于连超 董晋亭 张卫国 毕 茜

(1.兰州大学管理学院； 2.重庆大学经济与工商管理学院； 3.西南大学经济管理学院)

1 研究背景

党的十九大报告提出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段”。推进经济高质量发展的关键在于提高全要素生产率，从政策调整中获得资源重新配置效率，从技术进步和体制改善中获得更高效率[1]。环境制度作为一种重要的约束激励机制，其是否能够提高全要素生产率，引起了学者们的广泛探讨。一种观点认为，环境制度能够提高企业全要素生产率，如环保重点城市限期达标政策、排污权交易机制等环境制度能够提高企业全要素生产率[2,3]；另一种观点认为，环境制度会降低企业全要素生产率，如两控区环境政策显著降低了企业全要素生产率[4]。可见，不同的环境制度对企业全要素生产率的影响可能截然不同，而这与规制措施和工具选择密切相关[5]。因此，迫切需要健全环境制度以推进经济高质量发展。

ISO 14001环境认证作为一种重要的自愿参与型环境制度，不仅有助于降低政府的监管成本，更有助于提高企业的主观能动性[6]。我国ISO 14001环境认证制度始于1996年国家技术监督局发布的《环境管理体系规范及使用指南》，并于2004年、2015年经过两次修订。关于ISO 14001环境认证的有效性，备受国内外学者关注。一方面，对于环境有效性而言，多数学者认为ISO 14001环境认证具有较高的环境有效性[7～9]，但也有学者认为ISO 14001环境认证的环境有效性较低[10]；另一方面，对于经济有效性来说，有研究发现，ISO 14001环境认证对技术创新、股价崩盘风险、融资约束、投资不足等企业经济行为具有积极的正面作用，表现出较高的经济有效性[11～15]。不难发现，现有研究较少关注ISO 14001环境认证对企业经济效率的影响。因此，本研究拟通过探讨ISO 14001环境认证如何影响企业全要素生产率，以期揭示其经济有效性。

本研究可能的边际贡献如下：①环境制度作为一种重要的约束激励机制，对企业全要素生产率的影响既可能是正向的也可能是负向的。本研究以ISO 14001环境认证为切入点，能够丰富企业全要素生产率的制度因素研究。②ISO 14001环境认证的有效性如何，是学者们探讨的重要内容。本研究选取企业全要素生产率为切入点，进一步拓展了ISO 14001环境认证的经济有效性研究。③本研究通过构建ISO 14001环境认证影响企业全要素生产率的理论框架，发现ISO 14001环境认证的技术进步机制成立，资源配置机制并不成立，揭示了ISO 14001环境认证的激励效应较强，但约束效应较弱，为ISO 14001环境认证制度改革指引了前进方向。

2 理论分析与研究假设

理论上，ISO 14001环境认证作为一种重要的约束激励机制，不仅能够通过发挥约束作用来优化企业资源配置，还能够通过发挥激励作用来促进企业技术进步，从而提高企业全要素生产率[16，17]。同时，ISO 14001环境认证的约束效应会受到监管环境的影响，激励效应会受到竞争环境的影响。当监管环境越好时，ISO 14001环境认证的约束效应越强；当竞争环境越好时，ISO 14001环境认证的激励效应越强，对企业全要素生产率的提升作用更强。综上，本研究的理论框架见图1。

2.1 ISO 14001环境认证与企业全要素生产率

ISO 14001环境认证对提高企业全要素生产率的作用表现在如下两个方面。

(1)ISO 14001环境认证能够通过资源配置机制来提高企业全要素生产率，表现为“约束效应”。当资源由生产效率较低的部门流向生产效率较高的部门，企业全要素生产率将会提高[1]。ISO 14001环境认证能够从两个途径来优化企业资源配置：一方面，ISO 14001环境认证促使企业优化环境管理[14]，包括树立环境责任观、改善生产工艺等，促进企业整体的环保观念提升，在环保理念的驱动下，主动放弃环境污染型项目，优化企业资源配置；另一方面，ISO 14001环境认证要求企业投入更多的环保资金，履行更多的环境责任[7,8]，导致环境污染型项目的盈利水平下降，促使企业在成本收益的原则下被动放弃环境污染型项目，优化企业资源配置。可见，ISO 14001环境认证带来的环保理念提升和盈利水平下降，能够促使资源由生产效率较低的环境污染型项目流向生产效率较高的环境友好型项目，优化企业资源配置，提高企业全要素生产率。

(2)ISO 14001环境认证能够通过技术进步机制来提高企业全要素生产率，表现为“激励效应”。当企业发生技术进步，企业全要素生产率将会提高[1]。ISO 14001环境认证促进企业技术进步的途径在于：一方面，ISO 14001环境认证是一种环境成本内部化的方式，迫使企业承担更高的环境成本[8,13]。为了缓解环境成本带来的负面作用，企业有动力提高研发投入，以获得创新补偿效应，塑造核心竞争力[18]。另一方面，ISO 14001环境认证能够促进企业提高环境绩效[9,19]，向外界传递企业环境责任履行的积极信号，降低投资者的投资风险和债权人的贷款风险，吸引更多的外部资源[14]。可见，ISO 14001环境认证带来的环境成本增加和资源获取提升，能够促使企业增加研发投入，促进企业技术进步，提高企业全要素生产率。由此，提出如下假设：

假设1ISO 14001环境认证能够提高企业全要素生产率。

假设2ISO 14001环境认证对企业全要素生产率的影响机制，在于优化企业资源配置和促进企业技术进步。

2.2 监管环境、ISO 14001环境认证与企业全要素生产率

ISO 14001环境认证的约束效应会受到监管环境的影响，这种监管环境主要表现在政府制定的环境标准和认证机构的环境监督两个方面。一方面，较高的环境标准更有助于发挥ISO 14001环境认证的约束效应，优化企业资源配置。现有研究发现，环境标准改变会对企业利润空间产生重要的影响[20]。另一方面，较强的环境监督更有助于发挥ISO 14001环境认证的约束效应，优化企业资源配置。现有研究发现，环境执法监督可以有效地督促企业履行环境责任[21]。与传统的环境执法监督方式不同，ISO 14001环境认证的环境监督主要来源于认证机构[22]。当认证机构强化环境监督(如提高评估次数)时，企业违背ISO 14001环境认证标准的相关行为会受到及时有效的监督和纠正。这种环境监督会给企业施加更强的环境合法压力，促使企业倾向于选择环境友好型项目，优化企业资源配置。由此，提出如下假设：

假设3当环境标准较高时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率。

假设4当环境监督较强时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率。

2.3 竞争环境、ISO 14001环境认证与企业全要素生产率

ISO 14001环境认证的激励效应会受到竞争环境的影响，这种竞争环境主要体现在市场竞争上。当市场竞争越强时，意味着企业利润率较低，资源竞争激烈，这有助于ISO 14001环境认证发挥激励作用，促进企业技术创新。一方面，当企业自身的利润率较低时，企业会对ISO 14001环境认证增加的环境成本反应更敏感，更有动力进行技术创新，获得创新补偿效应，弥补生产成本增加对企业利润率造成的负向影响，提高市场竞争力[23]；另一方面，当资本市场的资源竞争激烈时，投资者和债权人会更加关注企业环境责任履行，理由在于环境责任履行较好的企业经营风险较低[24,25]，因此企业通过ISO 14001环境认证向投资者和债权人传递环境责任履行的积极信号，能够吸引更多的外部资源，促使企业更有能力进行技术创新，争夺更多的外部资源，塑造核心竞争力。由此，提出如下假设：

假设5当市场竞争较强时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本研究利用沪深A股重污染企业2008～2019年的数据，理由在于长期以来重污染企业一直采取粗放型经济发展模式，依靠高投入来扩大经济规模，其生产效率普遍偏低，已成为亟待解决的问题。本研究进一步剔除了出现ST、*ST等特殊情况、数据缺失的样本。重污染企业的界定依据《上市公司环境信息披露指南》(环办函〔2010〕78号)，包括火电、钢铁、水泥等16类行业。本研究数据来源如下：计算企业全要素生产率的数据来源于国泰安数据库，ISO 14001环境认证的数据来源于全国认证认可信息公共服务平台，其他数据来源于CSMAR数据库。本研究最终获得观测样本7 082个。此外，本研究对连续变量在1%的水平上进行缩尾处理。

3.2 实证模型与变量定义

为了检验假设1，本研究构建如下模型：

TFPi,t=α0+α1CFi,t+

∑CVsi,t+∑YE+∑IN+εi,t，

(1)

式中，i表示企业；t表示年份；TFP表示企业全要素生产率；α0表示常数项；α1表示回归系数；CF表示ISO 14001环境认证；CVs表示控制变量；YE表示年度虚拟变量；IN表示行业虚拟变量；ε表示随机扰动项。

为了检验假设2，本研究借鉴BARON等[26]的中介效应检验方法，构建如下模型：

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表示中介变量，包括企业过度投资(OI)和企业技术创新(包括创新投入RD、创新产出PT)；α2表示回归系数。

为了检验假设3～假设5，本研究进行分组回归分析，主要变量定义如下。

(1)被解释变量本研究被解释变量为企业全要素生产率(TFP)。参考鲁晓东等[27]的研究，本研究使用OP法来计算企业全要素生产率，模型参数设定如下：因变量为企业总产出(TO)，使用营业收入+1的自然对数衡量；状态变量为企业资本投入(KP)和企业年龄(AG)，分别使用固定资产净额+1的自然对数、当年年份与成立年份之差衡量；控制变量为企业产权性质(ST)和企业出口(EP)，分别使用企业产权性质是否为国有的虚拟变量、企业是否存在海外销售收入的虚拟变量衡量；代理变量为企业投资(IV)，使用购建长期资产支付的现金+1的自然对数衡量；自由变量为年度虚拟变量(∑YE)和行业虚拟变量(∑IN)；退出变量为企业退出(EI)，使用企业是否出现ST、*ST或者退市情形的虚拟变量衡量。

(2)解释变量本研究解释变量为ISO 14001环境认证(CF)。参考张兆国等[8]的研究，本研究构建虚拟变量作为ISO 14001环境认证(CF)的代理指标，变量定义如下：当企业获取ISO 14001环境认证证书，且当年证书的有效时间大于等于6个月时取1，否则取0。

(3)中介变量本研究中介变量为企业过度投资(OI)和企业技术创新(RD、PT)：①资源配置机制的重要表现在于ISO 14001环境认证能够有效抑制企业过度投资。参考RICHARSON[28]的研究，构建企业资本投资的影响因素模型进行多元回归分析，使用企业投资正残差作为企业过度投资(OI)的代理变量。②技术进步机制的重要表现在于ISO 14001环境认证能够有效促进企业技术创新。参考任胜钢等[3]、BU等[12]的研究，本研究从投入和产出两个维度衡量企业技术创新，其中企业创新投入(RD)使用企业研发投入+1的自然对数衡量，企业创新产出(PT)使用企业专利申请量+1的自然对数衡量。

(4)分组变量本研究分组变量为监管环境(EST、ESU)和竞争环境(HHI)。①监管环境，包括环境标准和环境监督两个方面。环境标准(EST)的衡量参考毕茜等[29]的研究思路，使用各地区有效的环境法律法规得分，其数值等于各地区有效的环境法律法规乘以相应效力的得分之和，其中地方性环境法规的效力为3，地方性环境规章的效力为2，地方性环境标准的效力为1。环境监督(ESU)的衡量使用ISO 14001环境认证机构的评估次数衡量。②竞争环境，包括市场竞争。市场竞争的衡量借鉴PERESS[30]的研究，构建赫芬达尔指数(HHI)，其数值等于同一行业内前十大企业营业收入占比的平方和。当HHI越小时，市场竞争越强，反之亦然。

(5)控制变量参考徐彦坤等[2]、任胜钢等[3]、盛丹等[4]的研究，本研究控制以下变量：企业规模(SI)，即期末总资产的自然对数；资产负债率(LEV)，即期末总负债除以期末总资产的比率；资产收益率(ROA)，即当期净利润除以期末总资产的比率；企业成长性(GR)，即当期营业收入增加额除以上期营业收入；企业年龄(AG)，即上市年数的自然对数；产权性质(ST)，即国有企业取1，否则取0；董事会规模(BO)，即董事会人数的自然对数；独立董事比例(ID)，即独立董事人数除以董事会总人数；两职合一(DU)，即当董事长和总经理为同一人时取1，否则取0；第一大股东持股(LA)，即第一大股东持股比例，以及年度效应(YE)和行业效应(IN)。

3.3 描述性统计

本研究各主要变量的描述性统计结果见表1。由表1可知，企业全要素生产率(TFP)的平均值为3.641，中位数为3.594，可见企业全要素生产率较低；ISO 14001环境认证(CF)的平均值为0.444，可见通过认证的企业占比约为44.4%，这一比例与美国、欧洲等发达国家和地区存在明显的差距，还有待进一步提升。

表1 主要变量的描述性统计结果(N=7 082)

4 实证结果与分析

4.1 基准回归分析

基准回归结果见表2。由表2列(1)可知，在不控制现有变量的情况下，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数为0.110，且在1%的水平上显著；列(2)的结果显示，在控制现有变量的情况下，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数为0.080，且在1%的水平上显著。这意味着，ISO 14001环境认证能够显著提高企业全要素生产率。平均而言，相较于没有进行ISO 14001环境认证的企业，已认证企业的全要素生产率高出0.080个单位。因此，假设1成立。

表2 基准回归结果(N=7 082)

表3 资源配置机制的回归结果(N=2 530)

4.2 影响机制分析

本研究进一步考察ISO 14001环境认证对企业资源配置与技术创新的影响，以及两者在企业全要素生产率中发挥的中介效应。

(1)资源配置机制有关资源配置机制的回归结果见表3。由表3列(1)显示，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数显著为正，可见其能够显著提高企业全要素生产率。列(2)显示，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数为负，但未通过显著性检验，可见其对企业过度投资的抑制作用有限。列(3)显示，企业过度投资(OI)的回归系数为负，但未通过显著性检验，可见企业过度投资对企业全要素生产率的负向作用有限。Bootstrap 1 000次的结果显示，间接效应为0.001，p值等于0.500，未通过显著性检验。鉴于此，假设2的资源配置机制不成立。出现上述结果的原因可能在于：ISO 14001环境认证的环境标准较低和环境监督较弱，难以有效约束企业投资环境污染型项目，导致企业的过度投资得不到明显抑制。

(2)技术进步机制有关技术进步机制的回归结果见表4。由表4列(1)可知，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数显著为正，可见其能够显著提高企业全要素生产率。由列(2)和列(3)可知，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数均显著为正，可见其对企业创新投入和企业创新产出均具有显著的促进作用。由列(4)和列(5)可知，企业创新投入(RD)和企业创新产出(PT)的回归系数均显著为正，可见企业创新投入和企业创新产出均对其全要素生产率具有显著的正向影响。Bootstrap 1 000次的结果显示，企业创新投入的间接效应为0.010，p值等于0.000，通过显著性检验；企业创新产出的间接效应为0.004，p值等于0.005，通过显著性检验。由此，假设2的技术进步机制成立，即ISO 14001环境认证能够通过技术进步机制来提高企业全要素生产率，技术进步机制表现为促进企业技术创新。

表4 技术进步机制的回归结果(N=7 082)

4.3 异质性分析

正如前文所述，ISO 14001环境认证对企业全要素生产率的正向作用存在监管环境和竞争环境异质性。本研究的异质性分析回归结果见表5。

(1)监管环境的异质性分析由表5列(1)和列(2)可知，在环境标准较低和较高的样本中，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数分别为0.017、0.111，前者未通过显著性检验，后者通过显著性检验，且二者之间的差异为0.094，通过显著性检验(p=0.000)。结果表明，当环境标准较高时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率，假设3成立。由列(3)和列(4)可知，在环境监督较弱和较强的样本中，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数分别为0.057、0.097，均在1%的水平上显著，且二者之间存在统计性水平上的显著差异(p=0.086)。结果表明，当环境监督较强时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率，假设4成立。

表5 异质性分析的回归结果

(2)竞争环境的异质性分析由表5列(5)和列(6)可知，在市场竞争较弱和较强的样本中，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数分别为0.001、0.104，前者未通过显著性检验，后者通过显著性检验，且二者之间的差异为0.103，通过显著性检验(p=0.000)。结果表明，当市场竞争较强时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率，假设5成立。

4.4 稳健性检验

本研究的稳健性检验如下。

(1)工具变量法为了缓解遗漏变量引发的内生性问题，本研究使用工具变量法，选取ISO 14001环境认证的行业均值(IM)作为工具变量。理论上，当同一行业ISO 14001环境认证的企业越多时，基于模仿和学习，企业也更倾向于进行ISO 14001环境认证，表现为行业同群效应。工具变量法的回归结果见表6列(1)和列(2)。列(1)显示，行业均值(IM)的回归系数显著为正，可见行业均值满足相关性假设；列(2)显示，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数显著为正，可见本研究结论可靠。

(2)Heckman两阶段回归法经分析，环境表现越好的企业也更倾向于进行ISO 14001环境认证，其全要素生产率也更高，进而引发内生性问题。由此，本研究使用Heckman两阶段回归法，回归结果见表6列(3)和列(4)。列(4)显示，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数显著为正，可见本研究结论稳健；逆米尔斯比率(IMR)的回归系数为正但不显著，可见本研究自我选择问题不严重。

表6 稳健性检验的回归结果I(N=7 082)

(3)双重差分法经分析，本研究可能存在其他干扰因素影响企业全要素生产率，进而引发内生性问题。由此，本研究使用双重差分法，构建交乘项(TT×PT)变量，即当企业为ISO 14001环境认证企业，且时间为第一次认证之后年份时取1，否则取0。表6列(5)显示，交乘项(TT×PT)的回归系数显著为正，可见本研究结论可靠，能够排除ISO 14001环境认证之后其他因素带来的干扰。

(4)安慰剂检验经分析，本研究可能存在伪回归问题，导致实证结果不可靠。由此，本研究使用安慰剂检验，检验步骤如下：随机分配ISO 14001环境认证组和未认证组进行回归分析，并重复500次。经统计，ISO 14001环境认证变量在1%的水平上显著的次数占比为1.4%，说明ISO 14001环境认证变量显著为小概率事件，侧面印证了企业全要素生产率提高确实是由ISO 14001环境认证带来的，本研究结论稳健。

(5)替换变量为了缓解变量衡量偏差带来的影响，参考鲁晓东等[27]的研究，本研究使用LP方法重新测算企业全要素生产率(TFPR)。替换变量的回归结果见表7列(1)。列(1)显示，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数显著为正，可见本研究结论可靠。

表7 稳健性检验的回归结果II

(6)考虑治理环境的影响理论上，治理环境有助于ISO 14001环境认证发挥约束作用和激励作用，从而更好地提高企业全要素生产率。由此，本研究进行治理环境的分组回归，重点关注独董比例和两职分离这两个治理因素。独董比例的分组回归结果见表7列(2)和列(3)，两职合一和分离的分组回归结果见表7列(4)和列(5)。在独董比例较低和较高的样本中，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数分别为0.071、0.089，均通过显著性检验；组间系数差异为0.018，未通过显著性检验。在两职合一和分离的样本中，ISO 14001环境认证(CF)的回归系数分别为0.069、0.086，均通过显著性检验；组间系数差异为0.017，未通过显著性检验。结果表明，无论是治理环境较差还是治理环境较好，ISO 14001环境认证均能提高企业全要素生产率，本研究结论稳健。

5 结语

本研究利用沪深A股重污染企业2008～2019年的证据，检验了ISO 14001环境认证对企业全要素生产率的影响。研究表明，ISO 14001环境认证能够提高企业全要素生产率，即与未进行ISO 14001环境认证的企业相比，进行ISO 14001环境认证的企业全要素生产率更高。进一步研究发现，ISO 14001环境认证对企业全要素生产率的影响机制在于促进企业技术进步，而不在于优化企业资源配置，可见ISO 14001环境认证的激励效应较强，约束效应较弱。对监管环境和竞争环境的分析发现，当环境标准较高、环境监督较强、市场竞争较强时，ISO 14001环境认证更能提高企业全要素生产率。

根据研究结论，得到如下研究启示：①ISO 14001环境认证制度作为一种重要的自愿参与型环境制度，不仅有助于政府以较低的监管成本来实现更高的监管收益，更有助于企业提高全要素生产率以实现更高的生产效率，但是通过ISO 14001环境认证的企业占比还不高，制约了经济高质量发展。为此，政府可以通过简化认证程序、出台税收政策等措施，鼓励企业参与认证，提高生产效率。②不断优化ISO 14001环境认证制度的资源配置机制。ISO 14001环境认证制度带来的环保理念强化和盈利水平下降，会促使企业放弃环境污染型项目，优化企业资源配置，提高企业全要素生产率，而资源配置机制未通过实证检验，这与ISO 14001环境认证的环境标准较低、环境监督较弱密切相关。为此，政府可以严格实施既有环境规制，强化环境标准引领，拓展环境监督的广度和深度，释放ISO 14001环境认证的资源配置效应。③持续加强ISO 14001环境认证制度的技术进步机制。ISO 14001环境认证制度带来的环境成本增加和资源获取提升，会促使企业投入更多的研发资金，促进企业技术进步，提高企业全要素生产率，而实证结果支持了这一观点，但这种激励效应还不高，在市场竞争较弱的企业中不显著。为此，政府可以通过建立绿色导向的政府补助机制、提高绿色导向的税收优惠力度等措施，充分发挥ISO 14001环境认证制度的技术进步机制，提高企业经济效率，释放更多的政策红利。

本研究尚存在以下不足：①研究视角方面，本研究重点从企业全要素生产率角度探讨了ISO 14001环境认证的经济效应，分析其资源配置机制和技术进步机制，尚未关注其他研究角度和影响机制；②研究对象方面，本研究重点关注重污染企业ISO 14001环境认证，没有关注非重污染企业。根据以上研究不足，未来研究可以从以下方面展开：①研究视角方面，未来可以继续探讨ISO 14001环境认证对企业会计财务行为的影响，如企业ESG表现、企业会计稳健性、企业盈余持续性等方面，拓展ISO 14001环境认证的相关研究；②研究对象方面，未来可以针对非重污染企业ISO 14001环境认证进行专门化探讨，将其与重污染企业进行对比，揭示ISO 14001环境认证是否具有行业溢出效应。