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一、引言

2020年3月3日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)了《關于構建現代環(huán)境治理體系的指導意見》，提出“到2025年，建立健全環(huán)境治理的領導責任體系、企業(yè)責任體系、全民行動體系、監(jiān)管體系、市場體系、信用體系、法律法規(guī)政策體系，落實各類主體責任，提高市場主體和公眾參與的積極性，形成導向清晰、決策科學、執(zhí)行有力、激勵有效、多元參與、良性互動的環(huán)境治理體系?！杯h(huán)境規(guī)制體系作為我國現代環(huán)境治理體系的重要組成部分，如何能夠更好地調動市場主體和公眾參與的積極性是當前理論界探討的重要議題。我國環(huán)境規(guī)制體系主要包括命令控制型環(huán)境規(guī)制、經濟激勵型環(huán)境規(guī)制和自愿參與型環(huán)境規(guī)制三類，其中自愿參與型環(huán)境規(guī)制發(fā)展相對滯后。理論上，自愿參與型環(huán)境規(guī)制的環(huán)境監(jiān)管成本較低，卻能夠積極發(fā)揮第三方機構、行業(yè)協(xié)會等市場主體和公眾的治理作用[1]，實現環(huán)境保護和經濟發(fā)展的雙贏。

環(huán)境管理體系認證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，受到學者們的廣泛關注。環(huán)境管理體系認證是指由第三方公證機構根據公開發(fā)布的環(huán)境管理體系標準，對企業(yè)環(huán)境管理體系進行評定，評定合格后頒發(fā)環(huán)境管理體系認證證書，并進行注冊登記的環(huán)境規(guī)制手段[1]。1996年，國際標準化組織正式發(fā)布《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》(ISO14001:1996)。同年，我國將國際標準轉化為國家標準，發(fā)布《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》(GBT24001-1996)。2004年，國際標準化組織對《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》進行修訂，但實質性內容沒有明顯變化。2015年，國際標準化組織再次對《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》進行修訂，將環(huán)境管理增加到組織戰(zhàn)略策劃的過程中，對環(huán)境管理體系提出了更高的要求。經過若干年的發(fā)展，我國進行環(huán)境管理體系認證的企業(yè)數量有了明顯的提高[2]，但是企業(yè)占比與美國、英國、德國等發(fā)達國家還存在明顯的差距。

學者們對環(huán)境管理體系認證的研究，可以概括為環(huán)境效應和經濟效應兩個方面。學者們對環(huán)境管理體系認證的環(huán)境效應，一直存在爭議。一部分學者研究發(fā)現，環(huán)境管理體系認證能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效[3-6]，另一部分學者研究發(fā)現，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)環(huán)境績效的提升作用有限[7-9]。我國經驗證據表明，環(huán)境管理體系認證具有環(huán)境有效性[10]。環(huán)境管理體系認證不僅會產生環(huán)境效應，還會產生經濟效應。學者們重點關注了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現環(huán)境管理體系認證對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進作用[11-13]?？梢?，現有文獻重點探討了環(huán)境管理體系認證的環(huán)境效應，對經濟效應的探討較為缺乏，僅關注了對企業(yè)創(chuàng)新的影響。為此，本文以企業(yè)融資約束作為研究視角，探討環(huán)境管理體系認證的經濟有效性，以期為我國完善環(huán)境管理體系認證制度以推進經濟高質量發(fā)展提供經驗證據和政策啟示。

本文的研究貢獻主要包括以下四個方面：第一，從企業(yè)融資角度豐富了環(huán)境管理體系認證的經濟后果研究?，F有文獻重點探討了環(huán)境管理體系認證的環(huán)境效應，其經濟效應只關注了企業(yè)創(chuàng)新。本文以企業(yè)融資約束為研究視角，探討了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響，豐富了環(huán)境管理體系認證的經濟后果研究。第二，從環(huán)境規(guī)制視角拓展了企業(yè)融資約束的影響因素研究。環(huán)境規(guī)制與企業(yè)融資約束之間的關系一直是學者們關注的重要話題，但現有研究僅關注了整體層面的環(huán)境規(guī)制強度，具體層面的命令控制型環(huán)境規(guī)制、經濟激勵型環(huán)境規(guī)制對企業(yè)融資約束的影響，缺乏自愿參與型環(huán)境規(guī)制的探討。本文以環(huán)境管理體系認證為研究視角，研究其對企業(yè)融資約束的影響，拓展了企業(yè)融資約束的影響因素研究。第三，從治理效應和信息效應兩個方面揭示了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響機制。理論上，環(huán)境管理體系認證能夠通過治理效應和信息效應來緩解企業(yè)融資約束。為此，本文考察了以上兩種機制，發(fā)現環(huán)境管理體系認證能夠通過提升企業(yè)環(huán)境績效和提高企業(yè)信息透明度來緩解企業(yè)融資約束，明晰了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響機理。第四，從產權制度方面探討了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響異質性。在不同的制度環(huán)境下，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響可能會存在差異。為此，本文研究了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響是否存在產權性質的差異，揭示了產權制度背景下環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響異質性。

二、理論分析與研究假設

與其他類型環(huán)境規(guī)制相比，環(huán)境管理體系認證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，具有獨特的優(yōu)勢。對于政府來說，環(huán)境管理體系認證能夠以較低的監(jiān)管成本來實現更高的環(huán)境效益。命令控制型環(huán)境規(guī)制主要依靠行政干預[14]，需要占用政府大量的資源，市場激勵型環(huán)境規(guī)制主要依靠市場機制[15]，僅需要政府建立和維持市場秩序，而環(huán)境管理體系認證主要依靠第三方認證機構力量，因而環(huán)境管理體系認證的監(jiān)管成本較低。命令控制型環(huán)境規(guī)制與市場激勵型環(huán)境規(guī)制的預期目標是滿足現行的環(huán)境法律法規(guī)，而環(huán)境管理體系認證的預期目標不再局限于滿足現行的環(huán)境法律法規(guī)，甚至高于現行環(huán)境法律法規(guī)的要求[1,16]，因此環(huán)境管理體系認證的環(huán)境效益更高。對于企業(yè)來說，環(huán)境管理體系認證不僅能夠有效地對企業(yè)進行環(huán)境監(jiān)督，還可以有效地緩解企業(yè)內外信息不對稱。環(huán)境管理體系認證在幫助企業(yè)提高自身環(huán)境管理水平的同時，還可以借助第三方認證機構對企業(yè)進行環(huán)境監(jiān)督[17]。環(huán)境管理體系認證作為一種重要的信息傳遞工具[18-19]，能夠有效降低企業(yè)內外信息不對稱。因此，環(huán)境管理體系認證能夠通過發(fā)揮治理效應和信息效應來緩解企業(yè)融資約束。

第一，環(huán)境管理體系認證能夠通過發(fā)揮治理效應來提升企業(yè)環(huán)境績效，從而緩解企業(yè)融資約束?，F有研究發(fā)現，環(huán)境管理體系認證能夠提高企業(yè)環(huán)境合規(guī)性，提升企業(yè)環(huán)境績效[3,6]。理由在于：其一，當企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證時，企業(yè)需要滿足環(huán)境管理體系標準[1,10]，例如環(huán)境管理戰(zhàn)略是否符合要求、生產過程是否符合綠色標準、污染排放是否符合環(huán)境法律法規(guī)等，這有助于企業(yè)提高自身環(huán)境管理水平，提高環(huán)境合規(guī)性；其二，當企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證后，企業(yè)需要接受認證機構的再評估[17]，認證機構通過定期檢查、不定期抽查等方式能夠有效發(fā)現企業(yè)不符合環(huán)境管理體系要求的情況，有效督促企業(yè)及時改正，提高企業(yè)環(huán)境合規(guī)性。當企業(yè)環(huán)境合規(guī)性提高時，企業(yè)環(huán)境績效隨之提升，企業(yè)環(huán)境風險隨之下降，這有助于企業(yè)吸引更多的外部投資者資源，緩解企業(yè)融資約束?，F有研究發(fā)現，環(huán)境績效較好的企業(yè)能夠獲得更多的機構投資者投資和債務融資[20-21]，理由在于環(huán)境績效較好的企業(yè)具有更低的環(huán)境風險，從而降低外部投資者的投資風險。因此，環(huán)境管理體系認證能夠作為一種“環(huán)境治理工具”，提升企業(yè)環(huán)境績效，降低企業(yè)環(huán)境風險，吸引更多的外部投資者資源，從而緩解企業(yè)融資約束。

第二，環(huán)境管理體系認證能夠通過發(fā)揮信息效應來提高企業(yè)信息透明度，從而緩解企業(yè)融資約束?，F有研究發(fā)現，環(huán)境管理體系認證作為重要的環(huán)境管理工具，具有重要的信息功能[18-19]。與普通環(huán)境信息披露不同，環(huán)境管理體系認證披露的環(huán)境信息可信度更高。理由在于：普通環(huán)境信息的披露載體是年度報告的附錄、社會責任報告或環(huán)境責任報告，沒有經過獨立第三方機構的鑒證，致使普通環(huán)境信息披露的可信度較低，而環(huán)境管理體系認證的披露載體是全國認證認可信息公共服務平臺，經過獨立第三方機構的鑒證，在很大程度上能夠保證披露信息的可靠性。企業(yè)內部管理層與外部投資者之間存在天然的信息不對稱[22]，當外部投資者面臨著較高的信息不對稱時，外部投資者的投資不確定性將提高。與其他信息相比，環(huán)境信息存在著更加明顯的信息不對稱[23]。環(huán)境管理體系認證能夠向外部投資者提供更加可靠的環(huán)境信息，緩解企業(yè)內外環(huán)境信息不對稱，提高企業(yè)環(huán)境信息透明度，減少投資者的不確定性。此外，環(huán)境管理體系認證還能夠為企業(yè)盈余信息提供保障，降低企業(yè)盈余信息中的環(huán)境不確定性影響，提高企業(yè)盈余信息透明度?，F有研究發(fā)現，信息披露能夠緩解企業(yè)內外信息不對稱，降低企業(yè)融資成本，緩解企業(yè)融資約束[24-25]。因此，環(huán)境管理體系認證能夠作為一種“信息傳遞工具”，提高企業(yè)信息透明度，降低投資不確定性，獲得更多的外部投資者資源，從而緩解企業(yè)融資約束。綜上所述，本文提出研究假設1。

H1：環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。

產權制度作為我國重要的制度安排，會對環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束之間的關系產生深刻的影響。由于國有企業(yè)和民營企業(yè)在政治關聯(lián)與資源稟賦方面存在顯著差異，導致環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的緩解作用在民營企業(yè)中更顯著。一方面，國有企業(yè)的政治關聯(lián)要強于民營企業(yè)，這種政治關聯(lián)可以作為企業(yè)不履行環(huán)境責任的“保護傘”，降低企業(yè)由于不履行環(huán)境責任而遭受的行政處罰[26]。當面對環(huán)境管理體系認證的治理效應時，國有企業(yè)提升環(huán)境合規(guī)性的動力不足，而民營企業(yè)會更加積極地提高環(huán)境合規(guī)性，降低環(huán)境風險，緩解融資約束。另一方面，國有企業(yè)的資源稟賦要優(yōu)于民營企業(yè)，能夠獲得更多的政府資源[27]。當面對環(huán)境管理體系認證的信息效應時，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的投資不確定性更高，導致投資者面臨更高的投資風險，因而民營企業(yè)更有動力進行環(huán)境管理體系認證來傳遞企業(yè)環(huán)境責任履行較好和盈余信息質量較高的積極信號，提高信息透明度，緩解融資約束。綜上分析，本文提出研究假設2。

H2：與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

考慮到2007年我國實施新《企業(yè)會計準則》，因此本文選取2007—2019年中國滬深兩市A股重污染企業(yè)作為初始樣本，并進行如下篩選：剔除樣本期間內出現ST、*ST情形的研究樣本，剔除變量數據缺失且無法補齊的研究樣本。經以上處理后，本文共計獲得6907個觀測值。重污染企業(yè)的界定依據《上市公司環(huán)境信息披露指南》(征求意見稿)和《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》(環(huán)辦函〔2008〕373號)，涉及火電、鋼鐵、水泥等16類行業(yè)的企業(yè)。本文數據來源如下：環(huán)境管理體系認證的數據來源于全國認證認可信息公共服務平臺，該平臺的版權屬于國家市場監(jiān)督管理總局信息中心，由筆者手工整理所得，其他變量數據均來源于國泰安數據庫和銳思數據庫。為了避免極端值的影響，本文對連續(xù)變量均進行前后1%的縮尾處理。本文數據處理與分析均使用軟件Stata16完成。

(二)實證模型與變量定義

為了檢驗環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響，本文構建實證模型(1)。

FCi,t=α0+α1EMSCi,t+∑CVsi,t+μYear+μIndustry+εi,t

(1)

為了檢驗環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響是否存在產權性質的差異，本文構建實證模型(2)，并進行分組回歸。

FCi,t=α0+α1EMSCi,t+α2(EMSCi,t×SOEi,t)+α3SOEi,t+∑CVsi,t+μYear+μIndustry+εi,t

(2)

在模型(1)和模型(2)中，i代表企業(yè)，t代表年份，FC代表企業(yè)融資約束，EMSC代表環(huán)境管理體系認證，SOE代表產權性質，CVs代表控制變量，μYear代表年度效應，μIndustry代表行業(yè)效應，ε代表隨機擾動項。本文主要變量的定義與說明如下：

1.企業(yè)融資約束(FC)。學者們主要使用KZ指數、WW指數、SA指數等方法來衡量企業(yè)融資約束[28-31]，其中KZ指數的理論方法更加完善，是學者們使用最廣泛的衡量方法。因此，本文借鑒Kaplan和Zingales[28]的研究方法，構建KZ指數來衡量企業(yè)融資約束，選取經營性現金流量凈額、現金持有量、現金股利、資產負債率和托賓Q值五個指標作為構建KZ指數的關鍵財務指標，具體步驟如下：(1)按照以上五個指標的中位數進行分組，低于中位數賦值為1，否則取0，構建五個虛擬變量；(2)計算KZ指數，其數值等于以上五個虛擬變量之和；(3)進行排序邏輯回歸，將KZ指數作為因變量，上述五個指標作為自變量，得到各個變量的估計系數；(4)運用上述估計系數，計算每一家上市公司的KZ指數。KZ指數是正指標，即當KZ指數越大時，企業(yè)融資約束越高，反之亦然。為了提高研究結論的可靠性，本文借鑒Hadlock和Pierce[31]的研究方法，使用SA指數絕對值的自然對數作為企業(yè)融資約束的替代變量以進行穩(wěn)健性檢驗。

2.環(huán)境管理體系認證(EMSC)。借鑒張兆國等[10]、Bu等[13]的研究方法，本文使用企業(yè)是否進行環(huán)境管理體系認證這一虛擬變量來衡量環(huán)境管理體系認證。當認定企業(yè)當年是否進行環(huán)境管理體系認證時，本文考慮該年企業(yè)環(huán)境管理體系認證的有效時間。具體來說：當一年中企業(yè)環(huán)境管理體系認證的有效時間大于等于6個月時，認定企業(yè)當年進行環(huán)境管理體系認證；當一年中企業(yè)環(huán)境管理體系認證的有效時間小于6個月時，認定企業(yè)當年沒有進行環(huán)境管理體系認證。

3.控制變量(CVs)。借鑒Sufi[22]、姜付秀等[32]、潘越等[33]等學者的相關研究，本文控制以下變量：企業(yè)規(guī)模(SIZE)，即資產總額的自然對數；資產負債率(LEV)，即負債總額占資產總額的比例；資產報酬率(ROA)，即凈利潤占資產總額的比例；企業(yè)成長性(GROWTH)，即營業(yè)收入增加額占上期營業(yè)收入的比例；企業(yè)年齡(AGE)，即當年年份與成立年分之差的自然對數；產權性質(SOE)，若企業(yè)產權性質為國有時取1，否則取0；董事會規(guī)模(DBOARD)，即董事會人數的自然對數；監(jiān)事會規(guī)模(SBOARD)，即監(jiān)事會人數的自然對數；獨立董事比例(ID)，即獨立董事人數占董事會人數的比例；兩職合一(DUAL)，即當董事長和總經理為同一人時取1，否則取0。此外，本文還控制了年度效應(Year FE)和行業(yè)效應(Industry FE)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果

(三)描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)融資約束(FC)的平均值為0.690，中位數為0.972，最小值為-5.337，最大值為5.143，標準差為1.886，可見企業(yè)融資約束波動幅度較大，且存在明顯的個體差異性。環(huán)境管理體系認證(EMSC)的平均值為0.425，可見環(huán)境管理體系認證的企業(yè)占比約為42.5%，這一比例與美國、英國、德國、日本等發(fā)達國家還存在明顯的差距，仍有待進一步提升。產權性質(SOE)的平均值為0.511，可見國有企業(yè)占比約為51.1%，國有企業(yè)與民營企業(yè)的樣本數量大致相同。其他變量的描述性統(tǒng)計結果均在合理范圍內，不再贅述。

表2 核心變量的單變量檢驗結果

注：***代表在1%的水平上顯著；平均值差異性檢驗方法為t檢驗，統(tǒng)計量為t值，中位數差異性檢驗方法為Nonparametric equality-of-medians test，統(tǒng)計量為Chi2值。

四、實證結果與分析

(一)單變量分析

表2報告了核心變量的單變量檢驗結果。對于平均值的差異性檢驗來說，環(huán)境管理體系認證組(EMSC=1)的企業(yè)融資約束平均值為0.539，環(huán)境管理體系未認證組(EMSC=0)的企業(yè)融資約束平均值為0.802，環(huán)境管理體系認證組的企業(yè)融資約束平均值比環(huán)境管理體系未認證組低0.263，且在1%的水平上顯著。對于中位數的差異性檢驗來說，環(huán)境管理體系認證組(EMSC=1)的企業(yè)融資約束中位數為0.804，環(huán)境管理體系未認證組(EMSC=0)的企業(yè)融資約束中位數為1.069，環(huán)境管理體系認證組的企業(yè)融資約束中位數比環(huán)境管理體系未認證組低0.265，且在1%的水平上顯著。結果表明，無論是平均值還是中位數，環(huán)境管理體系認證組的企業(yè)融資約束均顯著地低于環(huán)境管理體系未認證組，初步印證了本文研究假設H1。

表3 核心變量的Pearson相關系數

注：***代表在1%的水平上顯著。

(二)相關性分析

表3報告了核心變量的Pearson相關系數。環(huán)境管理體系認證(EMSC)與企業(yè)融資約束(FC)之間的Pearson相關系數為-0.069，且在1%的水平上顯著。結果表明，環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束顯著負相關，換言之，當企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證時，企業(yè)融資約束會隨之降低，進一步印證了本文研究假設H1。

(三)多元回歸分析

表4報告了環(huán)境管理體系認證影響企業(yè)融資約束的基準回歸結果。在僅控制企業(yè)基本特征的情況下，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.151，且在1%的水平上顯著；在控制現有變量的情況下，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.147，且在1%的水平上顯著。結果表明，環(huán)境管理體系認證有助于緩解企業(yè)融資約束，換言之，與環(huán)境管理體系未認證的企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認證的企業(yè)融資約束更低。因此，本文研究假設H1得到證明。

(四)動態(tài)效應分析

上文研究發(fā)現，環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束，但這種緩解作用是否具有持續(xù)性呢？為此，本文進一步分析環(huán)境管理體系認證影響企業(yè)融資約束的動態(tài)效應。由于單次環(huán)境管理體系認證的有效期往往為三年，因此本文將企業(yè)融資約束的當期(FCt)、下一期(FCt+1)、下兩期(FCt+2)作為被解釋變量，環(huán)境管理體系認證的當期作為解釋變量，進行多元回歸分析。

表5報告了環(huán)境管理體系認證影響企業(yè)融資約束動態(tài)效應的回歸結果。對于當期企業(yè)融資約束(FCt)來說，環(huán)境管理體系認證(EMSC)的回歸系數為-0.147，且在1%的水平上顯著(如表4所示)；對于下一期企業(yè)融資約束(FCt+1)來說，環(huán)境管理體系認證(EMSC)的回歸系數為-0.176，且在1%的水平上顯著；對于下兩期企業(yè)融資約束(FCt+2)來說，環(huán)境管理體系認證(EMSC)的回歸系數為-0.196，且在1%的水平上顯著。結果表明，隨著時間的推移，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的緩解作用是逐漸提升的。

表4 基準回歸結果

注:*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內為t值，t值計算使用公司層面聚類的穩(wěn)健標準誤，下同。

表5 動態(tài)效應的回歸結果

表6 產權性質的回歸結果

(五)產權性質分析

表6報告了產權性質的回歸結果。交互項的結果顯示，環(huán)境管理體系認證與產權性質交互項(EMSC×SOE)的回歸系數為0.209，且在5%的水平上顯著，說明產權性質負向調節(jié)環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束之間的負向關系，即與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束。分組回歸的結果顯示，在國有企業(yè)的樣本中，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.071，未通過顯著性檢驗；在民營企業(yè)的樣本中，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.216，在1%的水平上顯著；組間系數差異為-0.145(民營企業(yè)組—國有企業(yè)組)，且在5%的水平上顯著(P值=0.017)。上述結果表明，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的緩解作用存在明顯的產權性質差異，換言之，與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束。因此，本文研究假設H2得到證明。

(六)穩(wěn)健性檢驗

第一，工具變量法。為了緩解遺漏變量可能導致的內生性問題，本文使用工具變量法，選取環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值(EMSCMean)作為環(huán)境管理體系認證的工具變量，進行兩階段最小二乘回歸。一方面，環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值與環(huán)境管理體系認證密切相關，滿足相關性假設。環(huán)境管理體系認證存在行業(yè)同群效應，即當同行業(yè)眾多企業(yè)紛紛進行環(huán)境管理體系認證時，企業(yè)也會模仿和學習同行業(yè)企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證。另一方面，環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值與隨機擾動項不相關，滿足外生性假設。環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值僅能通過企業(yè)環(huán)境管理體系認證路徑影響企業(yè)融資約束，而不能通過其他路徑影響企業(yè)融資約束。理論上，環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值是一個合理的工具變量。表7的列(1)和列(2)報告了工具變量法的回歸結果。第一階段的回歸結果顯示，環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值(EMSCMean)對環(huán)境管理體系認證(EMSC)的回歸系數顯著為正(OLS回歸)，說明環(huán)境管理體系認證存在行業(yè)同群效應。第二階段的回歸結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.431，且在5%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束?？梢?，使用工具變量法后，研究結論依然成立。

第二，Heckman兩階段回歸法。為了緩解自我選擇可能導致的內生性問題，本文使用Heckman兩階段回歸法，具體步驟如下：(1)將環(huán)境管理體系認證作為因變量，現有控制變量作為自變量，引入外生的環(huán)境管理體系認證行業(yè)均值變量，進行Probit回歸，計算逆米爾斯比率(IMR)；(2)將逆米爾斯比率(IMR)引入現有的實證模型(1)，重新進行多元回歸。表7的列(3)和列(4)報告了Heckman兩階段回歸法的回歸結果。第一階段的回歸結果顯示，環(huán)境管理體系認證的行業(yè)均值對環(huán)境管理體系認證的回歸系數顯著為正(Probit回歸)，說明環(huán)境管理體系認證存在行業(yè)同群效應。第二階段的回歸結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.133，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束；逆米爾斯比率(IMR)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為0.114，未通過顯著性檢驗，說明自我選擇導致的內生性問題并不嚴重。可見，使用Heckman兩階段回歸法后，研究結論依然成立。

表7 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

第三，雙重差分法。為了緩解內生性問題，本文使用多期雙重差分法，以企業(yè)首次進行環(huán)境管理體系認證作為標志，構建分組虛擬變量和時間虛擬變量的交互項(Du×Dt)，變量含義如下：當企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證且時間屬于企業(yè)首次進行環(huán)境管理體系認證的當年及之后年份時，賦值為1，否則賦值為0。表7的列(5)報告了雙重差分法的回歸結果。分組虛擬變量和時間虛擬變量交互項(Du×Dt)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.176，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束?？梢?，使用雙重差分法后，研究結論依然成立。

第四，傾向得分匹配法。為了緩解樣本選擇偏差可能導致的內生性問題，本文使用傾向得分匹配法，匹配方法為最近鄰匹配，匹配比例為一比一，匹配變量為現有控制變量。經過傾向得分匹配后，實驗組和控制組在現有控制變量上不存在明顯的差異。表7的列(6)報告了傾向得分匹配法的回歸結果。環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.139，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。可見，使用傾向得分匹配法后，研究結論依然成立。

第五，安慰劑檢驗。為了驗證實證結果的可靠性，本文進一步使用安慰劑檢驗方法。具體步驟如下：(1)隨機分配實驗組和控制組，保持實驗組的樣本數量不變，進行多元回歸分析；(2)重復上述步驟500次，觀察環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的回歸系數t值變化。如果環(huán)境管理體系認證的t值概率密度符合正態(tài)分布，通過顯著性檢驗的概率為小概率事件，則說明研究結論是可靠的。經統(tǒng)計，環(huán)境管理體系認證變量t值的平均值為-0.019，中位數為-0.013，最小值為-2.590，最大值為2.964，標準差為1.003，可見環(huán)境管理體系認證變量t值近似符合正態(tài)分布假設。同時，環(huán)境管理體系認證的回歸系數在10%的水平上通過顯著性檢驗的次數為32次，占比為6.40%，為小概率事件，側面反映出研究結論的可靠性?？梢?，使用安慰劑檢驗后，研究結論依然成立。

第六，更換變量。為了克服變量衡量偏差對實證結果的影響，本文借鑒Hadlock和Pierce[31]的研究方法，使用SA指數絕對值的自然對數(FC_robust)作為企業(yè)融資約束的替代變量以進行穩(wěn)健性檢驗。表7的列(7)報告了更換變量衡量方法的回歸結果。環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC_robust)的回歸系數為-0.008，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束?？梢?，更換變量后，研究結論依然成立。

五、影響機制分析

正如理論分析所述，環(huán)境管理體系認證能夠通過治理效應和信息效應來緩解企業(yè)融資約束。其中，治理效應是指環(huán)境管理體系認證可以作為一種“環(huán)境治理工具”，通過引進先進的環(huán)境管理方法和發(fā)揮認證機構的監(jiān)督作用來督促企業(yè)提升環(huán)境績效，降低企業(yè)環(huán)境風險，從而緩解企業(yè)融資約束；信息效應是指環(huán)境管理體系認證能夠作為一種“信息傳遞工具”，通過向外界傳遞企業(yè)環(huán)境責任履行較好和企業(yè)盈余信息質量較高的積極信號來提高企業(yè)信息透明度，降低投資不確定性，從而緩解企業(yè)融資約束。因此，本文進一步驗證環(huán)境管理體系認證是否能夠通過治理效應和信息效應來緩解企業(yè)融資約束。

為了檢驗治理效應和信息效應是否成立，本文借鑒Baron和Kenny[34]的中介檢驗方法，在模型(1)的基礎上，構建模型(3)和模型(4)進行分析。若同時滿足模型(1)中環(huán)境管理體系認證的回歸系數顯著、模型(3)中環(huán)境管理體系認證的回歸系數顯著、模型(4)中中介變量的回歸系數顯著，則說明中介效應成立。若模型(4)中環(huán)境管理體系認證的回歸系數依然顯著，則為部分中介效應，否則為完全中介效應。

MVi,t=α0+α1EMSCi,t+∑CVsi,t+μYear+μIndustry+εi,t

(3)

FCi,t=α0+α1EMSCi,t+α2MVi,t+∑CVsi,t+μYear+μIndustry+εi,t

(4)

表8 治理效應的回歸結果

注：由于環(huán)境稅數據不屬于強制性披露數據，因而治理效應的研究樣本存在一定的缺失。

其中，MV為中介變量。本文中介變量為企業(yè)環(huán)境績效和企業(yè)信息透明度。企業(yè)環(huán)境績效(EP)的衡量借鑒張兆國等[10]、于連超等[27]等學者的研究方法，使用萬元單位營業(yè)收入環(huán)境稅額作為企業(yè)環(huán)境績效的代理指標，此指標為逆指標，當萬元單位營業(yè)收入環(huán)境稅額越大時，說明企業(yè)環(huán)境績效越差。企業(yè)信息透明度包括環(huán)境信息透明度(EnvInf)和盈余信息透明度(EarInf)，環(huán)境信息透明度的衡量借鑒畢茜等[19]的研究方法，構建環(huán)境信息披露綜合評價體系，計算環(huán)境信息披露水平，此指標為正指標，當環(huán)境信息披露水平越高時，企業(yè)環(huán)境信息透明度越高；盈余信息透明度的衡量借鑒陳德球和陳運森[35]、黃俊威和龔光明[36]等學者的研究方法，使用修正Jones模型計算的可操縱性應計盈余絕對值作為企業(yè)盈余信息透明度的代理指標，此指標為逆指標，當可操縱性應計盈余絕對值越大時，說明企業(yè)盈余信息透明度越低。

第一，治理效應。表8匯報了治理效應的回歸結果。模型(1)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.185，通過顯著性檢驗，可見環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)環(huán)境績效(EP)的回歸系數為-0.322，通過顯著性檢驗，可見環(huán)境管理體系認證能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效。模型(4)的結果顯示，環(huán)境績效(EP)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為0.089，通過顯著性檢驗，可見環(huán)境績效能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(4)的結果還顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數依然顯著為負，表明環(huán)境績效在環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束之間關系中發(fā)揮著部分中介效應，即環(huán)境管理體系認證能夠通過提升企業(yè)環(huán)境績效來緩解企業(yè)融資約束?？梢姡卫硇玫阶C明，即環(huán)境管理體系認證能夠通過發(fā)揮治理效應來緩解企業(yè)融資約束。

表9 信息效應的回歸結果

注：由于2008年以前企業(yè)環(huán)境信息披露的數據較少，因而環(huán)境信息效應的樣本期間為2008—2019年。

第二，信息效應。表9匯報了信息效應的回歸結果，其中列(1)至列(3)匯報了環(huán)境信息效應的回歸結果，列(4)至列(6)匯報了盈余信息效應的回歸結果。對于環(huán)境信息效應來說，模型(1)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.155，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)環(huán)境信息透明度(EnvInf)的回歸系數為2.228，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著提高企業(yè)環(huán)境信息透明度。模型(4)的結果顯示，環(huán)境信息透明度(EnvInf)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.004，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境信息透明度能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(4)的結果還顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數依然顯著為負，表明環(huán)境信息透明度在環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束之間關系中發(fā)揮著部分中介效應，即環(huán)境管理體系認證能夠通過提高企業(yè)環(huán)境信息透明度來緩解企業(yè)融資約束。

對于盈余信息效應來說，模型(1)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為-0.147，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結果顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)盈余信息透明度(EarInf)的回歸系數為-0.021，通過顯著性檢驗，說明環(huán)境管理體系認證能夠顯著提高企業(yè)盈余信息透明度。模型(4)的結果顯示，盈余信息透明度(EarInf)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為0.692，通過顯著性檢驗，說明盈余信息透明度能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(4)的結果還顯示，環(huán)境管理體系認證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數依然顯著為負，表明盈余信息透明度在環(huán)境管理體系認證與企業(yè)融資約束之間關系中發(fā)揮著部分中介效應，即環(huán)境管理體系認證能夠通過提高企業(yè)盈余信息透明度來緩解企業(yè)融資約束。可見，信息效應得到證明，即環(huán)境管理體系認證能夠通過發(fā)揮信息效應來緩解企業(yè)融資約束。

六、結論性評述

環(huán)境管理體系認證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，不僅會產生環(huán)境效應，還會產生經濟效應。本文以企業(yè)融資約束為研究視角，手工整理2007—2019年中國滬深兩市A股重污染企業(yè)的環(huán)境管理體系認證數據，探討了環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的影響。本文主要研究結論如下：第一，環(huán)境管理體系認證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束，這一研究結論經過工具變量法、Heckman兩階段回歸法、雙重差分法、傾向得分匹配法、安慰劑檢驗、更換變量等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立；第二，隨著時間的推移，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的緩解作用是不斷提升的，可見隨著環(huán)境管理體系認證時間的不斷延長，企業(yè)融資約束能夠得到有效緩解；第三，環(huán)境管理體系認證對企業(yè)融資約束的緩解作用存在產權性質的差異，換言之，與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束；第四，環(huán)境管理體系認證能夠通過提升企業(yè)環(huán)境績效和提高企業(yè)信息透明度來緩解企業(yè)融資約束，可見環(huán)境管理體系認證既可以作為一種“環(huán)境治理工具”來提升企業(yè)環(huán)境績效，又可以作為一種“信息傳遞工具”來提高企業(yè)信息透明度，從而緩解企業(yè)融資約束。

本文研究結論為我國完善環(huán)境管理體系認證制度以推進經濟高質量發(fā)展提供了有益的啟示。完善環(huán)境管理體系認證制度，需要依靠政府、行業(yè)、企業(yè)三方有機協(xié)作。對于政府層面來說，一方面，政府部門應當根據不同行業(yè)的特點制定更具針對性的環(huán)境管理體系標準。目前我國實施的環(huán)境管理體系認證沒有考慮到不同行業(yè)的異質性，而不同行業(yè)的環(huán)境管理體系存在一定的特性，例如重污染行業(yè)與非重污染行業(yè)，因而需要細化不同行業(yè)的環(huán)境管理體系認證標準，更好地提升企業(yè)環(huán)境績效，緩解企業(yè)融資約束，促進實體經濟的高質量發(fā)展。另一方面，政府部門應當出臺財稅政策以鼓勵企業(yè)進行環(huán)境管理體系認證，可以將環(huán)境管理體系認證作為企業(yè)獲取政府補助、稅收優(yōu)惠等資源的重要參考標準，優(yōu)先將資源分配給環(huán)境管理體系認證企業(yè)，緩解企業(yè)融資約束，提高資源配置效率，促進實體經濟的高質量發(fā)展。對于行業(yè)層面來說，一方面，行業(yè)協(xié)會應當引導企業(yè)積極地參與環(huán)境管理體系認證，優(yōu)先支持進行環(huán)境管理體系認證的企業(yè)發(fā)展，釋放環(huán)境管理體系認證的行業(yè)信號，形成環(huán)境管理體系認證的行業(yè)同群效應，提高行業(yè)層面的資源配置效率，促進整個行業(yè)的高質量發(fā)展；另一方面，行業(yè)協(xié)會應當根據本行業(yè)的特點積極地探索其他自愿參與型環(huán)境規(guī)制，與命令控制型環(huán)境規(guī)制、市場激勵型環(huán)境規(guī)制形成互補效應，促進整個行業(yè)的高質量發(fā)展。對于企業(yè)層面來說，一方面，企業(yè)自身應當主動地進行環(huán)境管理體系認證，充分發(fā)揮環(huán)境管理體系認證的環(huán)境治理作用和信息傳遞作用，提升環(huán)境績效以降低環(huán)境風險，提高信息透明度以降低投資不確定性，獲得更多的外部資源，緩解融資約束，促進個體層面的高質量發(fā)展；另一方面，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)更應當主動地參與環(huán)境管理體系認證，彌補產權性質所帶來的政治關聯(lián)和資源稟賦劣勢，尋求更多的外部資源，優(yōu)化資源配置。

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