于連超 董晉亭 張衛(wèi)國 畢 茜

(1.蘭州大學管理學院； 2.重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院； 3.西南大學經(jīng)濟管理學院)

1 研究背景

黨的十九大報告提出“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段”。推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵在于提高全要素生產(chǎn)率，從政策調(diào)整中獲得資源重新配置效率，從技術(shù)進步和體制改善中獲得更高效率[1]。環(huán)境制度作為一種重要的約束激勵機制，其是否能夠提高全要素生產(chǎn)率，引起了學者們的廣泛探討。一種觀點認為，環(huán)境制度能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，如環(huán)保重點城市限期達標政策、排污權(quán)交易機制等環(huán)境制度能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[2,3]；另一種觀點認為，環(huán)境制度會降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，如兩控區(qū)環(huán)境政策顯著降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率[4]?？梢姡煌沫h(huán)境制度對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可能截然不同，而這與規(guī)制措施和工具選擇密切相關(guān)[5]。因此，迫切需要健全環(huán)境制度以推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

ISO 14001環(huán)境認證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境制度，不僅有助于降低政府的監(jiān)管成本，更有助于提高企業(yè)的主觀能動性[6]。我國ISO 14001環(huán)境認證制度始于1996年國家技術(shù)監(jiān)督局發(fā)布的《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》，并于2004年、2015年經(jīng)過兩次修訂。關(guān)于ISO 14001環(huán)境認證的有效性，備受國內(nèi)外學者關(guān)注。一方面，對于環(huán)境有效性而言，多數(shù)學者認為ISO 14001環(huán)境認證具有較高的環(huán)境有效性[7～9]，但也有學者認為ISO 14001環(huán)境認證的環(huán)境有效性較低[10]；另一方面，對于經(jīng)濟有效性來說，有研究發(fā)現(xiàn)，ISO 14001環(huán)境認證對技術(shù)創(chuàng)新、股價崩盤風險、融資約束、投資不足等企業(yè)經(jīng)濟行為具有積極的正面作用，表現(xiàn)出較高的經(jīng)濟有效性[11～15]。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究較少關(guān)注ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)經(jīng)濟效率的影響。因此，本研究擬通過探討ISO 14001環(huán)境認證如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以期揭示其經(jīng)濟有效性。

本研究可能的邊際貢獻如下：①環(huán)境制度作為一種重要的約束激勵機制，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響既可能是正向的也可能是負向的。本研究以ISO 14001環(huán)境認證為切入點，能夠豐富企業(yè)全要素生產(chǎn)率的制度因素研究。②ISO 14001環(huán)境認證的有效性如何，是學者們探討的重要內(nèi)容。本研究選取企業(yè)全要素生產(chǎn)率為切入點，進一步拓展了ISO 14001環(huán)境認證的經(jīng)濟有效性研究。③本研究通過構(gòu)建ISO 14001環(huán)境認證影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的理論框架，發(fā)現(xiàn)ISO 14001環(huán)境認證的技術(shù)進步機制成立，資源配置機制并不成立，揭示了ISO 14001環(huán)境認證的激勵效應較強，但約束效應較弱，為ISO 14001環(huán)境認證制度改革指引了前進方向。

2 理論分析與研究假設(shè)

理論上，ISO 14001環(huán)境認證作為一種重要的約束激勵機制，不僅能夠通過發(fā)揮約束作用來優(yōu)化企業(yè)資源配置，還能夠通過發(fā)揮激勵作用來促進企業(yè)技術(shù)進步，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率[16，17]。同時，ISO 14001環(huán)境認證的約束效應會受到監(jiān)管環(huán)境的影響，激勵效應會受到競爭環(huán)境的影響。當監(jiān)管環(huán)境越好時，ISO 14001環(huán)境認證的約束效應越強；當競爭環(huán)境越好時，ISO 14001環(huán)境認證的激勵效應越強，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用更強。綜上，本研究的理論框架見圖1。

2.1 ISO 14001環(huán)境認證與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

ISO 14001環(huán)境認證對提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用表現(xiàn)在如下兩個方面。

(1)ISO 14001環(huán)境認證能夠通過資源配置機制來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，表現(xiàn)為“約束效應”。當資源由生產(chǎn)效率較低的部門流向生產(chǎn)效率較高的部門，企業(yè)全要素生產(chǎn)率將會提高[1]。ISO 14001環(huán)境認證能夠從兩個途徑來優(yōu)化企業(yè)資源配置：一方面，ISO 14001環(huán)境認證促使企業(yè)優(yōu)化環(huán)境管理[14]，包括樹立環(huán)境責任觀、改善生產(chǎn)工藝等，促進企業(yè)整體的環(huán)保觀念提升，在環(huán)保理念的驅(qū)動下，主動放棄環(huán)境污染型項目，優(yōu)化企業(yè)資源配置；另一方面，ISO 14001環(huán)境認證要求企業(yè)投入更多的環(huán)保資金，履行更多的環(huán)境責任[7,8]，導致環(huán)境污染型項目的盈利水平下降，促使企業(yè)在成本收益的原則下被動放棄環(huán)境污染型項目，優(yōu)化企業(yè)資源配置?？梢?，ISO 14001環(huán)境認證帶來的環(huán)保理念提升和盈利水平下降，能夠促使資源由生產(chǎn)效率較低的環(huán)境污染型項目流向生產(chǎn)效率較高的環(huán)境友好型項目，優(yōu)化企業(yè)資源配置，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

(2)ISO 14001環(huán)境認證能夠通過技術(shù)進步機制來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，表現(xiàn)為“激勵效應”。當企業(yè)發(fā)生技術(shù)進步，企業(yè)全要素生產(chǎn)率將會提高[1]。ISO 14001環(huán)境認證促進企業(yè)技術(shù)進步的途徑在于：一方面，ISO 14001環(huán)境認證是一種環(huán)境成本內(nèi)部化的方式，迫使企業(yè)承擔更高的環(huán)境成本[8,13]。為了緩解環(huán)境成本帶來的負面作用，企業(yè)有動力提高研發(fā)投入，以獲得創(chuàng)新補償效應，塑造核心競爭力[18]。另一方面，ISO 14001環(huán)境認證能夠促進企業(yè)提高環(huán)境績效[9,19]，向外界傳遞企業(yè)環(huán)境責任履行的積極信號，降低投資者的投資風險和債權(quán)人的貸款風險，吸引更多的外部資源[14]?？梢?，ISO 14001環(huán)境認證帶來的環(huán)境成本增加和資源獲取提升，能夠促使企業(yè)增加研發(fā)投入，促進企業(yè)技術(shù)進步，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1ISO 14001環(huán)境認證能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

假設(shè)2ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制，在于優(yōu)化企業(yè)資源配置和促進企業(yè)技術(shù)進步。

2.2 監(jiān)管環(huán)境、ISO 14001環(huán)境認證與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

ISO 14001環(huán)境認證的約束效應會受到監(jiān)管環(huán)境的影響，這種監(jiān)管環(huán)境主要表現(xiàn)在政府制定的環(huán)境標準和認證機構(gòu)的環(huán)境監(jiān)督兩個方面。一方面，較高的環(huán)境標準更有助于發(fā)揮ISO 14001環(huán)境認證的約束效應，優(yōu)化企業(yè)資源配置?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境標準改變會對企業(yè)利潤空間產(chǎn)生重要的影響[20]。另一方面，較強的環(huán)境監(jiān)督更有助于發(fā)揮ISO 14001環(huán)境認證的約束效應，優(yōu)化企業(yè)資源配置?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境執(zhí)法監(jiān)督可以有效地督促企業(yè)履行環(huán)境責任[21]。與傳統(tǒng)的環(huán)境執(zhí)法監(jiān)督方式不同，ISO 14001環(huán)境認證的環(huán)境監(jiān)督主要來源于認證機構(gòu)[22]。當認證機構(gòu)強化環(huán)境監(jiān)督(如提高評估次數(shù))時，企業(yè)違背ISO 14001環(huán)境認證標準的相關(guān)行為會受到及時有效的監(jiān)督和糾正。這種環(huán)境監(jiān)督會給企業(yè)施加更強的環(huán)境合法壓力，促使企業(yè)傾向于選擇環(huán)境友好型項目，優(yōu)化企業(yè)資源配置。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3當環(huán)境標準較高時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

假設(shè)4當環(huán)境監(jiān)督較強時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

2.3 競爭環(huán)境、ISO 14001環(huán)境認證與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

ISO 14001環(huán)境認證的激勵效應會受到競爭環(huán)境的影響，這種競爭環(huán)境主要體現(xiàn)在市場競爭上。當市場競爭越強時，意味著企業(yè)利潤率較低，資源競爭激烈，這有助于ISO 14001環(huán)境認證發(fā)揮激勵作用，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。一方面，當企業(yè)自身的利潤率較低時，企業(yè)會對ISO 14001環(huán)境認證增加的環(huán)境成本反應更敏感，更有動力進行技術(shù)創(chuàng)新，獲得創(chuàng)新補償效應，彌補生產(chǎn)成本增加對企業(yè)利潤率造成的負向影響，提高市場競爭力[23]；另一方面，當資本市場的資源競爭激烈時，投資者和債權(quán)人會更加關(guān)注企業(yè)環(huán)境責任履行，理由在于環(huán)境責任履行較好的企業(yè)經(jīng)營風險較低[24,25]，因此企業(yè)通過ISO 14001環(huán)境認證向投資者和債權(quán)人傳遞環(huán)境責任履行的積極信號，能夠吸引更多的外部資源，促使企業(yè)更有能力進行技術(shù)創(chuàng)新，爭奪更多的外部資源，塑造核心競爭力。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)5當市場競爭較強時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究利用滬深A股重污染企業(yè)2008～2019年的數(shù)據(jù)，理由在于長期以來重污染企業(yè)一直采取粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式，依靠高投入來擴大經(jīng)濟規(guī)模，其生產(chǎn)效率普遍偏低，已成為亟待解決的問題。本研究進一步剔除了出現(xiàn)ST、*ST等特殊情況、數(shù)據(jù)缺失的樣本。重污染企業(yè)的界定依據(jù)《上市公司環(huán)境信息披露指南》(環(huán)辦函〔2010〕78號)，包括火電、鋼鐵、水泥等16類行業(yè)。本研究數(shù)據(jù)來源如下：計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，ISO 14001環(huán)境認證的數(shù)據(jù)來源于全國認證認可信息公共服務平臺，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。本研究最終獲得觀測樣本7 082個。此外，本研究對連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理。

3.2 實證模型與變量定義

為了檢驗假設(shè)1，本研究構(gòu)建如下模型：

TFPi,t=α0+α1CFi,t+

∑CVsi,t+∑YE+∑IN+εi,t，

(1)

式中，i表示企業(yè)；t表示年份；TFP表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率；α0表示常數(shù)項；α1表示回歸系數(shù)；CF表示ISO 14001環(huán)境認證；CVs表示控制變量；YE表示年度虛擬變量；IN表示行業(yè)虛擬變量；ε表示隨機擾動項。

為了檢驗假設(shè)2，本研究借鑒BARON等[26]的中介效應檢驗方法，構(gòu)建如下模型：

MVi,t=α0+α1CFi,t+

∑CVsi,t+∑YE+∑IN+εi,t；

(2)

TFPi,t=α0+α1CFi,t+α2MVi,t+

∑CVsi,t+∑YE+∑IN+εi,t，

(3)

式中，MV表示中介變量，包括企業(yè)過度投資(OI)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(包括創(chuàng)新投入RD、創(chuàng)新產(chǎn)出PT)；α2表示回歸系數(shù)。

為了檢驗假設(shè)3～假設(shè)5，本研究進行分組回歸分析，主要變量定義如下。

(1)被解釋變量本研究被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。參考魯曉東等[27]的研究，本研究使用OP法來計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率，模型參數(shù)設(shè)定如下：因變量為企業(yè)總產(chǎn)出(TO)，使用營業(yè)收入+1的自然對數(shù)衡量；狀態(tài)變量為企業(yè)資本投入(KP)和企業(yè)年齡(AG)，分別使用固定資產(chǎn)凈額+1的自然對數(shù)、當年年份與成立年份之差衡量；控制變量為企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(ST)和企業(yè)出口(EP)，分別使用企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是否為國有的虛擬變量、企業(yè)是否存在海外銷售收入的虛擬變量衡量；代理變量為企業(yè)投資(IV)，使用購建長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+1的自然對數(shù)衡量；自由變量為年度虛擬變量(∑YE)和行業(yè)虛擬變量(∑IN)；退出變量為企業(yè)退出(EI)，使用企業(yè)是否出現(xiàn)ST、*ST或者退市情形的虛擬變量衡量。

(2)解釋變量本研究解釋變量為ISO 14001環(huán)境認證(CF)。參考張兆國等[8]的研究，本研究構(gòu)建虛擬變量作為ISO 14001環(huán)境認證(CF)的代理指標，變量定義如下：當企業(yè)獲取ISO 14001環(huán)境認證證書，且當年證書的有效時間大于等于6個月時取1，否則取0。

(3)中介變量本研究中介變量為企業(yè)過度投資(OI)和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(RD、PT)：①資源配置機制的重要表現(xiàn)在于ISO 14001環(huán)境認證能夠有效抑制企業(yè)過度投資。參考RICHARSON[28]的研究，構(gòu)建企業(yè)資本投資的影響因素模型進行多元回歸分析，使用企業(yè)投資正殘差作為企業(yè)過度投資(OI)的代理變量。②技術(shù)進步機制的重要表現(xiàn)在于ISO 14001環(huán)境認證能夠有效促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。參考任勝鋼等[3]、BU等[12]的研究，本研究從投入和產(chǎn)出兩個維度衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其中企業(yè)創(chuàng)新投入(RD)使用企業(yè)研發(fā)投入+1的自然對數(shù)衡量，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)使用企業(yè)專利申請量+1的自然對數(shù)衡量。

(4)分組變量本研究分組變量為監(jiān)管環(huán)境(EST、ESU)和競爭環(huán)境(HHI)。①監(jiān)管環(huán)境，包括環(huán)境標準和環(huán)境監(jiān)督兩個方面。環(huán)境標準(EST)的衡量參考畢茜等[29]的研究思路，使用各地區(qū)有效的環(huán)境法律法規(guī)得分，其數(shù)值等于各地區(qū)有效的環(huán)境法律法規(guī)乘以相應效力的得分之和，其中地方性環(huán)境法規(guī)的效力為3，地方性環(huán)境規(guī)章的效力為2，地方性環(huán)境標準的效力為1。環(huán)境監(jiān)督(ESU)的衡量使用ISO 14001環(huán)境認證機構(gòu)的評估次數(shù)衡量。②競爭環(huán)境，包括市場競爭。市場競爭的衡量借鑒PERESS[30]的研究，構(gòu)建赫芬達爾指數(shù)(HHI)，其數(shù)值等于同一行業(yè)內(nèi)前十大企業(yè)營業(yè)收入占比的平方和。當HHI越小時，市場競爭越強，反之亦然。

(5)控制變量參考徐彥坤等[2]、任勝鋼等[3]、盛丹等[4]的研究，本研究控制以下變量：企業(yè)規(guī)模(SI)，即期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率(LEV)，即期末總負債除以期末總資產(chǎn)的比率；資產(chǎn)收益率(ROA)，即當期凈利潤除以期末總資產(chǎn)的比率；企業(yè)成長性(GR)，即當期營業(yè)收入增加額除以上期營業(yè)收入；企業(yè)年齡(AG)，即上市年數(shù)的自然對數(shù)；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(ST)，即國有企業(yè)取1，否則取0；董事會規(guī)模(BO)，即董事會人數(shù)的自然對數(shù)；獨立董事比例(ID)，即獨立董事人數(shù)除以董事會總?cè)藬?shù)；兩職合一(DU)，即當董事長和總經(jīng)理為同一人時取1，否則取0；第一大股東持股(LA)，即第一大股東持股比例，以及年度效應(YE)和行業(yè)效應(IN)。

3.3 描述性統(tǒng)計

本研究各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。由表1可知，企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的平均值為3.641，中位數(shù)為3.594，可見企業(yè)全要素生產(chǎn)率較低；ISO 14001環(huán)境認證(CF)的平均值為0.444，可見通過認證的企業(yè)占比約為44.4%，這一比例與美國、歐洲等發(fā)達國家和地區(qū)存在明顯的差距，還有待進一步提升。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=7 082)

4 實證結(jié)果與分析

4.1 基準回歸分析

基準回歸結(jié)果見表2。由表2列(1)可知，在不控制現(xiàn)有變量的情況下，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)為0.110，且在1%的水平上顯著；列(2)的結(jié)果顯示，在控制現(xiàn)有變量的情況下，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)為0.080，且在1%的水平上顯著。這意味著，ISO 14001環(huán)境認證能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。平均而言，相較于沒有進行ISO 14001環(huán)境認證的企業(yè)，已認證企業(yè)的全要素生產(chǎn)率高出0.080個單位。因此，假設(shè)1成立。

表2 基準回歸結(jié)果(N=7 082)

表3 資源配置機制的回歸結(jié)果(N=2 530)

4.2 影響機制分析

本研究進一步考察ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)資源配置與技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及兩者在企業(yè)全要素生產(chǎn)率中發(fā)揮的中介效應。

(1)資源配置機制有關(guān)資源配置機制的回歸結(jié)果見表3。由表3列(1)顯示，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)顯著為正，可見其能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。列(2)顯示，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗，可見其對企業(yè)過度投資的抑制作用有限。列(3)顯示，企業(yè)過度投資(OI)的回歸系數(shù)為負，但未通過顯著性檢驗，可見企業(yè)過度投資對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負向作用有限。Bootstrap 1 000次的結(jié)果顯示，間接效應為0.001，p值等于0.500，未通過顯著性檢驗。鑒于此，假設(shè)2的資源配置機制不成立。出現(xiàn)上述結(jié)果的原因可能在于：ISO 14001環(huán)境認證的環(huán)境標準較低和環(huán)境監(jiān)督較弱，難以有效約束企業(yè)投資環(huán)境污染型項目，導致企業(yè)的過度投資得不到明顯抑制。

(2)技術(shù)進步機制有關(guān)技術(shù)進步機制的回歸結(jié)果見表4。由表4列(1)可知，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)顯著為正，可見其能夠顯著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由列(2)和列(3)可知，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)均顯著為正，可見其對企業(yè)創(chuàng)新投入和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出均具有顯著的促進作用。由列(4)和列(5)可知，企業(yè)創(chuàng)新投入(RD)和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(PT)的回歸系數(shù)均顯著為正，可見企業(yè)創(chuàng)新投入和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出均對其全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向影響。Bootstrap 1 000次的結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新投入的間接效應為0.010，p值等于0.000，通過顯著性檢驗；企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的間接效應為0.004，p值等于0.005，通過顯著性檢驗。由此，假設(shè)2的技術(shù)進步機制成立，即ISO 14001環(huán)境認證能夠通過技術(shù)進步機制來提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，技術(shù)進步機制表現(xiàn)為促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

表4 技術(shù)進步機制的回歸結(jié)果(N=7 082)

4.3 異質(zhì)性分析

正如前文所述，ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用存在監(jiān)管環(huán)境和競爭環(huán)境異質(zhì)性。本研究的異質(zhì)性分析回歸結(jié)果見表5。

(1)監(jiān)管環(huán)境的異質(zhì)性分析由表5列(1)和列(2)可知，在環(huán)境標準較低和較高的樣本中，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)分別為0.017、0.111，前者未通過顯著性檢驗，后者通過顯著性檢驗，且二者之間的差異為0.094，通過顯著性檢驗(p=0.000)。結(jié)果表明，當環(huán)境標準較高時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)3成立。由列(3)和列(4)可知，在環(huán)境監(jiān)督較弱和較強的樣本中，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)分別為0.057、0.097，均在1%的水平上顯著，且二者之間存在統(tǒng)計性水平上的顯著差異(p=0.086)。結(jié)果表明，當環(huán)境監(jiān)督較強時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)4成立。

表5 異質(zhì)性分析的回歸結(jié)果

(2)競爭環(huán)境的異質(zhì)性分析由表5列(5)和列(6)可知，在市場競爭較弱和較強的樣本中，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)分別為0.001、0.104，前者未通過顯著性檢驗，后者通過顯著性檢驗，且二者之間的差異為0.103，通過顯著性檢驗(p=0.000)。結(jié)果表明，當市場競爭較強時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，假設(shè)5成立。

4.4 穩(wěn)健性檢驗

本研究的穩(wěn)健性檢驗如下。

(1)工具變量法為了緩解遺漏變量引發(fā)的內(nèi)生性問題，本研究使用工具變量法，選取ISO 14001環(huán)境認證的行業(yè)均值(IM)作為工具變量。理論上，當同一行業(yè)ISO 14001環(huán)境認證的企業(yè)越多時，基于模仿和學習，企業(yè)也更傾向于進行ISO 14001環(huán)境認證，表現(xiàn)為行業(yè)同群效應。工具變量法的回歸結(jié)果見表6列(1)和列(2)。列(1)顯示，行業(yè)均值(IM)的回歸系數(shù)顯著為正，可見行業(yè)均值滿足相關(guān)性假設(shè)；列(2)顯示，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)顯著為正，可見本研究結(jié)論可靠。

(2)Heckman兩階段回歸法經(jīng)分析，環(huán)境表現(xiàn)越好的企業(yè)也更傾向于進行ISO 14001環(huán)境認證，其全要素生產(chǎn)率也更高，進而引發(fā)內(nèi)生性問題。由此，本研究使用Heckman兩階段回歸法，回歸結(jié)果見表6列(3)和列(4)。列(4)顯示，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)顯著為正，可見本研究結(jié)論穩(wěn)健；逆米爾斯比率(IMR)的回歸系數(shù)為正但不顯著，可見本研究自我選擇問題不嚴重。

表6 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果I(N=7 082)

(3)雙重差分法經(jīng)分析，本研究可能存在其他干擾因素影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進而引發(fā)內(nèi)生性問題。由此，本研究使用雙重差分法，構(gòu)建交乘項(TT×PT)變量，即當企業(yè)為ISO 14001環(huán)境認證企業(yè)，且時間為第一次認證之后年份時取1，否則取0。表6列(5)顯示，交乘項(TT×PT)的回歸系數(shù)顯著為正，可見本研究結(jié)論可靠，能夠排除ISO 14001環(huán)境認證之后其他因素帶來的干擾。

(4)安慰劑檢驗經(jīng)分析，本研究可能存在偽回歸問題，導致實證結(jié)果不可靠。由此，本研究使用安慰劑檢驗，檢驗步驟如下：隨機分配ISO 14001環(huán)境認證組和未認證組進行回歸分析，并重復500次。經(jīng)統(tǒng)計，ISO 14001環(huán)境認證變量在1%的水平上顯著的次數(shù)占比為1.4%，說明ISO 14001環(huán)境認證變量顯著為小概率事件，側(cè)面印證了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高確實是由ISO 14001環(huán)境認證帶來的，本研究結(jié)論穩(wěn)健。

(5)替換變量為了緩解變量衡量偏差帶來的影響，參考魯曉東等[27]的研究，本研究使用LP方法重新測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFPR)。替換變量的回歸結(jié)果見表7列(1)。列(1)顯示，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)顯著為正，可見本研究結(jié)論可靠。

表7 穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果II

(6)考慮治理環(huán)境的影響理論上，治理環(huán)境有助于ISO 14001環(huán)境認證發(fā)揮約束作用和激勵作用，從而更好地提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。由此，本研究進行治理環(huán)境的分組回歸，重點關(guān)注獨董比例和兩職分離這兩個治理因素。獨董比例的分組回歸結(jié)果見表7列(2)和列(3)，兩職合一和分離的分組回歸結(jié)果見表7列(4)和列(5)。在獨董比例較低和較高的樣本中，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)分別為0.071、0.089，均通過顯著性檢驗；組間系數(shù)差異為0.018，未通過顯著性檢驗。在兩職合一和分離的樣本中，ISO 14001環(huán)境認證(CF)的回歸系數(shù)分別為0.069、0.086，均通過顯著性檢驗；組間系數(shù)差異為0.017，未通過顯著性檢驗。結(jié)果表明，無論是治理環(huán)境較差還是治理環(huán)境較好，ISO 14001環(huán)境認證均能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，本研究結(jié)論穩(wěn)健。

5 結(jié)語

本研究利用滬深A股重污染企業(yè)2008～2019年的證據(jù)，檢驗了ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究表明，ISO 14001環(huán)境認證能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，即與未進行ISO 14001環(huán)境認證的企業(yè)相比，進行ISO 14001環(huán)境認證的企業(yè)全要素生產(chǎn)率更高。進一步研究發(fā)現(xiàn)，ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制在于促進企業(yè)技術(shù)進步，而不在于優(yōu)化企業(yè)資源配置，可見ISO 14001環(huán)境認證的激勵效應較強，約束效應較弱。對監(jiān)管環(huán)境和競爭環(huán)境的分析發(fā)現(xiàn)，當環(huán)境標準較高、環(huán)境監(jiān)督較強、市場競爭較強時，ISO 14001環(huán)境認證更能提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

根據(jù)研究結(jié)論，得到如下研究啟示：①ISO 14001環(huán)境認證制度作為一種重要的自愿參與型環(huán)境制度，不僅有助于政府以較低的監(jiān)管成本來實現(xiàn)更高的監(jiān)管收益，更有助于企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率以實現(xiàn)更高的生產(chǎn)效率，但是通過ISO 14001環(huán)境認證的企業(yè)占比還不高，制約了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。為此，政府可以通過簡化認證程序、出臺稅收政策等措施，鼓勵企業(yè)參與認證，提高生產(chǎn)效率。②不斷優(yōu)化ISO 14001環(huán)境認證制度的資源配置機制。ISO 14001環(huán)境認證制度帶來的環(huán)保理念強化和盈利水平下降，會促使企業(yè)放棄環(huán)境污染型項目，優(yōu)化企業(yè)資源配置，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而資源配置機制未通過實證檢驗，這與ISO 14001環(huán)境認證的環(huán)境標準較低、環(huán)境監(jiān)督較弱密切相關(guān)。為此，政府可以嚴格實施既有環(huán)境規(guī)制，強化環(huán)境標準引領(lǐng)，拓展環(huán)境監(jiān)督的廣度和深度，釋放ISO 14001環(huán)境認證的資源配置效應。③持續(xù)加強ISO 14001環(huán)境認證制度的技術(shù)進步機制。ISO 14001環(huán)境認證制度帶來的環(huán)境成本增加和資源獲取提升，會促使企業(yè)投入更多的研發(fā)資金，促進企業(yè)技術(shù)進步，提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而實證結(jié)果支持了這一觀點，但這種激勵效應還不高，在市場競爭較弱的企業(yè)中不顯著。為此，政府可以通過建立綠色導向的政府補助機制、提高綠色導向的稅收優(yōu)惠力度等措施，充分發(fā)揮ISO 14001環(huán)境認證制度的技術(shù)進步機制，提高企業(yè)經(jīng)濟效率，釋放更多的政策紅利。

本研究尚存在以下不足：①研究視角方面，本研究重點從企業(yè)全要素生產(chǎn)率角度探討了ISO 14001環(huán)境認證的經(jīng)濟效應，分析其資源配置機制和技術(shù)進步機制，尚未關(guān)注其他研究角度和影響機制；②研究對象方面，本研究重點關(guān)注重污染企業(yè)ISO 14001環(huán)境認證，沒有關(guān)注非重污染企業(yè)。根據(jù)以上研究不足，未來研究可以從以下方面展開：①研究視角方面，未來可以繼續(xù)探討ISO 14001環(huán)境認證對企業(yè)會計財務行為的影響，如企業(yè)ESG表現(xiàn)、企業(yè)會計穩(wěn)健性、企業(yè)盈余持續(xù)性等方面，拓展ISO 14001環(huán)境認證的相關(guān)研究；②研究對象方面，未來可以針對非重污染企業(yè)ISO 14001環(huán)境認證進行專門化探討，將其與重污染企業(yè)進行對比，揭示ISO 14001環(huán)境認證是否具有行業(yè)溢出效應。