機構投資者實地調研與企業環保投資
——來自我國重污染行業上市公司的經驗證據

王焰輝 鄒晶晶 傅傳銳，2，3

1（福州大學經濟與管理學院，福州 350108） 2（福建省金融科技創新重點實驗室，福州 350108）3（福州大學福建經濟高質量發展研究中心，福州 350108）

引 言

黨二十大報告強調，“綠色化、低碳化經濟社會發展是實現高質量發展的關鍵環節”。積極推動企業開展環境治理活動、履行污染防治的社會責任是順應綠色發展浪潮、踐行“綠水青山就是金山銀山” 理念和實現高質量發展的應有之義［1］。重污染企業以其高排放、高污染以及低環保投資的特點成為制約社會可持續發展的沉疴痼疾，形成束縛產業結構升級和綠色轉型的重要障礙。如何破除重污染企業環保投資水平低下的僵局，構建質效齊升的企業發展新格局，建立社會經濟與綠色融合發展的平衡之道，亟待進一步深入探討和研究。

作為企業環境治理活動最直接的表現，環保投資是指企業將部分資金用于污染防治的投資，屬于公司治理和資本投資的范疇［2］。為了促進企業加強環境治理、加大環保投資，已有學者在公司特征［2］和政府環境規制［3］等方面對環保投資內外部影響因素進行研究，然而，僅從企業和政府部門出發探尋企業環境治理手段終歸是有限的，還需要挖掘更多有效治理工具。作為企業重要的外部利益相關者，機構投資者對改善公司治理的作用已經得到證實［5］，部分學者也從機構投資者這一角度來探索推動企業環境治理的有效方法［6］。與中小投資者相比，機構投資者具有較強的信息收集與處理能力，是獨立于企業大股東和管理層的“第三方力量”［7］。已有文獻大多認為機構投資者憑借實地調研這一新模式，打破信息不對稱和弱監督的“藩籬”，發揮信息［4］和治理效應［5］。遺憾的是，尚未有研究對機構投資者實地調研和企業環保投資的關系予以探討，該問題的研究對于厘清機構投資者實地調研在環境治理中的作用具有重要的理論和現實意義。

鑒于此，本文以2013 ～2022 年我國A 股重污染企業為研究對象，理論分析和實證考察了機構投資者實地調研對企業環保投資的影響。研究發現，調研活動顯著提高了企業環保投資水平，同時企業被調研的頻率越高、參與調研的機構數越多，環保投資水平也就越高。機制分析表明，機構投資者實地調研通過減少代理成本、緩解融資約束以及提高分析師關注從而對環保投資產生正向影響。進一步分析發現，相比于處于市場化進程較高的地區和非國有企業，實地調研對處于市場化進程較低地區和國有企業的環保投資促進作用更顯著。

本文從機構投資者實地調研這一外部監督機制視角，豐富了企業環保投資影響因素的研究，為促進企業環境治理提供了新的手段。已有文獻大多關注公司特征［2］與政府環境規制［3］對企業環保投資的作用機制和治理手段，忽略了機構投資者實地調研這一新興外部治理模式對環保投資的重要影響。此外，本文拓展了機構投資者實地調研在環境治理層面的經濟后果研究。不同于以往文獻考察機構投資者調研對公司違規行為［8］和信息披露［9］等方面的影響，本文是以環保投資的角度解釋了機構投資者調研對公司行為的影響，提供了實地調研發揮優化環境治理作用的新證據，且豐富了機構投資者實地調研作用機制的研究。除了以往文獻提及的信息和治理效應，本文研究還從緩解融資約束的視角補充了機構投資者實地調研對企業環保投資的影響路徑，并針對股權性質以及市場化進程等進行了異質性分析，加深了對機構投資者調研在公司環境治理中的角色與功能的認識。

1 文獻回顧、理論分析與研究假設

1.1 文獻回顧

1.1.1 環保投資的影響因素研究

現有關于環保投資影響因素的文獻大多從企業內外部視角展開研究。基于內部視角，Wei 和Zhou （2020）［2］研究發現多個大股東為了自身利益更容易串通起來，以減少企業環保投資。林雁等（2021）［10］發現擁有政治關聯高管比例越高的企業，環保投資越少。基于外部視角，已有研究發現，環境管制對企業環保投資產生“U 型” 關系影響［3］。王云等（2017）［11］發現媒體關注能有效發揮環境治理的效用，顯著提高企業環保投資，并且該治理作用在環境規制強度越大的地區越明顯。

1.1.2 機構投資者實地調研經濟后果研究

相關研究探討了機構投資者調研對企業投資決策行為的影響，并存在兩種相反的觀點： （1）機構投資者實地調研能夠通過降低資本成本來抑制管理層的機會主義行為，并形成一種持續的監督效用［15］，改善公司治理，促進企業增加綠色項目的投資，從而推動環境治理［16］； （2） 機構投資者實地調研會產生更頻繁和更詳細的信息披露，這可能導致被訪問企業的管理層更加關注公司的短期業績［17］。

綜合上述文獻，在企業環保投資的外部影響因素的研究中，尚未有文獻研究機構投資者實地調研對環保投資可能存在的影響及作用機制，也罕見對調研是否會影響企業環境治理的探討。因此，有必要研究投資者實地調研是否會對企業環保投資產生影響，并挖掘其中的影響機制，為全面認識實地調研的作用提供有益參考。

1.2 理論分析與研究假設

隨著政府環境管制力度逐漸加大，企業環境違法成本與環境責任風險大大提升。作為企業環境風險的承擔者之一，機構投資者越來越重視企業的可持續發展，將環境績效納入其投資策略，通過實施股東積極主義督促企業加強環境治理［18］。與年報等方式相比，機構投資者實地調研可以更深入、更全面地了解被調查公司的環保信息，一旦發現管理層在環境治理方面的自利行為，便可采取“用手投票” 或“用腳投票” 方式給予懲罰［19］，“倒逼” 企業重視環境保護，從而產生長期、持續的監督作用［15］，更有效促進企業增加環保投資； 此外，企業也需要借助實地調研的信息效應向外釋放自身綠色信息，幫助其形成聲譽資本。良好的聲譽能夠產生更強的顧客粘性、獲得更多優惠政策支持、降低融資成本，從而增強抵御風險能力、促進企業可持續發展［20］。因此，為了實地調研能夠向市場釋放企業更多的積極信息，管理層會遵循綠色理念，重視環境績效，最終增加環保投資。基于以上分析，本文提出第1 個假設：

H1： 機構投資者實地調研能夠促進重污染企業提高環保投資水平。

基于委托代理理論，管理層的機會主義行為會提高代理成本［21］。長期來看，環保投資可以為企業創造長期價值和額外的回報，但是也兼具高風險性的特征，短期內可能對企業業績造成沖擊，管理層憂慮開展環保投資活動的回報周期長、付諸的努力無法被正確評價甚至因業績不佳而遭受懲罰［15］。因此，管理層傾向于犧牲公司長期價值而進行短期收益較高的投資活動，減少甚至放棄環保投資。作為企業外部股東，為了維護自身權益，機構投資者會主動監督管理層自利行為，使其重視環保投資項目［12］。相比較投票等監督方式，實地調研可以更深入了解企業環保項目進程和未來規劃等非公開信息，通過向管理層進一步追問環保投資相關信息，核實細節，及時發現可能存在的欺詐行為，形成一股外部監督力量，改善公司治理，降低代理成本，避免短視管理者忽視環保投資。因此，機構投資者實地調研能夠通過抑制管理層的自利行為，降低代理成本，進而促進企業環保投資。基于以上分析，本文提出第2 個假設：

H2： 機構投資者實地調研會通過降低代理成本進而促進重污染企業環保投資。

企業要開展與當期利潤最大化目標相悖的環保投資活動，需要穩定充足的外部資金供給［22］。然而，信息壁壘的存在使得外部投資者無法對環保投資項目的未來收益進行準確的判斷，從而低估了企業價值，引發投資者的逆向選擇行為，加劇企業外部融資困難［23］。機構投資者憑借自身擁有的專業知識和信息優勢，能夠預測環保投資對企業的增值作用，并將環保績效納入投資決策，其信息需求不再限制于財務信息披露，而是主動開展實地調研以獲取有關環保投資項目的信息［24］。實地調研之后，機構投資者會對信息進行整合，形成調研報告，向資本市場釋放更多關于被訪問企業的高質量信息［20］，拆除信息不對稱的“屏障”，在一定程度上有助于企業擺脫融資約束的困境。此外，良好的環境治理表現向市場傳遞積極的信號，為公司樹立了一個穩健經營、可持續發展的形象，可以使得銀行等金融機構對企業形成較高的信任度和認同感，愿意提供更大規模的信貸資金，減少企業融資約束［25］。因此，機構投資者實地調研能夠通過企業融資約束水平，從而促進企業環保投資。基于以上分析，本文提出第3 個假設：

H3： 機構投資者實地調研會通過緩解融資約束進而促進重污染企業環保投資。

根據社會責任理論及聲譽理論，重污染企業通過開展環保投資活動以釋放環境治理的信號，塑造積極履行社會責任的良好形象。但由于信息不對稱，外部投資者無法完整得到企業環境治理相關信息，便會高估其環境風險，對長期價值的評價精準度降低，進而影響企業環保投資的積極性［26］。機構投資者進行實地調研得到有關企業環保的“第一手” 信息，會引起證券分析師的更多關注，尤其是在投資者保護制度較弱、非理性投資行為較多的中國資本市場。分析師作為重要的信息中介，會對調研信息進行整合、分析與評估，從而形成信息含量較高的研究報告，大大提升了信息透明度［27］。當分析師對被訪問公司的關注度越高，其真實的環保投資活動的信息會被市場接收，越有利于企業獲得利益相關者的認可與支持，進而促進企業實施綠色發展戰略，提高環保投資水平。因此，機構投資者實地調研能夠通過吸引分析師關注，減少信息不對稱，從而促進環保投資。基于以上分析，本文提出第4 個假設：

H4： 機構投資者實地調研會通過提高分析師關注進而促進重污染企業環保投資。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文以2013～2022 年我國滬深A 股重污染行業上市公司作為研究對象，重污染行業的劃定借鑒謝東明（2020）［28］的思路，將鋼鐵、冶金、石化和制藥等14 個行業歸類于重污染行業。鑒于實證研究可靠性需求，對初始研究樣本進行以下預處理： （1） 剔除當年上市的公司，IPO 當年的數據往往不是一整年的數據且剛上市時各指標數據異常可能性較大； （2） 剔除當年被?ST 和ST 處理的公司； （3） 剔除存在缺失值的變量樣本； （4） 對連續變量進行1%和99%雙側的縮尾（Winsorize）處理。最終得到9229 個公司－年度有效樣本。重污染企業環保投資數據來自于公司年報、社會責任報告和相關環境報告等渠道進一步手工搜集獲得，機構投資者實地調研原始數據來自于Wind 數據庫，市場化進程指數來自于樊綱的《中國分省份市場化指數》，其他數據來自于國泰安數據庫（CSMAR）。采用Stata18 軟件對研究數據進行處理和實證檢驗。

2.2 變量定義與測量

2.2.1 被解釋變量： 環保投資

借鑒謝東明（2020）［28］的研究，本文根據公司年報和相關環境報告的“環保設備設施、三廢處理、環保研發、環境保護費、環境培訓費和綠化費” 等26 個項目計算企業環保投資的實際金額，并將其乘以100 后再除以股東權益余額，最終得到重污染企業環保投資指標（EInvest）。

2.2.2 解釋變量： 機構投資者實地調研

借鑒譚勁松和林雨晨（2016）［29］的研究，設置3 個指標表征機構投資者實地調研，分別是機構投資者實地調研啞變量（InsVisit＿if），如果當年上市企業被機構投資者實地調研則為1，否則為0； 機構投資者實地調研頻率（InsVisit＿fre），采用當年企業被實地調研的次數加1 后取自然對數；實地調研的機構數量（InsVisit＿num），采用參與企業實地調研的機構數量加1 后取自然對數。

2.2.3 中介變量

（1） 代理成本。借鑒羅煒和朱春艷（2010）［30］的做法，采用管理費用率表示代理成本（Agency），利用管理費用除以營業收入得到管理費用率。

（2） 融資約束。借鑒錢明等（2016）［31］的研究，構建了FC指標來衡量企業的融資約束程度，該指數越大，企業面臨的融資約束問題越嚴峻。

（3） 分析師關注。分析師關注（Analyst）采用跟蹤該企業的分析師人數加1 取對數來構建。

2.2.4 控制變量

為了控制其他可能因素對環保投資的影響，本文進一步控制了以下變量： 公司規模（Size，期末總資產的自然對數）、盈利能力（ROA，凈利潤除以總資產平均余額）、企業價值（TobinQ，（流通股市值＋非流通股股份數×每股凈資產＋負債賬面值）/總資產）、金融負債比率（Finlev，（非流動負債合計＋短期借款＋1 年內到期的非流動負債＋交易性金融負債＋衍生金融負債）/負債合計）、股權集中度（Top1，第一大股東持股比例）、現金持有量（Cash，（貨幣資金＋交易性金融資產）/總資產）、成長性（Growth，營業總收入增長率）、財務杠桿（TL，負債合計/總資產）、上市年限（Age，上市年限取自然對數）、總資產周轉率（TATurnover，營業收入/資產總額期末余額）。

2.3 模型設計

為了驗證假設H1，本文構建了以下回歸模型檢驗機構投資者實地調研對重污染企業環保投資的影響。

式中，被解釋變量為企業環保投資（EInvest），解釋變量為機構投資者實地調研指標（InsVisit＿if、InsVisit＿fre和InsVisit＿num），其余控制變量如上文所述。為了保證解釋變量的回歸系數在同一行業同一年度可比，本文采用控制年份和行業效應的OLS 回歸模型，同時使用對企業層面聚類調整的穩健標準誤。根據假設H1，本文預期機構投資者實地調研指標的回歸系數β1顯著為正。

膜分離法是根據VOCs中各組分分子大小不同，利用它們通過膜的傳遞速率及擴散能力的差異實現分離的工藝[16]，具有流程簡單、能耗小、運行費用和設備占地面積小的優勢，但需要在高壓操作條件下進行，目前氣體膜分離材料還處在不斷發展的階段。

運用溫忠麟和葉寶娟（2014）［32］的中介效應檢驗思路，對機構投資者實地調研影響重污染企業環保投資的作用機制展開實證分析。具體地，在模型（1） 的基礎上，構建模型（2） 和（3）：

其中，Median為中介變量代理成本（Agency）、融資約束（FC）和分析師關注（Analyst）。除了利用中介效應三步法開展機制檢驗外，為了保證結果的可靠性，在此基礎上，本文進一步利用Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗的方法來驗證中介效應的存在。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

表1 匯報了主要變量的描述性統計結果。根據表1 可知，EInvest的均值為1.629，最小值為0，標準差為3.007，最大值為11.606，說明我國上市A 股重污染企業進行環保投資的整體水平較低，且企業間的環保投資強度存在明顯差異，環保投資不足問題比較嚴重。InsVisit＿if的均值為0.379，說明約有37.9%的樣本公司接受過實地調研；InsVisit＿fre和InsVisit＿num的均值分別為0.568、1.047，表明在樣本中平均每家企業被調研的次數約為0.76次，參與調研的平均機構數約為1.85 個，標準差分別為0.851、1.608，說明不同企業間接受實地調研的頻次和參與調研的機構數存在較大差異。其他控制變量均在合理范圍內。

3.2 基準回歸分析

表2 報告了機構投資者實地調研對環保投資影響的基準回歸結果。可以看到，是否接受過調研（InsVisit＿if）、接受調研頻率（InsVisit＿fre）和參與調研的機構數（InsVisit＿num）的回歸系數分別為0.133、0.108 和0.044，至少在5%的水平下顯著，表明機構投資者實地調研對企業環保投資存在顯著的正向影響，并且實地調研的頻率越高、參與調研的機構數越多，企業的環保投資水平也越高。實證結果有力地支持了本文的假設H1。

表2 基準回歸結果

3.3 影響機制檢驗

3.3.1 代理成本影響機制檢驗

表3 列示了代理成本影響機制的檢驗結果。列（1）、（3）、（5） 顯示，機構投資者實地調研與代理成本（Agency）的回歸系數均顯著為負，說明機構投資者實地調研活動能夠顯著降低代理成本。列（2）、（4）、（6） 結果顯示，在代理成本（Agency）的系數顯著為負的同時，機構投資者實地調研的估計系數均顯著為正。Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗（1000 次）均證實了中介效應的存在。綜上所述，代理成本在機構投資者實地調研對環保投資的影響中是一條重要的作用渠道，支持了假設H2。

表3 代理成本影響機制檢驗結果

3.3.2 融資約束影響機制檢驗

表4 列示了融資約束影響機制的檢驗結果。列（1）、（3）、（5） 顯示，機構投資者實地調研與融資約束（FC）的回歸系數均顯著為負，說明機構投資者實地調研活動能夠顯著減少融資約束。列（2）、（4）、（6） 結果顯示，在融資約束（FC）的系數皆在1%水平上顯著為負的同時，機構投資者實地調研的估計系數均顯著為正。Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗（1000 次）均證實了中介效應的存在。綜上所述，融資約束在機構投資者實地調研對環保投資的影響中是一條重要的作用渠道，假設H3得到證實。

表4 融資約束影響機制檢驗結果

3.3.3 分析師關注影響機制檢驗

表5 報告了分析師關注影響機制的檢驗結果。列（1）、（3）、（5） 顯示，機構投資者實地調研與分析師關注（Analyst）的回歸系數均在1%水平上顯著為正，說明機構投資者實地調研活動能夠顯著提高分析師關注。列（2）、（4）、（6） 結果顯示，在分析師關注（Analyst）的系數顯著為正的同時，機構投資者實地調研的估計系數均顯著為正。Sobel 檢驗和Bootstrap 檢驗（1000 次）均證實了中介效應的存在。綜上所述，分析師關注在機構投資者實地調研對環保投資的影響中是一條重要的作用渠道，假設H4 得到驗證。

表5 分析師關注影響機制檢驗結果

3.4 穩健性檢驗

為了保證研究結論的可靠性，本文開展了以下穩健性檢驗①：

（1） 本文可能存在雙向因果的內生性問題，借鑒趙陽等（2019）［33］的研究，利用該公司注冊地所在城市是否開通高鐵（Hrailway）作為工具變量，采用工具變量法緩解該內生性問題。

（2） 為了緩解自選擇偏差的內生性問題，采用傾向得分匹配法，以沒有接受過實地調研的控制組企業作為配比池，從中選取與處理組（有實地調研）在基本面特征上相似的企業作為配比組。本文進行1 ∶1 無放回并且匹配半徑設置為0.01 的最近鄰匹配，采用Logit 模型估計，并剔除未匹配成功的樣本重新進行回歸分析。進一步采用熵平衡匹配法處理自選擇偏差的內生性問題，利用熵平衡匹配產生的權重對樣本進行加權，使得加權樣本中控制組與處理組樣本中各協變量在高階矩上分布達到平衡，加權后重新進行回歸。

（3） 目前我國企業在環保投資信息披露方面具有一定的自主決定權，所以無法排除企業開展了環保投資活動但并未披露的情形，這可能導致樣本選擇偏誤的內生性問題。因此進一步考慮采用Heckman 兩階段模型處理該問題，在第一階段Probit 回歸中設置是否披露環保投資數據的虛擬變量EInvest＿D作為被解釋變量，同時加入同年份同行業中剔除自身后的其他企業環保投資平均值作為外生工具變量，以此計算逆米爾斯比率（IMR）并代入到第二階段回歸中。

（4） 為了確保觀察到的企業環保投資的增加是由所考慮的機構投資者實地調研所引起的，參考Wang 等（2021）［34］的研究思路，開展重復1000次的安慰劑檢驗測試。

（5） 考慮到樣本中部分企業的環保投資為零，即環保投資是屬于大于等于0 的受限因變量，為了避免OLS 模型估計結果有偏，采用Tobit 模型替換原有的回歸進行穩健性檢驗。

（6） 為了避免潛在的測量誤差問題，本文將環保投資的數值加1 后取自然對數構造新的被解釋變量EInvest1 替換原有的環保投資指標EInvest，該指標可以直觀地反映企業的環保投資水平。

（7） 為了進一步避免遺漏關鍵變量導致研究結論的不可靠，本文在控制已有的變量和固定效應的基礎上，增加控制董事會規模（Lnboard，董事會人數的自然對數）、無形資產占比（Itang，無形資產凈額/總資產）、賬面市值比（BM，賬面價值/總市值）、政府環保補助（Govsub，政府環保補貼/總資產）變量，并控制省（區、市）固定效應。

經過上述一系列穩健性檢驗后，實證結果與前文研究結論一致。

4 異質性分析

4.1 產權性質的異質性

國有企業的經營會受到政府的干預，國家或政府通常會向國有企業下達環保指標，并進行嚴格的監督檢查，會更注重自身環境治理績效［3］。此外，國資委為貫徹落實黨中央關于生態環境治理的決策部署，會在國企負責人業績考核中增加環境治理的相關要求和評價指標，因此國有企業管理層會提高環保投資水平，以滿足企業績效和社會責任兩項考核指標，進而實現個人晉升［1］。當機構投資者對國有企業進行實地調研時，其管理層會提高環保投資水平，向社會和政府展現自身為企業可持續發展和環境治理所作出的“努力程度”。

表6 報告了不同產權性質分組回歸結果，由列（1）～（3） 可以看出，解釋變量的估計系數均顯著為正，說明機構投資者實地調研對國有企業環保投資具有顯著的正向影響； 列（4）～（6） 顯示，解釋變量的估計系數不顯著，這表明機構投資者實地調研對非國有企業環保投資的促進作用有限。Bootstrap 組間系數差異檢驗（1000 次）顯示國有企業和非國有企業的解釋變量估計系數具有顯著差異。綜上所述，相比于非國有企業，機構投資者實地調研對國有企業環保投資的正向作用更加顯著。

表6 產權性質的異質性影響

4.2 市場化進程的異質性影響

企業所處的外部環境會對企業戰略安排產生影響，市場化進程正是衡量企業外部環境的一個綜合性指標［35］。由于各地區的地理位置、政府政策、經濟發展水平等因素的較大區別，各地區的市場化進程存在明顯差異［36］。理論上，在市場化進程較高的地區，企業具有良好的治理結構，信息披露質量較高，其與外部投資者之間信息不對稱程度會由于更加完善的法律制度、更加完備的中介機構得到極大的緩解，從而降低了信息的增量作用［37］。而在市場化較低的地區，信息不對稱程度較高，融資約束較嚴重，企業進行環保投資的積極性較差。機構投資者實地調研活動能發揮治理、信息和資金效應，降低了企業融資約束程度，有助于促進低市場化地區的企業環保投資。

為了進一步考察不同市場化進程的地區，機構投資者實地調研對環保投資促進作用存在的差異，本文采用樊綱的《中國分省份市場化指數》衡量企業所在地區市場化進程，由于目前僅公布至2019 年數據，用歷年數據的年平均增長幅度來補足2020～2022 年的數據。采用年度中位數進行分組，高于中位數的為高市場化進程組，低于等于中位數的為低市場化進程組，并進行分組回歸。表7 報告了上述分組結果，由列（1）～（3） 可以看出，解釋變量的估計系數均不顯著。列（4）～（6）顯示，解釋變量的估計系數在1%水平上顯著為正，這表明機構投資者實地調研對處于低市場化地區的企業環保投資促進作用顯著，Bootstrap 組間系數差異檢驗（1000 次）也顯示高市場化進程組和低市場化進程的解釋變量估計系數具有顯著差異。綜上所述，相比于高市場化地區，機構投資者實地調研對處于低市場化地區的企業環保投資正向作用更加顯著。

表7 市場化進程的異質性影響

5 結論與啟示

本文選取2013～2022 年中國上市A 股重污染企業的數據，研究發現： 機構投資者實地調研通過降低代理成本、緩解融資約束以及提高分析師關注進而促進企業環保投資。進一步研究發現，實地調研對處于市場化進程較低和國有企業的環保投資促進作用更顯著。

基于上述研究結論，本文啟示如下： （1） 監管部門應充分認識到機構投資者對促進企業環保投資的重要影響，實施相應的鼓勵性政策，引導投資者積極參與公司環境治理，充分發揮好實地調研的作用，進一步加強投資者關系管理； （2） 企業應認識到環保投資項目對自身長期價值實現的重要意義，善于抓住機構投資者調研這一契機，積極主動與機構投資者建立良好、可持續的溝通橋梁，向外界展示一個環境友好型的形象。同時，企業應主動配合調研工作，向外界傳達更全面、準確的環境治理信息，打破內外部信息壁壘，提高分析師對環保投資的評估和認可，增強利益相關者對企業可持續發展的信心，改善企業外部信息和融資環境，為長期價值的實現夯實基礎； （3） 機構投資者應充分認識到實地調研對改善公司治理和可持續發展的重要作用，有意識地增加對市場化進程較低地區的企業實地調研頻率。在調研過程中，機構投資者應注重挖掘企業真實的環境治理行為，宣傳并推廣高質量環境治理示范企業，并積極實施股東積極主義行為，推動企業建立健全的環境管理制度。

注釋：

①囿于篇幅限制，穩健性檢驗相關結果未予列示，留存備索。