企業環境管理體系認證的傳染效應及動機

翟華云,張 瑞(中南民族大學 管理學院, 湖北 武漢 430073)

習近平總書記“綠水青山就是金山銀山”的 “兩山”理念，其科學蘊含是強調“生態價值和經濟價值”協調發展，核心要義是企業自我約束，達到生態和經濟的協調統一。在以往環境規制研究中，對純粹的政府規制工具很關注，但自愿型環境規制研究較少。自愿型環境規制核心理念是為企業創造激勵，以促進企業自發地提供環境公共物品，并允許企業根據自身情況制定適合自己的環境標準。目前，我國執政理念由管理向治理轉變，實現環境治理體系現代化，自愿型環境規制工具是實現環境治理體系建設必不可少的部分，是純粹政府規制工具的有效補充。在實踐中，企業環境管理體系認證(ISO14001)則是國際標準化組織制定的自愿型環境規制工具。截止到2018年年底，我國企業獲得國際環境管理體系認證的數量為136715家，居于世界第一位。

有學者認為企業環境管理體系認證提高了環境績效[1]，而另有學者認為企業環境管理體系認證并未提高其環境績效[2]。那么，同行業之間的企業國際環境管理體系認證到底會不會傳染？在同行業進行國際環境管理體系認證氛圍較高或缺失的情況下，企業進行國際環境管理體系認證是“順應潮流”(跟風)，還是“獲取資源”(投機取巧)？Berliner和 Prakash認為：企業有動機通過參與自愿環境規制項目向利益相關者傳遞“環境友好”的信號，從而獲得資金、出口等相關資源[3]。對于市場化程度較差、融資約束較嚴重地區的企業，是傾向于“投機取巧”進行環境管理體系認證獲取資金支持，還是跟風“順應潮流”？ 如果是跟風進行環境管理體系認證，同行企業是“心甘情愿”進行國際環境管理體系認證，還是在制度壓力下進行的國際環境管理體系認證(被迫)？制度因素在企業環境管理體系認證傳染效應中發揮什么樣的作用？可見，研究企業環境管理體系認證的動機就顯得尤為重要。

本文以2004年ISO國際標準化組織對ISO14001環境管理體系認證標準進行修訂為契機，用2005-2018年滬深兩市A股上市公司為樣本，檢驗我國上市公司環境管理體系認證是否具有行業傳染效應，在不同市場化程度和融資約束地區，同行進行環境管理體系認證是否具有差異性，以及制度因素在同行環境管理體系認證傳染中的作用機理，以此檢驗我國公司進行國際環境管理體系認證是“順應潮流”(跟風)，還是“投機取巧”？是“心甘情愿”，還是“迫不得已”？

一、文獻與假設

(一)文獻綜述

現有文獻中，對企業自愿型環境規制的研究主要集中在影響因素和經濟后果兩個方面。在經濟后果研究方面，有學者認為，自愿型環境規制是有效的，自愿型環境規制工具用來激勵工業化國家超標合規，對于發展中國家來講，是政府強制性規制的有效補充，促進企業遵守環境法律規定[4]。Blackman認為，自愿型環境規制能顯著提升環境績效，促進企業減排和資源的減量化使用[5]，任勝鋼等運用中國企業 ISO14001 采用情況，發現企業采用環境管理體系認證可以促進綠色創新行為，中國規模以上工業企業更容易通過信息擴散和核查帶來的差異化威懾機制提高水污染防治技術方面的專利申請[6]；Lim和Prakash檢驗各國企業實施環境管理體系認證對創新的影響，發現企業采取環境管理體系認證提高了其創新水平[7]；龍小寧和萬威研究發現，自愿型環境規制工具可以提高企業利潤[8]。

在企業采用自愿型環境規制工具的影響因素方面，Blackman 和Guerrero發現墨西哥國家企業受處罰是其采用環境管理體系認證的重要影響因素[4]；Darnall等研究發現向社會傳遞“環境友好”信號是企業采取自愿型環境規制工具的主要市場和社會動力[9]；在內部動力方面，楊東寧和周長輝發現組織能力、管理層、組織獲取資源的能力等方面都是企業采用自愿型環境規制的內部動力[10]，Darnall也發現了相似的動因[9]；潘翻番等還發現提高企業聲譽和消費者認同也是其采取自愿型環境規制工具的內部動力[11]。

由此可見，目前相關研究主要集中在自愿型環境規制的經濟后果和影響因素方面。那么，目前中國大量企業采用國際環境體系認證是因為行業傳染而導致的嗎？傳染的途徑是什么？企業進行國際環境管理體系認證是“順應潮流”(跟風)，還是“投機取巧”(獲取資源)？如果是跟風，同行企業是“心甘情愿”，還是被迫而為之？制度因素在企業環境管理體系認證傳染效應中發揮什么樣的作用？這些都值得探究。

(二)研究假設

動態競爭理論認為：企業作為一類競爭性組織，其行為與同行業其他企業之間存在著互動關系，同行業其他企業行為有可能改變自己的行為[12]；Brown等研究發現，由于社會網絡關系，企業的避稅行為也會趨于一致[13]；鐘田麗和張天宇發現，企業的資本結構決策也會趨于相同[14]；劉柏和盧家銳認為，中國企業社會責任履行具有傳染效應[15]，上述企業間互動行為主要依賴于關系網絡進行，包括董事會關系網絡、社會關系網絡、風險投資網絡等方面，同一行業企業間也會形成關系網絡，這種關系網絡會使同行業間企業行為具有模仿性、同形性[16]。當企業采用國際環境體系認證的風險不確定時，就有可能模仿同行業內其他企業的行為決策，同行業企業之間的行為就表現出同行和模仿性，也就是“傳染效應”，這種“傳染效應”通過行業間的關系網絡實現，同行業間信息傳遞通過企業披露的環境信息，當一家企業披露了采用國際環境體系認證信息時，其他企業也會根據該信息選擇自己是否進行決策。在收益和成本(凈收益)不確定情況下，根據中國傳統的 “中庸”思想，其他企業可能會選擇采用國際環境體系認證。依照委托代理理論，信息透明度可以有效緩解企業內外部信息不對稱情況，國際環境體系認證作為一種環境信息，可以向外界傳遞企業良好聲譽。企業采用國際環境體系認證向利益相關者傳遞了其良好形象，其他企業也會受此類行為的影響，在該行業大部分企業都采用國際環境體系認證時，其他企業也會選擇“跟風”方式采用國際環境體系認證。

因此，從動態競爭理論和委托代理理論可以看出，如果一個行業內其他企業采用了國際環境體系認證，將會影響該行業企業采用國際環境體系認證，即企業采用國際環境體系認證行為體現出“跟風”現象。由此，提出如下假設：同行業企業國際環境體系認證行為具有“傳染”效應。所在行業企業采用國際環境體系認證的數量越多，下一期同行業企業首次采用國際環境體系認證的概率就越大。

二、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

以2005-2018年滬深兩市A股上市公司為研究樣本。之所以始自2005年，是因為2004年ISO國際標準化組織對ISO14001環境管理體系認證標準進行了修訂；根據公司數據及認證數據的可獲得性，樣本時間截至2018年。此外，還剔除了以下數據：一是主要變量缺失的樣本；二是ST、PT類公司；三是金融保險行業。為降低極端值的影響，對所有連續變量在前后1%的水平上進行了winsorize縮尾處理。最終構建了觀測值為17011的面板數據。

在本文中，上市公司首次環境管理體系認證數據通過手工收集于國家認證認可監督管理委員會網站、企業官網、企業年報；地區貿易總額、生產總值數據來自于《中國統計年鑒》；樣本公司的其他財務信息均來自于CSMAR數據庫。

(二)模型構建

對企業首次環境管理體系認證的溢出效應的基本假設進行檢驗，用以下模型：

(1)

式(1)中，Iso為首次認證比，β0為常數項，β1為解釋變量首次認證總數的回歸系數，用來分析首次環境管理體系認證是否具有行業間的傳染效應以及傳染效應的方向；各個控制變量以Control代表，βi表示其對應的控制變量的回歸系數。ε為隨機擾動項。如果β1顯著為正，說明具有正向傳染效應；如果β1顯著為負，說明傳染效應為負；如果β1系數不顯著，說明環境管理體系認證在行業間不存在傳染效應。

(三)變量定義

1.被解釋變量，“環境認證比”(Iso)。首次環境管理體系認證行為的傳染效應表現為：某行業t期企業的認證行為受t-1期該行業認證數量的影響，因此本文以樣本企業的注冊時間為基礎，計算同一行業t年進行首次環境體系管理認證的企業數對前一期未進行環境體系管理認證的總企業數的占比作為被解釋變量，計算公式為：

(2)

其中，Iso(j,t)是j行業t年的首次認證比，Rznu(j,t)為j行業t年進行首次環境管理體系認證的企業總數，S(j,t)表示j行業t年已注冊的企業總數，∑Rznu(j,t-1)為j行業截止到t-1期的累計認證企業總數。Iso(j,t)的值越大，說明j行業企業在t年進行首次認證的概率更大。

2.解釋變量，“首次認證數”(Rznu)。將樣本企業環境管理體系認證成功時間精確到年份，然而也可能存在企業上年開始認證申請下年才審批成功的情況，因此采取t-1期首次通過環境管理體系認證的企業數量作為解釋變量。

3.控制變量。參照楊東寧[10]和張兆國[1]的研究，在公司層面選取公司規模(Size)、盈利狀況(Roa)、賬面市值比(Bm)和兩權分離率(Sep)作為控制變量；此外，選取貿易開放度(Opdegree)為地區層面控制變量，貿易往來增加了國家間的聯系，環境規制工具選擇必然有溢出，因此將其納入控制變量。

表1 變量定義

三、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2為所有變量的描述性統計結果。為防止量綱不同帶來的影響，對各變量進行了標準化處理。結果顯示：首次認證比和首次認證總數的平均值為0.08和0.23，表明進行首次環境管理體系認證的企業數較少；結合中值和平均值來看，首次認證比和首次認證總數分布呈現右偏狀態，在樣本中，體量也呈現右偏分布，說明樣本數據的右偏分布狀態是由行業體量差異造成的。

表2 描述性統計

(二)首次認證行為的傳染效應

采用固定效應模型對模型(1)進行回歸分析，檢驗首次進行環境管理體系認證的企業數量對下一年該行業其他企業認證行為的傳染效應。表3中列(1)-(2)是回歸后的結果，其中，第(1)列未考慮控制變量，第(2)列加入控制變量?？梢园l現，不論回歸模型中是否加入控制變量，首次認證總數的系數都顯著為正，說明某行業有首次認證的企業數量越多，下一年該行業進行首次認證的企業數量也會增加，認證行為存在正向傳染效應，驗證了假設。此外，以截至t-1期的首次認證企業累計總數(Rzn)代替t-1期的首次認證數進行穩定性檢驗，結果如(3)-(4)列所示，首次認證累計總數的回歸系數為顯著為正，與前文結果一致。

表3 環境管理體系認證傳染效應的回歸結果

(三)穩健性檢驗

為了驗證模型(1)的回歸結果，進一步對模型進行了穩健性測試，結果見表 4。

1.替換變量。替換被解釋變量的計算辦法。在前文中，被解釋變量“環境認證比”的計算以注冊企業為樣本進行篩選計算，為檢驗回歸結果的穩健性，現以樣本企業的上市時間作為計算基礎，重新計算首次認證比，解釋變量和控制變量不變，采用固定效應模型進行回歸，結果如表 4中列(1)-(2)所示。首次認證總數的回歸系數仍然在1%水平上顯著為正，說明企業的首次認證行為具有傳染效應，即企業的首次認證行為能夠在第二年增加其他企業進行認證的概率，與前文結論相同，也說明本文的回歸結論具有穩健性。

2.縮小樣本。剔除2015年及以后樣本數據。2015年ISO國際標準化組織對環境管理體系認證標準進行了修訂，為避免認證標準改變給企業認證動機帶來的影響，對2015年及以后的樣本進行了剔除，回歸結果如表4列(3)-(4)，首次認證總數與首次認證比的回歸系數仍為正數，并且在1%的水平上顯著，與前文結果一致。

表4 穩健性檢驗回歸分析結果

3.更換模型。模型更換為Tobit模型?？紤]到存在行業在某年沒有進行首次認證的企業，即該行業該年的首次認證比為0，進而數據存在一定左歸并問題。將雙向固定模型更換為Tobit模型，進行回歸檢驗，結果如列(5)-(6)所示，首次認證總數與首次認證比的系數仍顯著為正，與前文結果相同。

(四)企業環境管理體系認證動機：“跟風”，還是“投機”

前文中已經證明企業的首次環境管理體系認證在同行業間具有傳染效應，那么，未進行過認證的企業究竟是因為環境管理體系認證有利可圖而進行首次認證，還是僅僅順應潮流跟風認證呢？一方面，環境管理體系認證作為企業承擔社會責任的一種表現，向利益相關者傳遞綠色環保信號，從而獲得資金或其他資源。另一方面，目前對于環境管理體系認證是否能給企業帶來績效方面的提升尚有爭議，認證帶來的短期內績效的改變是否能持久也存在著不確定性，短期內對認證產生的投資成本和能夠得到的收益進行權衡也因此更加復雜?？梢哉f，企業進行首次環境認證是一種風險行為。若企業認為能夠在首次環境管理體系認證中得到某些方面的資源，那么相較于融資約束水平低和所在地市場化程度高的企業，融資約束水平高或者所在地市場化程度低的企業會更傾向于進行首次認證，以期獲得有利于企業發展的資源；若首次認證是企業的一種跟風行為，那么融資約束水平低或者所在地市場化程度高的企業會因為其資金活動較為自由，承擔風險的能力相對較大，進而比融資約束水平高或者所在地市場化程度低的企業受行業內認證行為的影響更大。

因此，再以融資約束水平和市場化水平的高低為標準，對樣本企業進行了分組回歸，進一步探討企業為什么會接受同行業首次認證行為的“傳染”。

融資約束水平參照鞠曉生的做法，以SA指數計算公式：-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age，對樣本企業每個觀測年度的SA指數進行計算[17]。SA指數絕對值越大，企業受到的融資約束越嚴重。本文以每年各行業的SA均值為依據進行分組，樣本企業SA指數高于行業均值為強融資約束程度，否則為弱融資約束程度。市場化程度采用樊綱等編制的《中國分省份市場化指數報告》中的市場化指數進行衡量，假設企業的注冊地即為企業所在地。由于樊綱等學者在2010年前后對市場化水平的衡量指標進行了修改，2008和2009年有修改前和修改后兩種方法測量的市場化指數，故筆者分別采用2005-2009年為同一衡量指標、2010-2018年為同一衡量指標和對當年的市場化水平進行測度，尚未公布的2017與2018年數據以2016年數值代替。市場化指數越大，說明企業注冊地的市場化水平越高。當樣本企業注冊地的市場化水平高于全國均值時即為高市場化水平組，否則為低市場化水平組。

表5為分組考察“傳染效應”是“跟風”還是“投機”的結果。在融資約束程度組，弱融資約束程度和強融資約束程度首次認證總數對首次認證比的回歸系數分別為0.022和0.036，融資約束水平弱的樣本組在1%水平上顯著，融資約束程度強的組不顯著；由此表明，融資約束水平弱的企業受行業傳染效應更加明顯，表明企業首次環境管理體系認證行為是一種跟風行為。在市場化水平組，低市場化水平和高市場化水平首次認證總數的回歸系數分別為0.032和0.058，市場化水平低的組不顯著，市場化水平高的組在1%的顯著水平上顯著為正，注冊地市場化水平高的企業受到行業的傳染效應更大，同樣說明企業的首次認證并非出于投機，而是一種跟風行為。

表5 進一步分析回歸結果

(五)跟風進行的首次認證：“主動”，還是“被迫”？

根據前文分析，我們認為，企業的首次環境管理體系認證是一種跟風行為，那么，這種跟風行為是企業心甘情愿的自主選擇，還是在某種壓力下不得已而為之？基于此，以制度理論中制度同形的三類機制：強制同形、模仿同形和規范同形，分析企業首次環境管理體系認證的動因[17]。為研究強制同形、模仿同形和規范同形在企業從“未進行環境管理體系認證”到“已通過環境管理體系認證”的狀態變化中所起的作用，選取了半參數模型——cox比例風險模型，以風險函數f(t)作為被解釋變量，以強制同形(Coercive)、模仿同形(Rank3)和規范同形(Nomative)為解釋變量，以企業規模(Size)、盈利水平(Roa)、企業性質(Nature)和股權分離率(Sep)為控制變量進行回歸，得到表 6結果。以上變量均通過比例風險假設。

1.強制同形。強制同形來自于企業所在環境中相關組織對其施加的壓力，采用企業注冊地的環境規制水平衡量企業受到的強制同形壓力，環境規制水平參照王勇等構建的公式進行計算[18]，當企業注冊地的環境規制水平高于全國均值時，變量取值為1，表示企業受到的環境規制強，否則視為企業受到的環境規制弱，變量取值為0。在表6列(1)中，政府進行的環境規制給企業帶來的強制同形系數估計值顯著為正，即環境規制水平越高的地區，其企業進行首次環境管理體系認證的概率更大，大約為水平低地區的1.108(e0.103=1.108)倍，表明政府的環境規制會推動企業進行認證。

2.模仿同形。模仿同形來自于當企業不確定某種行為的后果時，可能會對其行業領先者的行為進行模仿，以行業內營業收入前三的企業作為領先者，如果某行業有領先者或全部領先者在上年度進行了首次認證，則變量取值為1，否則為0。此外，還用行業內營業收入前五名重新定義了領先者，以此進行穩健性檢驗。列(2)為檢驗行業領先者帶來的模仿同形，系數估計值均顯著為正，行業內有領先者進行首次環境管理體系認證，行業內企業進行首次認證的概率是沒有領先者進行首次認證企業的4.38倍，說明企業的首次認證行為受領先者的影響較大。以行業前五的領先者認證行為作為模仿同形變量，進行回歸檢驗，得到表6列(3)，仍然顯著。

3.規范同形。規范同形源于社會的監督壓力，用該地區的環境信訪總數衡量公眾對于環境問題的關注而帶來的社會監督的壓力。環境信訪總數為環境污染與生態破壞類、建筑項目類、行業作風類、發明建議類、咨詢類和其他類的來訪人次和來信的總和，當企業注冊地的環境信訪數量大于全國均值時，視為社會監督力度大，其規范同形的變量取值為1，否則為0。表6列(4)表明，由社會監督給企業帶來的規范同形的系數估計值顯著為正，意味著社會監督也能給企業帶來認證壓力，促使企業進行首次認證。

最后，將影響企業認證行為的強制同形、模仿同形和規范同形三個解釋變量進行同一回歸，結果如表6列(5)顯示，各解釋變量的系數估計值增大且仍在1%的水平上顯著為正。替換行業領先者的定義進行穩健性檢驗，結果如表6列(6)所示，仍與前述檢驗結論一致。

表6 cox比例風險模型回歸結果

綜上，從強制同形的角度來看，政府的環境管制能推動企業進行首次環境管理體系認證；可見，制度能夠給企業一種外部壓力，促使其進行首次認證；由模仿同形的結果來看，多數企業的首次認證行為來自對行業領先者的模仿，表明行業領先者的首次認證行為也能給跟隨企業帶來一種行業內的競爭壓力，推進企業進行認證；最后，公眾監督給企業帶來的壓力(規范同形)也促進了企業進行首次環境管理體系認證，意味著公眾監督也能給企業帶來外部壓力，從而進行環境管理體系認證。因此，企業的認證行為并不是主動跟風，而是在制度壓力下的被迫跟風。

四、結論與啟示

以上從自愿型環境規制研究視角出發，就首次環境管理體系認證行為的傳染效應進行了理論分析，以2004-2018年滬深兩市A股上市企業為樣本，驗證了行業內的企業環境管理體系認證具有傳染效應；在進一步討論中，發現認證行為的傳染效應在融資約束程度強和注冊地市場化水平高的企業更明顯，表明企業的認證行為是一種跟風行為；最后從制度壓力的強制同形、模仿同形和規范同形三個方面，通過cox比例風險模型，證明了企業認證是一種被迫跟風行為。

在政府面臨環境治理和經濟發展的雙重壓力下，促進企業積極主動實施綠色可持續發展已成為重中之重?；谘芯拷Y論，能夠得到以下啟示：一是企業進行首次環境管理體系認證不應只為了順應潮流，更需要通過環境管理體系認證改善企業環境管理，提高環境績效，推動全行業綠色發展；二是行業內的領先者要增強社會責任意識，積極參與資源型環境規制建設，帶動行業內綠色發展；三是政府一方面可以進行適當的環境規制，以施壓的方式推進企業進行環境管理體系認證，另一方面，也可以實行補貼等福利政策激勵企業主動進行認證，增強企業進行綠色行為的積極性。