环境管理体系认证会提升企业投资效率吗？
环境管理体系认证会提升企业投资效率吗？于连超1 毕茜2 刘强3
(1.兰州大学管理学院，甘肃 兰州 730000；2.西南大学经济管理学院，重庆 400715； 3.浙江大学经济学院，浙江 杭州 310058)
摘 要： 环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，其会如何影响企业投资效率？本文基于2007—2019年中国沪深A股重污染企业的经验数据，探讨了环境管理体系认证对企业投资效率的影响。研究发现，环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率，主要表现为缓解企业投资不足，对企业投资过度的抑制作用有限。进一步分析发现，与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著提升非国有企业投资效率，且这种异质性主要表现在缓解企业投资不足方面，在抑制企业投资过度方面不存在。影响机制探讨发现，环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助、机构持股、银行贷款来缓解企业投资不足，提升企业投资效率。研究表明，环境管理体系认证的激励作用较强，但约束作用不足，仍需进一步完善环境管理体系认证制度，提升企业投资效率，优化企业资源配置，促进实体经济高质量发展。
关键词： 环境管理体系认证； 环境规制； 投资效率； 产权性质； 重污染企业
一、引言
环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，在环境保护和经济发展中发挥着重要作用。1996年，国际标准化组织发布《环境管理体系规范及使用指南》(ISO14001:1996)。同年，中国将国际标准转化为国家标准，发布《环境管理体系规范及使用指南》(GBT24001-1996)，标志着中国正式确立环境管理体系认证制度。2004年，国际标准化组织对《环境管理体系规范及使用指南》进行修订，增加审核员、文件、程序、记录、纠正措施、不符合和预防措施等7个术语的定义，修改环境管理体系要求，但没有改变实质性内容。2015年，国际标准化组织再次对《环境管理体系规范及使用指南》进行修订，此次修订较上一版本发生了实质性变化，包括增加战略环境管理，强调最高管理层的领导力，进行从预防到保护的政策改变，提高与环境因素有关的管理绩效，运用生命周期思维，强调内外部信息交流等方面。经过若干年的政策实践，环境管理体系认证制度取得了较为明显的进步。
环境管理体系认证制度的有效性问题，一直是学者们关注的重要内容。对于环境有效性来说，学者们始终未形成一致的观点。有些学者研究发现，环境管理体系认证能够显著提升企业环境绩效，但也有学者研究表明，环境管理体系认证对企业环境绩效的提升作用相对有限。对于经济有效性而言，学者们主要从企业创新角度探讨了环境管理体系认证制度的经济有效性。现有研究发现，环境管理体系认证对企业创新具有显著的促进作用。可见，环境管理体系认证制度的经济有效性已经开始显现，但是学者们仅关注了其对企业创新的影响。环境管理体系认证制度是否具有经济有效性，不仅需要考察其对企业创新等经济行为的影响，更需要检验其对企业投资效率等资源配置的影响，但现有文献对此研究不足。
环境规制与企业投资效率之间的关系，现有研究存在两种相反的观点。一种观点认为，环境规制会显著降低企业投资效率，理由在于环境规制不仅会导致企业难以获得投资项目审批，更会使得企业难以获得投资者资源。还有一种观点认为，环境规制能够有效提升企业投资效率，理由在于环境规制提高了企业财务风险和声誉风险，从而倒逼企业提高投资效率来进行风险规避。理论上，有效的环境规制能够明显提高企业投资效率，优化资源配置。由于不同类型环境规制发挥作用的方式和手段存在明显的差异，导致其对企业投资效率的影响可能也会不同，所以有必要探讨不同类型环境规制对企业投资效率的影响。基于此，本文提出以下问题：环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，其是否能够有效提升企业投资效率以优化资源配置？回答以上问题有助于揭示环境管理体系认证制度的经济有效性，为政府完善环境管理体系认证制度以推进实体经济高质量发展提供重要的政策参考。
为此，本文手工搜集2007—2019年中国沪深两市A股重污染企业环境管理体系认证的数据，探讨环境管理体系认证对企业投资效率的影响。研究结果表明，环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率，且与抑制企业投资过度相比，环境管理体系认证更能显著缓解企业投资不足，可见环境管理体系认证的激励作用较强，但约束作用不足。进一步考虑产权性质发现，环境管理体系认证对企业投资效率的影响存在产权性质的差异，且这种差异主要表现在缓解企业投资不足方面。换言之，与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著缓解非国有企业投资不足，提高非国有企业投资效率。最后，探索影响机制发现，环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助、机构持股、银行贷款来缓解企业投资不足，但不能有助于企业获得更多的商业信用融资来缓解企业投资不足，可见环境管理体系认证主要通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制来缓解企业投资不足，从而提升企业投资效率，而环境管理体系认证还不能通过供应链资源机制来缓解企业投资不足，进而提高企业投资效率。
本文的研究贡献主要包括：第一，环境管理体系认证制度是否具有环境有效性和经济有效性，这关乎环境管理体系认证制度的政策导向和改革实践，是学者们关注的重要话题。现有文献重点探讨了环境管理体系认证制度的环境有效性，且存在一定的争议，关于环境管理体系认证制度的经济有效性研究，还处于起步阶段，仅从企业创新角度考察了环境管理体系认证对企业经济行为的影响，缺乏对企业投资效率等资源配置的关注。本文以企业投资效率为落脚点，探讨环境管理体系认证制度是否能够优化企业资源配置，拓展了环境管理体系认证的经济后果研究。第二，学者们对环境规制与企业投资效率之间的关系一直存在争议，始终存在不同的观点。现有文献重点关注了整体层面的环境规制强度对企业投资效率的影响，缺乏具体层面的不同类型环境规制对企业投资效率影响的探讨。本文以环境管理体系认证这一自愿参与型环境规制为切入点，研究其对企业投资效率的影响，为解决环境规制与企业投资效率之间关系的争议提供了更多的经验证据，丰富了企业投资效率的影响因素研究。第三，国有企业与非国有企业的产权制度安排，导致不同产权性质企业的政治关联和资源禀赋不同，这可能会影响环境管理体系认证与企业投资效率之间的关系。本文通过探讨环境管理体系认证对企业投资效率的影响是否存在产权性质的差异，揭示了产权制度背景下环境管理体系认证对企业投资效率的影响。第四，环境管理体系认证能够向外部利益相关者传递企业环境责任履行的积极信号，缓解企业内部与外部利益相关者之间的信息不对称，吸引更多的外部利益相关者资源，缓解企业投资不足，提高企业投资效率。本文考察了环境管理体系认证是否能够通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制、供应链资源机制来缓解企业投资不足，从而提升企业投资效率，有助于明晰环境管理体系认证对企业投资效率的影响机理。
二、文献回顾与研究假设
与命令控制型环境规制、经济激励型环境规制不同，环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，其发挥作用的手段和方式存在明显的差异。其一，对于约束作用来说，环境管理体系认证是由独立第三方机构根据国家颁布的环境管理体系标准对企业环境管理进行评估的手段，独立第三方机构通过定期的再评估能够对企业环境行为进行监督，这种环境监督可以有效地约束企业投资行为。其二，对于激励作用来说，企业通过环境管理体系认证可以引进成熟的环境管理体系，向外界传递企业环境责任履行的积极信号，缓解企业内部与外部利益相关者之间的信息不对称，降低外部利益相关者的投资风险，吸引更多的外部利益相关者资源，这种资源效应可以有效地激励企业投资行为。环境管理体系认证凭借较强的约束作用和激励作用会深刻地影响企业投资效率。
第一，环境管理体系认证能够通过发挥约束作用来抑制企业投资过度，从而提升企业投资效率。一方面，环境管理体系认证会提高企业的环境合规性，主动地放弃环境污染严重的投资项目。环境管理体系认证可以帮助企业树立正确的环境价值取向、优化生产工艺、改进生产方法等，提高企业环境合规性，选择放弃超出自身污染处理能力的投资项目，抑制企业过度投资。另一方面，环境管理体系认证会降低潜在投资项目的盈利空间，被动地放弃无利可图的投资项目。环境管理体系认证需要占用企业资源进行环境治理投资，促使企业潜在投资项目的盈利性下降，甚至变得无利可图，迫使企业被动地放弃这些投资项目，抑制企业过度投资。可见，环境管理体系认证通过提高企业的环境合规性和降低项目的盈利性，可以有效地抑制企业盲目投资，提高企业投资效率。
第二，环境管理体系认证能够通过发挥激励作用来缓解企业投资不足，从而提升企业投资效率。随着环境政策日趋严格，利益相关者对企业环境责任履行的关注日益增加。政府根据企业环境信息披露情况来决定给予企业政府补助，表现为环境信息披露水平越高的企业能够获得更多的政府补助。机构投资者在实施调研过程中更加关注企业环境治理情况，并根据企业环境绩效来调整持股比例，表现为环境绩效越好的企业能够吸引更多的机构投资者投资。银行等债权人根据企业环境污染情况来评估企业风险，并决定是否给予企业贷款，表现为环境表现不好的企业将难以获得更多的银行等金融机构借款。供应商会根据企业环境责任履行情况来决定给予企业的商业信用融资规模和期限，表现为环境责任履行越好的企业可以获得更多的商业信用融资。环境管理体系认证可以向外部利益相关者传递企业环境责任履行的积极信号，吸引更多的外部利益相关者资源，这种资源效应能够缓解企业投资不足，提升企业投资效率。基于以上分析，本文提出如下的研究假设。
H1 环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。
H2 环境管理体系认证能够通过发挥约束作用来显著抑制企业投资过度。
H3 环境管理体系认证能够通过发挥激励作用来有效缓解企业投资不足。
国有企业与非国有企业的产权制度安排，会深刻地影响环境管理体系认证与企业投资效率之间的关系。一方面，国有企业与非国有企业的政治关联存在明显差异，与非国有企业相比，国有企业的政治关联较强。现有研究发现，政治关联是企业不履行环境责任的“保护伞”，政治关联能够降低企业由于不履行环境责任而遭受的行政处罚。虽然环境管理体系认证能够提高企业环境合规性，但是这种环境监督对国有企业的约束作用较弱，对非国有企业的约束作用较强，理由在于国有企业能够凭借较强的政治关联来降低不履行环境责任带来的行政处罚风险，而非国有企业需要面对更高的环境风险。另一方面，国有企业与非国有企业的资源禀赋存在明显不同，与非国有企业相比，国有企业的资源禀赋较强。虽然环境管理体系认证有助于吸引更多的外部利益相关者资源，但是这种资源效应对国有企业的激励作用较弱，对非国有企业的激励作用较强，理由在于国有企业能够凭借较强的资源禀赋来获得更多的政府资源，而非国有企业需要依靠市场的资源配置作用，争夺更多的外部利益相关者资源。基于以上分析，本文提出如下的研究假设。
H4 与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著提升非国有企业投资效率。
H5 与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著抑制非国有企业投资过度。
H6 与国有企业相比，环境管理体系认证更能有效缓解非国有企业投资不足。
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文选取2007—2019年中国沪深A股重污染企业为研究样本。选取2007年作为研究起点的原因在于2007年我国实施新的《企业会计准则》，因此2007年前后财务指标的可比性降低。选取重污染企业作为研究对象的原因在于重污染企业作为我国国民经济的支柱型产业，普遍存在投资效率低下的问题，表现为不满足环境标准的企业投资过度和满足环境标准的企业投资不足，因此如何提升重污染企业投资效率，已成为学者们探讨的重要话题。重污染企业的界定依据《上市公司环境信息披露指南》(征求意见稿)，涉及火电、钢铁、水泥等在内的16类行业企业。本文数据主要来源如下：环境管理体系认证的数据来源于全国认证认可信息公共服务平台，该平台的版权属于国家市场监督管理总局信息中心，由笔者手工搜集所得，其他数据均来源于国泰安数据库和锐思数据库。本文对连续变量均进行前后1%的缩尾处理，并使用Stata16进行数据处理与分析。
(二)实证模型与变量定义
为了检验环境管理体系认证对企业投资效率的影响，构建如下的模型(1)。
Abs_InvResi,t/InvPosResi,t/Abs_InvNegResi,t=α0+β1EMSCi,t+ΣCVsi,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t
(1)
为了验证环境管理体系认证对企业投资效率的影响是否存在产权性质的差异，本文根据产权性质进行分组回归。
为了考察环境管理体系认证对企业投资效率的影响机制，本文参考温忠麟等(2004)提出的中介效应检验思路，在模型(1)的基础上，构建模型(2)和模型(3)进行分析。第一步，检验模型(1)中环境管理体系认证的回归系数是否显著，如果显著，进行第二步分析，否则停止分析。第二步，进行Baron和Kenny(1986)提出的部分中介检验，依次检验模型(2)中环境管理体系认证的回归系数是否显著，模型(3)中中介变量的回归系数是否显著。若以上两个系数均显著，则进行第三步检验；若以上两个系数至少有一个不显著，则进行第四步检验。第三步，进行Judd和Kenny(1981)提出的完全中介检验，若模型(3)中环境管理体系认证的回归系数不再显著，则为完全中介效应，否则为部分中介效应。第四步，进行Sobel(1982)提出的中介效应检验，如果显著，则说明中介效应成立，否则中介效应不成立，检验结束。
MVi,t=α0+β1EMSCi,t+ΣCVsi,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t
(2)
Abs_InvResi,t/InvPosResi,t/Abs_InvNegResi,t=α0+β1EMSCi,t+β2MVi,t+ΣCVsi,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t
(3)
在模型(1)至模型(3)中，i为企业，t为年份，Abs_InvRes为企业投资残差绝对值，InvPosRes为企业投资正残差，Abs_InvNegRes为企业投资负残差绝对值，EMSC为环境管理体系认证，MV为中介变量，CVs为控制变量，Year代表年份虚拟变量，Industry为行业虚拟变量，ε为随机扰动项。
第一，企业投资效率。参考Richardson(2006)、陈运森和谢德仁(2011)、代昀昊和孔东民(2017)、潘越等(2020)等学者的相关研究，本文构建模型(4)估计企业正常的资本投资水平，并计算企业投资残差，将企业投资残差的绝对值(Abs_InvRes)作为企业投资效率的衡量指标，该指标为逆指标，即当企业投资残差的绝对值越小时，说明企业投资效率越高。进一步地，将企业投资正残差(InvPosRes)作为企业投资过度的衡量指标，该指标为正指标，即当企业投资正残差越小时，说明企业投资过度越不严重；将企业投资负残差的绝对值(Abs_InvNegRes)作为企业投资不足的衡量指标，该指标为正指标，即当企业投资负残差的绝对值越小时，说明企业投资不足越不严重。
Investi,t=α0+β1TQi,t-1+β2Levi,t-1+β3Cashi,t-1+β4LisAgei,t-1+β5Sizei,t-1+β6Reti,t-1+β7Investi,t-1+ΣCVsi,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t
(4)
在模型(4)中，Invest为企业新增资本投资，使用构建固定资产、无形资产与其他长期资产支付的现金、并购支出、研发支出的和减去处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额、折旧摊销的差额除以资产总额衡量。TQ为企业成长机会，使用流通股的市场价值、非流通股的账面价值、负债账面价值的和除以资产总额衡量。Lev为资本产负债率，使用负债总额除以资产总额衡量。Cash为企业现金持有量，使用货币资金除以资产总额衡量。ListAge为企业上市年龄，使用当年年份与上市年份差值的自然对数衡量。Size为企业规模，使用企业资产总额的自然对数衡量。Ret为企业股票回报率，使用股票二级市场的年平均回报率衡量。
第二，环境管理体系认证。参考张兆国等(2019)、Bu等(2020)的研究方法，本文使用企业是否进行环境管理体系认证的虚拟变量(EMSC)来衡量环境管理体系认证，即当企业进行环境管理体系认证时，取1，否则取0。在认定企业当年是否进行环境管理体系认证时，本文考虑环境管理体系认证的有效时间，当一年中企业环境管理体系认证的有效时间大于等于6个月时，才认定企业当年进行环境管理体系认证。
第三，分组变量。本文的分组变量为产权性质。产权性质(State)的定义如下：当企业产权性质为国有时，赋值为1，否则赋值为0。
第四，机制变量。本文的机制变量为政府补助、机构持股、银行借款、商业信用融资。其中，政府补助(Subsidy)参考姚圣和周敏(2017)的研究方法，使用政府补助+1的自然对数衡量；机构持股(IISR)参考黎文靖和路晓燕(2015)的研究方法，使用机构投资者持股比例衡量；银行借款(Loan)参考唐松等(2019)的研究方法，使用借款金额占资产总额的比例衡量；商业信用融资(CCF)参考张新民等(2021)的研究方法，使用应付账款占负债总额的比例衡量。
第五，控制变量。参考陈运森和谢德仁(2011)、代昀昊和孔东民(2017)、潘越等(2020)等学者的研究，本文控制以下变量：企业规模(Size)，即资产总额的自然对数；资产负债率(Lev)，即负债总额占资产总额的比例；资产报酬率(Roa)，即净利润占资产总额的比例；企业成长性(Growth)，即营业收入增加额占上期营业收入的比例；企业年龄(Age)，即当年年份与成立年份之差的自然对数；产权性质(State)，即当企业产权性质为国有时取1，否则取0；董事会规模(Dboard)，即董事会人数的自然对数；监事会规模(Sboard)，即监事会人数的自然对数；独立董事比例(Id)，即独立董事人数占董事会人数的比例；两职合一(Dual)，即当董事长和总经理为同一人时取1，否则取0。此外，本文还控制了年度效应(Year FE)和行业效应(Industry FE)。
(三)描述性统计
本文主要变量的描述性统计结果如表1所示。企业投资残差绝对值(Abs_InvRes)的平均值为0.093 8，中位数为0.067 1，最小值为0.000 0，最大值为6.787 6，可见企业投资残差绝对值近似符合正态分布假设，且存在明显的个体差异。企业投资正残差(InvPosRes)的样本量为2 834，占比为40.14%，企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的样本量为4 227，占比为59.86%，可见企业投资过度与企业投资不足的样本相对比例约为4:6，因此提高企业投资效率的关键不仅需要抑制企业投资过度，更需要缓解企业投资不足，双管齐下，才能提升企业投资效率。环境管理体系认证(EMSC)的平均值为0.423 3，可见约有42.33%的企业进行了环境管理体系认证，这一比例与美国、欧洲等发达国家还存在较大的差距。产权性质(State)的平均值为0.509 7，可见国有企业与非国有企业的样本数量大致相同。其他控制变量的描述性统计均在合理范围内，不再赘述。
表1 主要变量的描述性统计结果
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四、实证结果与分析
(一)均值差异性检验
在进行回归分析之前，本文首先进行核心变量的均值差异性检验，如表2所示。环境管理体系认证组的企业投资残差绝对值(Abs_InvRes)比环境管理体系未认证组低0.023 2，通过显著性检验；环境管理体系认证组的企业投资正残差(InvPosRes)比环境管理体系未认证组低0.016 2，未通过显著性检验；环境管理体系认证组的企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)比环境管理体系未认证组低0.026 4，通过显著性检验。结果说明，整体来看，环境管理体系认证组的企业投资效率明显高于环境管理体系未认证组；区分企业投资过度和企业投资不足来看，环境管理体系认证组的企业投资不足明显低于环境管理体系未认证组，环境管理体系认证组的企业投资过度没有显著低于环境管理体系未认证组。
表2 核心变量的均值差异性检验结果
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注：***代表在1%的水平上显著；均值差异性检验方法为t检验。
(二)基准回归分析
为了分析环境管理体系认证对企业投资效率的影响，本文同时汇报了整体层面和具体层面的回归结果，如表3所示。列(1)的结果显示，环境管理体系认证对企业投资残差绝对值(Abs_InvRes)的回归系数为-0.011 8，通过显著性检验；列(2)的结果显示，环境管理体系认证对企业投资正残差(InvPosRes)的回归系数为-0.007 7，未通过显著性检验；列(3)的结果显示，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.009 3，通过显著性检验。结果表明，整体来看，环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率，平均来说，当企业进行环境管理体系认证时，企业投资效率提升0.011 8个单位；区分企业投资过度和企业投资不足来看，环境管理体系认证能够显著缓解企业投资不足，但不能显著抑制企业投资过度，平均来说，当企业进行环境管理体系认证时，企业投资不足降低0.009 3个单位。由此可见，环境管理体系认证能够向利益相关者传递企业环境责任履行的积极信号，降低利益相关者的信息不对称，吸引更多的利益相关者资源，从而缓解企业投资不足，提升企业投资效率。
表3 基准回归结果
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注：*、**、***分别代表在10%、5%、1%的水平上显著；括号内为t值，t值计算使用稳健标准误。下同。
经过分析后本文发现，之所以环境管理体系认证不能显著抑制企业投资过度，可能原因在于以下两个方面：其一，环境管理体系认证自身的标准较低，企业不需要花费较大的代价就可以满足环境管理体系认证标准，致使环境管理体系认证对企业投资行为的约束作用不足，难以有效抑制企业投资过度；其二，环境管理体系认证机构的监督较弱，在企业进行环境管理体系认证后，环境管理体系认证机构的再评估次数和频率均较低，导致环境管理体系认证不能有效约束企业投资行为，难以显著抑制企业投资过度。因此，政府需要进一步完善环境管理体系认证制度，更好地发挥约束作用来抑制企业投资过度。
(三)产权性质分析
接下来，本文分析环境管理体系认证对企业投资效率的影响是否存在产权性质的差异，产权性质的分组回归结果如表4所示。列(1)的结果显示，对于国有企业来说，环境管理体系认证对企业投资残差绝对值(Abs_InvRes)的回归系数为-0.004 4，未通过显著性检验；列(2)的结果显示，对于非国有企业而言，环境管理体系认证对企业投资残差绝对值(Abs_InvRes)的回归系数为-0.018 4，通过显著性检验；组间系数差异为-0.014 0(非国有企业组—国有企业组)，通过显著性检验。结果表明，与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著提升非国有企业投资效率。
表4 产权性质的分组回归结果
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进一步区分企业投资过度和企业投资不足后，列(3)的结果显示，对于国有企业来说，环境管理体系认证对企业投资正残差(InvPosRes)的回归系数为-0.005 1，未通过显著性检验；列(4)的结果显示，对于非国有企业而言，环境管理体系认证对企业投资正残差(InvPosRes)的回归系数为-0.008 9，未通过显著性检验；组间系数差异为-0.003 8(非国有企业组—国有企业组)，未通过显著性检验。列(5)的结果显示，对于国有企业来说，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.003 4，未通过显著性检验；列(6)的结果显示，对于非国有企业而言，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.012 4，通过显著性检验；组间系数差异为-0.009 0(非国有企业组—国有企业组)，通过显著性检验。结果表明，在抑制企业投资过度方面，环境管理体系认证对国有企业和非国有企业的影响均不显著，且不存在明显差异；在缓解企业投资不足方面，与国有企业相比，环境管理体系认证对非国有企业的影响更显著，且存在明显差异。
因此，环境管理体系认证对企业投资效率的影响存在产权性质的差异，即与国有企业相比，环境管理体系认证对非国有企业投资效率的提升作用更显著，且这一差异主要表现在缓解企业投资不足方面，在抑制企业投资过度方面表现不明显。由此可见，由于国有企业与非国有企业之间存在明显的政治关联和资源禀赋差异，致使环境管理体系认证对非国有企业的激励作用更强，更有助于缓解非国有企业投资不足，提升非国有企业投资效率。
(四)稳健性检验
经过分析后本文发现，可能存在以下原因影响实证结果的可靠性。首先，在实证模型设定的过程中，本文尽可能涵盖了以往研究中可能影响企业投资效率的因素，但是仍然可能遗漏了某些会同时影响环境管理体系认证与企业投资效率的因素，出现遗漏变量产生的内生性问题。其次，由于环境管理体系认证可能与企业自身的特质相关(如企业财务状况、企业成长机会等)，因此可能存在自我选择偏差产生的内生性问题。最后，在变量定义的过程中，本文借鉴Richardson(2006)的研究方法测度企业投资效率，可能存在变量衡量偏差产生的内生性问题。为了缓解以上问题对实证结果的影响，本文进行如下的稳健性检验。
第一，工具变量法。本文选取环境管理体系认证的行业均值(EMSCMean)作为环境管理体系认证的工具变量，进行两阶段最小二乘回归。理论上，环境管理体系认证的行业均值是一个有效的工具变量。其一，行业均值与环境管理体系认证密切相关，满足相关性假设。当同行业企业纷纷进行环境管理体系认证时，企业出于风险规避和市场竞争的目的也倾向于进行环境管理体系认证，可见环境管理体系认证存在行业同群效应，满足相关性假设。其二，行业均值与随机扰动项不相关，满足外生性假设。行业均值仅能通过企业环境管理体系认证途径影响企业投资效率，不能通过其他途径影响企业投资效率，例如同行业企业环境管理体系认证并不直接影响企业财务状况(如企业融资能力、企业盈利能力等)，而是直接影响同行业企业自身的财务状况，满足外生性假设。弱工具变量检验的统计量远大于10，说明环境管理体系认证的行业均值不是弱工具变量。
工具变量法的回归结果如表5的列(1)和列(2)所示。第一阶段的回归结果显示，环境管理体系认证的行业均值(EMSCMean)的回归系数为1.010 6，通过显著性检验(OLS回归)，说明环境管理体系认证存在行业同群效应。第二阶段的回归结果显示，环境管理体系认证的回归系数为-0.074 9，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。可见，使用工具变量法后，研究结论依然成立。
第二，Heckman两阶段回归法。Heckman两阶段回归法的具体步骤如下：(1)将环境管理体系认证作为因变量，现有控制变量作为自变量，引入外生的环境管理体系认证行业均值变量，进行Probit回归，计算逆米尔斯比率(IMR)；(2)将逆米尔斯比率(IMR)引入现有的模型(1)，重新进行回归。
Heckman两阶段回归法的回归结果如表5的列(3)和列(4)所示。第一阶段的回归结果显示，环境管理体系认证的行业均值的回归系数为2.795 9，通过显著性检验(Probit回归)，说明环境管理体系认证存在行业同群效应。第二阶段的回归结果显示，环境管理体系认证的回归系数为-0.017 7，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。同时，逆米尔斯比率(IMR)对企业投资残差绝对值的回归系数为-0.049 5，通过显著性检验，可见虽然本文存在一定的自我选择偏差，但是使用Heckman两阶段回归法缓解自我选择导致的内生性问题后，研究结论依然成立。
表5 稳健性检验的回归结果(一)
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第三，倾向得分匹配法。倾向得分匹配法的步骤如下：(1)选取现有控制变量为协变量，进行一比一倾向得分匹配，匹配方法为最近邻匹配法；(2)在匹配样本的基础上，进行回归分析，回归结果如表5的列(5)所示。环境管理体系认证的回归系数为-0.009 0，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。可见，使用倾向得分匹配法后，研究结论依然成立。
第四，双重差分法。借鉴Beck等(2010)的研究思路，本文构建多期双重差分模型，以企业首次进行环境管理体系认证作为标志，构造分组虚拟变量和时间虚拟变量的交互项(Du×Dt)，变量含义如下：当企业属于环境管理体系认证组且时间属于企业首次进行环境管理体系认证的当年及之后年份时，取值为1，否则取值为0。双重差分法的回归结果如表6的列(1)所示。结果显示，分组虚拟变量和时间虚拟变量交互项(Du×Dt)的估计系数为-0.012 5，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。可见，使用双重差分法后，研究结论依然成立。
第五，更换变量。借鉴Biddle等(2009)的研究方法，本文将当期企业总投资作为因变量，上一期的销售增长率作为自变量，构建企业投资模型，进行多元回归分析，计算企业投资残差绝对值来衡量企业投资效率，更换变量的回归结果如表6的列(2)所示。环境管理体系认证的回归系数为-0.010 0，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。可见，更换被解释变量的衡量方法后，研究结论依然成立。
第六，考虑新《环保法》的外生冲击。2015年1月1日，史上最严的新《环保法》正式实施，可能会对环境管理体系认证与企业投资效率之间的关系产生一定的影响。为此，本文区分新《环保法》实施前与实施后的研究样本进行分组回归，回归结果如表6的列(3)和列(4)所示。在新《环保法》实施前，环境管理体系认证的估计系数为-0.010 3，通过显著性检验；在新《环保法》实施后，环境管理体系认证的估计系数为-0.013 4，通过显著性检验；组间系数差异为-0.003 1(新《环保法》实施后-新《环保法》实施前)，未通过显著性检验。结果表明，新《环保法》实施后，环境管理体系认证对企业投资效率的正向影响有所提升，但这种提升作用不明显。可见，考虑新《环保法》的外生冲击后，研究结论依然成立。
表6 稳健性检验的回归结果(二)
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第七，安慰剂检验。安慰剂检验的具体步骤如下：(1)随机分配环境管理体系认证组和环境管理体系未认证组，保持两组的企业相对数量不变，进行多元回归分析；(2)重复上述步骤1 000次，观察环境管理体系认证变量的t值变化。如果环境管理体系认证变量t值的概率密度近似符合正态分布，通过显著性检验为小概率事件，则可以从侧面印证本文研究结论是可靠的。
经统计，环境管理体系认证变量t值的平均值为-0.032 4，中位数为-0.005 5，最小值为-3.281 7，最大值为2.839 9，标准差为1.046 3，环境管理体系认证的回归系数在10%及以上显著性水平上通过显著性检验的次数为56次，占比为5.6%，为小概率事件，侧面反映出研究结论的可靠性。可见，使用安慰剂检验后，研究结论依然成立。
第八，控制地区效应。本文进一步控制地区效应，回归结果如表6的列(5)所示。控制地区效应后，环境管理体系认证的回归系数为-0.012 5，通过显著性检验，说明环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率。可见，控制地区效应后，研究结论依然成立。
五、影响机制分析
上文研究发现，环境管理体系认证能够显著缓解企业投资不足，但不能明显抑制企业投资过度。可见，环境管理体系认证的激励作用较强，但约束作用较弱。环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，可以向利益相关者传递企业环境责任履行的积极信号，缓解企业内部与外部利益相关者之间的信息不对称，吸引更多的外部利益相关者资源，缓解企业投资不足，提升企业投资效率。因此，本文进一步分析环境管理体系认证是否能够通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制、供应链资源机制来缓解企业投资不足，提升企业投资效率。
第一，政府资源机制。政府资源机制的回归结果如表7的列(1)和列(2)所示。列(1)的结果显示，环境管理体系认证对政府补助(Subsidy)的回归系数为0.369 1，通过显著性检验，说明环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助。列(2)的结果显示，政府补助(Subsidy)对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.001 4，通过显著性检验，说明政府补助有助于缓解企业投资不足。同时，列(2)的结果还显示，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数依然显著为负。结果说明，政府补助在环境管理体系认证与企业投资不足之间的关系中发挥着部分中介作用，即环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助来缓解企业投资不足，提高企业投资效率。
第二，机构资源机制。机构资源机制的回归结果如表7的列(3)和列(4)所示。列(3)的结果显示，环境管理体系认证对机构持股(IISR)的回归系数为0.010 1，通过显著性检验，说明环境管理体系认证有助于企业获得更多的机构持股。列(4)的结果显示，机构持股(IISR)对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.034 1，通过显著性检验，说明机构持股有助于缓解企业投资不足。同时，列(4)的结果还显示，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数依然显著为负。结果说明，机构持股在环境管理体系认证与企业投资不足之间的关系中发挥着部分中介作用，即环境管理体系认证有助于企业获得更多的机构持股来缓解企业投资不足，提高企业投资效率。
表7 政府资源机制和机构资源机制的回归结果
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第三，信贷资源机制。信贷资源机制的回归结果如表8的列(1)和列(2)所示。列(1)的结果显示，环境管理体系认证对银行贷款(Loan)的回归系数为0.013 1，通过显著性检验，说明环境管理体系认证有助于企业获得更多的银行贷款。列(2)的结果显示，银行贷款(Loan)对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.051 3，通过显著性检验，说明银行贷款有助于缓解企业投资不足。同时，列(2)的结果还显示，环境管理体系认证对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数依然显著为负。结果说明，银行贷款在环境管理体系认证与企业投资不足之间的关系中发挥着部分中介作用，即环境管理体系认证有助于企业获得更多的银行贷款来缓解企业投资不足，提高企业投资效率。
表8 信贷资源机制和供应链资源机制的回归结果
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第四，供应链资源。供应链资源机制的回归结果如表8的列(3)和列(4)所示。列(3)的结果显示，环境管理体系认证对商业信用融资(CCF)的回归系数为0.014 9，通过显著性检验，说明环境管理体系认证有助于企业获得更多的商业信用融资。列(4)的结果显示，商业信用融资(CCF)对企业投资负残差绝对值(Abs_InvNegRes)的回归系数为-0.005 6，未通过显著性检验，说明商业信用融资不能显著缓解企业投资不足。同时，Sobel的检验结果显示，系数为-0.000 1，Z值为-1.074，P值为0.282 9，未通过显著性检验。结果说明，商业信用融资的中介效应不成立。即环境管理体系认证不能有助于企业获得更多的商业信用融资来缓解企业投资不足，从而提高企业投资效率。
综上所述，环境管理体系认证主要通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制来影响企业投资不足，供应链机制不成立。换言之，环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助、机构持股、银行借款来缓解企业投资不足，从而提高企业投资效率，但不能有助于企业获得更多的商业信用融资来缓解企业投资不足，从而提高企业投资效率。
六、研究结论与政策启示
学者们对环境规制与企业投资效率之间的关系普遍存在争议。一种观点认为，环境规制会降低企业投资效率，但还有一种观点认为，环境规制会提升企业投资效率。环境管理体系认证作为一种重要的自愿参与型环境规制，其会如何影响企业投资效率，现有文献对此关注不足。本文手工整理了2007—2019年重污染企业环境管理体系认证的数据，探讨了环境管理体系认证对企业投资效率的影响。本文主要研究结论如下：(1)环境管理体系认证能够显著提升企业投资效率，这一研究结论经过工具变量法、Heckman两阶段回归法、倾向得分匹配法、双重差分法等一系列稳健性检验后依然成立；(2)环境管理体系认证能够明显缓解企业投资不足，但不能显著抑制企业投资过度，可见环境管理体系认证的激励作用较强，但约束作用较弱；(3)环境管理体系认证对企业投资效率的提升作用存在产权性质的差异，且这一差异主要表现在缓解企业投资不足方面，在抑制企业投资过度方面不明显。换言之，与国有企业相比，环境管理体系认证更能显著缓解非国有企业投资不足，提升非国有企业投资效率，但不能明显抑制非国有企业投资过度；(4)环境管理体系认证主要通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制来缓解企业投资不足，供应链资源机制不成立。换言之，环境管理体系认证有助于企业获得更多的政府补助、机构持股、银行贷款来缓解企业投资不足，提升国有企业投资效率，但不能有助于企业获得更多的商业信用融资来缓解企业投资不足，提升企业投资效率。
本文研究结论为政府完善环境管理体系认证制度以推进实体经济高质量发展提供了重要的政策启示。本文主要政策启示如下：第一，当前环境管理体系认证的环境标准较低、机构监督较弱，致使环境管理体系认证制度难以有效发挥约束作用，因此政府需要提高环境管理体系认证的环境标准，制定环境管理体系认证的监督程序，更好地发挥环境管理体系认证制度的约束作用，从而抑制企业投资过度，提升企业投资效率。第二，目前环境管理体系认证能够通过政府资源机制、机构资源机制、信贷资源机制来提升企业投资效率，但不能通过供应链机制来提升企业投资效率，因此政府需要继续完善绿色导向的政府补助制度、健全绿色导向的机构投资机制、优化绿色导向的金融信贷制度的同时，更需要健全绿色导向的供应链机制，让更多的政府、机构、信贷、供应链等资源流向环境管理体系认证企业，更好地发挥环境管理体系认证制度的激励作用，从而缓解企业投资不足，提升企业投资效率。第三，命令控制型环境规制、经济激励型环境规制的约束作用较强，主要通过抑制企业投资过度来提升企业投资效率，而环境管理体系认证的激励作用较强，能够通过缓解企业投资不足来提升企业投资效率，因此政府可以充分发挥环境管理体系认证与命令控制型环境规制、经济激励型环境规制之间的互补作用，优化环境规制的组合工具，更好地提升企业投资效率，优化资源配置。第四，与非国有企业相比，国有企业在政治关联、资源禀赋等方面存在明显的优势，致使环境管理体系认证难以有效发挥约束作用和激励作用来提升国有企业投资效率，因此政府需要持续推进国有企业改革，充分发挥市场在资源配置中的决定性作用，有效提升环境管理认证制度的约束作用和激励作用，提升国有企业投资效率。
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Can Environmental Management System Certification Improve Corporate Investment Efficiency?
YU Lian-chao1, BI Qian2, LIU Qiang3
(1.School of Management, Lanzhou University, Lanzhou 730000, China;2.College of Economics and Management, Southwest University, Chongqing 400715, China; 3.School of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310058, China)
Abstract：How does environmental management system certification, as an important voluntary participatory environmental regulation, affect the efficiency of corporate investment? Based on the empirical data of Chinese heavy polluting enterprises in Shanghai and Shenzhen A-shares from 2007 to 2019, this paper explores the impact of environmental management system certification on corporate investment efficiency. It is found that environmental management system certification can significantly improve corporate investment efficiency, mainly in the form of alleviating corporate underinvestment, with limited inhibiting effect on corporate overinvestment. Further analysis finds that environmental management system certification can significantly improve the investment efficiency of non-state-owned enterprises compared to state-owned enterprises, and this heterogeneity is mainly manifested in the alleviation of corporate underinvestment and not in the suppression of corporate overinvestment. After exploring the impact mechanism, it is found that environmental management system certification helps enterprises to obtain more government subsidies, institutional shareholding, and bank loans to alleviate underinvestment and improve their investment efficiency. The study shows that the incentive effect of environmental management system certification is strong, but the constraining effect is insufficient, and it is still necessary to further improve the environmental management system certification system to enhance corporate investment efficiency, optimize corporate resource allocation, and promote high-quality development of the real economy.
Key words：environmental management system certification; environmental regulation; investment efficiency; the nature of property rights; heavy polluting enterprises
收稿日期：2021-04-28
基金项目：国家社会科学基金项目(17BJY060)；国家自然科学基金项目(72102209)。
作者简介：于连超，男，兰州大学经济管理学院讲师，管理学博士，主要从事环境会计与财务管理研究；毕茜，女，西南大学经济管理学院教授，博士生导师，管理学博士，主要从事环境会计与财务管理研究；刘强(通讯作者)，男，浙江大学经济学院特聘副研究员，管理学博士，主要从事资本市场与财务会计研究。
中图分类号：F275.5
文献标识码：A
文章编号：1005-1007(2021)12-0078-16
责任编辑 杨萍
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