分析師跟蹤與CSR信息披露印象管理

王性玉 康峰卓

【摘要】以我國滬深A股上市企業(yè)2010 ～ 2019年數(shù)據(jù)為樣本， 研究發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤對CSR信息披露中的印象管理問題造成了“壓力促進”而非“監(jiān)督抑制”的不良后果， 且企業(yè)良好的內(nèi)部控制可以有效抑制分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng); 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 分析師跟蹤的“壓力促進”效應(yīng)在非國有企業(yè)和業(yè)績表現(xiàn)差的企業(yè)中更加顯著。 在排除干擾性因素和控制內(nèi)生性等穩(wěn)健性檢驗后， 上述結(jié)論依然成立。 該研究豐富了分析師跟蹤經(jīng)濟后果的研究內(nèi)容， 拓展了CSR信息披露印象管理影響因素的研究領(lǐng)域， 同時為從實踐角度抑制CSR信息披露印象管理問題提供了解決思路。

【關(guān)鍵詞】分析師跟蹤;企業(yè)社會責任;印象管理;內(nèi)部控制

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）14-0074-8

一、引言

自黨的十八屆四中全會提出“加強企業(yè)社會責任立法”到黨的十九大報告提出“強化社會責任意識、規(guī)則意識、奉獻意識”， 企業(yè)社會責任（CSR）逐步納入全面深化改革大局， 形成了政府、商協(xié)會、交易所和媒體等多元共促的發(fā)展格局。 然而相比于日益完善的財務(wù)報告監(jiān)督制度， CSR信息披露的相關(guān)規(guī)范和監(jiān)督機制不健全， 披露標準不統(tǒng)一， 也沒有強制審驗的規(guī)定， 使得企業(yè)對CSR信息披露進行粉飾和掩飾的難度低、風險小， 管理層利用CSR信息披露進行“印象管理”的問題日益嚴重。

企業(yè)信息披露的“印象管理”主要是指管理者出于機會主義動機所實施的信息操縱行為。 管理者通過對披露信息的傾向性和選擇性處理， 誤導信息使用者的判斷， 從而達到自利性的目的[1] 。 CSR信息披露的印象管理主要是指管理層對CSR信息披露的粉飾或掩飾行為， 表現(xiàn)為“報喜不報憂”， 夸大或虛報企業(yè)社會責任履行情況等， 以樹立企業(yè)的良好形象。 CSR信息披露的印象管理扭曲了信息價值， 如不加以抑制， 將會導致“劣幣驅(qū)逐良幣”、垃圾信息泛濫等不良后果。 因此， 識別CSR信息披露印象管理的動機、成因和強度， 加強對CSR信息披露的規(guī)范和監(jiān)督是當務(wù)之急。

分析師作為資本市場重要的信息中介， 發(fā)揮著緩解企業(yè)和廣大投資者信息不對稱的重要作用。 但分析師在關(guān)注企業(yè)信息披露的同時， 也影響著企業(yè)管理層的決策和行為， 對其信息披露中的操縱行為起到“監(jiān)督抑制”或者“壓力促進”的作用。 “監(jiān)督假說”認為分析師在剖析企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀和預測企業(yè)未來發(fā)展的過程中， 會識別出企業(yè)管理者在信息披露中的不當行為， 從而約束管理者， 對其信息披露中的操縱行為起到“監(jiān)督抑制”的作用; “壓力假說”認為分析師對被關(guān)注企業(yè)發(fā)布研究報告后， 無形中給企業(yè)樹立了形象標桿， 這種無形的壓力會誘導管理層通過隱蔽手段來操縱信息披露以迎合分析師預期， 從而對其信息披露中的操縱行為起到“壓力促進”的作用。

這就衍生出值得思考的現(xiàn)實問題： 分析師這樣一個具有雙重作用的角色， 對CSR信息披露中的印象管理問題是“監(jiān)督抑制”還是“壓力促進”呢？ 遺憾的是， 鮮有文獻對這一問題進行考察。 已有研究更多側(cè)重于CSR信息披露對分析師跟蹤的影響[2-4] ， 而忽視了分析師跟蹤對CSR信息披露的影響。 因此， 本文將企業(yè)在CSR信息披露中的印象管理問題作為研究對象， 探討分析師跟蹤對其影響究竟是“監(jiān)督抑制”還是“壓力促進”。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）監(jiān)督假說

“監(jiān)督假說”認為， 分析師在識別和監(jiān)督企業(yè)信息風險方面發(fā)揮著不可忽視的作用。 一方面， 分析師具有較強的信息獲取能力。 我國證券分析師搜尋信息的渠道包括公司發(fā)布的財務(wù)報告、媒體發(fā)布的公開報道、券商及其他機構(gòu)投資方發(fā)布的分析報告、學術(shù)性期刊， 以及對被關(guān)注公司進行實地調(diào)研等， 不僅持續(xù)跟蹤企業(yè)的公開信息還特別關(guān)注企業(yè)的私有信息。 另一方面， 分析師對企業(yè)信息具有深度挖掘分析的專業(yè)能力。 分析師利用其專業(yè)知識， 對其獲取的信息進行充分挖掘和評估， 預測公司的投資前景， 發(fā)布相關(guān)的盈余預測和薦股信息， 以降低公司與投資者之間的信息不對稱程度。 因此， 與資本市場投資者相比， 證券分析師的職業(yè)背景和專業(yè)能力使其更能識別上市公司信息披露中的重大錯報或舞弊， 從而減少信息不對稱， 對管理層利己的機會主義行為進行監(jiān)督[5，6] 。

（二）壓力假說

“壓力假說”認為， 分析師間接承擔著對企業(yè)管理者“施壓”的角色。 “安然事件”之后， 分析師發(fā)布的預測報告逐漸成為市場投資者及債權(quán)人衡量上市公司經(jīng)營及財務(wù)狀況的基準， 但當企業(yè)實際表現(xiàn)達不到分析師預期時， 無疑給外部投資者傳遞了壞消息， 企業(yè)會因此在資本市場中承受股價下跌甚至崩盤的風險[7] ， 管理層也會由于達不到考核要求面臨被降薪降職[8] 或被辭退的風險[9] 。 因此， 當企業(yè)被越多的分析師跟蹤預測時， 管理層面對的壓力越大。 而諸多研究已經(jīng)證實， 分析師跟蹤的壓力越大， 管理層尋求信息操縱的機會主義動機也越強。 胡瑋佳和韓麗榮[10] 研究表明， 當企業(yè)面對更多分析師跟蹤預測時， 管理層面對的壓力更大， 會導致更多的應(yīng)計項目調(diào)整。 Huang等[11] 發(fā)現(xiàn)分析師的關(guān)注增強了管理層進行信息操縱的動機， 且大多數(shù)進行盈余操縱的公司都剛好達到或超過分析師的盈余預測。

（三）分析師跟蹤與CSR信息披露的印象管理問題

大量研究已經(jīng)證實， 分析師會重點關(guān)注和分析企業(yè)的CSR信息， 并在將CSR信息傳遞給信息使用者的過程中發(fā)揮重要作用[2，12] 。 因此， 從理論上來說， 企業(yè)管理層在對CSR信息披露進行印象管理的過程中， 也會受到分析師跟蹤的“施壓”或者“監(jiān)督”作用。

從“施壓”的角度來看， 主要表現(xiàn)在兩個方面： 一方面， 在分析師跟蹤的壓力下， 管理層利用CSR信息披露印象管理去主動迎合分析師預測。 李鉆等[13] 研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)管理層對CSR信息披露的一個重要動機是配合其盈余管理; 也有學者研究發(fā)現(xiàn)， CSR信息披露印象管理可以有效提升企業(yè)績效的信息含量、影響利益相關(guān)者對企業(yè)的市場評價， 因此， 為了迎合分析師的業(yè)績預期， 提高投資者對企業(yè)的市場評價， 管理層存在對CSR信息披露進行印象管理的強烈動機。 另一方面， 管理層在分析師跟蹤的壓力下， 利用CSR信息披露印象管理進行自我保護。 諸多研究表明， CSR信息披露發(fā)揮著管理層失職后的“掩飾效應(yīng)”[14] 、負面報道后的補償機制[15] 、降低企業(yè)聲譽損失等“利己工具”作用， 這使得企業(yè)管理層在預計達不到分析師預測目標時， 通過對CSR信息披露進行印象管理以轉(zhuǎn)移公眾視線、緩解主要矛盾、掩飾自身過失等動機存在。 基于以上兩方面原因的分析， 分析師跟蹤的“施壓”會促使企業(yè)管理層對CSR信息披露進行印象管理。

從“監(jiān)督”的角度來看， 卻存在明顯的“監(jiān)督難”問題。 我國CSR信息披露規(guī)范標準不統(tǒng)一、沒有強制審驗的規(guī)定， 存在先天難以被有效監(jiān)督鑒證的缺陷。 此外， CSR信息披露印象管理的手段多樣且復雜， 使得本就難以被監(jiān)督的CSR印象管理問題雪上加霜。 諸多研究表明， 企業(yè)對CSR信息披露印象管理的手段已經(jīng)不僅僅局限于虛假披露、選擇性披露等， 管理層會對語句可讀性、詞句的確定性和情感語調(diào)進行選擇[16] ， 對圖表顏色、結(jié)構(gòu)比例進行精心安排[17] ， 從情感和形式上為信息使用者提供傾向性的閱讀體驗， 這些更加隱蔽和精細的印象管理手段使得管理層對CSR信息進行印象管理時更具隱蔽性和操作性。 基于以上對CSR信息披露的現(xiàn)實分析可知， 現(xiàn)階段分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的監(jiān)督比較困難。 由此可見， 分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理更可能造成“壓力促進”而非“監(jiān)督抑制”效應(yīng)。 基于此， 本文提出假設(shè)1：

H1： 分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理存在“壓力促進”效應(yīng)。

正如前文所述， CSR信息披露印象管理問題突出， 卻得不到有效的外部監(jiān)督。 本文將研究視角聚焦于企業(yè)內(nèi)部控制， 以尋求從企業(yè)內(nèi)部抑制CSR信息披露印象管理的解決思路。 內(nèi)部控制作為企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督的重要機制， 保證企業(yè)對外披露信息的質(zhì)量和可靠性以降低企業(yè)和投資者的信息不對稱程度是其重要目標之一。 Doyle等[18] 、Altamuro和Beatty[19] 、董望和陳漢文[20] 、李虹和田馬飛[21] 等均從企業(yè)信息披露質(zhì)量的不同維度著手驗證了內(nèi)部控制與企業(yè)信息披露質(zhì)量間的正向關(guān)系。 內(nèi)部控制在抑制企業(yè)管理層的信息舞弊、監(jiān)督企業(yè)管理層“自利性”行為方面發(fā)揮著重要作用[22] 。 因此， 本文認為企業(yè)良好的內(nèi)部控制可以有效抑制分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng)。 基于此， 本文提出假設(shè)2：

H2： 企業(yè)良好的內(nèi)部控制可以有效抑制分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2010 ～ 2019年我國滬深A股上市企業(yè)為樣本， 選取和訊網(wǎng)的CSR評分數(shù)據(jù)， 并借鑒已有學者對CSR印象管理程度指標的衡量方法， 將CSR信息披露評分分為預期部分和未預期部分。 預期部分通過構(gòu)建CSR信息披露影響因素模型進行擬合; 未預期部分為模型中不能被正常解釋和合理估計的殘差值， 該殘差值一定程度上反映了CSR信息披露操縱程度， 本文在該模型的基礎(chǔ)上剔除負殘差值， 將殘差項的正值作為CSR信息披露印象管理程度的代理指標。 分析師跟蹤數(shù)據(jù)和其他變量數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫， 剔除ST和?ST、金融保險類和關(guān)鍵變量缺失的樣本后， 最終得到8954個樣本數(shù)據(jù)。 為克服極端值的影響， 對所有連續(xù)變量進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1. CSR信息披露印象管理程度。 CSR信息披露印象管理程度的量化比較困難， 國內(nèi)學者首次借鑒盈余管理中Jones模型對CSR報告印象管理進行了衡量， 后續(xù)研究中， 有學者對該方法進行了改進， 即將模型回歸估計后得出殘差項的正值作為CSR報告印象管理程度的代理指標。 但由于上述研究局限于用潤靈環(huán)球的CSR評分體系， 在樣本選擇中只能選取發(fā)布CSR報告的企業(yè)， 不可避免地存在樣本選擇偏誤問題。 本文以上述研究為基礎(chǔ)， 采用國內(nèi)權(quán)威的和訊網(wǎng)CSR信息披露評分體系構(gòu)建模型（1）， 和訊網(wǎng)對CSR信息披露評分的依據(jù)不僅源于企業(yè)發(fā)布的CSR報告還源于企業(yè)年報等相關(guān)內(nèi)容， 基本涵蓋全部上市企業(yè)， 較好地克服了樣本自選擇問題。 同時， 本文借鑒已有研究對CSR指標的衡量方法， 分別采用CSR_t（CSR總分）、LnCSR_t+1為（CSR總分的自然對數(shù)）、CSR_code（按CSR總分分為10個等級， 即0 ～ 10分記為1， 以此類推， 形成10等級制的離散型變量）共計三種CSR衡量方法對模型（1）進行回歸， 三種回歸模型的擬合優(yōu)度均在30%以上， 表明和訊網(wǎng)對CSR信息披露的評分具有較高效度， 且三種回歸模型的殘差值在相關(guān)性分析中均在1%水平上顯著正相關(guān)， 表明本文選取的CSR信息披露印象管理代理指標具有較高信度。 最終， 本文將CSR總分即CSR_t作為最終選定指標。

模型（1）中各控制變量參考宋林等[23] 的研究選取， 其中企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)凈利率（ROA）、權(quán)益市值比（MTB）等指標反映企業(yè)基本財務(wù)特征; 管理層持股比（Mhold）、機構(gòu)持股比（Ihold）、高管薪酬（Pay）等指標反映企業(yè)治理水平; 企業(yè)注冊地（Place）、上市地點（List）、外部審計（Big4）等指標反映企業(yè)外部環(huán)境（各控制變量的詳細說明如表1所示）。 由模型（1）回歸估計后得出殘差項ξi，t中的正值可以視為CSR信息披露印象管理程度的代理變量， 本文將其表示為CSR_e。

2. 分析師跟蹤。 現(xiàn)有研究對分析師跟蹤的衡量指標有： ①對企業(yè)進行分析跟蹤的分析師人數(shù)或券商數(shù)量; ②對企業(yè)進行跟蹤分析的研報數(shù)量[24] ; ③分析師是否跟蹤或跟蹤是否到達某一水平設(shè)置虛擬變量[25] 。 本文借鑒現(xiàn)有研究方法， 盡可能多角度地對分析師跟蹤指標進行衡量， 在后續(xù)回歸分析中分別用分析師跟蹤人數(shù)和研報數(shù)量兩個指標對分析師跟蹤進行衡量。

3. 企業(yè)內(nèi)部控制。 迪博內(nèi)控指數(shù)依據(jù)中國相關(guān)制度和企業(yè)內(nèi)部控制現(xiàn)狀對企業(yè)內(nèi)控水平進行綜合評價， 其由內(nèi)控基本指數(shù)和內(nèi)控修正指數(shù)構(gòu)成， 涵蓋財務(wù)和非財務(wù)指標， 能綜合反映企業(yè)內(nèi)部控制水平和風險管控能力， 在學術(shù)界和實務(wù)界具有較高認可度[26] 。 本研究使用迪博內(nèi)控指數(shù)作為企業(yè)內(nèi)部控制（In）的衡量指標。

各變量具體定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計

為了檢驗分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的影響， 本文構(gòu)建模型（2）對假設(shè)1進行驗證：

其中， Analyst和Report分別表示分析師跟蹤兩個角度的衡量指標， 其他控制變量如表1所述， ξi，t為模型的回歸殘值。

四、結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 由表2可知， CSR_e的均值為12.8201， 最小值為0.0706， 最大值為49.3996， 標準差為14.555， 表明樣本企業(yè)間CSR信息披露印象管理程度存在較大差異， 在統(tǒng)計角度也表明該指標具有較好的變異性， 為后續(xù)的計量分析提供了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ); Analyst的均值為8.6492， 表明平均每家企業(yè)有接近9個分析師跟蹤， 其他變量值與已有研究基本一致， 不再贅述。 本文在回歸分析之前對解釋變量和各控制變量之間進行了Pearson相關(guān)性檢驗， 各相關(guān)系數(shù)均在合理范圍之內(nèi)， 平均VIF值為1.55， 說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題， 可進行后續(xù)的多元回歸分析。

（二）組間均值、中位數(shù)差異檢驗

為了檢驗分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的影響， 本文按照分析師跟蹤人數(shù)的中位數(shù)進行了分組均值、中位數(shù)檢驗， 其中分析師跟蹤人數(shù)大于其中位數(shù)的為“多分析師跟蹤組”， 否則為“少分析師跟蹤組”。 表3結(jié)果顯示， 少分析師跟蹤組企業(yè)CSR_e的均值為10.4404， 中位數(shù)為3.96， 多分析師跟蹤組企業(yè)CSR_e的均值為15.4644， 中位數(shù)為6.3094， 均值、中位數(shù)差異均在1%的水平上顯著。 該結(jié)果初步說明， 分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理產(chǎn)生了“壓力促進”效應(yīng)， 即分析師跟蹤人數(shù)越多， 企業(yè)對CSR信息披露進行印象管理的程度越大， 初步驗證了假設(shè)1。

（三）假設(shè)1的檢驗結(jié)果

表4顯示， 分析師跟蹤人數(shù)Analyst和研報數(shù)量Report的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正， 表明分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理產(chǎn)生了“壓力促進”效應(yīng)而非“監(jiān)督抑制”效應(yīng)。 以列（2）和列（4）為例， 分析師跟蹤人數(shù)每增加1個標準差， CSR信息披露印象管理程度提高0.078%[（0.1005×0.1）/12.82]， 分析師研報數(shù)量每增加1個標準差， CSR信息披露印象管理程度提高0.024%[（0.0305×0.1）/12.82]。 假設(shè)1得到驗證。

（四）假設(shè)2的檢驗結(jié)果

為了驗證假設(shè)2， 本文在模型（2）的基礎(chǔ)上分別加入分析師跟蹤人數(shù)、研報數(shù)量和企業(yè)內(nèi)控指數(shù)的交乘項（Analyst×In、Report×In）進行回歸檢驗， 表5回歸結(jié)果顯示， Analyst×In和Report×In的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負， 說明企業(yè)良好的內(nèi)部控制可以有效抑制分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng)， 驗證了假設(shè)2。

五、進一步研究

（一）企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)的異質(zhì)性研究

基于分析師跟蹤的“壓力假說”， 分析師跟蹤對企業(yè)管理層造成的壓力應(yīng)在企業(yè)不同的業(yè)績表現(xiàn)下具有異質(zhì)性。 當企業(yè)自身的業(yè)績表現(xiàn)較好時， 較易達到分析師預期， 則分析師跟蹤對企業(yè)管理層的壓力較小， 企業(yè)管理者對CSR信息披露進行印象管理的動機也較小; 但當企業(yè)的業(yè)績表現(xiàn)較差時， 企業(yè)管理層對分析師跟蹤壓力的敏感度會增加， 其對CSR信息披露進行印象管理的動機也更加強烈。

以樣本企業(yè)總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）中位數(shù)為依據(jù)， 本文將企業(yè)劃分為“業(yè)績好”和“業(yè)績差”兩組進行分組回歸。 表6回歸結(jié)果顯示， 分析師跟蹤的兩種衡量指標在“業(yè)績好”分組中與CSR_e的正向關(guān)系均不具有顯著性， 但在“業(yè)績差”分組中分析師跟蹤的兩種衡量指標分別在1%和5%的水平上與CSR_e顯著正相關(guān)， 說明管理層在企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)較差時， 受分析師跟蹤的壓力較大， 對CSR信息披露進行印象管理的程度也較大。

（二）企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性研究

受先天市場壓力、融資條件等因素影響， 我國非國有企業(yè)在資本市場中受到的限制明顯大于國有企業(yè)， 分析師跟蹤的“壓力促進”效應(yīng)可能會受到企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。 一方面， 與國有企業(yè)受到“財政扶助、信貸優(yōu)惠、壟斷資源獲取”等先天優(yōu)勢相比， 非國有企業(yè)的管理者會有更高的形象和聲譽敏感度， 其危機感更強、所感知到的負面壓力也更大， 最終導致其在面臨分析師跟蹤的壓力時， CSR信息披露印象管理的動機也更強。 另一方面， 為了獲得企業(yè)發(fā)展必需的各種資源， 非國有企業(yè)進行CSR信息披露印象管理的對象范圍更廣， 預期收益也更高[27] 。 與國有企業(yè)相比， 非國有企業(yè)管理層被分析師跟蹤時對CSR信息披露進行印象管理的動機更強。

為了驗證上述猜想， 本文對樣本企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行了分組回歸。 表7回歸結(jié)果顯示， 國有企業(yè)組中分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的正向影響在兩種分析師跟蹤衡量指標中均不顯著， 而非國有企業(yè)組中分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的正向影響在兩種分析師跟蹤衡量指標中均在1%的水平上顯著， 驗證了本文猜想。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）排除干擾性因素

分析師跟蹤與上市公司的財務(wù)及治理層面特征密切相關(guān)[28] ， 沿襲傳統(tǒng)的研究設(shè)計可能會存在干擾性因素而影響回歸結(jié)果的可靠性。 本文借鑒Fang Yu[29] 和胡瑋佳和韓麗榮[30] 的研究， 將分析師跟蹤人數(shù)（Analyst）作為被解釋變量， 同時控制公司基本財務(wù)特征和治理層面特征構(gòu)建模型（3）， 回歸后得到排除企業(yè)基本特征因素后的凈分析師跟蹤程度， 即殘差值A(chǔ)nalyst_e。 進一步， 本文將凈分析師跟蹤度（Analyst_e）作為解釋變量， 代入模型（2）進行回歸檢驗。

模型（3）中， Analysti，t為t期跟蹤上市公司i的分析師人數(shù)， 各控制變量如表1所示， Analyst_ei，t為回歸殘差。 回歸結(jié)果顯示， 模型（3）的整體擬合優(yōu)度較高， 達到34%， 說明該模型的構(gòu)建是比較合理的; 模型（2）的回歸結(jié)果顯示， 凈分析師跟蹤度（Analyst_e）與CSR_e在1%的水平上顯著正相關(guān)， 說明在排除了企業(yè)基本特征因素的干擾后， 分析師跟蹤人數(shù)越多， CSR信息披露印象管理程度越高。 回歸結(jié)果再次驗證了分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng)， 支持了假設(shè)1。

（二）兩階段工具變量法（2SLS）

針對分析師跟蹤與CSR信息披露印象管理之間可能存在互為因果等內(nèi)生性問題， 本文使用2SLS法重新對模型進行檢驗。 參考余明桂等[31] 的研究方法， 本文將分析師跟蹤的工具變量設(shè)定為分析師預期跟蹤度（Est_Analyst）， 即以企業(yè)在基期得到的分析師跟蹤人數(shù)為基數(shù)， 以券商對應(yīng)的分析師隊伍規(guī)模的擴大程度為依據(jù)， 同比例預測下一年度樣本企業(yè)受到分析師跟蹤的人數(shù)。

在工具變量的相關(guān)檢驗中， LM統(tǒng)計量的P值小于0.05， Kleibergen-Paap rk Wald F值大于10， 強烈拒絕了“不可識別”和“弱工具變量”的原假設(shè)， 說明該工具變量的選取是非常合理的。 第一階段回歸結(jié)果再次證實， 工具變量（Est_Analyst）與分析師跟蹤人數(shù)（Analyst）存在顯著的相關(guān)關(guān)系; 第二階段回歸結(jié)果顯示， Est_Analyst與CSR_e在5%的水平上顯著正相關(guān)。 上述結(jié)果說明在控制了分析師跟蹤可能存在的內(nèi)生性后， 分析師跟蹤人數(shù)的增加仍會加劇CSR信息披露印象管理的程度， 與上述研究結(jié)果一致。

限于篇幅， 上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均未予以列示。

七、結(jié)論與啟示

本研究結(jié)合我國資本市場環(huán)境中CSR信息披露的實際情況， 驗證了分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理造成了“壓力促進”而非“監(jiān)督抑制”的不良后果， 且企業(yè)良好的內(nèi)部控制可以有效抑制分析師跟蹤對CSR信息披露印象管理的“壓力促進”效應(yīng); 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 分析師跟蹤的“壓力促進”效應(yīng)在非國有和業(yè)績表現(xiàn)差的企業(yè)中更加顯著。 在排除干擾性因素、控制內(nèi)生性等穩(wěn)健性檢驗后， 上述結(jié)論依然成立。

基于上述結(jié)論， 本文的啟示和建議如下： ①資本市場要辯證對待分析師跟蹤的經(jīng)濟后果， 不可割裂地看待分析師的“監(jiān)督”和“施壓”作用。 一方面， 分析師在識別監(jiān)督企業(yè)信息舞弊方面的確起到了重要作用; 但另一方面， 分析師無法消除企業(yè)管理層內(nèi)在的、業(yè)績壓力下的信息操縱動機， 企業(yè)管理層在分析師跟蹤的“監(jiān)督”和“壓力”雙重作用下， 其最終的選擇是對分析師“監(jiān)督力”和“施壓力”兩種力量權(quán)衡博弈的結(jié)果， 當企業(yè)管理層認為其“監(jiān)督力”大于“施壓力”時， 分析師跟蹤對企業(yè)信息披露操縱行為產(chǎn)生“監(jiān)督抑制”的最終結(jié)果; 但當管理層認為其“施壓力”大于“監(jiān)督力”時， 分析師跟蹤對企業(yè)管理層的信息操縱行為會呈現(xiàn)“壓力促進”的最終結(jié)果。 鑒于此， 資本市場應(yīng)結(jié)合具體情境明確分析師對特定對象發(fā)揮的特定作用， 做到具體問題具體分析。 ②監(jiān)管部門要進一步完善CSR信息披露的監(jiān)管條例， 從制度層面解決CSR信息披露印象管理“監(jiān)督難”的問題， 并重點關(guān)注分析師跟蹤壓力下的非國有和業(yè)績表現(xiàn)差的企業(yè)， 切實推進企業(yè)內(nèi)部控制制度的完善。 ③投資者在實踐中應(yīng)對分析師跟蹤的結(jié)果進行審慎考慮， 尤其要重視企業(yè)在分析師跟蹤壓力下對非財務(wù)信息披露的印象管理問題。

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