分析師跟蹤能改變環境信息披露嗎

耿玉成 羅衛國

【摘 要】 文章以2014—2016年我國滬深兩市18類重污染行業上市公司作為研究對象，研究分析師跟蹤行為與重污染行業上市公司環境信息披露之間的關系以及投資者保護程度不同對兩者之間關系的影響。研究發現：分析師跟蹤行為能夠發揮積極的公司治理效應，可以顯著地提高企業環境信息披露水平；分析師跟蹤行為在投資者保護程度不同的環境下發揮的作用有差異，相對于投資者保護較差的地方，在投資者保護較好的區域，分析師跟蹤對環境信息披露的影響更顯著。文章區別以往學者側重于研究公司治理與企業環境信息披露的關系，有針對性地從信息的搜集者與解讀者——分析師的角度研究其對環境信息披露的影響。

【關鍵詞】 分析師跟蹤； 環境信息披露； 投資者保護； 法制環境

【中圖分類號】 F275.5 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2018）09-0060-08

一、引言

現階段一個普遍的現象就是，企業環境信息披露數量在增加的同時，由于強制性環境信息披露制度缺位以及外部監督機制不健全，企業環境信息披露行為具有很大的選擇空間，“報喜不報憂”的印象管理行為屢見不鮮，這使得企業環境信息披露質量普遍不高，導致投資者難以對企業披露的環境信息做出客觀評價；另一方面投資者也缺少暢通的信息搜集渠道和專業知識來獲取和解讀企業的環境信息從而評估其質量，進而無法進行有效的決策。而與一般的投資者相比，證券分析師往往對上市公司的研究較為深入，可以對公司的未來發展潛力進行預測并能夠識別到企業在信息披露等方面的違規操作①，而且分析師跟蹤行為通常伴隨著管理層壓力增加，而這在某種程度上會對企業信息披露行為產生約束效應，從而使得企業信息披露水平得到提升。

此外，資本市場的良性運作離不開對投資者權益的保護。由于歷史和現實的原因，我國各地區經濟發展呈現不平衡的特點，市場化程度差異明顯，各省份對投資者的保護程度有顯著的不同②，這會使得不同區域上市公司的法制環境也不同，進而對管理者行為的約束力度出現很大差異③。具體而言，東部地區經濟較發達，市場化程度高，制度環境和法律執行力較好，因此東部地區對投資者保護程度較強；而中西部地區則在市場發育度、法制環境、法律執行力度上落后于東部地區，在這些區域投資者受到的保護程度低。投資者保護程度的不同必然會傳導到公司的治理環境中，進而對上市公司經營、投融資、信息披露等行為產生影響。

作為投資者與上市公司間的信息中介，分析師對信息的搜集和解讀在渠道和專業知識上都具有明顯的優勢，他們可以改善信息披露環境，提高企業信息披露質量，增強市場的有效性，在資本市場中發揮了重要作用。在環境污染集中爆發、公眾環保意識逐漸增強、環保法規漸趨嚴厲的背景下，環境信息等非財務信息披露逐步得到監管者、上市公司和投資者的重視，成為各利益相關者投資決策的依據。正是在這樣的背景下，本文研究分析師跟蹤對重污染行業上市公司環境信息披露的關系以及不同投資者保護環境對兩者關系的影響具有重要的理論和現實意義。

二、理論分析與研究假設

（一）分析師跟蹤與環境信息披露邏輯關系分析

在證券市場中，分析師通過從公共和私有渠道搜集信息，對他們所關注企業的收益、成本、風險因素等進行評價，通過出具分析報告對企業發展潛力做出預測，同時向投資者發出買賣或者持有等建議。分析師跟蹤上市公司主要考慮的因素包括公司對投資者利益的保護、公司治理完善程度、公司風險高低、公司規模、股權結構以及業務復雜度等。分析師通過收集、整理信息并出具相應的研究報告，有利于緩解企業與投資者等利益相關者之間的信息不對稱程度[1]，評估企業風險因素、發展潛力以及投資前景，從而可以對企業高管的行為起到積極的監督效果[2]。分析師跟蹤能夠促使企業高管的信息披露行為更加積極，從而能提高企業的信息披露質量。持續的分析師跟蹤，能夠促使管理層披露更多私有信息[3]。由于分析師跟蹤傳播了公司的私有信息，使得股票價格中包含的信息含量增多，從而市場有效性得到提高。有學者發現證券分析師可以運用其專業解讀和信息渠道優勢發現企業披露信息中存在的重大問題。分析師跟蹤改善了企業外部信息披露環境，從而提高了信息質量以及信息透明度[4]。另外隨著分析師關注度增加，上市公司的信息披露行為更加及時。

分析師跟蹤往往會充當企業管理層行為的放大鏡。分析師跟進人數越多，上市公司經營信息傳播的速度越快、范圍越廣，企業信息披露質量則越高。潘越等[5]亦認為，分析師關注程度越高的上市公司，其真實面貌越會被更全面、多角度地揭示和解讀。

綜上，重污染行業上市公司的環境風險往往較大，影響著企業的可持續經營和長期盈利能力，企業管理層的各種環境行為（例如環保治污設施投入）會直接或間接地影響著企業的績效，從而最終對企業的市值產生影響。所以分析師沒有理由不關注企業披露的環境信息，分析師對于這類企業只有在評估環境風險后才能對企業估值有相對準確的判斷。而分析師跟蹤人數越多，一方面企業環境信息不對稱程度降低，企業管理層會因為擁有的私有環境信息沒有價值而對外公開，從而有助于環境信息披露水平的提高；另一方面分析師公開發布研究報告，具有信息擴散效應，提高了企業環境信息傳播的速度和范圍，從而讓企業環境信息披露行為得到更多利益相關者監督。根據以上分析，本文提出假設1。

假設1：分析師跟蹤行為可以促進企業環境信息披露水平的提高，分析師跟蹤關注度越大，上市公司環境信息披露水平越高。

（二）投資者保護程度不同對分析師跟蹤和企業環境信息披露的影響

依據公共壓力理論，企業之所以披露環境信息是源于各種外在壓力的影響。其中來自政府環境法規和社會公眾的壓力最為主要。投資者保護機制越健全，企業的經營就會受到來自多方利益相關者的監督，從而提高與投資者決策相關的信息披露質量[2]；投資者保護程度越高，則企業外部治理環境越嚴苛，公司治理水平越高，而良好的公司內部治理水平能顯著提高企業環境信息披露質量[6]；另外投資者保護程度高的區域，法制環境較好，社會公眾的環境意識也較強，企業環境污染行為一旦被曝光，會招致政府部門的嚴厲處罰和投資者的質疑，因此企業往往積極進行環境治理，以高質量的環境信息披露來回應外界的關切。相反，投資者保護水平較低，環保法律法規執行力度不強使得企業環境違法成本較低，從而導致企業沒有動力提高環境信息披露水平[7]。

另一方面，在法律保護較弱、政府干預較強等治理環境較差的地區，企業的環境污染不好表現往往較少披露[8]。在法律執行力度弱的經營環境中，企業發生污染事件之后，被政府行政追究的可能性以及處罰的輕重程度往往會比其他法制好的地區要低[9]。另外在有更多的政府干預存在的區域，一旦轄區的企業產生環境問題后，地方政府為了不給當地稅收和就業產生影響，且出于對政績的考慮會盡量避免讓此類問題曝光從而引起輿論的關注，往往會介入且運用一些行政手段盡量減輕此類事件對企業的負面作用。此外，投資者保護較弱的地區，利益相關者與企業之間信息不對稱程度加劇，公司治理質量較低，分析師獲取企業私有信息成本較高，其對上市公司的信息披露行為所起到的監督作用有限。因此，相比投資者保護程度低的地區，投資者保護程度高的地區分析師跟蹤行為對企業環境信息披露發揮更顯著的作用。基于此，本文提出假設2。

假設2：相對于投資者保護較差的地方，在投資者保護較好的區域，分析師跟蹤對環境信息披露的影響更顯著。

三、研究設計

（一）樣本篩選與數據來源

2010年9月14日，《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿）的發布對我國上市公司環境信息披露具有指導性意義；而在2014年4月24日，“史上最嚴”新《環境保護法》由十二屆全國人大常委會第八次會議通過，并于2015年1月1日實施。很多學者研究都表明新的法律規章的出臺會顯著影響企業環境信息披露水平[10-11]，考慮到這一點，把問題放在一個穩定的制度框架中研究可以增加結論的可解釋性。因此本文選取2014—2016年滬深兩市重污染行業上市公司為總體研究樣本，重污染行業選取的依據是2010年發布的《上市公司環境信息披露指南》（征求意見稿）指定的16類行業④。實證檢驗分析師跟蹤行為與環境信息披露的關系以及投資者保護程度不同對兩者之間關系的影響。本文主要采用Microsoft Excel 2007和Stata 12.0 軟件進行數據的整理和分析。在樣本選取過程中，按照以下原則進行篩選：

（1）由于本文擬采用獨立第三方機構潤靈環球對我國重污染行業上市公司進行的內容性評價得分（C值）作為衡量企業環境信息披露水平的指標，因此根據潤靈環球發布的2014—2016年企業社會責任評級數據庫中有評級數據的上市公司對總體樣本進行篩選，取兩者各自對應年份的交集。

（2）ST公司和PT公司經營狀況惡化，證券監管機制有變化，其信息披露行為與以往及與其他非ST、非PT公司有很大不同，故予以剔除。

（3）創業板上市公司上市時間較晚，規模普遍不大，環境風險、資產負債結構以及監管政策與普通主板、中小板等成熟企業相比存在區別，予以剔除。

（4）剔除中國石化、中國神華、鞍鋼股份、張裕A等發行B股或H股的18家公司的觀察值。

（5）剔除財務指標及Wind分析師數據缺失的上市公司。

經過數據整理和篩選，按國家統計局2011年對中國四大經濟區域的劃分方法⑤所做分類的研究樣本分布如表1所示，研究樣本總共有536個，其中東部區域有289個，中部區域有106個，西部區域有128個，北部區域有13個，重污染行業上市公司東部和中部比較多，占比73%以上；按照產權性質（實際控制人性質）分類的研究分布如表2所示，其中國有上市公司有378個，民營上市公司有158個，政府控股占比70%以上，重污染行業上市公司大部分屬于國有企業。

本文選取的研究樣本財務指標數據主要來源于國泰安CSMAR數據庫；分析師跟蹤數據主要來源于Wind數據庫；投資者保護指標來源于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2014年報告》；環境信息披露水平指標來自于潤靈環球企業社會責任評級數據庫。

（二）變量的選取及定義

1.被解釋變量的選取

通過對研究環境信息披露的文獻回顧，發現國內學者大多采用內容分析法來構建環境信息披露水平指標[11-15]，即將企業披露的環境信息分為定性和定量兩類，根據其內容按照一定的標準進行賦值，最后用總得分與理論最高分算出企業環境信息披露指數（EDI），這種方法構建的環境信息披露指標含有大量主觀性的判斷，不夠客觀，且可能不太完整；目前變通的做法是三人以上獨立進行打分，然后再綜合考慮得出一致意見。本文參考祁懷錦等[14]的方法，采用了獨立第三方機構潤靈環球對我國重污染行業上市公司進行的內容性評價得分（C值）作為衡量企業環境信息披露水平的指標，其數據兼具可獲得性、客觀公正性。C值分數越高，表明環境信息披露水平越高。

2.解釋變量的選取

測度分析師跟蹤的變量，學者采取了多種方法。大部分學者使用對標的公司做出盈余預測的分析師人數作為分析師跟蹤的代理變量[2]；另一些學者采用關注公司的券商數量來衡量[15]，由于實踐中一個公司券商通常只需安排一個分析師進行跟蹤即可，這種測量方法也較為合理；還有學者使用分析師對目標公司發表的分析報告數量來測度分析師跟蹤指標。本文采用分析師對上市公司發布研究報告數量作為分析師跟蹤的代理變量，這個指標更能反映分析師對上市公司的監督強度，對標的公司發布的研究報告數量越多，說明分析師對該公司關注度越高。王鵬（2008）、肖松（2010）等研究投資者保護制度時是通過法律指數（通過法律內容和執行力度構建）來衡量投資者保護水平的，本文參考已有研究，采用樊綱、王小魯（2014）發布的“中國市場化指數”報告中的第五項“中介組織發育和法律”度量投資者保護水平。由于該指數這幾年沒有更新，考慮到我國區域發展相對較穩定，因此將市場化指數順延至2016年。

3.控制變量的選取

根據對國內外相關文獻梳理，本文將公司規模（Size）、公司盈利能力（Roe）、董事會規模（Board）、獨董比例（Dsrate）、兩職合一（Duality）、負債水平（Lev）、股權性質（Soe）作為控制變量。另外對年度（Year）做了控制，法律法規因素的影響和行業因素已經在選取樣本中考慮，這里不再加以控制。

相關變量定義和說明如表3所示。

（三）實證研究模型

本文已對分析師跟蹤與環境信息披露關系以及投資者保護程度不同對兩者間關系的影響做了理論分析，并提出了兩個假設。

針對假設1，本文借鑒Baginski&Hassell;（1997）關于信息披露的研究，并參考王建明等（2012）、沈洪濤等（2012）、王霞等（2013）研究政府監管、公共壓力等外部治理因素對環境信息披露的影響所采用的方法，構建了環境信息披露質量的利益相關者壓力多元回歸模型：

C_Valuei，t=α+β1Followi，t+β2Sizei，t+β3Roei，t+

β4Dualityi，t+β5Boardi，t+β6Levi，t+β7Top1i，t+β8Soei，t+ε

（1）

假設2的檢驗，先根據投資者保護水平對全樣本進行分組，高于平均值的為高投資者保護組，否則為低投資者保護組，再用模型1分組進行多元回歸。

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統計分析

對樣本數據進行整理和篩選，總共得到重污染行業上市公司536家，其中高投資者保護程度上市公司277家，低投資者保護程度上市公司259家。為了更清晰認識分析師跟蹤行為與企業環境信息披露質量的關系以及投資者保護程度高低對兩者之間關系的影響，利用Stata 12.0軟件對研究模型中的相關變量進行描述性統計分析，結果如表4所示。

全樣本中，上市公司環境信息披露水平（C_Value）最大值為39.59，最小值為8.82，均值與中位數接近為18.07，標準差為5.21，說明全樣本公司環境信息披露質量分布比較均勻；分析師跟蹤（Follow）數據變化極大，最小值為1，而最大值為446，中位數為58.5，反映了證券分析師聚集、扎堆現象，表明分析師行為具有“羊群效應”（蔡慶豐，2011）。樣本公司規模（Size）較均衡，離散度為0.61/10.07=0.06，差別不是很大，說明重污染行業上市公司體量較大，屬于重資產經營行業，投入比較大；最終控制人性質（Soe）中位數為1，大于平均值0.71，可見我國重污染行業上市公司大部分具有政府背景；可能正是這個原因，公司前十大股東控股比例一半以上超過63%，而股權比例平均值為63%，這都表明了重污染行業的股權非常集中，環境信息披露問題儼然成為政府自身的問題。

另一方面，樣本公司資產負債率均值與中位數接近50%，分別為49%和50%，由此可以看出重污染行業樣本公司財務杠桿比較高，財務風險較高；而從總體盈利能力（Roe）來看，樣本公司盈利能力并不強，且公司間盈利水平參差不齊，最小值為-56%，而最大值卻高達84%，體現出重污染行業公司盈利差異較大。

此外，樣本公司董事會人數（Board）最小值為5，最大值為17，中位數為9，顯示出“9人現象”；兩職合一（Duality）平均數為0.14，中位數為0，說明大多數樣本公司都把董事長和總經理分開設置。因此，在公司治理上，重污染行業樣本公司在兩職合一和董事會人數配備方面基本上是合理的。

對比不同投資者保護程度的兩組數據，High組平均環境信息披露水平為18.64，高于Low組的平均值17.46，說明投資者保護程度高的地區上市公司環境信息披露質量較高；High組公司平均盈利能力0.12，高于Low組平均值0.09；從最終控制人（Soe）數據看，兩組數據差異很大，Low組平均83%都是國有企業，而High組只有59%是國有企業，顯示投資者保護好的地方市場化程度較高，民營經濟較活躍；Low組公司平均負債率（Lev）超過50%，比High組要高出8%，可能與Low組上市公司大部分是國有企業從而更易于擺脫債務融資硬約束有關。

（二）多元回歸分析

通過研究樣本篩選、數據整理以及研究模型的設計，通過Stata 12.0軟件進行多元回歸分析，得出的結果如表5所示。

首先，在進行多元回歸分析之前，要對研究模型進行多重共線性檢驗，以驗證回歸模型設置的合理性。從表5模型回歸結果可以看出，研究模型的方差膨脹因子（VIF）值遠小于10，說明在上述的多元回歸模型中不存在嚴重的多重共線問題，故其符合多元回歸要求。

其次，根據回歸模型得出結果，進行相應分析，其分析過程如下：

1.從假設1回歸分析結果可以看出，分析師跟蹤數量（Follow）對企業環境信息披露質量（C_Value）的回歸系數為0.00852，在10%水平顯著，表明分析師跟蹤行為發揮了積極的公司治理效應，可以顯著提高信息披露水平，即分析師跟蹤與公司環境信息披露質量呈正相關關系，假設1成立。公司規模（Size）對公司環境信息披露回歸系數為2.739，t值為5.8，通過1%水平的顯著性檢驗，表明公司規模與企業環境信息披露質量呈正相關。公司規模大，就有資源投入環保設施，且大公司重視市場形象，注重謀求長遠發展，因此往往其環境治理做得比較好。董事會人數（Board）對公司環境信息披露（C_Value）的回歸系數為0.284，t值為2.68，在5%水平顯著，表明公司董事會規模與公司環境信息披露水平呈正相關關系，原因可能是，在重污染行業上市公司，董事會人數多，組織分工、公司治理架構越合理；會有專門的董事負責環境信息披露事項，高管負責制促進了企業環境信息披露水平。前十大股東持股比例（Top1）對公司環境信息披露質量（C_Value）的回歸系數為5.299，通過了1%水平的顯著性檢驗，表明環境信息披露質量（C_Value）與股權集中度（Top1）呈正相關；由前面描述性統計分析出重污染行業上市公司主要是國有企業，政府對企業股權越集中，企業行為（包括環境信息披露行為）就更加體現政府的意志，在各種環境信息披露制度文件相繼出臺的背景下，政府會讓其控股的企業帶頭做好環境信息披露工作以起到示范作用。資產負債率（Lev）與環境信息披露質量（C_Value）回歸系數為-3.113，通過了10%水平的顯著性檢驗，表明資產負債率越高，企業環境信息披露質量越低；這反映了企業再融資環保核查對大多具有政府背景的重污染行業上市公司約束作用并不強，沒有起到應有的效果。環境信息披露質量與兩職合一（Duality）、股權性質（Soe）盈利能力（Roe）回歸結果均不顯著。

2.假設2把全樣本分成高投資者保護組和低投資者保護組，回歸結果差異較大。高投資者保護組中，企業環境信息披露與分析師跟蹤回歸系數為0.0207，t值為3.58，即在1%水平上顯著，可見比全樣本回歸結果更顯著，說明在投資者保護好的背景下，分析師跟蹤行為對重污染行業上市公司環境信息披露具有更顯著的作用；而低投資者保護組分析師跟蹤回歸系數為正，但是不顯著，表明投資者保護差的環境中，分析師跟蹤行為并不能提高企業環境信息披露水平。分析這兩組結果的差異，本文認為原因可能是代表投資者保護程度的市場發育度、法律環境、法律執行力等因素是決定企業環境信息披露質量的根本性力量，分析師跟蹤行為只可能“錦上添花”，其所發揮的外在監督和公司治理作用并不能解決由于法律制度方面的缺陷導致的企業環境信息披露問題。

（三）內生性問題與穩健性檢驗

環境信息披露質量越高的公司，公開信息多，企業私有信息少，投資者與公司信息不對稱程度越低，企業環境治理情況越透明，則分析師搜集信息成本小，分析師更樂于跟蹤這樣的公司；另外企業高質量的環境信息披露往往表明其公司內部治理情況好，積極履行環保責任，這樣的公司也容易引起更多分析師的關注。所以分析師跟蹤行為與企業環境信息披露質量之間可能存在內生性問題。針對這個問題，本文采用滯后一期分析師數據來對當期企業環境信息披露進行回歸分析，由于未來情況（當期信息披露水平）不能影響已經發生的事件（滯后一期分析師數據），這么做一定程度上可以緩解內生性問題。以前述536個樣本為基礎，剔除了17個無滯后一期分析師數據的樣本，其他控制變量不變，回歸結果如表6所示。

假設1回歸結果顯示企業當期環境信息披露質量與滯后一期分析師數據相關系數在10%水平上顯著為正；假設2結果也表明了分析師跟蹤行為對企業環境信息披露水平的作用離不開良好的投資者保護環境。由此說明分析師跟蹤與企業環境信息披露之間內生性問題影響不大。

另外，為了保證研究模型回歸分析結果的可靠性，用對上市公司做出盈利預測的券商數量來衡量分析師跟蹤，作為自變量與環境信息披露質量做多元回歸，從而檢驗前述實證結果的穩健性。其回歸分析的結果如表7所示。

從表7穩健性回歸結果可以看出，使用替代變量得出了和前述一致的結論。假設1結果顯示，企業環境信息披露與分析師跟蹤回歸系數為0.0696，在10%水平上顯著；董事會人數、企業規模、股權集中度都分別與企業環境信息披露質量成正相關關系。假設2也得到了驗證，在投資者保護程度較高的條件下，分析師跟蹤行為提高了企業環境信息披露水平，且相對于全樣本更加顯著；而在投資者保護程度低的環境下，分析師跟蹤并不能提高企業環境信息披露，從而得出了分析師跟蹤的積極效應離不開法律環境、市場發育的土壤，投資者法律保護機制的缺失是不能由市場中介力量來彌補的。由此可見，穩健性檢驗回歸結果與本文研究模型回歸結果大體一致，證明本文研究模型回歸結果的可靠性。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文在梳理國內外文獻的基礎上，選取分析師跟蹤這一變量，并考慮投資者保護環境的不同，以2014—2016年滬深兩市重污染行業上市公司為總體樣本，研究分析師跟蹤與企業環境信息披露的關系以及投資者法律保護程度不同對兩者關系的影響，通過實證分析得出以下結論：

第一，分析師會關注對重污染行業上市公司經營風險產生重大影響的環境信息，其跟蹤行為有助于降低上市公司與投資者之間的信息不對稱程度，對公司管理層的行為發揮潛在的監督作用，從而發揮積極的公司治理效應，顯著地提高企業環境信息披露水平，假設1成立。

第二，在強投資者保護區域，分析師跟蹤行為能顯著提高企業環境信息披露質量，而在投資者保護差的環境中，分析師跟蹤行為并不能提高企業環境信息披露水平。這表明法律制度、法制環境對于環境信息披露而言是根本性的影響，其基礎性作用并不能通過市場中介如分析師的力量來替代。

（二）政策建議

本文結合我國的現實國情，有針對性地提出提高上市公司環境信息披露質量的對策與建議。

第一，改自愿性環境信息披露為強制性環境信息披露制度，并配以嚴格的獎懲措施。現有直接針對上市公司環境信息披露的規范文件主要有兩個，分別是2008年上交所出臺的《上海證券交易所上市公司環境信息披露指引》以及2010年環境保護部頒布的《上市公司環境信息披露指南》。實踐證明，這兩個規范的頒布與實施并沒有達到預期效果，目前仍只有不到三成的上市公司披露了環境信息。主要原因在于兩者都不具有強制性，對企業沒有形成硬性約束力，企業環境信息披露具有很大的隨意性。因此，我國立法機構可以借鑒國外強制性環境信息披露的實踐成果，結合我國實際出臺強制性環境信息披露法律法規，建立健全環境信息披露體系和標準，明確規定披露形式、內容、時間等，使得環境信息披露真正做到有法可依，同時配以嚴格的獎懲措施。這樣才能規范企業環境信息披露行為。

第二，優化地方法治環境，進一步推進市場化改革，切實提高投資者保護水平，從而規范企業環境信息披露行為。實證結果表明，投資者保護越好的地區，法治環境好，法律執行力較強，企業環保違法代價較大，企業面臨的環境治理壓力較大，從而其環境信息披露質量往往比較好，而這種法制環境的隱性作用是其他外部因素不可替代的。政府應完善投資者保護機制，對環境污染事件及信息披露違規行為做到嚴苛執法，真正讓環境信息披露內化為企業的一種自覺行為。

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