分析师关注、媒体报道与企业...现——来自中国制造业的证据_石华军.pdf

Gansu Finance甘肃金融/作者简介：石华军，经济学博士，湖南工业大学经济与贸易学院副教授，硕士生导师；张冶秋，湖南工业大学经济与贸易学院硕士研究生。引言制造业是立国之本、强国之基。近年来，我国不断推进制造业高质量发展，以绿色经济为主导的可持续发展理念成为广泛共识。党的二十大报告明确指出：我国要加快发展方式绿色转型，积极稳妥推进碳达峰与碳中和。在此过程中，制造业企业作为实体经济的重要组成部分，必然要承担更多的责任和使命。虽然企业的重要决策高度依赖于管理层的性格与利益相关者的压力，但金融机构也会对企业决策起到重要影响，证券公司等金融机构不仅为企业提供资金资源，直接促进企业运营，同时也为企业提供信息咨询，风险管理等服务。因此，监管部门应当积极引导企业提升其ESG表现，增强可持续发展能力，并以此推动全社会的高质量发展1。企业ESG表现是近几年提出的对于企业社会责任的新要求。2018 年 9 月，证监会首次明确指出上市公司应及时披露ESG等社会责任履行信息。与传统的社会责任不同的是，ESG主要关注的是企业可持续发展能力，传递了企业家广泛追求的经济价值和社会价值相统一的观念。随着绿色金融的不断发展，ESG更是成为打造绿色资本市场的重要理念和实践工具。以彭博和MSCI为代表的国际组织和投资机构不断推动ESG发展，陆续推出更为完善的相关评价体系和投资产品。Yu（2008），Min Zhang et al.（2015）、Yi Zhang（2021）指出：分析师在金融市场中具有重要的监督作用：一方面，他们对企业保持高度关注，并拥有较强的收集与分析能力来获取企业的机密信息，促使企业进行更透明的财务信息披露，并影响管理者的决策；另一方面，分析师背后往往是机构投资者，是上市公司重要的利益相关者之一2-4。由此可知，分析师能够在无形之中给企业施加压力，倒逼企业更好地进行ESG 实践5。近些年的研究成果验证了分析师关注与企业社会责任之间潜 石华军张冶秋【内容简介】本文以20112020年A股制造业上市公司为样本，探索分析师关注度、媒体报道对企业ESG表现的影响。实证研究结果表明：分析师关注可以显著提高企业ESG表现，且这种影响在非国有企业中更加显著；媒体报道在分析师关注度与企业ESG表现之间发挥了部分中介作用，即分析师关注度通过提升媒体关注度可以对企业ESG表现产生影响。基于此提出：企业管理层应高度重视分析师、机构投资者与财经媒体的影响力，监管部门做好资本市场守门员的角色，投资者应当着眼于企业的“长期投资价值”，国有制造业企业应积极提升其ESG表现等政策建议。分析师关注、媒体报道与企业ESG表现【关 键 词】分析师关注；媒体报道；ESG表现；中介效应来自中国制造业的证据【基金项目】湖南省社会科学成果评审委员会项目“结构性去杠杆研究:理论逻辑与湖南对策”（项目编号:XSP20YBC041）。GREEN FINANCE绿色金融21GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第6期在的相关关系。Harjoto和Jo（2013）首次提出分析师关注度能够提升企业社会责任表现6。而针对中国等新兴市场，Min Zhang etal.（2015）研究表明，企业关于慈善活动的信息披露程度较高时，分析师关注度越高，企业从利益相关者获得的有利估值和声誉资本就越高，从而鼓励公司有更多参与社会责任的行为和进行社会责任信息披露3。Zheng Lei et al.（2022）的研究结果也表明：卖方分析师关注可以显著促进中国上市公司的社会责任活动5。在现有文献的基础上，本文研究的意义在于：首先，此前国外关于ESG的研究较多，而国内关于社会责任的相关研究主要关注社会维度，即社区建设活动和社会公益事业，对环境与治理维度的研究相对较少。ESG评价体系重点关注企业可持续发展能力，在新环保法实行、环境规制压力增强的大背景下，探索分析师关注、媒体报道与企业ESG表现之间的多重关系具有一定的现实意义。其次，此前国内相关研究主要集中于企业绩效与ESG表现之间的相关关系，对于分析师、财经媒体等外部监督者压力对企业ESG表现影响的研究相对较少。因此，本文从可持续发展与环境规制压力加大的背景出发，主要关注分析师关注度、企业ESG表现的相关关系，并探究媒体报道在分析师关注与企业ESG表现相关关系中的中介作用。文献回顾与研究假设（一）分析师关注度与企业ESG表现近些年，许多研究认为：分析师关注度增加了企业的信息披露透明度，从而迫使企业更加注重 ESG 表现。Harjoto 和 Jo（2013）针对美国企业的研究发现：分析师关注度增加了企业道德行为的社会压力，能够提高企业社会责任参与度6。分析师关注度对企业 ESG 表现的影响主要是声誉机制和监督机制。MinZhang et al.（2015）通过对中国上市公司的实证分析结果表明：在非国有企业中，被更多分析师关注的公司往往会进行更多的社会责任活动3。Chun et al.（2018）以韩国企业为样本的实证研究结果表明：分析师关注度与企业社会责任绩效显著正相关，且这种相关关系在非大型工业集团（即财阀集团）中更为显著7。May Hu et al.（2021）利用 2010 年至 2017 年 A 股上市公司的数据，实证研究表明分析师关注度显著促进了企业 ESG 表现8。Zheng Lei et al.（2022）通过对A股上市公司的实证研究结果也表明分析师覆盖与证券交易所监管可以提高投资者认可度，从而提升企业ESG表现5。由于分析师可以影响投资者对企业的认知，因此分析师关注能够对公司的经营投资活动产生重要影响：企业受到越多的分析师关注时，往往更加倾向于向外界传达积极信号，即积极履行社会2。第一，由于分析师等外部监督者的存在，企业往往会提升信息披露的真实性与透明度，推动企业积极履行社会责任9；第二，分析师不仅能够影响投资者决策，有些明星分析师此前或现在仍兼任基金经理，其背后是公募基金等机构投资者，而上市公司迫于机构投资者、监管部门等影响力较强的利益相关者压力，往往倾向于积极的ESG表现5；第三，我国A股市场自2010年开始试点融资融券卖空业务，并在近些年逐步放松卖空管制，而在卖空压力下，企业会采取措施来缓解卖空压力导致公司股价下跌10。基于此，本文提出如下假设：假设H1：分析师关注度越高，企业ESG表现越好。（二）分析师关注度与媒体报道得益于信息技术的快速发展，新闻媒体报道对企业管理层与投资者等利益相关者的影响逐渐增大。媒体报道对企业的影响主要表现为公共监督作用，通过调查和报道使企业信息披露的透明度更高，从而制约企业管理人员的短视行为与代理问题。近年来，学者们广泛关注媒体报道对公司治理的影响机制。田高良等（2016）认为，媒体关注对公司治理的影响主要有三种机制：监督机制、声誉机制、压力机制。随着我国金融市场的不断完善、媒体独立性不断增强，关于媒体关注影响公司治理的监督机制的研究越来越多，逐渐成为学术界主流观点911。Dyck et al.（2010）、王云等（2017）认为媒体报道具有一定的信息中介作用，可以提升企业信息披露的质量，缓解企业与外部投资者之间的信息不对称，降低市场摩擦，从而降低企业外部融资成本1213。李志斌等（2022）、潘海英等（2022）指出媒体具有外部治理与监督的效力。具体来说：当大股东占款、关联交易等有害于投资者利益行为发生时，媒体的舆论监督在一定程度上可以促使公司改正相关决策和做法，降低代理成本1415。此外，关于媒体关注对公司治理 影 响 的 声 誉 机 制 也 许 多 学 者 受 到 关 注，Min Zhang et al.（2015）、May Hu et al.（2021）等学者研究发现，较高的社会知名度往往也被财经媒体或主流媒体报道正面报道，有效发挥了新闻媒体关注的声誉机制38。22Gansu Finance甘肃金融/现有研究认为，新闻媒体在对企业进行调查与报道时必然会受到专业的机构投资者、财经大V、分析师等影响。Acar Berkanet al.（2021）认为，媒体在对企业不当行为进行报道时会考虑分析师的预测情况16。且吴偎立等（2016）指出：分析师与财经大V 更希望被主流财经媒体引用，提升其影响力17。此外，Yu（2008）、Yi Zhang（2021）、王晓艳等（2022）等学者的研究也表明：由于分析师关注存在监督作用，因此企业受到的分析师跟踪越多，企业相关信息披露的真实性就越高，能够进一步降低信息不对称程度，从而抑制侵害中小投资者权益的行为，保障投资者权益249。基于此，本文提出如下假设：假设H2：分析师关注度越高，媒体关注度也越高。（三）分析师关注度、媒体报道与企业ESG表现根据之前的研究，虽然分析师关注度的提升有助于增加财经媒体信息渠道，但是根据信息传递理论，分析师的意见如果传递到企业管理层与金融评级机构则需要引起财经媒体广泛的关注1112。虽然分析师具有专业的信息获取与分析能力，但基于“有限理性”理论，专业分析师往往与普通投资者一样受到环境复杂环境的影响而存在认知偏差和心理偏差，从而会向外界传递非理性的信息，干扰媒体的认知与判断1618。此外，基于“有限关注”理论可以得出：注意力也是一种资源，在认知过程中会被消耗，即财经媒体一样会受到有限认知能力的制约，无法对企业发生的事件第一时间做出反应与及时的报道9。因此，由于分析师专业特质与较强的数据分析能力，财经媒体通常将目光投射到分析师高度关注的公司，此时部分非理性的分析师观点可能被财经媒体采纳并报道；部分财经媒体由于获取独家信息的成本较高，从而选择放弃跟踪报道，而是借鉴明星分析师的观点发布观点相同或相近的上市公司报道1618。在“有限理性”与“有限关注”的共同作用下，处在信息不确定困境的财经媒体往往基于从众心理，参考明星分析师的意见发布新闻报道。因此，本文认为更高的分析师关注度能够增加媒体曝光度，提升信息披露的透明度，抑制管理层的短视行为，提升企业可持续发展能力，增强企业ESG表现。反之，冯勇和冯馨雨（2021）指出：财经媒体的报道增加了企业的透明度，因此也能够加强分析师对企业预测的精准度18。于李胜等（2019）认为分析师发布的研报等意见表达缺乏时效性，且大多针对特定客户，广泛性较差，而网络媒体可以部分弥补分析师信息传播的时效性和广泛性19。分析师关注与媒体报道二者互相影响，都是资本市场上重要的信息产生者与信息传播者。基于此，本文提出如下假设：假设H3：分析师关注度对企业ESG表现的影响可以通过媒体报道来体现。研究设计（一）样本选取本文以我国 A股上市制造业企业为样本，构建 20112020年的面板数据集。本文对相关数据进行如下处理：首先，剔除ST以及*ST的企业；其次，剔除ESG数据缺失的企业；最后对连续变量（虚拟变量除外）进行缩尾处理，经筛选共得到402家企业20112020年共4020个样本的面板数据。企业ESG指数来源于彭博数据库；媒体关注数据来源于CNRDS数据库（数据来源涵盖400多家网络财经媒体，结合人工智能算法提供财经新闻量化统计信息）；分析师关注度数据来自wind财经数据库；上市公司的相关财务数据与企业性质数据来自国泰安CSMAR数据库。（二）变量定义1.被解释变量。企业 ESG 表现（ESG），本文借鉴刘丹等（2022）的研究，选择彭博财经数据库发布的中国A股上市公司ESG社会责任综合评分20。2.解释变量。分析师关注度（LnAna），本文借鉴May Hu etal.（2021）的研究，以每家上市公司每年分析师跟踪数加1取自然数对数表示分析师关注度8。3.中介变量。媒体关注度（Web），田高良等（2016）指出，传统媒体许多具有政府背景，且服务于国有企业改革，其自身独立性有限，社会属性受到制约，网络媒体应是未来研究的主流方向。因此本文借鉴王晓艳和郝文静（2022）的研究，选取CNRDS数据库中网络财经媒体原创新闻总数来衡量媒体关注度9。4.控制变量。从此前关于企业ESG表现的研究中发现，企业性质、财务绩效等都会对被解释变量企业ESG表现产生影响148。因此，本文选取以下变量为控制变量：应收账款周转率、产权性质、净资产收益率、流动比率、资产负债率等。同时在稳健性检验部分，本文选取董事会规模、独立董事占比、管理层持股比例、机构持股比例、是否两职合一可能会影响企业决策的公司治GREEN FINANCE绿色金融23GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第6期理的关键控制变量作为外生冲击变量引入本文相关模型。此外，本文在模型中还加入了年份虚拟变量（Year）和个体虚拟变量（Enter）以控制年份和行业固定效应。本文具体选取的解释变量、被解释变量与控制变量定义见表1。表 1变量定义（三）模型构建为验证假设H1，本文借鉴Yi Zhang（2021）的研究4，构建了以分析师关注度（LnAna）为解释变量和企业ESG表现（ESG）为被解释变量的双固定效应模型：ESGit=0+1LnAnait+kControlsit+Yeart+Enteri+it（1）本文模型（1）主要检验分析师关注度对企业ESG表现的影响，其中i表示公司，t表示年份，Ctrls代表所有的控制变量集合，为残差项。此模型主要关注解释变量分析师关注度（LnAna）的系数1的符号与显著性。实证分析（一）描述性统计表2列示了本文主要的变量。从表2可以看出，被解释变量（ESG）的均值、最大值、最小值、标准差分别为21.36、43.80、9.091、6.670，说明我国制造业企业ESG表现总体水平较高但差距较大，且存在较为明显的个体差异。解释变量（LnAna）的均值、最大值、最小值、标准差分别为2.048、3.951、0，1.172，表明各企业之间分析师关注度的总体差距较小，但存在较大的个体差异。中介变量变量（Web）的均值、最大值、最小值、标准差分别为140.824、1197、15、180.787，可以看出制造业上市公司受互联网财经媒体的关注差距较大。（二）相关性分析为了分析各变量之间的相关度，系数相关性检验结果见表3。根据表3看出，分析师关注度与企业ESG表现在1%的水平上显著正相关，初步验证了本文的假设H1，分析师关注度与媒体关注度在1%的水平上显著正相关，初步验证了本文的假设H2。此外，表3列示各变量间的相关系数的绝对值最高仅为0.483，低于0.5，因此初步排除了模型中存在严重的多重共线性问题。表 3相关系数矩阵注：*、*、*分别代表 p1%、5%、10%的情形；下同。（三）回归分析为验证假设H1与假设H2，本文使用面板数据回归分析，回归结果见表4。模型（1）的回归结果显示分析师关注度与企业变量定义企业ESG表现分析师关注度媒体关注度资产负债率应收账款周转率产权性质流动比率净资产收益率变量代码ESGLnAnaWebLEVRTRSOECRROE定义彭博财经数据库中ESG评分分析师关注团队数的自然数对数网络财经媒体原创新闻总数总负债占总资产的比重营业收入与应收账款期末余额的比率国有企业为1，否则为0流动资产与流动负债的比率净利润与股东权益平均余额的比率变量ESGLnAnaWebLEVRTRSOECRROE样本量4,0204,0204,0204,0204,0204,0204,0204,020均值21.362.048140.8240.44148.250.4862.2430.0851最大值43.803.95111970.8151,485115.270.333最小值9.0910150.05891.11800.408-0.317标准差6.6701.172180.7870.189182.40.5002.2400.0938表 2描述性统计表ESGLnAnaWebLEVRTRSOECRROEESG10.116*0.260*0.183*0.050*0.176*-0.182*0.0180LnAna10.333*-0.039*0.061*-0.058*0.038*0.490*Web10.170*0.121*0.090*-0.088*0.161*LEV1-0.01500.247*-0.483*-0.230*RTR10.148*-0.02100.093*SOE1-0.166*-0.103*CR10.127*ROE1被解释变量LnAnaLEVRTRSOECRROEConstant年份/公司NR2模型(1)ESG0.6598*(5.0256)-0.2696(-0.2027)0.0017*(2.0983)1.2941*(2.1030)-0.0637(-0.8863)-0.0722(-0.0662)15.5653*(15.9290)控制40200.323表4模型（1）多元回归分析24Gansu Finance甘肃金融/ESG表现显著正相关，假设H1成立。这表明，由于分析师的监督效应与声誉机制，当上市公司受到分析师的关注度较高时，企业为了“迎合”分析师、机构投资者等，往往会主动提升企业ESG方面的表现。（四）机制识别检验在前文的理论分析中，本文推断分析师关注度能够通过提高媒体关注度来提升企业ESG表现。为验证这一理论，本文借鉴温忠麟等（2004）提出的“中介效应三步法”构建了如下模型来检验中介效应21。模型（1）（3）主要关注系数1、1、1和2的符号和显著性。ESGit=0+1LnAnait+kControlsit+Yeart+Enteri+it（1）Webit=0+1LnAnait+kControlsit+Yeart+Enteri+it（2）ESGit=0+1LnAnait+2Webit+kControlsit+Yeart+Enteri+it（3）上述中介效应模型（1）（3）的回归结果见表 5。模型（2）的回归结果显示媒体关注度与分析师关注度正相关，表明分析师关注能够影响企业信息披露的质量与透明度，从而增强了财经媒体对企业的关注与报道，本文假设H2成立。模型（3）的回归结果显示，分析师关注度、媒体关注度均与企业ESG表现显著正相关。由此可以看出，在考虑到中介变量媒体关注度后，分析师关注度与企业ESG表现依然显著正相关，且系数1变小，表明媒体关注度弱化了二者之间的正相关关系，中介效应存在。即在媒体关注度相同的情况下，分析师关注对企业ESG表现的促进作用就会变小，也就是说分析师对企业的跟踪关注能够影响财经媒体对企业的报道数量，促使企业提升其ESG表现水平。假设H3成立，且中介效应 12为0.037，占总效应1的5.6%。（五）内生性问题为了缓解内生性问题，本文借鉴王晓艳和郝文静（2022）的研究，选取解释变量的滞后一期变量（LnAnat-1）作为解释变量分析师关注度（LnAna）的工具变量，进行2SLS估计。之所以选择分析师关注度的滞后一期变量是因为在实际的资本市场中，分析师所发布的意见虽在短时间内鲜有较大变化，但经常会存在一定的滞后性，即无法及时发布投资意见或是无法及时将意见传达到投资者9。表6显示了工具变量的2SLS估计回归结果。其中，第一阶段的回归结果表明，工具变量媒体关注度（LnAnat-1）的系数在1%水平上显著为正且远大于10，表明分析师关注度与工具变量的相关性较强；AR Wald test检验结果表明分析师关注度的滞后一期变量不存在弱工具变量问题。第二阶段回归结果表明，解释变量分析师关注度（LnAna）依然在 1%的水平上显著正相关，进一步验证了本文的假设。表6分析师关注度滞后一期与企业ESG表现 IV 估计（六）稳健性检验本文还进行了以下四种稳健性检验，基准回归结果均与结论一致，说明本文的研究结论较稳健。第一，借鉴刘丹等（2022）、宋科等（2022）的研究，为避免彭博数据库 ESG 数据准确性可能带来的偏差，其余条件不变，选取华证ESG评级并将其分别赋值为9-1与3-1作为解释变量的替换变量120。华证ESG 评级指标结合我国经济社会发展特点构造指标评价，对于企业、监管部门信息披露以及媒体报道覆盖较被解释变量LnAnaWebLEVRTRSOECRROEConstant年份/公司NR2模型(1)ESG0.6598*(5.0256)-0.2696(-0.2027)0.0017*(2.0983)1.2941*(2.1030)-0.0637(-0.8863)-0.0722(-0.0662)15.5653*(15.9290)控制40200.323模型(2)Web10.8169*(5.7093)89.0619*(3.5124)-0.0160(-1.0352)-11.2812(-1.0610)2.7167*(2.6789)47.5202(1.4991)47.8574*(2.6461)控制40200.045模型(3)ESG0.6232*(4.7716)0.0034*(2.6093)-0.5714(-0.4373)0.0017*(2.0610)1.3324*(2.1659)-0.0729(-1.0283)-0.2333(-0.2125)15.4031*(15.6847)控制40200.326表5分析师关注度与企业ESG表现的中介效应检验结果被解释变量LnAnat-1LnAna年份/公司N第一阶段 F-testAnderson-Rubin Wald testKleibergen-Paap rk LM statistic第一阶段IV=LnAnat-1LnAna0.4935*(28.11)控制3618790.45*37.57*494.69*第二阶段IV=LnAnat-1ESG1.0540*(5.86)控制3618GREEN FINANCE绿色金融25GANSU FINANCE甘肃金融/2023年第6期为全面1。选取其他内部控制变量作为额外控制变量加入本文模型中，如董事会规模、独立董事占比、管理层持股比例、机构持股比例、是否两职合一等。第二，借鉴陈强远等（2020）稳健性检验的做法22，将本文所选取的连续变量（虚拟变量除外）分别进行3%和97%与5%和95%水平的缩尾处理。第三，利用Bootstrap法进行检验并报告回归系数的95%置信区间。本文利用Bootstrap法进行中介效应检验，结果显示直接效应的置信区间为0.2893，0.4712，间接效应的置信区间为0.1733，0.5668，说明本文中介效应具有稳健性。第四，缩短时间窗口。参考朱晓文和吕长江（2019）稳健性检验的做法，本文缩短样本时间窗口来进行稳健性检验24。我国于2013年第一次发布适应气候变化战略，制定了20142020年解决气候变化的总体要求、重点任务、区域格局和保障措施，为开展适应气候变化工作提供了指导和依据，这对企业履行环境责任提出了更高、更精细的要求23。同年习近平总书记首次提出“精准扶贫”概念，同时要求政府用政策调动企业和社会各界的扶贫积极性，广泛动员全社会力量参与扶贫。而制造业作为 工业化国家的“立国之本”，其在创造就业、增加税收具有重要责任，在“精准扶贫”之路上应承担更多责任。而环境责任与社会责任都是企业ESG社会责任体系的重要组成部分。而在2014年，号称“史上最严”的新环境保护法发布，强化了企业污染防治责任，加大了对环境违法行为的法律制裁。当环保压力与社会责任压力显著增强时，作为外部监督者的分析师也会重点关注企业的ESG表现。以上这些事件使得制造业企业环保压力、社会压力在2014年后进一步增大。基于此，本文将样本的时间窗口变为20142020年的样本数据进行替换，均得到一致的实证分析结果。由于篇幅所限，相关表格在此暂不列出。（七）异质性分析根据前文的研究结果，分析师关注度能够显著提升企业ESG表现，那么对于不同产权性质的企业该结论是否存在差异？本文借鉴王云等（2017）的研究，进一步将企业按照产权性质分为国有企业与非国有企业进行异质性分析13。表7为产权性质分组回归结果。从表7可以看出，分析师关注度对企业ESG表现的提升作用在非国有企业中更为显著，且系数高于全样本的回归系数（0.6598），但国有企业中分析师关注度与企业ESG表现的相关关系仅在10%的水平下显著，且系数仅为0.2982，表明分析师关注度对企业ESG表现的提升在非国有企业中作用较强，这一结论与Min Zhang et al.（2015）、Chun et al.（2018）的研究结果相似37。究其原因，可能由于（1）国有制造业企业背后有国资委和政府做背书，社会声誉较高，享有的政府补贴与银行贷款难度较低，因此对于分析师等外界利益相关者的声誉机制不敏感37；（2）国有企业的治理结构与非国有企业相比存在较大差别，分析师的监督作用较弱；（3）国有制造业企业经过多年发展往往规模较大，职工众多，因此也承担了许多公共服务性质的社会责任，产生了庞大的社会责任成本，制约了其可持续发展能力，使得分析师等外界利益相关者的压力有限25。结论与启示本文以我国制造业行业上市公司为样本，实证检验了分析师关注度对企业ESG表现的影响，并验证了媒体报道在分析师关注度与企业ESG表现的相关关系中具有部分中介效应，所有研究假设都得到了验证。研究结果如下：1.分析师关注度对企业ESG表现具有显著的提升作用。这一结论与May Hu et al.（2021）、Zheng Lei et al.（2022）得出的结论相似58。2.媒体关注度在分析师关注与企业ESG表现的相关关系中具被解释变量LnAnaLEVRTRCRROEConstant年份/公司NR2国有企业SOE=1ESG0.2982*(1.7009)1.4569(0.6941)0.0015*(1.6610)-0.2445*(-1.7968)1.7900(1.4131)17.7728*(13.3439)控制19530.324非国有企业SOE=0ESG0.8901*(4.2643)-2.2888(-1.3811)0.0033*(4.4847)-0.0750(-0.9407)-1.6309(-0.9348)15.0836*(13.3747)控制20670.326表7企业性质分组检验表26Gansu Finance甘肃金融/有显著的中介效应。具体表现为分析师关注能够吸引财经媒体的关注，从而给企业施加压力，促使提升ESG表现。3.从产权异质性的角度可以看出，分析师关注度对企业ESG表现的提升在非国有企业中作用较强。根据研究结论，本文提出如下政策建议：第一，企业管理层应高度重视分析师、机构投资者与财经媒体的影响力，并充分发挥他们在资本市场中信息中介的重要作用，主动提升ESG表现。具体表现如下：从企业层面来看，良好的ESG表现可以降低企业的风险，因此管理者应当树立可持续发展理念，提升可持续发展能力。此外，由于分析师拥有较强的专业知识，他们不仅是资金雄厚、影响力强大的机构投资者，也能够对广大普通投资者的行为产生重大影响，因此管理者应当主动提升ESG表现，给投资者树立良好形象18。第二，由于分析师与媒体等外部压力对企业ESG表现具有显著的提升作用，监管部门在引导和规范评级机构时应警惕企业的迎合行为，优化ESG量化模型，判断其真实的可持续发展能力，做好资本市场守门员的角色。第三，由于企业ESG表现更多关注的是企业可持续发展能力而不是仅关注财务绩效，这也对投资者的决策提出新的要求，即投资者应当着眼于企业的“长期投资价值”。第四，国有制造业企业应积极提升其ESG表现，正确认识社会责任对企业价值的提升作用。F参考文献：1宋科,徐蕾,李振等.ESG投资能够促进银行创造流动性吗？兼论经济政策不确定性的调节效应J.金融研究,2022:61-79.2Yu,F.F.Analyst coverage and earnings 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FINANCE甘肃金融/2023年第6期其一，要解决各省市间规则迥异、适用随意性大等问题，统一土地增值税清算项目间成本分摊方式。其二，随着多年来房地产开发税收征管规范化发展，解决当前企业所得税与土地增值税之间的费用核算差异已成应有之策，应当以规范的税前扣除凭证作为确认涉税核算费用的主要依据。（四）推动房地产开发土地增值税清算规则进一步简化当前土地增值税清算是税收征管的难中之难，不少主管税务机关在自身业务能力不足以应对的情况下，只能以购买服务方式聘请会计师事务所等中介机构进行清算，但也带来政策执行准确性难以把控等问题，甚至一些不法企业想方设法打通中介环节，税务机关往往面临着想自己清算没人力、找中介清算不放心、还要承担清算责任等执法窘境。因此，需要系统性简化或重构土地增值税清算规则，将其落位到便于纳税人申报、便于税务清算审核、便于风险应对等层面上来。F注释：1.参见美詹姆斯 N 罗西瑙 没有政府的治理，江西人民出版社，2001年9月。2.参见谢逸枫2020年全年卖地收入首破8万亿堪称史诗级土地财政学EB/OL.2021-01-28/2022-12-06.https:/ 高等.协同学M.郭治安译,北京:科学出版社,1989.5乔木.论公共政策制定中的理性和非理性冲突J.消费导刊,2008(18):46-47.6张茂良.房地产开发企业所得税征管完善策略J.投资与创业,2021,32(19):132-134.7黄洪,廖明刚,严红梅.土地增值税的制度优化探讨J.税务研究,2021(12):50-54.8刘先如.房地产开发各阶段的纳税筹划分析J.中国管理信息化,2021,24(24):39-40.（编审：常晔编辑：薛媛校对：杨帆）中的作用基于分析师微博的研究J.管理科学学报,2019,22(07):107-126.20刘丹,郝应丽,崔也光.交叉上市企业是否更加关注ESG表现基于经济政策不确定性和产品市场竞争的调节作用J.财会通讯,2022(20):37-43.DOI:10.16144/ki.issn1002-8072.2022.20.008.21温忠麟,张雷,侯杰泰,刘红云.中介效应检验程序及其应用J.心理学报,2004(36):614-620.22陈强远,林思彤,张醒.中国技术创新激励政策：激励了数量还是质量J.中国工业经济,2020(4):18.23刘宗轩.九部门联合印发 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