横截面修正的Jones模型计算盈余质量，以2003-2012年的面板数据检验了金融环境、法治环境和政府干预三个外部治理环境指标对盈余质量的影响；进一步分析了自然资源禀赋约束下的外部治理环境对盈余质量的作用，并以公司层面样本数据验证“自然资源诅咒”是否存在。

本文的主要贡献在于：（1）构建外部治理环境与盈余质量分析的博弈模型，系统分析了外部治理环境对盈余质量的影响；（2）将金融环境作为外部治理环境之一，阐述了其对盈余质量影响的途径，并以金融规模和金融效率两个指标作为金融环境变量，实证检验了其对盈余质量的改善作用；（3）将自然资源禀赋引入外部治理环境与盈余质量分析框架，解释了自然资源禀赋约束下的外部治理环境对盈余质量的影响机制，从公司层面验证了自然资源“诅咒”或“祝福”效应存在的条件，为“资源诅咒”假说提供了微观证据。这些结论充实了相关文献，为进一步了解自然资源差异、外部治理环境和盈余质量关系提供了帮助，从而为政府制定和提升公司盈余质量的有关政策提供参考。

一、理论分析与研究假设

金融、法治等外部治理环境与资源禀赋是公司进行决策选择的基础。[24]其中，外部治理环境为公司微观行为决策提供了制度基础，而作为公司决策资源基础的自然资源禀赋，则对外部治理环境形成了约束。

调任龙亭区食品药品监管局局长后，她迅速适应，带领班子研究总结出“四个一”工作法，即一封信宣传、一张表明责、一碰面通报、一例会总结，对商户实施“六统一”管理，有效解决了“三小”管理难题。在处理一起涉药案件时，她不顾当事人的金钱诱惑、言语威胁，严厉地说：“我是国家公务员，职责是依法办事，维护人民群众饮食用药安全。搞歪门邪道在我这里不管用！”之后案件被依法处理。

1.外部治理环境与盈余质量

若以SE表示上市公司的盈余管理行为，分别以0和1表示博弈双方决策有行动和无行动的行为，则不同上市公司的行动集可以记为SEi={SEi=0，SEi=1}。以DE表示外部治理环境的实施主体对上市公司盈余管理的监管行为，不同利益相关者的行动集为DEj={DEj=0，DEj=1}。不同的行动集代表了不同主体的策略空间。在上市公司与利益相关者博弈过程中，双方任一行动均构成一个行动组合A={SEi，DEj}。双方博弈的支付矩阵可以用表1表示。

外部治理环境可以理解为一系列用于建立生产、交换与分配的最基本的政治、社会和法律规则，如产权保护、政府治理、法制水平、市场竞争、信用体系、契约文化等。[25]外部治理环境的行为主体，如政府部门等，往往是上市公司的利益相关者。他们与上市公司形成多种契约，并对公司的决策行为实施监督管理。而上市公司的决策行为如会计信息披露是否充分等，也会影响利益相关者的决策行为。这一相互影响可以看做上市公司和利益相关者的博弈过程。

 

表1 上市公司与外部治理主体的支付矩阵

  

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政府干预（Gov），以《报告》中的政府与市场关系指数表示，这一指标是一个反向指标。考虑西藏地区的政府干预指数为负数，为了后续分析方便，这里将政府干预指标转换为哑变量：根据同年度所有省市政府干预程度的三分位数进行分组，分别赋值-1、0、1。

现实中存在上市公司进行盈余管理但没有被发现的情况，而上市公司的盈余管理操作是否被发现，与外部治理环境优劣有着密切关系，这一关系以函数E=E(r)表示，r为外部治理环境变量。Y(E)表示上市公司进行盈余管理被发现的概率，则没有被发现的概率为1-Y(E)，Y(E)∈[0，1]。F×Y(E)＞C，F＞M＞R 是上市公司和外部治理主体博弈的基础。

“女人？到是想啊，可咱们天天提着脑袋刀尖上过日子，弄个女人在家，这不是害人家吗？当兵前我也“行歌坐月”过，“行歌坐月”知道吧？是我们侗家的习俗，每到月亮升起来，侗家男女青年就到寨子边上的溪边、山坡上弹琴对歌。遇到意中情人便可上门提亲，那年，我喜欢的侗妹是天上的仙女，眉是弯月亮，发是黑糯米，腰肢那么一闪，我就丢魂啦。后来，我当了兵，打淞沪打长沙打九江……这六年一直在打仗，我不怕死，但怕死了苦了别人，就给阿妹写信，让她不要等了，头年，她还要坚持等，可我铁了心不能害人家好姑娘，就说在部队上有了，渐渐的，这份情也就淡了……你们汉人有不孝有三，无后为大的说法，我们侗家可没有这样的说法……”

根据外部治理主体和上市公司的期望函数以及效用最大化一阶条件，求解各主体行动的概率如下：

 

在式（1）和（2）所表示的概率下，外部治理主体和上市公司的策略空间为混合策略的纳什均衡，当P＞P*时，上市公司将进行盈余管理，反之不进行盈余管理；当Q＞Q*时，外部治理主体将进行监管，反之不监管。进一步，当存在纯策略纳什均衡，即双方的行动组合A={SEi，DEj}={进行盈余管理行为，进行监管 }。

通过式（1）和（2）可以看出，外部治理主体和上市公司的行动概率均与Y(E)有关，且成反比关系。外部治理环境越好，上市公司被发现进行盈余管理的概率越大，上市公司进行盈余管理的概率越小，所代表的盈余质量就越高。因此，外部治理环境质量的提高，能够有效约束上市公司的盈余操作。

参考相关研究，法治环境和政府干预是讨论较多的两个外部治理环境变量。同时，考虑金融机构亦是公司的重要利益相关方，与公司决策行为密切相关，因此，将金融环境与法治环境、政府干预一起作为外部治理环境的变量，并根据博弈框架进行分析。

首先，金融环境具有更为基础的“治理效应”[26] ，除了地方政策外，地区金融环境水平决定了公司融资的难易程度。作为金融体系重要构成的银行机构，其进行资源配置的重要原则之一就是低风险或零风险，而公司为了获取金融机构的信任，会积极地实施盈余管理行为，向银行传递其低风险的信号，这一操作必然导致公司盈余管理程度上升，盈余质量下降。在较完善的金融体系中，金融机构作为公司融资的来源之一，会对公司的风险和收益进行权衡，从而达到对公司进行有效识别、降低公司逆向选择的目标，而公司为获得金融机构的信任及保持长期合作关系，必然会减少盈余管理操作，进而提高盈余质量。陈耿等[27]以我国A股上市公司为样本证明，在货币紧缩时期，金融发展程度越高地区的企业盈余管理程度越低，盈余质量越高。进一步来看，在市场机制的影响下，金融环境不断得到改善，金融机构的交易成本与风险会随之降低，公司融资渠道较多，获得融资的可能性大幅提升，由此，公司将会减少盈余管理操作。此外，金融环境的改善意味着金融合约能够得到有效执行，这对公司声誉的提高有着重要作用。在这种情况下，公司必然会积极管理财务风险，提高信息披露质量。因此，金融环境良好的地区，地区的制度与信用建设完善，金融机构的外部监督机制有效，对提升公司内部治理效率会产生积极的促进作用，从而降低公司的盈余管理程度，提升公司的盈余质量。

随着金融改革的推进与金融体系的完善，我国金融规模不断扩大，效率不断提高，金融环境不断改善，但在不同地区表现出了明显的差异。在金融环境良好的地区，金融机构的外部监督机制越有效，投资者信息获得越对称，公司进行盈余管理的可能性越低，盈余质量越高；反之，盈余质量越低。由此，提出如下研究假设：

用多媒体展示3组资料： ①全球各国艾滋病人数比率排行资料；②关于近10年来中国国家卫计委关于艾滋病的统计数据(包括每年艾滋病的发病案例、发病率及死亡人数)；③2017年最新统计数据(2017年10月艾滋病发病4485例，死亡1350人)。根据这些统计数据，引导学生说说自己的看法以及如何看待防治艾滋病的紧迫性，自己能为这个社会做点什么？学生交流讨论，教师总结并提醒学生日常与艾滋病人握手、拥抱、进餐、蚊虫叮咬等不会感染艾滋病，艾滋病患者在社会上本来就属于弱势群体，在生活上应该拿出自己最大的努力关爱艾滋病病人；强调HIV的传播途径，鼓励学生向他人宣传如何预防艾滋病，同时自身要注意健康的生活方式。

H1a：金融环境越好的地区，公司盈余管理操作越少，公司的盈余质量越高

根据以上计算，式（5）的计算结果取绝对值作为盈余质量（Eq）的代理变量。该值越大，企业盈余管理程度越大，盈余质量越低。

随着改革的推进与深化，我国整体法治环境不断改善，但各地区在执法效率仍存在差异，不同地区的投资者保护力度不同。在法治环境较好的地区，其执法效率也较好，政府以及官员的行为更可预期，在这一环境下，公司获得产权保护和法律保障越好，其盈余管理行为越能得到更有效的约束。由此，提出如下研究假设：

（2）稳健性检验

最后，出于争夺市场或官员升迁等因素考虑，地方政府官员往往以税收、补贴等相应手段或权力干预企业决策与运营，[34]这一干预行为往往被描述为“掠夺之手”。政府的过度干预增加了公司的额外成本，[35]对公司经营活动不利。Bushman等[36] 认为政府干预方式越直接、干预程度越大，公司财务质量越低。Fan等、[37]朱茶芬等[38]给出了类似结论，认为政府过度干预将使得公司财务透明度不高，并最终导致公司进行盈余管理。地方政府对经济活动的干预，使得公司生产经营出现了明显的“政府干预”特征，[39]最终导致了公司盈余质量的下降。但不可否认，在许多发展中国家，政府干预往往被描述为“帮助之手”，适当的政府干预能够提高办事效率并降低交易成本。[40]实际上，在政府与公司的博弈中，政府干预“帮助”或“掠夺”出现了不确定性，而这会引发寻租和利益侵占行为的出现。公司有时为迎合政府并获取政府补贴等，[41]常常会主动进行盈余操作，导致公司盈余质量降低。Cahan等[42]以美国公司为样本给出了验证，发现出于对新政策的响应，相关企业会进行负向盈余管理，Monem[43]对这一结论提供了证据支持。

表4列出了金融环境、法治环境和政府干预三个外部治理环境变量对公司盈余质量的估计结果。检验参数整体通过了1%的显著性检验，模型有效。

H1c：政府干预降低，能够使公司降低盈余管理操作，公司盈余质量提高

2.自然资源禀赋的影响

根据古典经济学理论，自然资源丰裕是相关产品的比较优势来源。自然资源的数量、质量等会通过多种途径影响地区的人口分布、产业布局、社会规范及组织机构等，因此，自然资源经常被看做地区经济与产业发展的重要物质基础。然而，Auty[46]研究发现，矿产这一自然资源丰裕反而延缓了国家经济增长，这一现象被其开创性地描述为“资源诅咒（Resource Curse）”。Sachs等[47]以1970-1989年95个发展中国家的样本数据，实证检验了自然资源禀赋和经济增长的关系，证明了“资源诅咒”现象的存在。这一理论与实证的分析得到了后续很多学者的支持及多种方式的验证，[48-51]以自然资源丰裕为基础所形成的国家、产业及企业的比较优势，未必能带来长久的利益，[52]尤其当自然资源对其他要素形成挤出效应时，就会产生“自然资源诅咒”现象。20世纪非洲、瑞士、日本等国家的经济发展结果为此提供了充分的证据。但是也有很多学者持反对意见，[53-57]他们以矿产和石油资源作为自然资源代表，证明了自然资源是“福音”而不是“诅咒”。这些宏观层面验证结果的差异，可能与不同国家生产函数差异、未观测因素以及资源丰裕度的测量方法有关。[58,59]

资源禀赋对外部治理环境有着重要影响，在外部治理环境形成初期，资源丰裕的地区往往囿于资源收益，缺乏将其转化为投资环境的动力，从而导致企业争抢资源。进一步看，作为资源开采的既得利益者，往往会通过迎合政府管理者等方式，维护其对资源的排他性占用以及由此获取的远期利益，[66]这一关系可以描述为自然资源禀赋对外部治理环境形成了重要约束，若以n表示约束条件，上市公司盈余管理行为函数则可以重写为E=E(r|n)。此时，公司盈余管理行为被发现的概率重记为H(E)，H(E)∈[0，1]。那么，外部治理主体和上市公司混合策略纳什均衡的概率分别为：①

 

当时，博弈存在唯一纳什均衡，双方行动组合A={进行盈余管理行为，进行监管}。公司盈余管理行为不仅受到外部治理环境的影响，还与地区资源禀赋有关。外部治理环境是上市公司盈余管理行为的制度基础，而自然资源禀赋是上市公司盈余管理的资源基础，对外部治理环境形成约束。Petermann等[61]认为，自然资源收益诱发了寻租和腐败行为，进而弱化了制度环境。自然资源开采收益所形成的非生产性寻租和腐败等，使得企业对政府信任降低，资源的繁荣反而导致了企业创业数量下降，[62]自然资源约束下的外部治理环境恶化，将对企业决策不利。

首先，寻租行为是自然资源作用于外部治理环境的重要途径。作为公司外部环境的客观存在，自然资源的开发速度与规模决定了资源依赖地区和企业的收入水平，由于不完全要素市场的高回报率诱惑，在自然资源的开采过程中，极易引发寻租行为和腐败，进而影响外部治理环境的执行质量；而资源开采的收益也可能导致政府缺乏推进投资环境建设的动力，从而加剧企业在争夺资源中的盈余操纵行为。其次，教育水平是自然资源作用外部治理环境的另一途径。通常，资源丰裕的国家往往教育水平偏低，对人力资本形成挤出效应。[63-65]此时自然资源的开采及收益等更容易导致外部治理环境的恶化，进而不利于公司盈余质量的提高。最后，自然资源还可以通过“荷兰病”，即因自然资源出口收入增加而导致货币贬值、贸易条件恶化[66]等，作用于外部治理环境，自然资源开采的收益可能会导致其他资源的转移，进而影响制造部门的效率。一旦资源丰裕的地区出现“荷兰病”现象，农业和制造业等非资源生产部门的竞争力将下降，而资源部门因具有更高的效益，将导致生产要素由非资源生产部门转向资源生产部门，从而造成制造业萎缩，损害长期利益。综上，教育水平、寻租和“荷兰病”是自然资源禀赋影响外部治理环境质量的传导机制。[64]同时，外部治理环境可以通过交易成本、声誉传导作用于盈余质量，而自然资源则以寻租、教育和荷兰病为途径作用于外部治理环境，如图1所示。根据博弈分析框架，一旦外部治理环境改变，在声誉机制、交易成本等途径的传导下，公司盈余质量将随之发生变化。

  

图1 自然资源、外部治理环境对盈余质量的影响

张景华[67]以“更倾向于生产者”和“更倾向于强占者”区分治理环境，认为更“倾向于生产者”的是良好的外部治理环境，能够为契约的执行提供保障。当自然资源与外部治理环境相互作用时，“倾向于生产者”的外部治理环境将发挥积极作用，自然资源的效应就是“祝福”；而“倾向于强占者”的外部治理环境会与自然资源形成“增长陷阱”，此时，自然资源将产生“诅咒”效应。因此，自然资源禀赋对盈余质量的影响是“诅咒”还是“祝福”，与外部治理环境质量密切相关。因此，提出如下研究假设：

第二方面，将给予大数据背景下的隐私保护相关法律依据和传统意义上的隐私保护的法律依据相结合，建立一套完整的关于隐私权保护的法律体系。

H2：自然资源禀赋能够通过外部治理环境影响盈余质量。外部治理环境好的地区，自然资源对盈余质量的作用是“祝福”，反之则是“诅咒”。自然资源对外部治理环境与盈余质量的作用是否存在“即资源诅咒”现象，与外部治理环境水平有关

二、研究设计

1.样本与数据来源

本文选择2003-2012年的A股上市公司作为研究样本，并按照如下标准进行筛选：（1）金融行业公司的负债与非金融行业公司不同，将其剔除；（2）标识ST和ST*的上市公司，因盈余波动不稳定，将其剔除；（3）剔除财务数据和治理数据不齐全的公司。最后，获得642个样本公司所构成的平衡面板数据，年度观测值共6420个。

本文所使用的样本数据包括宏观层面和企业层面两部分，其中，宏观层面数据分别来源于历年《金融统计年鉴》、各省统计年鉴以及樊纲等编制的“中国市场化指数”[68]（下文简称《报告》）。企业层面的财务数据和公司治理数据分别来自CSMAR数据库和RESSET数据库。同时，对相关数据进行整理计算。

2.相关变量说明

（1）盈余质量（Eq）

以应计利润分离法计量的盈余管理程度，②常被用于盈余质量的计算。本文根据这一做法，具体以式（5）进行计算。

在过去的一段时间里，学生大多是在实体店进行消费的，但是现在，随着网络的普及，学生们也会借助购物网站、微店、代购等来进行消费，消费方式呈现出多元化的发展趋势。

 

其中，TA为企业应计利润；DA表示可操控应计利润，即盈余管理程度；NDA为非可操控应计利润，并以横截面修正的Jones模型③分行业分年度数据进行估计，计算方法如式（6）所示，

 

其中，i表示企业，t表示时期，A为总资产，ΔREV为营业业务收入变动值，ΔREC为应收账款变动值，PPE为固定资产原值，行业特征参数根据式（7）以分行业分年度数据进行估算。

 

其次，法治环境与公司盈余管理有着密切关系。La Porta等、[4,6]Haw等、[8]Nenova、[28]从法律的角度分析了其对企业盈余管理程度的影响，认为法律执行越有效的地区其企业盈余管理程度越低。Francis等[9]以跨国面板数据实证了投资者保护与上市公司盈余质量显著的正相关性。作为政府治理的重要构成之一的法治环境越好，意味着政府制度性供给资源的配置效率越高，公司面临的生产性制约和交易成本就越少，此时其盈余管理操作也会减少，反之，公司盈余管理程度将增加。吴永明等[29]分析了法律环境与投资保护对财务舞弊的影响，认为投资者法律保护程度的提高能够降低财务舞弊的可能。Che等[30]研究了法治环境对公司盈余管理的影响，认为在法治环境差的地区，其公司无法获得有效的产权保护和法律保障，此时，公司可能会通过盈余管理获取相关利益。也就是，说法治环境不好将导致公司盈余管理程度上升，盈余质量下降。这一结论得到了部分学者的验证。[31,32]当地区法治环境越好时，外部监督管理机制越有效，此时企业盈余管理程度越低，则盈余质量越高。Leuz等[33]认为较强的投资者保护制度和法律保护程度约束了公司进行盈余操作的动机，李延喜等、[1]张玲等[11]均给出了相应的验证。

（2）自然资源禀赋（Nre）

从相关研究看，以自然资源丰裕度，即地区各类资源拥有的相对比例来衡量自然资源禀赋，得到了一致认可。自然资源相对收入和相对储量是常用的计量方法，相应的指标如以初级产业部门出口值/GNP、[47]初级产品生产部门产值/GDP[73]或自然资源产量/GDP④[47]测度自然资源丰裕度。尽管如此，由于自然资源的范围较广（如土地、燃料和矿物等），自然资源种类以及数值（储量、产量、产值）的选择与计算并未形成一致意见。⑤综合考虑相关研究和数据的可获得性，选择石油、煤炭、有色金属作为自然资源范畴，并以各自然资源储量⑥作为计算数据。为避免不同计量方法导致的差异，借鉴赵丙奇等[75]的方法，将自然资源储量按式（8）转换成自然资源丰裕系数（RA）来度量自然资源禀赋。

 

其中，Ei表示第i种资源的拥有量，Y表示GDP，m和t分别表示省份和时间。RA数值越大，说明该地区第i种资源越丰裕，所测度的自然资源禀赋越好。

（3）外部治理环境

根据研究假设部分的分析，以法治环境和政府干预作为外部治理环境（Eg）代理变量，同时将金融环境包含进来，以测度融资环境对企业盈余质量的影响。

金融环境，以金融发展规模（Fdvol）和金融发展效率（Fdeff）测量，分别以存贷款总额/GDP和贷款余额/储蓄余额计算。

法治环境（Law），以《报告》中的市场中介组织发育和法律制度环境指数计算，以反映法律制度对投资者的保护。

假设外部治理主体进行监管的概率为P，则不监管的概率为1-P，P∈[0，1]；上市公司进行盈余管理的概率为Q，则不进行盈余管理的概率为1-Q，Q∈[0，1]。外部治理主体进行监管的成本为C，监管形成的社会收益如上级表扬奖励等为S，对进行盈余管理的公司进行惩罚的收益为F；若不进行监管则会产生损失，如上级惩罚、不良社会影响等，记为L。上市公司经营收益为G，进行盈余管理后的超额收益为M，一旦被发现产生的信誉损失等为N；若上市公司不进行盈余管理，则可以有良好的信誉收益，为R。

蒸发量和和森林火险等级呈正相关，蒸发量增大，可燃物含水率降低，可燃性增加，对应的火险等级升高。反之，可燃物可燃性降低，对应的火险等级降低[7]。在祁连山东端青海云杉林中，蒸发量小于1.2mm，对应的火险等级较低，蒸发量大于6.3mm时，对应的火险等级较高。

之所以说其体育基因相对匮乏，是因为在2016年时，西王集团开始进军运动营养产业。当年7月，西王以7.3亿美元成功并购全球最大的运动营养与体重管理企业——加拿大IOVATE（奥威特），官方这样表述这次并购：西王资本由此走向国际，成为国际化跨国集团。

（4）控制变量（X）

 

表2 变量定义及计算方法

  

变量类型 变量名称（代码） 变量说明/计算方法被解释变量 盈余质量（Eq） 式（5）的绝对值，该值越大，盈余质量越低解释变量自然资源禀赋（Nre） 自然资源储量，按式（8）转化为资源丰裕系数金融规模（Fdvol） 存贷款总额/GDP金融效率（Fdeff） 贷款余额/储蓄余额法治环境（Law） 《报告》的市场中介组织发育和法律制度环境指数计算政府干预（Gov）《报告》中的政府与市场关系指数表示，并根据同年度所有省市政府干预程度的三分位数进行分组，分别赋值-1、0、1控制变量股权特征（Stock） 第一大股东持股数/总股数董事会规模（Dir） 董事会总人数的自然对数监事会规模（Sup） 监事会总人数的自然对数独立董事比例（Indir） 独立董事/总人数公司规模（Size） 总资产的自然对数盈利能力（Roe） 净资产收益率年度哑变量（Year） 按照2003-2012年度设置行业哑变量（Ind） 按照证监会行业分类标准设置

公司层面控制变量主要选择能够反映公司治理水平和公司异质特征的变量。根据已有文献，选择五个变量：股权特征（Stock）、董事会规模（Dir）、监事会规模（Sup）、独立董事比例（Indir）、公司规模（Size）和盈利能力（Roe）。其中，股权特征（Stock）以第一大股东持股数/总股数，董事会规模（Dir）以董事会总人数自然对数计算，监事会规模（Sup）以监事会总人数自然对数计算，独立董事比例（Indir）以独立董事/总人数表示，公司规模（Size）以总资产的自然对数表示，盈利能力（Roe）以净资产收益率表示。所有变量及其说明如表2所示。

如果记一个二元函数π(x,y)满足当x和y都是数值时，π(x,y)=x+y，当x是数值，而y=(y1,y2)T时，π(x1,(y1,y2)T)=x+min(y1,y2)。

3.检验模型与方法

考虑宏观因素的时间效应，根据外部治理环境、自然资源对盈余质量作用机理，构建动态模型以检验外部治理环境对企业盈余质量的影响，如式（9）所示。同时，在式（9）中加入外部治理环境（Eg）和自然资源禀赋（Nre）的交互项，用以分析自然资源禀赋对盈余质量的影响，如式（10）所示。其中，外部治理环境的三个变量和自然资源禀赋项均采用滞后项，其目的是避免变量内生性的影响。μ为未观测的特定企业效应，与时间无关；λ是未观测的时间特定效应，与企业及所属地区无关，ε为误差项。

 

由于本文使用的是动态面板数据模型，回归方法主要涉及混合OLS、固定效应和随机效应分析三种方法，为保证回归结果的有效性，实际回归时，根据F值以及Hausman的检验结果对三种方法进行比较，确定最终的回归方法。同时，为避免统计显著性高估现象，回归时在公司层面上进行了聚类调整。在一定程度上，这种方法也保证了回归结果的可信性。

其一，把必然王国与自由王国理解为两个不同的人类实践领域。他认为必然王国中的自然必然性王国是永恒的必然性王国，因为人与自然之间的物质变换过程存在于一切人类社会形式中。而与自然必然性王国相对的自由王国是指“存在于物质生产的彼岸，是作为目的本身的能力得到发展的自由活动领域或自由活动时间”[注]赵家祥：《必然王国与自由王国的含义及其关系》，《北京大学学报(社会科学版)》2013年第6期，第48页。 。他认为，这种自由劳动是资本主义社会中资产阶级才得以享有的劳动状态。

三、检验过程与分析

为了排除极端值的影响，本文对公司层面的连续变量进行了1%的Winsorize处理，各变量基本统计特征如表3所示。从统计结果上看，各地区的金融环境、法治环境、政府干预以及自然资源禀赋均存在明显差异。

 

表3 变量的统计特征

  

变量 平均值 标准差 最小值 最大值Fdvol 5.491 0.326 4.851 7.372 Fdeff 4.976 0.293 2.917 7.201 Nre 0.915 1.558 0 8.129 Law 6.463 3.997 0.18 19.89 Gov -0.584 0.671 -1 1 Eq 0.162 0.189 0.012 0.602 Stock 0.374 0.143 0.179 0.605 Dir 2.510 0.270 2.079 2.944 Sup 1.628 0.381 1.099 2.197 Indir 0.321 0.078 0.200 0.450 Roe 8.007 6.080 0.55 19.26 Size 3.362 0.884 2.117 4.864

1.外部治理环境对公司盈余质量的作用

（1）主要估计结果

处于转轨期的我国，受多年计划经济的影响，政府是资金融通和分配过程中的绝对支配者。中国政府对重点行业、产业或部门给予行政指令性资金支持的非市场化行为，形成了政府推动型关系融资制度。正如前述，政府出于各种考虑会对贷款公司有所要求，而后者为达到其融资目的，必然会进行相应的盈余操作，公司盈余质量下降。基于以上讨论，提出如下研究假设：

列（1）、（2）报告了金融环境的两个指标金融规模（Fdvol）和效率（Fdeff）的影响。结果显示，金融规模和效率两个指标的回归系数分别为-0.117和-0.066，均在1%的水平上显著负相关。即金融环境的改善能够显著降低上市公司盈余管理程度，改善上市公司的盈余质量。金融环境越好，金融信息越对称，公司也就越愿意披露会计信息，则公司盈余质量越高。

列（3）、（4）分别报告了法治环境（Law）和政府干预（Gov）的影响结果，二者的回归系数分别为-0.005和-0.027，均在1%的水平上显著负相关。说明法治环境越好的地区，其上市公司盈余质量越高；政府干预程度越小，则公司盈余质量越高。

综合来看，随着我国外部治理环境的改善，公司盈余质量有所提高。这一结论与李延喜等[1,2]的主要结论保持了一致。

H1b：法治环境越好的地区，公司进行盈余管理的程度越低，公司盈余质量越高

在我国，绝大多数企业的现状是缺乏核心能力，企业与企业之间的竞争通常还只是简单的价格竞争和资源竞争。而这样的竞争优势不足以应对WTO体制下的国际企业竞争。

 

表4 外部治理环境对盈余质量影响的估计

  

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著水平；( )内为T值（双尾检验）

 

变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6）Fdvol -0.117***(-11.84)-0.094***(-9.85)Fdeff -0.066***(-3.95)-0.091***(-8.47)Law -0.005***(-4.82)-0.008***(-6.78)Gov -0.027***(-8.90)-0.007*(-6.28)-0.022***(-7.73)Stock -0.308***(-7.53)-0.022***(-7.48)-0.117***(-4.82)-0.336***(-7.76)-0.321***(-7.84)-0.374**(-8.41)-0.365**(-8.24)Dir 0.056***(2.96)0.095***(5.35)0.058***(2.96)0.059***(3.06)0.055***(2.89)0.056***(2.90)Indir -0.022(-1.44)0.004***(6.71)-0.026*(-1.69)-0.025*(-1.63)-0.026*(-1.74)-0.027*(-1.78)Sup 0.003***(6.14)-0.024**(-2.18)0.003***(6.33)0.003***(6.12)0.004***(6.59)0.004***(6.48)Roe -0.063***(-10.67)0.001*(1.71)-0.059***(-8.96)-0.062***(-10.41)-0.034***(-4.98)-0.036***(-5.28)Size 0.002***(2.89)-0.113***(-19.25)0.001***(3.17)0.002***(2.98)0.002***(3.19)0.002***(2.99)Con. 0.891***(13.00)0.662***(6.93)0.301***(5.66)0.750***(11.23)0.251***(4.79)0.703***(9.99)F 49.34*** 43.52*** 30.80*** 44.11*** 45.22*** 44.36***R2 0.275 0.384 0.336 0.385 0.135 0.175

为进一步检验结果的稳健性，将金融环境的两个指标分别与法治环境、政府干预两个外部治理环境变量一起回归，结果如表4列（5）、（6）所示，金融环境、法治环境和政府干预的系数符号未发生变化，且仍显著，结果具有稳健性。此外，考虑我国各省市外部治理环境和经济发展水平的差异，将明显高于其他地区的北京、上海和天津三个直辖市的样本剔除后，重新进行回归，主要结果仍未发生变化，说明回归结果具有稳健性。⑦

2.自然资源禀赋的影响

为了更好地分析自然资源禀赋差异和外部治理环境对盈余质量的影响，本部分将计算的自然资源系数转化为哑变量。为体现变量的时间变化特征，采用如下方法转化：首先计算2003-2012年各个省市样本的平均值，然后将所计算的平均值作为该省市的自然资源禀赋水平，再按照三分位数将数据分组后，分别赋值1、2、3，数值越高，说明该地区的自然资源越丰裕。根据研究目的，采用单因素方差分析和非参数检验的方法进行检验，结果显示单因素方差检验卡方值为867.3926，在1%的水平下显著；非参数Kruskal-Wallis检验卡方值为263.435，也在1%的水平下高度显著，说明分组后的平均值不同，按此进行分组赋值并分析，具有统计意义。

（1）主要估计结果

表5报告了式（10）的估计结果，检验参数整体通过了1%的显著性检验，模型有效。

 

表5 自然资源禀赋、外部治理环境与盈余质量

  

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著水平；&、#分别表示15%、20%的显著水平；( )内为T值（双尾检验）

 

变量 （1） （2） （3） （4） （5） （6） （7） （8）Fdvol -0.058***(-5.39)-.0200***(-8.23)Fdeff -0.089***(-4.93)-.0124***(-5.06)Law -0.002*(-2.34)-.0004***(-3.86)Gov -0.061***(-2.56)-0.074***(-2.65)Nre×Fdvol-0.003***(-2.71)-0.005**(-3.25)Nre×Fdeff -0.004***(-3.13)-0.004*(-2.25)Nre×Law -0.001**(-2.82)-0.002***(-3.63)Nre×Gov 0.026***(2.54)0.032***(2.69)Stock -0.127***(-4.95)-0.140***(-4.36)Dir 0.089***(50.02)-0.124***(-5.00)-0.132***(-5.18)-0.120***(-4.87)-0.151***(-4.49)-0.143***(-4.51)-0.162***(-4.84)0.093***(4.37)Indir 0.004***(7.01)0.090***(5.19)0.093***(5.29)0.089***(5.12)0.094***(4.35)0.097***(4.59)0.102***(4.67)0.004***(6.04)Sup -0.024**(-2.22)0.004***(7.03)0.004***(7.20)0.004***(7.05)0.004***(6.20)0.004***(6.00)0.004***(6.26)-0.038**(-2.40)Roe 0.001*(1.70)-0.024**(-2.18)-0.024**(-2.14)-0.020*(-1.86)-0.044**(-3.18)-0.038**(-2.83)-0.041**(-2.98)0.001#(1.32)Size -0.117***(-18.18)0.001*(1.83)0.001*(1.84)0.001*(1.86)0.001(1.10)0.001#(1.26)0.001#(1.33)-0.116***(-16.47)Con. 0.719***(7.87)-0.118***(-18.74)-0.114***(-17.62)-0.120***(-18.89)-0.111***(-15.03)-0.115***(-16.31)-0.108***(-15.02)0.350***(4.55)F 57.71***58.57***58.53***58.84***46.25***45.77***45.08***43.87***0.855***(7.28)0.371***(6.26)0.356***(6.29)1.514***(9.69)1.019***(6.82)0.364***(4.63)R2 0.105 0.105 0.111 0.102 0.115 0.109 0.109 0.105 Obs 6410 6410 6410 6410 4450 4450 4450 4450

列（1）、（2）分别给出了金融环境及其与自然资源禀赋的交互项对盈余质量影响的回归结果。从检验结果看，金融规模（Fdvol）的系数为-0.058，在1%的水平上显著，说明金融规模与上市公司盈余质量显著负相关，即金融规模的扩大能够显著降低上市公司盈余管理程度，改善上市公司的盈余质量。金融效率（Fdeff）的系数是-0.089，在1%的水平上显著，说明金融效率与上市公司盈余质量显著负相关，即金融效率的提高显著降低了上市公司盈余管理程度，提高了上市公司的盈余质量。这一结论再次验证了研究假设1a的成立，即金融环境有利于提高盈余质量。进一步看，金融规模与自然资源禀赋交互项（Nre×Fdvol）的系数为-0.003，在1%的水平上显著，说明在金融规模度量的金融环境越好的地区，自然资源丰裕越有利于提高上市公司的盈余质量。金融效率与自然资源禀赋交互项（Nre×Fdeffl）的系数为-0.004，在1%的水平显著，说明在金融效率越高的地区，自然资源丰裕越有利于提高上市公司的盈余质量。综合来看，当自然资源与金融环境影响盈余质量时，自然资源表现出了“祝福”效应。金融环境越好，自然资源越丰裕越有利于盈余质量的提高。

列（3）给出了法治环境（Law）作为外部治理环境的估计结果。从检验结果来看，法治环境（Law）的系数为-0.002，在10%的水平上显著为负，这一检验结果再次验证研究假设1b的成立，即法治环境的改善有利于提高盈余质量。进一步看，法治环境与自然资源禀赋交互项（Nre×Law）的系数为-0.001，在5%的水平上显著，说明在提高盈余质量的过程中，法治环境更好的地区，自然资源丰裕表现出了“祝福”效应，也就说法治环境越好的地区，自然资源越丰裕越有利于提高盈余质量。

列（4）给出了政府干预（Gov）这一外部治理环境与自然资源禀赋（Nre）对盈余质量的影响结果。从检验结果来看，政府干预（Gov）的系数为-0.061，在1%的水平上显著，再次证明了研究假设1c成立，即政府干预程度越小，上市公司的盈余质量越高。政府干预与自然资源禀赋交互项（Nre×Gov）的系数为0.026，在1%的水平上显著为正，由于政府干预是反向指标，因此，这一结果意味着政府干预较小的地区，自然资源丰裕能够降低上市公司盈余管理程度，从而提高盈余质量。自然资源仍表现为“祝福”效应。

综合来看，自然资源可以通过外部治理环境作用于盈余质量，自然资源的丰裕对提高盈余质量来说表现出了“祝福”效应。以金融环境、法治环境、政府干预所度量的外部治理环境水平越好，自然资源丰裕才越有利于盈余质量的提高。即自然资源丰裕是否“祝福”盈余质量，取决于外部治理环境水平。研究假设2得到验证。

早期的贝多芬基本都在学习作曲，创作器乐曲，创作风格基本是以海顿莫扎特的风格为主。在维也纳时期贝多芬出现了听觉障碍，但他写下了《第一交响曲》《第二交响曲》，钢琴协奏曲，钢琴奏鸣曲（悲怆月光、暴风雨在内的20首）。创作风格已显示出自己的创作个性，具有朝气蓬勃的情感，对比强烈的特点。

（2）稳健性检验

为进一步检验自然资源禀赋约束下外部治理环境对上市公司盈余质量影响的稳定性，将经济发展水平明显高于其他地区的北京、上海和天津地区的样本剔除，同时将政府干预水平明显低于其他地区的西藏地区的样本剔除，重新对式（10）进行回归，结果如表5列（5）—（8）所示。从检验结果来看，主要回归结果未发生改变，且仍显著，说明估计结果稳健。

四、研究结论与建议

本文主要结论有：（1）金融环境、法治环境和政府干预所表示的外部治理环境水平的提高，对上市公司盈余质量的改善有积极作用。这一作用没有因外部治理环境代理变量的不同而发生改变，且检验结果稳定。（2）自然资源能够通过外部治理环境作用于盈余质量。将自然资源引入外部治理环境的分析框架后，外部治理环境的三个代理变量，即金融环境、法治环境和政府干预的影响系数符号未发生变化，外部治理环境的改善对盈余质量有积极作用，自然资源丰裕并未产生“诅咒”效应。（3）自然资源与外部治理环境各代理变量的交互项系数均显著为负，而外部治理环境各变量系数本身未发生变化，说明在金融环境、法治环境和政府干预度量的外部治理环境越好的地区，自然资源越有利于盈余质量的提高。外部治理环境越好的地区，自然资源越表现为“祝福”而不是“诅咒”。

较高质量的外部治理环境对盈余质量有着积极的影响，自然资源通过外部治理环境作用于盈余质量，并表现出“祝福”效应，但自然资源是“祝福”还是“诅咒”，取决于外部治理环境。因此，提高公司盈余质量，应在关注公司内部治理的基础上重视金融环境、法律环境和政府干预这些外部治理环境的影响，以及地方自然资源禀赋的约束，采用不同的激励措施提高外部治理水平，以发挥自然资源“祝福”效应。在提高公司盈余质量的同时，兼顾社会效用最大化。在制定相关政策时，应明确政府的服务定位，推进法律法规的有效执行，促进金融信息对称化发展，同时在地方资源开采方面应注意速度和规模，避免自然资源对其他要素的挤出，以及因自然资源开采而产生的寻租、腐败行为及“荷兰病”现象，最终提高公司盈余质量。

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[70] 黄梅. 盈余管理计量方法评述与展望. 中南财经政法大学学报,2007, (6): 110-115.

[71] Stubben, S.. Discretionary Revenues as a Measure of Earnings Management. The Accounting Review, 2010, 85(2): 695-717.

[72] Bartov, E., Gul, F. A., Tsui, J. S. L.. Discretionary-accruals Models and Audit Qualif i cations. Journal of Accounting & Economics, 2000, 30(3): 421-452.

[73] Boyce, J., Herbert, E. R.. Is a Negative Correlation between Resource Abundance and Growth Suff i cient Evidence That There Is a “Resource Curse”? Resources Policy, 2011, 36(1): 1-13.

[74] 王学斌, 朱永刚, 赵学刚.资源是诅咒还是福音——基于中国省级面板数据的实证研究.世界经济文汇, 2011, (6): 46-56.

[75] 赵丙奇, 李玉举. 30个省市经济增长的资源禀赋状况研究. 财经科学, 2006, (2): 99-106.

注释

① 假设前提、求解过程与表1类似。限于篇幅，这里直接给出结果。

② 根据McNichols、[69]黄梅等[70]的分析，1993-2006年国内外发表的盈余管理实证文献中63%以上使用的是应计利润法。此外，Stubben发现，[71]2005-2008年The Accounting Review、Journal of Accounting Research等期刊上至少40篇论文采用了应计利润法。

③ Bartov等[72]对Healy模型、DeAngelo模型、Jones模型、修正Jones模型和横截面修正的Jones模型的估计效果进行了比较，发现横截面修正的Jones模型的解释力最好。

④ 本文认为，这种方法比使用自然资源的人均产量更能反映自然资源在经济中的重要性。

⑤ 例如，Stijns[49]采用了土地、燃料和矿物三种资源产量和储量计算自然资源禀赋。我国学者王学斌等[74]以矿业（能源、金属和其他从地下采掘的不可再生自然资源）产值度量自然资源丰裕度，并认为这是较为恰当的方式。

⑥ 自然资源储量以用一次能源消费量与生产量的比值度量（按石油当量计算）。同时储量的计量方式也能够很好地降低自然资源内生的影响，即自然资源是比外部治理环境更为客观的存在。

⑦ 限于篇幅，文中未列出结果。