胡言言，張正勇

(1.南京財經(jīng)大學(xué) 紅山學(xué)院，江蘇 南京 210003；2.南京財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，江蘇 南京210023)

一、引言

這些年，隨著我國經(jīng)濟向工業(yè)化發(fā)展、市場化轉(zhuǎn)型，公司所帶來的環(huán)境污染問題愈演愈烈，其中，重污染行業(yè)是引發(fā)環(huán)境問題的主要群體，例如，哈藥集團制藥總廠污染、中石油長慶油田分公司水污染等，這些重大環(huán)境事故的頻發(fā)引起了社會各界的關(guān)注和思考。自從2008年深交所和上交所發(fā)布通知，要求四類公司必須披露社會責(zé)任報告①，社會責(zé)任報告披露數(shù)量不斷增長，而環(huán)境信息是社會責(zé)任報告中的一項重要內(nèi)容，因而對這四類公司的強制性要求和其他公司的鼓勵性要求極大促進了環(huán)境信息的披露。所謂環(huán)境信息披露，是公司向外部信息使用者提供自身環(huán)境責(zé)任履行情況的行為，此類特定信息的披露有助于其做出投資、信貸、購買、獎勵等決策，是社會責(zé)任信息披露的一個重要組成部分。公司環(huán)境信息的披露，在一定程度上降低了信息不對稱性。

分析師作為資本市場的信息中介，眾多學(xué)者將分析師盈利預(yù)測的準確性作為公司信息環(huán)境的衡量指標。在資本市場中，分析師利用自身的專業(yè)知識和信息收集處理的能力，通過研究上市公司的財務(wù)信息和非財務(wù)信息，對公司未來的發(fā)展進行判斷，預(yù)測其會計盈余，以向市場提供合理反映其價值的信息[1]?，F(xiàn)有研究表明，分析師對上市公司做出盈利預(yù)測時確實利用了社會責(zé)任報告，但并未關(guān)注環(huán)境信息披露是否起到一定的作用。究其原因可能在于環(huán)境信息披露的可獲得性不強，且尚未形成公認的關(guān)于環(huán)境信息披露的客觀衡量方法，但隨著我國環(huán)境信息披露的關(guān)注度越來越高，數(shù)量逐年遞增，可獲得性增強，而近年來舒利敏、吳紅軍等學(xué)者的研究也為環(huán)境信息的衡量方法提供了新思路，因而此類研究已十分必要，也有此可能。

綜上，本文以重污染行業(yè)上市公司為研究對象，通過自主構(gòu)建環(huán)境信息披露指標，考察環(huán)境信息披露能否為分析師等信息使用者提供有用的信息，以及何種環(huán)境信息在發(fā)揮實質(zhì)性作用。結(jié)果顯示，環(huán)境信息披露質(zhì)量越髙，分析師盈利預(yù)測誤差越??；環(huán)境信息披露質(zhì)量對分析師盈利預(yù)測準確性的提升效果在財務(wù)透明度低和外部治理環(huán)境好的公司中更為顯著，并且對分析師盈利預(yù)測準確性產(chǎn)生實質(zhì)性影響的是硬披露而不是軟披露。這些問題的回答對理解環(huán)境信息披露為信息使用者提供對其決策有用的增量信息，以及評價監(jiān)管部門推出的環(huán)境信息披露鼓勵政策的實施效果和未來的政策完善提供借鑒。

本文的貢獻如下：第一，本文從分析師盈利預(yù)測行為角度探究環(huán)境信息披露對公司價值的作用機理，豐富了經(jīng)濟后果方面的文獻。第二，本文運用內(nèi)容分析法對Clarkson et al.[2]、吳紅軍[3]的環(huán)境信息評分標準進行了改進，構(gòu)建環(huán)境信息總披露、硬披露、軟披露指標體系，評價內(nèi)容更符合中國的環(huán)境監(jiān)管機制。第三，我國相關(guān)行業(yè)協(xié)會和政府部門都鼓勵上市公司披露環(huán)境信息，無形中給公司施加了微妙的壓力，卻無法直接看到環(huán)境信息披露的潛在收益，本文則從分析師的角度為這一政策的價值結(jié)果給出經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)環(huán)境信息披露的經(jīng)濟后果

公司社會責(zé)任報告是公司管理層與信息使用者之間博弈產(chǎn)生的內(nèi)生決策，其中的環(huán)境信息是公司環(huán)境保護行為的重要體現(xiàn)。作為環(huán)境污染的主要源頭，重污染行業(yè)公司所披露的環(huán)境信息能反映出其環(huán)境保護的表現(xiàn)，也是環(huán)境績效的評價依據(jù)[4]。公司做好環(huán)境保護工作，積極披露相關(guān)的環(huán)境信息，有利于利益相關(guān)者加深對公司的了解，降低信息不對稱所帶來的不確定風(fēng)險，提升公司的社會形象及市場價值[5]。目前，現(xiàn)有文獻主要從收入、資本成本、股價以及公司價值等角度研究環(huán)境信息披露的經(jīng)濟后果。呂峻和焦淑艷以造紙業(yè)和建材業(yè)上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)環(huán)境披露與財務(wù)績效不存在明顯的相關(guān)關(guān)系[6]。相反，常凱以重污染行業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露程度與財務(wù)績效在5%顯著水平下有明顯的因果關(guān)系，且環(huán)境信息披露程度對財務(wù)績效的影響程度呈現(xiàn)明顯的周期性差異[7]。沈洪濤等[8]、吳紅軍[2]以及倪娟孔和令文[9]均以重污染行業(yè)上市公司為研究對象，都發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露可以降低權(quán)益資本成本。盧麗娟利用滬市上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)短時間內(nèi)資本市場會對環(huán)境信息披露做出反應(yīng)，引起交易量和股價的波動。同時，受環(huán)境信息披露的影響，制造和電力等重污染公司和非重污染公司有顯著差異[10]。任力和洪喆構(gòu)建了一套環(huán)境信息披露指標體系，區(qū)分軟披露和硬披露，發(fā)現(xiàn)對公司價值存在實質(zhì)性影響的是硬披露而不是軟披露[4]。

(二)環(huán)境信息披露對分析師盈利預(yù)測的影響

資本市場上的信息錯綜龐大，分析師以“信息加工者”的角色對這些信息進行有效甄別和利用，因此分析師在進行預(yù)測時所獲取的信息數(shù)量和質(zhì)量就尤為重要。大量研究表明，公司的社會責(zé)任活動可以影響公司價值，而社會責(zé)任信息在分析師盈利預(yù)測的過程中起到了重要的促進作用。Aerts et al.表明環(huán)境信息披露水平對分析師盈利預(yù)測準確性有正向作用，而這種作用會隨分析師人數(shù)的增多或環(huán)境敏感型行業(yè)而有所減弱[11]。祁懷錦和劉儒柄用潤靈環(huán)球社會責(zé)任評級中的內(nèi)容性評分來衡量環(huán)境信息披露質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露水平與分析師盈利預(yù)測是正相關(guān)關(guān)系[12]。張秀敏等利用潤靈環(huán)球責(zé)任評級RKS社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)庫中的C值來衡量環(huán)境信息披露質(zhì)量，發(fā)現(xiàn)環(huán)境信息披露能有效促進分析師預(yù)測的準確程度[13]。

信號傳遞理論提出，信息披露若屬于自愿行為，則該行為能夠緩解市場信息不對稱，為信息使用者提供對其決策有用的增量信息[13]。管理層主動披露環(huán)境信息，向信息使用者傳遞公司環(huán)境保護方面的表現(xiàn)情況，是向資本市場的利益相關(guān)者傳遞的一種積極信號。顯然，積極承擔(dān)環(huán)保責(zé)任，履行環(huán)保義務(wù)的公司易于在公眾面前樹立正面形象，有助于聲譽的提高，進而對公司的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生正面影響。反之，環(huán)境保護方面做得不好的公司會受到社會公眾的批評和譴責(zé)，嚴重者更會受到法律的制裁，從而不利于公司的經(jīng)營發(fā)展。對于重污染行業(yè)更為如此，其環(huán)境行為受到更大范圍的關(guān)注。所以，重污染行業(yè)上市公司有動機積極全面的披露環(huán)境信息，不僅僅是為自身形象樹立示范作用，更是為了提高自身經(jīng)營業(yè)績。而分析師則會結(jié)合相關(guān)政策對所披露的環(huán)境信息進行考量，從而做出更為準確的盈利預(yù)測。

此外，公司都有“報喜不報憂”的心理，會根據(jù)自身環(huán)境行為的情況來選擇披露什么信息。環(huán)境績效好的公司會較多地披露具有具體績效數(shù)值、可驗證性強的環(huán)境信息，即硬披露，以區(qū)分于環(huán)境績效差的公司；而環(huán)境績效差的公司則傾向于披露空泛的、描述性強的環(huán)境信息，即軟披露，借此進行印象管理。硬披露的可信度更高，披露得越多，顯然對分析師進行預(yù)測更有利，而軟披露的真實性程度更低，可驗證性較差，因而對分析師盈利預(yù)測準確性的作用并不突出?；诖耍疚奶岢觯?/p>

H1：環(huán)境信息披露質(zhì)量與分析師盈利預(yù)測準確性呈正相關(guān)，并且主要是硬披露信息對分析師盈利預(yù)測準確性發(fā)揮作用。

上市公司對外公布的公開信息以及非公開的私有信息構(gòu)成分析師進行盈利預(yù)測的前提基礎(chǔ)，其中不僅包括財務(wù)信息(比如年報)，還包括非財務(wù)信息(比如社會責(zé)任報告和可持續(xù)報告)。私有信息是分析師通過私人途徑獲得，而公開信息可被所有分析師獲得。在私有信息一定的情況下，公開信息的質(zhì)量能夠直接影響到分析師盈利預(yù)測的準確性。環(huán)境信息作為非財務(wù)信息的一個重要組成部分，無疑是對分析師盈利預(yù)測“信息集”的一個有力補充，尤其是對重污染行業(yè)。公司的財務(wù)透明度越高，說明其披露的財務(wù)信息數(shù)量越多、及時性越強，因而分析師較多地依賴于財務(wù)信息。而對于財務(wù)透明度較低的公司，分析師則較多依賴于非財務(wù)信息，而環(huán)境信息就顯得尤為重要。此外，相對于軟披露，硬披露可靠性更高，因而在對分析師預(yù)測的作用中硬披露會發(fā)揮實質(zhì)性影響?；诖?，本文提出：

H2：環(huán)境信息披露質(zhì)量對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用在財務(wù)透明度低的公司更為顯著，并且主要是硬披露信息對分析師盈利預(yù)測準確性發(fā)揮作用。

大量研究表明，治理環(huán)境作為一項重要的外部制度背景指標，在一定程度上會對公司資本結(jié)構(gòu)、信息披露等方面發(fā)揮作用。處于法律保護程度更強、政府干預(yù)程度更弱的市場化程度更高的區(qū)域的公司，市場對于公司的產(chǎn)品質(zhì)量和環(huán)境保護行為等方面的要求更高，監(jiān)督效率也更高[14]。程新生等分析指出，在我國，公司的非財務(wù)信息披露存在明顯的“制度依存性”[15]。在治理環(huán)境較好的區(qū)域面臨激烈產(chǎn)品市場競爭的情形下，眾多公司以社會責(zé)任報告的形式披露環(huán)境信息，以展現(xiàn)其實施的環(huán)保行為，反映財務(wù)信息所未能傳達的公司情況，進而提高分析師對公司的盈余預(yù)測的準確性。而在治理環(huán)境較差的區(qū)域，法律保障制度并不完善，要素市場的發(fā)展亦存在諸多問題，政府的干預(yù)程度更強，公司在產(chǎn)品質(zhì)量和環(huán)境保護等社會責(zé)任的履行方面的違法成本更低[14]，對公司價值的負面影響也更小，在這種情況下，公司披露環(huán)境信息，對分析師的決策價值更低，信息增量作用也更為有限?；诖?，本文提出：

H3：環(huán)境信息披露質(zhì)量對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用在外部治理環(huán)境好的公司更為顯著，并且主要是硬披露信息對分析師盈利預(yù)測準確性發(fā)揮作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文選取2008—2014年披露公司社會責(zé)任報告的重污染行業(yè)上市公司為研究對象，根據(jù)證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年)，將環(huán)保部《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》(環(huán)辦函〔2008〕373號)界定的重污染行業(yè)合并為八類，即采掘業(yè)、食品飲料業(yè)、造紙印刷業(yè)、紡織服裝皮毛業(yè)、石化塑膠業(yè)、金屬非金屬業(yè)、醫(yī)藥生物制品業(yè)和水電煤氣業(yè)[3]。剔除缺失值后，本文最終獲得1068份發(fā)布社會責(zé)任報告的樣本，且對所有連續(xù)型變量在5%水平上進行了縮尾處理。財務(wù)數(shù)據(jù)和分析師預(yù)測數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，環(huán)境信息數(shù)據(jù)均通過手工搜集及整體而得。

(二)環(huán)境信息披露指標構(gòu)建

已有文獻多采用內(nèi)容分析法來計量環(huán)境信息披露程度，這種方法通常用來區(qū)分公司是否披露環(huán)境信息，并且依據(jù)披露的條目和數(shù)量來賦值，在一定程度上反映了環(huán)境信息披露水平，潛在的假設(shè)條件為披露范圍越廣、數(shù)量越多，那么環(huán)境信息披露水平也越高，然而并未考慮到環(huán)境信息披露內(nèi)容是否與利益相關(guān)者決策相關(guān)、是否真實可靠等質(zhì)量特征。為了解決環(huán)境信息披露評價指標在針對性與代表性等方面的問題，更加全面準確地反映公司環(huán)境管理的規(guī)范、目標和行為，Clarkson et al.[2]采用專家意見法構(gòu)建了環(huán)境信息披露評價指標體系。該指標體系的突出優(yōu)點在于：首先，基于全球報告倡議組織(GRI)2006年發(fā)布的《可持續(xù)發(fā)展報告指南》(G3)標準，并突出外部投資者和分析師所重點關(guān)注的項目；其次，在指標設(shè)計時通過向環(huán)境信息披露領(lǐng)域的專家進行了問卷調(diào)查，在此基礎(chǔ)上運用探索性因子分析構(gòu)建出融入了專家對法規(guī)權(quán)威性解讀的綜合指標。然而，該指標體系取自GRI報告，是一個全球性的指標體系，并未考慮各個國家具體的環(huán)境信息披露實踐和法規(guī)可能存在的個性化特征。吳紅軍[2]直接運用該指標體系研究了環(huán)境信息披露對權(quán)益資本成本的影響，但其是以上市公司財務(wù)報告中披露的環(huán)境信息為研究對象，且研究期限局限于2006—2008年。

基于此，本文在借鑒Clarkson et al.[2]和吳紅軍[3]所設(shè)計的指標體系的基礎(chǔ)上，結(jié)合2008年以來中國環(huán)境監(jiān)管的實踐，設(shè)計出一套新的環(huán)境信息披露指標體系，共包括7個部分42條指標，具體如表1所示。本文構(gòu)建的指標體系具有以下特點：①參照體系為全球報告倡議組織(GRI)2013年最新發(fā)布的《可持續(xù)發(fā)展報告指南》(G4)標準，同時依據(jù)監(jiān)管部門出臺的《上市公司社會責(zé)任指引》《上市公司環(huán)境信息披露指引》和《上市公司環(huán)境信息披露指南》等環(huán)境信息披露監(jiān)管法規(guī)，采用專家意見法，在10位專家中超過80%取得一致意見的前提下，對可能引起歧義的原有條目進行了區(qū)別化表述，對不適合中國上市公司環(huán)境信息披露的指標進行了個性化的增刪，使之更加契合中國環(huán)境監(jiān)管體制；②將環(huán)境信息披露具體區(qū)分為客觀具體、不易被模仿的硬披露(Hard Disclosure)信息和內(nèi)容空泛、無實質(zhì)意義的軟披露(Soft Disclosure)信息，分別考察公司異質(zhì)性背景特征對環(huán)保信息硬披露、軟披露和總披露的影響；③指標體系涵蓋內(nèi)容較為全面，能夠較為準確清晰反映公司環(huán)境信息披露的整體情況。

在對環(huán)境信息披露水平具體評分時，我們按照表1逐條核對上市公司的社會責(zé)任報告是否披露了該條環(huán)保信息，若有披露則按一定的規(guī)則打分(打分規(guī)則參見表1附注)。為了在既有清晰的評分標準下降低評分的偏差水平及主觀性，我們先培訓(xùn)編碼員對測試樣本打分；肯德爾和諧系數(shù)(Kendall's coefficient of concordance)信度檢驗合格后(Kendall系數(shù)為0.917)，兩人對每一個樣本公司進行獨立打分，第三人則進行核對并處理較大分歧，最終每個樣本公司的得分為兩個分數(shù)的平均值②。

表1公司環(huán)境信息披露評分表

續(xù)表

序號披露項目六、環(huán)境現(xiàn)狀(各1分)34公司是否定性表述自身遵守(違反)環(huán)保法規(guī)35公司是否定性評價自身所處行業(yè)所具有的環(huán)境影響36公司是否定性評價自身產(chǎn)品與生產(chǎn)造成的環(huán)境影響37公司是否定性評價與同業(yè)對手比較的相對環(huán)保表現(xiàn)七、自發(fā)環(huán)保行為(各1分)38公司是否存在環(huán)保意外應(yīng)急預(yù)案39公司是否對員工進行環(huán)保觀念教育和環(huán)保操作培訓(xùn)40公司是否存在員工環(huán)保行為評價體系和激勵機制41公司是否存在內(nèi)部環(huán)保核查機制42公司是否對舉辦或參與環(huán)保活動和捐贈活動

注：公司環(huán)境信息披露指數(shù)采用等權(quán)重按項目打分的方法。第三部分(環(huán)境保護績效指標)每項若存在以下條目，則每條目加1分：①有具體的績效數(shù)據(jù)；②績效數(shù)據(jù)與同行、競爭對手或行業(yè)情況進行了比較；③績效數(shù)據(jù)與公司以往的情況進行了比較；④績效數(shù)據(jù)與目標進行了比較；⑤績效數(shù)據(jù)同時以絕對數(shù)和相對數(shù)形式披露；⑥績效數(shù)據(jù)有分解性描述。其他部分每項若存在都只得1分[4]。

(三)模型設(shè)定

建立模型如下，式(1)、式(2)、式(3)分別為環(huán)境信息披露總得分、硬披露得分和軟披露得分的OLS回歸模型。

FERROR=α0+α1ED+α2ANANO+α3HORIZON+α4SIZE+α5ROE+α6LEVEL+α7FFIN+α8STATE+∑IND+∑YEAR+ε0

(1)

FERROR=α0+α1HED+α2ANANO+α3HORIZON+α4SIZE+α5ROE+α6LEVEL+α7FFIN+α8STATE+∑IND+∑YEAR+ε0

(2)

FERROR=α0+α1SED+α2ANANO+α3HORIZON+α4SIZE+α5ROE+α6LEVEL+α7FFIN+α8STATE+∑IND+∑YEAR+ε0

(3)

模型中，被解釋變量FERROR為分析師對公司盈利預(yù)測的誤差，該數(shù)值越小，表示分析師盈利預(yù)測的準確性就越高。本文參考了D. Dhaliwal et al.[16]和何賢杰[17]等學(xué)者的構(gòu)建方法，給出分析師盈利預(yù)測準確性的衡量公式如下：

FERROR=|AEPS-mean(FEPS)|/PRICE

(4)

其中，F(xiàn)ERROR為分析師盈利預(yù)測誤差，誤差越大，則盈利預(yù)測準確性越低。AEPS為實際的每股收益，F(xiàn)EPS為分析師預(yù)測的每股收益，PRICE為年末股價。

ED表示環(huán)境信息披露水平，借鑒 Clarkson et al.[1]做法，同時收集我國重污染行業(yè)當(dāng)年發(fā)布的社會責(zé)任報告，對其社會責(zé)任報告依據(jù)表1進行逐項評分，同時區(qū)分軟披露SED和硬披露HED，最后得到公司環(huán)境信息披露水平的總分值。

“ANANO、HORZON”等控制量定義見表2。

表2變量定義表

續(xù)表

變量符號變量名稱變量定義ANANO分析師跟蹤人數(shù)對某公司作出盈利預(yù)測的分析師人數(shù)SIZE公司規(guī)模年初公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)ROE凈資產(chǎn)收益率凈利潤/凈資產(chǎn)平均余額LEVEL財務(wù)杠桿預(yù)測年份負債/資產(chǎn)總額STATE產(chǎn)權(quán)性質(zhì)國有企業(yè)為1;民營企業(yè)為0YEAR年份虛擬變量IND行業(yè)行業(yè)變量

四、實證檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計

如表3所示，分析師盈利預(yù)測誤差的均值為3.342 ，標準差為3.557，最小值為0.104，最大值12.637，表明各個公司的分析師盈利預(yù)測誤差存在較大的差異?？偱兜淖畲笾禐?5分，最小值為0分，平均分為14.750分，標準差為9.236分，可見，不同公司的環(huán)境信息披露質(zhì)量參差不齊。具體地，硬披露的最大值為43分，大于軟披露最大值13分的三倍。且硬披露的平均值、中位數(shù)和標準差均大于軟披露。同時，由于硬披露總分為72分，而軟披露總分只有15分，說明硬披露的差異程度遠高于軟披露，且硬披露得分普遍較低，其披露質(zhì)量不及軟披露。這一結(jié)果恰恰反映出硬披露相對于軟披露更為客觀、不易模仿的特征。分析師跟蹤人數(shù)的最小值為4，最大值為72，標準差為19.304，說明不同公司的分析師跟蹤人數(shù)有很大差異。分析師預(yù)測時長的自然對數(shù)平均值為6.119，最大值為6.592，最小值為5.245，說明分析師預(yù)測時長普遍較長，而時間越長越不利于分析師盈利預(yù)測的準確性。

表3主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果分析

1．環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測特征

本文使用OLS和HECKMAN兩種計量方法分別進行回歸分析。表4給出了不同類型環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測誤差的OLS回歸和HECKMAN回歸結(jié)果。其中，模型(1)、(2)、(3)表示分別用環(huán)境信息披露、硬披露和軟披露進行OLS和HECKMAN回歸的結(jié)果。

從OLS回歸結(jié)果來看，ED的系數(shù)為-0.022，在10%的水平上顯著，即ED每提高1分，相應(yīng)地FERROR的值會下降0.022。進一步地，HED系數(shù)為-0.028，也在10%的水平上顯著，表明環(huán)境績效好的公司對環(huán)保規(guī)章的執(zhí)行力度比較大，并且進行了更多的硬披露。而SED雖然與FERROR負相關(guān)，但不顯著，說明這種軟披露會削弱總的環(huán)境披露水平與分析師盈利預(yù)測的顯著相關(guān)性，即泛泛而談的文字描述性的軟披露并不能起到降低分析師盈利預(yù)測誤差的作用，而是硬披露起到了實質(zhì)性作用。同理，與OLS回歸結(jié)果類似，在HECKMAN回歸結(jié)果中，ED與HED的系數(shù)均在10%的水平上顯著為負，SED的系數(shù)雖為負但不顯著。此外，一階段計算結(jié)果LAMBDA均在5%的水平上顯著，證明本樣本的自選擇問題已得到有效控制。綜上，證明隨著環(huán)境信息披露質(zhì)量的提高，分析師盈利預(yù)測誤差會越小，且相對于軟披露，硬披露質(zhì)量越高，分析師盈利預(yù)測誤差越小。假設(shè)H1得到驗證。

控制變量方面，分析師跟蹤人數(shù)ANANO在1%水平上顯著為正，表示分析師跟蹤人數(shù)越多，預(yù)測誤差越大。預(yù)測時長HORIZON也在1%水平上顯著為正，意味著分析師預(yù)測的時點距公司年報披露日越久，預(yù)測誤差則越大。

表4環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測關(guān)系的實證證據(jù)

注：“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

2．財務(wù)透明度、環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測特征

為了檢驗假設(shè)H2，我們將財務(wù)透明度水平按中位數(shù)分組，分成財務(wù)透明度高和財務(wù)透明度低的對比樣本組進行分析。表5分別給出了在財務(wù)透明度低的樣本組下和在財務(wù)透明度高的樣本組下，不同類型環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測誤差的OLS回歸和HECKMAN回歸結(jié)果。其中，模型(1)、(2)、(3)表示分別用環(huán)境信息披露總得分、硬披露得分和軟披露得分進行OLS和HECKMAN回歸的結(jié)果。

可以看出，在財務(wù)透明度低的樣本組中，無論是OLS回歸還是HECKMAN回歸，環(huán)境信息披露水平ED的系數(shù)均在5%的水平上顯著。而在財務(wù)透明度高的樣本組中，環(huán)境信息披露水平ED的系數(shù)均為負但不顯著。由此說明環(huán)境信息披露對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用在財務(wù)透明度低的公司中顯著。因為公司的財務(wù)透明度越高，說明披露的財務(wù)信息數(shù)量越多、及時性越強，而此時環(huán)境信息披露所起的作用就微乎其微。

進一步地，在OLS回歸和HECKMAN回歸中，硬披露HED系數(shù)均僅在財務(wù)透明度低的樣本中1%水平上顯著為負，說明硬披露在財務(wù)透明度低的樣本組中能顯著促進分析師盈利預(yù)測的準確性。而軟披露SED系數(shù)在兩個樣本組中符號均為負，但均不顯著，說明軟披露并不能起到促進分析師盈利預(yù)測準確性的作用。綜上，假設(shè)H2得證。此外，在HECKMAN回歸中，一階段計算結(jié)果LAMBDA分別在5%、5%和10%水平上顯著，證明本樣本的自選擇問題已得到有效控制。

表5財務(wù)透明度、環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測關(guān)系的實證證據(jù)

注：“*” “**” “***” 分別表示顯著性水平為10%、5%、1%。為節(jié)約篇幅，本表未報告控制變量的回歸結(jié)果。以下表格數(shù)據(jù)同理

3．治理環(huán)境、環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測特征

為了檢驗假設(shè)H3，我們用樊綱等編制的中國市場化指數(shù)中的各地區(qū)市場化進程指標衡量公司外部治理環(huán)境，若樣本公司所處地區(qū)的市場化進程指數(shù)大于樣本中位數(shù)，則分為“治理環(huán)境好”組，否則為“治理環(huán)境差”組。表6給出了在治理環(huán)境好的樣本組下和在治理環(huán)境差的樣本組下，不同類型環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測誤差的OLS回歸結(jié)果。其中，模型(1)、(2)、(3)表示分別用環(huán)境信息披露總得分、硬披露得分和軟披露得分進行OLS和HECKMAN回歸的結(jié)果。

可以看出，在OLS回歸中，ED和HED的系數(shù)僅在治理環(huán)境好的樣本組中分別在5%和1%的水平上顯著為負，HECKMAN回歸中，ED和HED的系數(shù)也是僅在治理環(huán)境好的樣本組中在5%的水平上顯著為負，而SED的系數(shù)無論是OLS回歸還是HECKMAN回歸中均為負但不顯著，由此可見，環(huán)境信息披露對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用在外部治理環(huán)境好的公司中更為顯著，且相對于軟披露，硬披露對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用發(fā)揮了實質(zhì)性影響。綜上，假設(shè)H3得證。此外，在HECKMAN回歸中，一階段計算結(jié)果LAMBDA在治理環(huán)境差的樣本組中均在5%的水平上顯著，證明本樣本的自選擇問題已得到有效控制。

表6治理環(huán)境、環(huán)境信息披露與分析師盈利預(yù)測關(guān)系的實證證據(jù)

注：“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

(三)穩(wěn)健性檢驗

對于環(huán)境信息披露水平的另一種衡量方法，我們參考呂峻和焦淑艷的研究，以公司是否因環(huán)境問題受到處罰以及處罰的類型來衡量其環(huán)境績效，未受環(huán)境處罰的公司的環(huán)境績效值為3，因環(huán)境違規(guī)被罰款或投訴的公司的環(huán)境績效值為2，因環(huán)境違規(guī)而受到停產(chǎn)整頓的公司的環(huán)境績效值為1[6]。該數(shù)據(jù)通過互聯(lián)網(wǎng)手工搜索得到。將該方法衡量下的環(huán)境信息指標分別代入全樣本和兩組分樣本進行OLS回歸和HECKMAN回歸，得到的回歸結(jié)果如表7所示，無論是OLS回歸還是HECKMAN回歸，在全樣本中，環(huán)境信息披露質(zhì)量對于分析師盈利預(yù)測誤差都是在5%的水平上顯著負相關(guān)；在分樣本中，環(huán)境信息披露質(zhì)量對于分析師盈利預(yù)測誤差分別在財務(wù)透明度低組和治理環(huán)境好組顯著負相關(guān)，結(jié)論與前文一致。

表7穩(wěn)健性檢驗

注：“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

五、結(jié)論及建議

本文以2008—2014年披露社會責(zé)任報告的重污染行業(yè)上市公司為研究對象，基于信號傳遞理論，從分析師盈利預(yù)測的角度，設(shè)置一套環(huán)境信息披露指標體系，將研究對象披露的環(huán)境信息分為硬披露和軟披露，并加總得到總披露，以考察環(huán)境信息披露質(zhì)量能否為信息使用者提供有用的信息，以及何種環(huán)境信息在發(fā)揮實質(zhì)性作用。首先，基于全樣本，無論OLS回歸還是HECKMAN回歸，環(huán)境信息披露對于分析師盈利預(yù)測誤差的回歸系數(shù)均顯著為負，且硬披露對于分析師盈利預(yù)測誤差的回歸系數(shù)顯著為負，而軟披露對于分析師盈利預(yù)測誤差的回歸系數(shù)雖為負但不顯著。由此表明環(huán)境信息披露質(zhì)量越高，分析師盈利預(yù)測誤差越小，且硬披露起到了實質(zhì)性作用。其次，按照財務(wù)透明度和外部治理環(huán)境將全樣本分組進行OLS回歸和HECKMAN回歸，結(jié)果顯示，環(huán)境信息披露質(zhì)量對分析師盈利預(yù)測準確性的促進作用在財務(wù)透明度低和外部治理環(huán)境好的公司中更為顯著，且相對于軟披露，硬披露發(fā)揮了實質(zhì)性作用。

本文的研究結(jié)論發(fā)現(xiàn)，重污染行業(yè)上市公司披露環(huán)境信息，能為信息使用者提供對其決策有用的增量信息，同時，其作用還會受到公司的財務(wù)透明度和所處地區(qū)的治理環(huán)境的影響。這一研究結(jié)論的啟示在于：①我國有關(guān)監(jiān)管部門有必要完善強制性環(huán)境信息披露制度，強化硬披露標準，要求公司增強信息的硬披露，減少軟披露，以增強信息的可靠性。②我國重污染行業(yè)上市公司應(yīng)自愿披露環(huán)境信息，及時反映公司的環(huán)保狀況，提升利益相關(guān)者對公司環(huán)境表現(xiàn)的認知，以提升公司的市場價值。③外部投資者應(yīng)及時關(guān)注公司環(huán)境信息的披露狀況，重視公司的環(huán)保風(fēng)險，以降低投資風(fēng)險。

注 釋：

①2008年，上交所和深交所分別發(fā)布了《關(guān)于做好上市公司2008年年度報告工作的通知》，通知中明確規(guī)定四類公司必須披露社會責(zé)任報告，包括“上證公司治理板塊”樣本公司、發(fā)行境外上市外資股公司、金融類公司和納入深圳100指數(shù)的公司。

②通過上述調(diào)整優(yōu)化后的環(huán)保信息披露指標體系滿分合計為87分，為了易于理解分析，后文分析中所使用的各公司環(huán)保信息披露得分均為調(diào)整成百分制形式分值。