分析師關注能否改善企業(yè)環(huán)境表現？★

孟 潔 孫雨茜

（ 1.南京財經大學 2.波士頓大學）

一、引言

為引導和激勵企業(yè)履行環(huán)境治理責任、改善環(huán)境表現，不斷增強人民群眾的綠色獲得感、生態(tài)幸福感，黨的十八大倡導“綠水青山就是金山銀山”的新發(fā)展理念，十九大更是將污染防治視為三大攻堅戰(zhàn)之一。企業(yè)是保護生態(tài)環(huán)境的主體力量（周五七，2020），改善企業(yè)環(huán)境表現水平，對于預防和化解企業(yè)環(huán)境風險，在“十四五”期間打贏污染防治攻堅戰(zhàn)有著重要的現實意義。

隨著分析師規(guī)模不斷發(fā)展壯大，這一企業(yè)外部治理機制的重要性日益凸顯。分析師為投資者提供專業(yè)的投資分析報告，是資本市場的關鍵信息中介。分析師主要通過兩種機制來發(fā)揮其外部監(jiān)督功能：一方面，分析師通過對企業(yè)的監(jiān)督和持續(xù)的跟蹤，使其處于多方位的利益相關者監(jiān)督機制中，來抑制管理層環(huán)境機會主義行為，被動改善環(huán)境表現；同時,分析師作為企業(yè)獲取聲譽效應的重要渠道，企業(yè)為獲取環(huán)境合法性認同，會在分析師監(jiān)督下主動提升企業(yè)環(huán)境表現。另一方面，分析師也有可能對管理層產生業(yè)績壓力效應，迫使管理層因短期業(yè)績而出現短視行為，從而抑制企業(yè)環(huán)境表現。本文選取2008—2019年滬深A股上市公司數據，從分析師關注的監(jiān)督治理機制和業(yè)績壓力機制兩個角度出發(fā)，實證研究其對企業(yè)環(huán)境表現的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）監(jiān)督治理效應

作為環(huán)境資源的主要消費主體和環(huán)境污染的主要制造者，企業(yè)在環(huán)境治理中承擔義不容辭的責任。在沒有外部監(jiān)督的情況下，企業(yè)為實現利潤最大化可能會將廢水、廢氣和固體廢棄物直接排放到自然環(huán)境中，惡化周邊環(huán)境（趙芳和程松松，2019）。而分析師作為資本市場重要的信息中介，在促進資源配置、增強市場有效性等方面起著重要作用（Hilary和Shen，2013；馬黎珺等，2019；伊志宏等，2019）。

一方面，分析師的監(jiān)督使得企業(yè)為緩解外部壓力而“被迫”改善環(huán)境表現。根據外部壓力觀，當企業(yè)受到外部利益相關者的監(jiān)督，一旦其存在不合理的環(huán)境行為，會在各方壓力的倒逼下增加環(huán)保投資、開展技術創(chuàng)新活動，實現綠色生產、減少環(huán)境污染（趙芳和程松松，2019），以滿足各方利益相關者的要求。而分析師作為監(jiān)督企業(yè)的外部壓力中的重要一環(huán)，具備較強的獨立客觀性（李春濤等，2014），能夠以各種形式持續(xù)監(jiān)督管理層活動（陳欽源等，2017），增加管理層環(huán)境機會主義暴露的風險，提高企業(yè)的環(huán)境違規(guī)成本（陳共榮和游彩洋，2019），針對國外樣本的研究也發(fā)現分析師監(jiān)督能約束企業(yè)的違規(guī)行為（Bradley等，2017)。因此，分析師關注能有效發(fā)揮市場監(jiān)督職能，約束管理層的利己行為，加強企業(yè)環(huán)境治理水平，改善企業(yè)環(huán)境表現。

另一方面，分析師的監(jiān)督使企業(yè)為獲取環(huán)境合法性認同而積極改善環(huán)境表現。環(huán)境表現是評估企業(yè)聲譽的重要構成部分（李海芹和張子剛，2010），分析師對企業(yè)的關注和監(jiān)督也增加了企業(yè)所面臨的社會輿論壓力和聲譽壓力。企業(yè)一旦發(fā)生環(huán)境污染行為，則會使自身聲譽受損，陷入環(huán)境合法性危機。而良好的環(huán)境表現可以幫助企業(yè)在投資者心中樹立積極承擔環(huán)境責任的形象，為企業(yè)帶來良好聲譽（胡珺等，2017）。因此，基于組織合法性理論，企業(yè)通過采取各種環(huán)境治理措施，減少環(huán)境污染、提高環(huán)保治理水平，以使企業(yè)的環(huán)境表現為社會公眾所知，增強社會對企業(yè)認同感，最終提高企業(yè)價值和長期績效。

綜上所述，作為企業(yè)的外部壓力之一，分析師關注能有效發(fā)揮其監(jiān)督治理作用，既能抑制管理層的環(huán)境機會主義行為，又能促使企業(yè)為獲得環(huán)境合法性認同而自發(fā)進行聲譽管理、改善企業(yè)環(huán)境表現。由此提出以下假設：

H1a：其他條件不變，分析師關注能夠提高企業(yè)環(huán)境表現水平。

（二）業(yè)績壓力效應

業(yè)績壓力假說認為，分析師關注會增加管理層的業(yè)績負擔，導致其重視短期業(yè)績而犧牲企業(yè)的長期利益。具體表現為，當企業(yè)實際業(yè)績未達到分析師預測標準，將面臨股價下跌、市場價值減少（Bartov et al.2002）、管理層被降薪（Matsunaga et al.2001）和被解雇（Hazarika et al.2012）的風險。因此，出于自身財富、聲譽和事業(yè)發(fā)展的考慮，為迎合分析師、保持盈利的可預測性，管理層可能傾向于短期業(yè)績的快速實現（He and Tian，2013；李春濤等，2016）。而環(huán)境治理屬于長期行為，由于其經濟效益遠低于社會效益，所以企業(yè)很少主動采取對策（張濟建，2016)。因此，分析師關注度較高企業(yè)的管理層可能會作出以犧牲環(huán)境為代價的短視行為，削減綠色投資水平（周亞拿等，2021），以達到分析師預測標準，由于企業(yè)的綠色投資有助于降低環(huán)境違規(guī)概率從而顯著提高環(huán)境表現（陳宇峰和馬延柏，2021），這將導致企業(yè)環(huán)境表現淪為業(yè)績管理的犧牲品。于是，提出競爭性假設:

H1b：其他條件不變，分析師關注能夠降低企業(yè)環(huán)境表現水平。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取滬深A股上市公司2008—2019年的樣本作為研究對象。企業(yè)的分析師關注數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS）；環(huán)境表現數據來自CSMAR數據庫，并通過上市公司年報、社會責任報告、環(huán)境報告等進行補充完善，使用層次分析法計算得到環(huán)境表現的衡量指標；其他財務指標來自Wind數據庫。對初始數據進行如下處理：（1）剔除金融行業(yè)公司樣本；（2）剔除資產負債率超過1的樣本；（3）剔除ST、*ST、暫停上市樣本；（4）剔除主要變量值有缺失的樣本；（5）對所有連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理。最終得到19 773個公司—年度觀測值。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本研究的被解釋變量為企業(yè)環(huán)境表現（），參照已有研究（沈洪濤，2014；龍文濱等，2018），根據原國家環(huán)?？偩钟?006年發(fā)布的《企業(yè)環(huán)境行為評價技術指南》，構建了8個指標來衡量企業(yè)環(huán)境表現的優(yōu)劣程度。首先使用AHP層次分析法計算各環(huán)境表現指標的權重，然后對各項指標進行打分，最終加權計算得到樣本企業(yè)的環(huán)境表現得分，具體見表1。

表1 環(huán)境表現各指標權重

2.解釋變量

解釋變量為分析師關注（Analyst），現有文獻主要采用一定時期內關注企業(yè)的分析師數量和研究報告數量來度量（Barth等，2001；Yu，2016；王蘇生等，2014），基于此，本文以關注企業(yè)的分析師人數加1的自然對數Analyst1以及企業(yè)的研究報告數量加1的自然對數Analyst2衡量分析師關注。

3.控制變量

借鑒現有研究，本文的控制變量包括：企業(yè)規(guī)模（）、公司上市年齡（）、產權性質（）、資產回報率（）、財務杠桿率（）、企業(yè)成長能力（）、現金持有量（）、股權集中度（）、CEO兩職合一（）、董事會規(guī)模（）、董事會獨立性（）、企業(yè)價值（）。此外，控制行業(yè)虛擬變量（）和年份虛擬變量（），用來排除不同行業(yè)和年份內的異質性特征。

各變量的符號和具體設定見表2。

表2 變量定義

（三）模型設定

為了檢驗分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現的影響，本文構建了模型（1）：

其中，表示企業(yè)的分析師關注度，分別用1和2衡量，是企業(yè)環(huán)境表現。為重點觀測對象，若顯著大于0，則H1a成立；若顯著小于0，則H1b成立。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。根據Panel A，企業(yè)環(huán)境表現（）的數值介于0到1之間，而環(huán)境表現均值為0.85，說明樣本公司環(huán)境表現總體比較合格；衡量分析師關注的兩個變量（2），最小值均為0，在最少的情況下，企業(yè)沒有被任何分析師關注，標準差均大于1，波動性較強，說明不同企業(yè)的分析師關注度存在顯著差異。樣本企業(yè)中約有35.3%屬于國有企業(yè)。其他控制變量的波動幅度在可接受范圍之內。Panel B為針對企業(yè)是否受到分析師關注進行了均值差異性檢驗。未受到分析師關注的企業(yè)的環(huán)境表現均值為0.840，而受到分析師關注的企業(yè)的環(huán)境表現均值為0.852，二者的差異在1%的水平上是顯著的，說明分析師關注會提高企業(yè)的環(huán)境表現，初步驗證了H1a。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

變量的相關性分析結果如表4所示，各變量之間的相關系數都小于0.7，推斷變量間不存在嚴重的多重共線性。對變量進行初步分析，首先，分析師關注（1）與企業(yè)環(huán)境表現（）之間的相關系數為0.136，且在1%的水平上顯著，由此判斷分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現之間存在正相關的關系，初步支持了研究假設H1a，其他控制變量的系數均在合理范圍之內。

表4 變量間相關性分析

（三）基準回歸分析

表5報告了分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現（）影響的回歸結果。第（1）列僅控制了行業(yè)和年度效應，企業(yè)的分析師人數（1）的估計系數是0.0077，且在1%的水平上顯著；第（2）列增加了企業(yè)特征的控制變量，此時分析師人數（1）的估計系數為0.0015，仍在1%的水平上顯著，證明了H1a，證明分析師的監(jiān)督治理效應發(fā)揮作用大于業(yè)績壓力效應，具體而言，分析師關注有助于約束企業(yè)管理層的環(huán)境機會主義行為，使管理層為獲得環(huán)境合法性認同而顯著改善企業(yè)環(huán)境表現，與上文均值差異性檢驗的結果一致。為確認這一正向關系是否穩(wěn)健，在（3）、（4）列中，將分析師人數（1）改為研究報告數量（2），仍然與企業(yè)環(huán)境表現在1%的水平上顯著正相關。

表5 分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現

綜上所述，在控制其他因素以及替換解釋變量后，分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現均呈顯著的正相關關系，即分析師關注有助于約束企業(yè)管理層的環(huán)境機會主義行為，使管理層為獲得環(huán)境合法性認同而顯著改善企業(yè)環(huán)境表現。

（四）異質性分析

不同于西方國家，我國上市公司具有不同的產權性質，在這種制度背景下，受到政府干預的國有企業(yè)會承擔更多的社會責任和環(huán)境保護責任（唐國平，2013）。鑒于此，本研究比較了國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現的影響。表6的結果表明，對于國有企業(yè)，分析師關注度對企業(yè)環(huán)境表現的改善效果越好，而對于非國有企業(yè)，并不存在顯著影響。說明分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現的促進作用在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間存在明顯的異質性，其對國有企業(yè)的環(huán)境表現更具促進效果，這是因為國有企業(yè)迫于樹立良好聲譽而提高環(huán)境表現，而非國有企業(yè)更多地追求經濟效益。

表6 分析師關注、產權性質與企業(yè)環(huán)境表現

（五）機制分析

前文已驗證H1a，證明分析師關注對企業(yè)環(huán)境績效具有促進作用，現進行進一步的機制分析。已有研究發(fā)現，環(huán)保投資可以為企業(yè)帶來綠色發(fā)展，是提高企業(yè)環(huán)境表現的重要一環(huán)。媒體、分析師等外界監(jiān)督力量可以顯著提高企業(yè)的環(huán)保投資水平（王云等，2017；周亞拿等，2021），進而環(huán)保投資作為一種新興的企業(yè)資源配置方式，通過將企業(yè)有限的資源投入到綠色技術創(chuàng)新和可再生資源開發(fā)等方面來實現污染治理，從而提升企業(yè)環(huán)境績效（陳宇峰和馬延柏，2021）、改善企業(yè)環(huán)境表現（宋鐵波等，2017）。因此，本研究認為，分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現之間存在中介傳導機制，即環(huán)保投資。采用普遍做法，以企業(yè)環(huán)保支出額（以百萬元為單位）加1的自然對數（GEI）衡量環(huán)保投資，其中，環(huán)保支出數據來自上市公司年報、社會責任報告等，共得到4 214個公司—年度觀測值。

使用溫忠麟等（2004）的逐步檢驗回歸系數的方法來檢驗中介效應，檢驗結果如表7所示。第（1）列檢驗了分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現的影響，1的回歸系數0.0042在1%的水平上顯著。第（2）列檢驗了分析師關注與環(huán)保投資的關系，分析師人數（1）的系數0.0399，通過了1%水平的顯著性測試；第（3）列檢驗了環(huán)保投資作為中介變量的效應顯著性，中介變量環(huán)保投資的系數為0.0043，通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明環(huán)保投資起到部分中介作用。分別將分析師關注變量由分析師人數（1）替換為研報數量（2），結果表明中介效應依然顯著。

表7 機制檢驗

（六）穩(wěn)健性檢驗

第一，考慮到分析師會偏好跟蹤市場規(guī)模大、盈利能力強的公司，而這類公司本身也較為注重自己的環(huán)境表現，實證結果可能受到自選擇的影響，為了緩解分析師關注與環(huán)境表現之間可能存在的自選擇問題以及遺漏變量可能導致的影響，本文采用PSM傾向評分匹配方法，針對分析師關注（1）生成虛擬變量1_dummy，設立受到分析師關注的企業(yè)（1＞0）為觀察組，未受到的企業(yè)（1＝0）為對照組，采用模型，將代表企業(yè)特征的控制變量對1_dummy進行回歸，計算傾向得分值，保留滿足共同支撐假設的12 041個樣本。第二，關于被解釋變量企業(yè)環(huán)境表現，鑒于層次分析法融入了主觀因素，本文基于客觀性要求利用熵值法對前述八個指標進行綜合評價后得到的總得分作為企業(yè)環(huán)境表現的替代變量。第三，考慮到我國地區(qū)發(fā)展不平衡的情況可能會導致東部以及中西部地區(qū)之間無論是宏觀層面的的生態(tài)環(huán)境、制度背景方面，還是微觀方面的環(huán)境保護意識、綠色技術水平都存在一定差異，因此，除了控制行業(yè)和年份以外，還控制了東部或中西部的地區(qū)差異，進一步檢驗上述結果的可靠性。

由表8可知，穩(wěn)健性檢驗表明分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現仍然顯著正相關，結果沒有改變本文的主要結論。

表8 其他穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

為厘清分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現之間的關系，本文以2008—2019年滬深A股上市公司為樣本，研究了分析師關注對企業(yè)環(huán)境表現的作用效果。結果表明，分析師關注使企業(yè)為獲取環(huán)境合法性認同而積極改善企業(yè)環(huán)境表現；并且分析師關注與企業(yè)環(huán)境表現在不同產權性質下存在差異，國有企業(yè)對分析師關注的反應更加敏感和強烈，進而積極響應以提升環(huán)境表現的可能性更高；最后，分析師關注可以通過環(huán)保投資這一中介路徑對企業(yè)環(huán)境表現的影響發(fā)揮作用。

從上述結論得到以下兩點啟示：第一，分析師是在推動企業(yè)環(huán)境治理上發(fā)揮關鍵作用的重要外部治理機制，在加強政府部門的監(jiān)管以外，應充分運用和發(fā)揮市場力量，進一步引導和鼓勵資本市場中介即分析師的治理作用的發(fā)揮，以共同治理企業(yè)環(huán)境污染問題。第二，企業(yè)可以通過增加企業(yè)環(huán)保投資水平來促進綠色技術創(chuàng)新、提高能源利用效率，推動企業(yè)轉型升級，進而提高企業(yè)環(huán)境表現。