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一、引言

2020年3月3日，中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于構(gòu)建現(xiàn)代環(huán)境治理體系的指導(dǎo)意見》，提出“到2025年，建立健全環(huán)境治理的領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任體系、企業(yè)責(zé)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(shí)各類主體責(zé)任，提高市場主體和公眾參與的積極性，形成導(dǎo)向清晰、決策科學(xué)、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(xiàn)代環(huán)境治理體系的重要組成部分，如何能夠更好地調(diào)動市場主體和公眾參與的積極性是當(dāng)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(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)、行業(yè)協(xié)會等市場主體和公眾的治理作用[1]，實(shí)現(xiàn)環(huán)境保護(hù)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙贏。

環(huán)境管理體系認(rèn)證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注。環(huán)境管理體系認(rèn)證是指由第三方公證機(jī)構(gòu)根據(jù)公開發(fā)布的環(huán)境管理體系標(biāo)準(zhǔn)，對企業(yè)環(huán)境管理體系進(jìn)行評定，評定合格后頒發(fā)環(huán)境管理體系認(rèn)證證書，并進(jìn)行注冊登記的環(huán)境規(guī)制手段[1]。1996年，國際標(biāo)準(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)化為國家標(biāo)準(zhǔn)，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(biāo)準(zhǔn)化組織對《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》進(jìn)行修訂，但實(shí)質(zhì)性內(nèi)容沒有明顯變化。2015年，國際標(biāo)準(zhǔn)化組織再次對《環(huán)境管理體系規(guī)范及使用指南》進(jìn)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(jīng)過若干年的發(fā)展，我國進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證的企業(yè)數(shù)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(dá)國家還存在明顯的差距。

學(xué)者們對環(huán)境管理體系認(rèn)證的研究，可以概括為環(huán)境效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)兩個(gè)方面。學(xué)者們對環(huán)境管理體系認(rèn)證的環(huán)境效應(yīng)，一直存在爭議。一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效[3-6]，另一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)環(huán)境績效的提升作用有限[7-9]。我國經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，環(huán)境管理體系認(rèn)證具有環(huán)境有效性[10]。環(huán)境管理體系認(rèn)證不僅會產(chǎn)生環(huán)境效應(yīng)，還會產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。學(xué)者們重點(diǎn)關(guān)注了環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進(jìn)作用[11-13]?？梢姡F(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)探討了環(huán)境管理體系認(rèn)證的環(huán)境效應(yīng)，對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的探討較為缺乏，僅關(guān)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(rèn)證的經(jīng)濟(jì)有效性，以期為我國完善環(huán)境管理體系認(rèn)證制度以推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和政策啟示。

本文的研究貢獻(xiàn)主要包括以下四個(gè)方面：第一，從企業(yè)融資角度豐富了環(huán)境管理體系認(rèn)證的經(jīng)濟(jì)后果研究?，F(xiàn)有文獻(xiàn)重點(diǎn)探討了環(huán)境管理體系認(rèn)證的環(huán)境效應(yīng)，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)只關(guān)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(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響，豐富了環(huán)境管理體系認(rèn)證的經(jīng)濟(jì)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(guān)系一直是學(xué)者們關(guān)注的重要話題，但現(xiàn)有研究僅關(guān)注了整體層面的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，具體層面的命令控制型環(huán)境規(guī)制、經(jīng)濟(jì)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(rèn)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(yīng)和信息效應(yīng)兩個(gè)方面揭示了環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響機(jī)制。理論上，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過治理效應(yīng)和信息效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。為此，本文考察了以上兩種機(jī)制，發(fā)現(xiàn)環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響機(jī)理。第四，從產(chǎn)權(quán)制度方面探討了環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響異質(zhì)性。在不同的制度環(huán)境下，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響是否存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，揭示了產(chǎn)權(quán)制度背景下環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假設(shè)

與其他類型環(huán)境規(guī)制相比，環(huán)境管理體系認(rèn)證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，具有獨(dú)特的優(yōu)勢。對于政府來說，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠以較低的監(jiān)管成本來實(shí)現(xiàn)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(yù)[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(jī)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(rèn)證主要依靠第三方認(rèn)證機(jī)構(gòu)力量，因而環(huán)境管理體系認(rèn)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(yù)期目標(biāo)是滿足現(xiàn)行的環(huán)境法律法規(guī)，而環(huán)境管理體系認(rèn)證的預(yù)期目標(biāo)不再局限于滿足現(xiàn)行的環(huán)境法律法規(guī)，甚至高于現(xiàn)行環(huán)境法律法規(guī)的要求[1,16]，因此環(huán)境管理體系認(rèn)證的環(huán)境效益更高。對于企業(yè)來說，環(huán)境管理體系認(rèn)證不僅能夠有效地對企業(yè)進(jìn)行環(huán)境監(jiān)督，還可以有效地緩解企業(yè)內(nèi)外信息不對稱。環(huán)境管理體系認(rèn)證在幫助企業(yè)提高自身環(huán)境管理水平的同時(shí)，還可以借助第三方認(rèn)證機(jī)構(gòu)對企業(yè)進(jìn)行環(huán)境監(jiān)督[17]。環(huán)境管理體系認(rèn)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(nèi)外信息不對稱。因此，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過發(fā)揮治理效應(yīng)和信息效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。

第一，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過發(fā)揮治理效應(yīng)來提升企業(yè)環(huán)境績效，從而緩解企業(yè)融資約束?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理體系認(rèn)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(dāng)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證時(shí)，企業(yè)需要滿足環(huán)境管理體系標(biāo)準(zhǔn)[1,10]，例如環(huán)境管理戰(zhàn)略是否符合要求、生產(chǎn)過程是否符合綠色標(biāo)準(zhǔn)、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(dāng)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證后，企業(yè)需要接受認(rèn)證機(jī)構(gòu)的再評估[17]，認(rèn)證機(jī)構(gòu)通過定期檢查、不定期抽查等方式能夠有效發(fā)現(xiàn)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(shí)改正，提高企業(yè)環(huán)境合規(guī)性。當(dāng)企業(yè)環(huán)境合規(guī)性提高時(shí)，企業(yè)環(huán)境績效隨之提升，企業(yè)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)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(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境績效較好的企業(yè)能夠獲得更多的機(jī)構(gòu)投資者投資和債務(wù)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(fēng)險(xiǎn)，從而降低外部投資者的投資風(fēng)險(xiǎn)。因此，環(huán)境管理體系認(rèn)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(fēng)險(xiǎn)，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(rèn)證能夠通過發(fā)揮信息效應(yīng)來提高企業(yè)信息透明度，從而緩解企業(yè)融資約束?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)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(bào)告的附錄、社會責(zé)任報(bào)告或環(huán)境責(zé)任報(bào)告，沒有經(jīng)過獨(dú)立第三方機(jī)構(gòu)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(rèn)證的披露載體是全國認(rèn)證認(rèn)可信息公共服務(wù)平臺，經(jīng)過獨(dú)立第三方機(jī)構(gòu)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(nèi)部管理層與外部投資者之間存在天然的信息不對稱[22]，當(dāng)外部投資者面臨著較高的信息不對稱時(shí)，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(rèn)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(nèi)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(rèn)證還能夠?yàn)槠髽I(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(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，信息披露能夠緩解企業(yè)內(nèi)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(rèn)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(shè)1。

H1：環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。

產(chǎn)權(quán)制度作為我國重要的制度安排，會對環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束之間的關(guān)系產(chǎn)生深刻的影響。由于國有企業(yè)和民營企業(yè)在政治關(guān)聯(lián)與資源稟賦方面存在顯著差異，導(dǎo)致環(huán)境管理體系認(rèn)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(guān)聯(lián)要強(qiáng)于民營企業(yè)，這種政治關(guān)聯(lián)可以作為企業(yè)不履行環(huán)境責(zé)任的“保護(hù)傘”，降低企業(yè)由于不履行環(huán)境責(zé)任而遭受的行政處罰[26]。當(dāng)面對環(huán)境管理體系認(rèn)證的治理效應(yīng)時(shí)，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(fēng)險(xiǎn)，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(dāng)面對環(huán)境管理體系認(rèn)證的信息效應(yīng)時(shí)，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的投資不確定性更高，導(dǎo)致投資者面臨更高的投資風(fēng)險(xiǎn)，因而民營企業(yè)更有動力進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證來傳遞企業(yè)環(huán)境責(zé)任履行較好和盈余信息質(zhì)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(shè)2。

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

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2007年我國實(shí)施新《企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)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(jìn)行如下篩選：剔除樣本期間內(nèi)出現(xiàn)ST、*ST情形的研究樣本，剔除變量數(shù)據(jù)缺失且無法補(bǔ)齊的研究樣本。經(jīng)以上處理后，本文共計(jì)獲得6907個(gè)觀測值。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》(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(shù)據(jù)來源如下：環(huán)境管理體系認(rèn)證的數(shù)據(jù)來源于全國認(rèn)證認(rèn)可信息公共服務(wù)平臺，該平臺的版權(quán)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(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫。為了避免極端值的影響，本文對連續(xù)變量均進(jìn)行前后1%的縮尾處理。本文數(shù)據(jù)處理與分析均使用軟件Stata16完成。

(二)實(shí)證模型與變量定義

為了檢驗(yàn)環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響，本文構(gòu)建實(shí)證模型(1)。

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

(1)

為了檢驗(yàn)環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響是否存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，本文構(gòu)建實(shí)證模型(2)，并進(jìn)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(rèn)證，SOE代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，CVs代表控制變量，μYear代表年度效應(yīng)，μIndustry代表行業(yè)效應(yīng)，ε代表隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文主要變量的定義與說明如下：

1.企業(yè)融資約束(FC)。學(xué)者們主要使用KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)等方法來衡量企業(yè)融資約束[28-31]，其中KZ指數(shù)的理論方法更加完善，是學(xué)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(gòu)建KZ指數(shù)來衡量企業(yè)融資約束，選取經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈額、現(xiàn)金持有量、現(xiàn)金股利、資產(chǎn)負(fù)債率和托賓Q值五個(gè)指標(biāo)作為構(gòu)建KZ指數(shù)的關(guān)鍵財(cái)務(wù)指標(biāo)，具體步驟如下：(1)按照以上五個(gè)指標(biāo)的中位數(shù)進(jìn)行分組，低于中位數(shù)賦值為1，否則取0，構(gòu)建五個(gè)虛擬變量；(2)計(jì)算KZ指數(shù)，其數(shù)值等于以上五個(gè)虛擬變量之和；(3)進(jìn)行排序邏輯回歸，將KZ指數(shù)作為因變量，上述五個(gè)指標(biāo)作為自變量，得到各個(gè)變量的估計(jì)系數(shù)；(4)運(yùn)用上述估計(jì)系數(shù)，計(jì)算每一家上市公司的KZ指數(shù)。KZ指數(shù)是正指標(biāo)，即當(dāng)KZ指數(shù)越大時(shí)，企業(yè)融資約束越高，反之亦然。為了提高研究結(jié)論的可靠性，本文借鑒Hadlock和Pierce[31]的研究方法，使用SA指數(shù)絕對值的自然對數(shù)作為企業(yè)融資約束的替代變量以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.環(huán)境管理體系認(rèn)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(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證這一虛擬變量來衡量環(huán)境管理體系認(rèn)證。當(dāng)認(rèn)定企業(yè)當(dāng)年是否進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證時(shí)，本文考慮該年企業(yè)環(huán)境管理體系認(rèn)證的有效時(shí)間。具體來說：當(dāng)一年中企業(yè)環(huán)境管理體系認(rèn)證的有效時(shí)間大于等于6個(gè)月時(shí)，認(rèn)定企業(yè)當(dāng)年進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證；當(dāng)一年中企業(yè)環(huán)境管理體系認(rèn)證的有效時(shí)間小于6個(gè)月時(shí)，認(rèn)定企業(yè)當(dāng)年沒有進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證。

3.控制變量(CVs)。借鑒Sufi[22]、姜付秀等[32]、潘越等[33]等學(xué)者的相關(guān)研究，本文控制以下變量：企業(yè)規(guī)模(SIZE)，即資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)，即負(fù)債總額占資產(chǎn)總額的比例；資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)，即凈利潤占資產(chǎn)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(dāng)年年份與成立年分之差的自然對數(shù)；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)，若企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有時(shí)取1，否則取0；董事會規(guī)模(DBOARD)，即董事會人數(shù)的自然對數(shù)；監(jiān)事會規(guī)模(SBOARD)，即監(jiān)事會人數(shù)的自然對數(shù)；獨(dú)立董事比例(ID)，即獨(dú)立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例；兩職合一(DUAL)，即當(dāng)董事長和總經(jīng)理為同一人時(shí)取1，否則取0。此外，本文還控制了年度效應(yīng)(Year FE)和行業(yè)效應(yīng)(Industry FE)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)融資約束(FC)的平均值為0.690，中位數(shù)為0.972，最小值為-5.337，最大值為5.143，標(biāo)準(zhǔn)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(gè)體差異性。環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)的平均值為0.425，可見環(huán)境管理體系認(rèn)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(dá)國家還存在明顯的差距，仍有待進(jìn)一步提升。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(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(shù)量大致相同。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均在合理范圍內(nèi)，不再贅述。

表2 核心變量的單變量檢驗(yàn)結(jié)果

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

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)單變量分析

表2報(bào)告了核心變量的單變量檢驗(yàn)結(jié)果。對于平均值的差異性檢驗(yàn)來說，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)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(rèn)證組的企業(yè)融資約束平均值比環(huán)境管理體系未認(rèn)證組低0.263，且在1%的水平上顯著。對于中位數(shù)的差異性檢驗(yàn)來說，環(huán)境管理體系認(rèn)證組(EMSC=1)的企業(yè)融資約束中位數(shù)為0.804，環(huán)境管理體系未認(rèn)證組(EMSC=0)的企業(yè)融資約束中位數(shù)為1.069，環(huán)境管理體系認(rèn)證組的企業(yè)融資約束中位數(shù)比環(huán)境管理體系未認(rèn)證組低0.265，且在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，無論是平均值還是中位數(shù)，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證組，初步印證了本文研究假設(shè)H1。

表3 核心變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

注：***代表在1%的水平上顯著。

(二)相關(guān)性分析

表3報(bào)告了核心變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)與企業(yè)融資約束(FC)之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.069，且在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束顯著負(fù)相關(guān)，換言之，當(dāng)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證時(shí)，企業(yè)融資約束會隨之降低，進(jìn)一步印證了本文研究假設(shè)H1。

(三)多元回歸分析

表4報(bào)告了環(huán)境管理體系認(rèn)證影響企業(yè)融資約束的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在僅控制企業(yè)基本特征的情況下，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.151，且在1%的水平上顯著；在控制現(xiàn)有變量的情況下，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.147，且在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證的企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認(rèn)證的企業(yè)融資約束更低。因此，本文研究假設(shè)H1得到證明。

(四)動態(tài)效應(yīng)分析

上文研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境管理體系認(rèn)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(jìn)一步分析環(huán)境管理體系認(rèn)證影響企業(yè)融資約束的動態(tài)效應(yīng)。由于單次環(huán)境管理體系認(rèn)證的有效期往往為三年，因此本文將企業(yè)融資約束的當(dāng)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(rèn)證的當(dāng)期作為解釋變量，進(jìn)行多元回歸分析。

表5報(bào)告了環(huán)境管理體系認(rèn)證影響企業(yè)融資約束動態(tài)效應(yīng)的回歸結(jié)果。對于當(dāng)期企業(yè)融資約束(FCt)來說，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)的回歸系數(shù)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(rèn)證(EMSC)的回歸系數(shù)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(rèn)證(EMSC)的回歸系數(shù)為-0.196，且在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，隨著時(shí)間的推移，環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的緩解作用是逐漸提升的。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注:*、**、***分別代表在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內(nèi)為t值，t值計(jì)算使用公司層面聚類的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，下同。

表5 動態(tài)效應(yīng)的回歸結(jié)果

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果

(五)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分析

表6報(bào)告了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸結(jié)果。交互項(xiàng)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交互項(xiàng)(EMSC×SOE)的回歸系數(shù)為0.209，且在5%的水平上顯著，說明產(chǎn)權(quán)性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束之間的負(fù)向關(guān)系，即與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認(rèn)證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束。分組回歸的結(jié)果顯示，在國有企業(yè)的樣本中，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.071，未通過顯著性檢驗(yàn)；在民營企業(yè)的樣本中，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.216，在1%的水平上顯著；組間系數(shù)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(jié)果表明，環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的緩解作用存在明顯的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，換言之，與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認(rèn)證更能顯著緩解民營企業(yè)融資約束。因此，本文研究假設(shè)H2得到證明。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，工具變量法。為了緩解遺漏變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法，選取環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值(EMSCMean)作為環(huán)境管理體系認(rèn)證的工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘回歸。一方面，環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值與環(huán)境管理體系認(rèn)證密切相關(guān)，滿足相關(guān)性假設(shè)。環(huán)境管理體系認(rèn)證存在行業(yè)同群效應(yīng)，即當(dāng)同行業(yè)眾多企業(yè)紛紛進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證時(shí)，企業(yè)也會模仿和學(xué)習(xí)同行業(yè)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證。另一方面，環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值與隨機(jī)擾動項(xiàng)不相關(guān)，滿足外生性假設(shè)。環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值僅能通過企業(yè)環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證的行業(yè)均值是一個(gè)合理的工具變量。表7的列(1)和列(2)報(bào)告了工具變量法的回歸結(jié)果。第一階段的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值(EMSCMean)對環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)的回歸系數(shù)顯著為正(OLS回歸)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證存在行業(yè)同群效應(yīng)。第二階段的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.431，且在5%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認(rèn)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(jié)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(dǎo)致的內(nèi)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(rèn)證作為因變量，現(xiàn)有控制變量作為自變量，引入外生的環(huán)境管理體系認(rèn)證行業(yè)均值變量，進(jìn)行Probit回歸，計(jì)算逆米爾斯比率(IMR)；(2)將逆米爾斯比率(IMR)引入現(xiàn)有的實(shí)證模型(1)，重新進(jìn)行多元回歸。表7的列(3)和列(4)報(bào)告了Heckman兩階段回歸法的回歸結(jié)果。第一階段的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)均值對環(huán)境管理體系認(rèn)證的回歸系數(shù)顯著為正(Probit回歸)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證存在行業(yè)同群效應(yīng)。第二階段的回歸結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.133，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認(rèn)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(shù)為0.114，未通過顯著性檢驗(yàn)，說明自我選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重?？梢?，使用Heckman兩階段回歸法后，研究結(jié)論依然成立。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

第三，雙重差分法。為了緩解內(nèi)生性問題，本文使用多期雙重差分法，以企業(yè)首次進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證作為標(biāo)志，構(gòu)建分組虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)(Du×Dt)，變量含義如下：當(dāng)企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證且時(shí)間屬于企業(yè)首次進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證的當(dāng)年及之后年份時(shí)，賦值為1，否則賦值為0。表7的列(5)報(bào)告了雙重差分法的回歸結(jié)果。分組虛擬變量和時(shí)間虛擬變量交互項(xiàng)(Du×Dt)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.176，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認(rèn)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(jié)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(dǎo)致的內(nèi)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(xiàn)有控制變量。經(jīng)過傾向得分匹配后，實(shí)驗(yàn)組和控制組在現(xiàn)有控制變量上不存在明顯的差異。表7的列(6)報(bào)告了傾向得分匹配法的回歸結(jié)果。環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.139，且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束?？梢?，使用傾向得分匹配法后，研究結(jié)論依然成立。

第五，安慰劑檢驗(yàn)。為了驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)一步使用安慰劑檢驗(yàn)方法。具體步驟如下：(1)隨機(jī)分配實(shí)驗(yàn)組和控制組，保持實(shí)驗(yàn)組的樣本數(shù)量不變，進(jìn)行多元回歸分析；(2)重復(fù)上述步驟500次，觀察環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的回歸系數(shù)t值變化。如果環(huán)境管理體系認(rèn)證的t值概率密度符合正態(tài)分布，通過顯著性檢驗(yàn)的概率為小概率事件，則說明研究結(jié)論是可靠的。經(jīng)統(tǒng)計(jì)，環(huán)境管理體系認(rèn)證變量t值的平均值為-0.019，中位數(shù)為-0.013，最小值為-2.590，最大值為2.964，標(biāo)準(zhǔn)差為1.003，可見環(huán)境管理體系認(rèn)證變量t值近似符合正態(tài)分布假設(shè)。同時(shí)，環(huán)境管理體系認(rèn)證的回歸系數(shù)在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)的次數(shù)為32次，占比為6.40%，為小概率事件，側(cè)面反映出研究結(jié)論的可靠性?？梢?，使用安慰劑檢驗(yàn)后，研究結(jié)論依然成立。

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

五、影響機(jī)制分析

正如理論分析所述，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過治理效應(yīng)和信息效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。其中，治理效應(yīng)是指環(huán)境管理體系認(rèn)證可以作為一種“環(huán)境治理工具”，通過引進(jìn)先進(jìn)的環(huán)境管理方法和發(fā)揮認(rèn)證機(jī)構(gòu)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(fēng)險(xiǎn)，從而緩解企業(yè)融資約束；信息效應(yīng)是指環(huán)境管理體系認(rèn)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(zé)任履行較好和企業(yè)盈余信息質(zhì)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(jìn)一步驗(yàn)證環(huán)境管理體系認(rèn)證是否能夠通過治理效應(yīng)和信息效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。

為了檢驗(yàn)治理效應(yīng)和信息效應(yīng)是否成立，本文借鑒Baron和Kenny[34]的中介檢驗(yàn)方法，在模型(1)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建模型(3)和模型(4)進(jìn)行分析。若同時(shí)滿足模型(1)中環(huán)境管理體系認(rèn)證的回歸系數(shù)顯著、模型(3)中環(huán)境管理體系認(rèn)證的回歸系數(shù)顯著、模型(4)中中介變量的回歸系數(shù)顯著，則說明中介效應(yīng)成立。若模型(4)中環(huán)境管理體系認(rèn)證的回歸系數(shù)依然顯著，則為部分中介效應(yīng)，否則為完全中介效應(yīng)。

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(yīng)的回歸結(jié)果

注：由于環(huán)境稅數(shù)據(jù)不屬于強(qiáng)制性披露數(shù)據(jù)，因而治理效應(yīng)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(xué)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(biāo)，此指標(biāo)為逆指標(biāo)，當(dāng)萬元單位營業(yè)收入環(huán)境稅額越大時(shí)，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(gòu)建環(huán)境信息披露綜合評價(jià)體系，計(jì)算環(huán)境信息披露水平，此指標(biāo)為正指標(biāo)，當(dāng)環(huán)境信息披露水平越高時(shí)，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(yùn)森[35]、黃俊威和龔光明[36]等學(xué)者的研究方法，使用修正Jones模型計(jì)算的可操縱性應(yīng)計(jì)盈余絕對值作為企業(yè)盈余信息透明度的代理指標(biāo)，此指標(biāo)為逆指標(biāo)，當(dāng)可操縱性應(yīng)計(jì)盈余絕對值越大時(shí)，說明企業(yè)盈余信息透明度越低。

第一，治理效應(yīng)。表8匯報(bào)了治理效應(yīng)的回歸結(jié)果。模型(1)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.185，通過顯著性檢驗(yàn)，可見環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)環(huán)境績效(EP)的回歸系數(shù)為-0.322，通過顯著性檢驗(yàn)，可見環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著提升企業(yè)環(huán)境績效。模型(4)的結(jié)果顯示，環(huán)境績效(EP)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為0.089，通過顯著性檢驗(yàn)，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(jié)果還顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明環(huán)境績效在環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束之間關(guān)系中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，即環(huán)境管理體系認(rèn)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?yīng)得到證明，即環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過發(fā)揮治理效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。

表9 信息效應(yīng)的回歸結(jié)果

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

第二，信息效應(yīng)。表9匯報(bào)了信息效應(yīng)的回歸結(jié)果，其中列(1)至列(3)匯報(bào)了環(huán)境信息效應(yīng)的回歸結(jié)果，列(4)至列(6)匯報(bào)了盈余信息效應(yīng)的回歸結(jié)果。對于環(huán)境信息效應(yīng)來說，模型(1)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.155，通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)環(huán)境信息透明度(EnvInf)的回歸系數(shù)為2.228，通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著提高企業(yè)環(huán)境信息透明度。模型(4)的結(jié)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(shù)為-0.004，通過顯著性檢驗(yàn)，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(jié)果還顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明環(huán)境信息透明度在環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束之間關(guān)系中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，即環(huán)境管理體系認(rèn)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(yīng)來說，模型(1)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)為-0.147，通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束。模型(3)的結(jié)果顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)盈余信息透明度(EarInf)的回歸系數(shù)為-0.021，通過顯著性檢驗(yàn)，說明環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著提高企業(yè)盈余信息透明度。模型(4)的結(jié)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(shù)為0.692，通過顯著性檢驗(yàn)，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(jié)果還顯示，環(huán)境管理體系認(rèn)證(EMSC)對企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明盈余信息透明度在環(huán)境管理體系認(rèn)證與企業(yè)融資約束之間關(guān)系中發(fā)揮著部分中介效應(yīng)，即環(huán)境管理體系認(rèn)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?？梢姡畔⑿?yīng)得到證明，即環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠通過發(fā)揮信息效應(yīng)來緩解企業(yè)融資約束。

六、結(jié)論性評述

環(huán)境管理體系認(rèn)證作為一種重要的自愿參與型環(huán)境規(guī)制，不僅會產(chǎn)生環(huán)境效應(yīng)，還會產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。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(rèn)證數(shù)據(jù)，探討了環(huán)境管理體系認(rèn)證對企業(yè)融資約束的影響。本文主要研究結(jié)論如下：第一，環(huán)境管理體系認(rèn)證能夠顯著緩解企業(yè)融資約束，這一研究結(jié)論經(jīng)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(yàn)、更換變量等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；第二，隨著時(shí)間的推移，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)證時(shí)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(rèn)證對企業(yè)融資約束的緩解作用存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，換言之，與國有企業(yè)相比，環(huán)境管理體系認(rèn)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(rèn)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(rèn)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(jié)論為我國完善環(huán)境管理體系認(rèn)證制度以推進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了有益的啟示。完善環(huán)境管理體系認(rèn)證制度，需要依靠政府、行業(yè)、企業(yè)三方有機(jī)協(xié)作。對于政府層面來說，一方面，政府部門應(yīng)當(dāng)根據(jù)不同行業(yè)的特點(diǎn)制定更具針對性的環(huán)境管理體系標(biāo)準(zhǔn)。目前我國實(shí)施的環(huán)境管理體系認(rèn)證沒有考慮到不同行業(yè)的異質(zhì)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(xì)化不同行業(yè)的環(huán)境管理體系認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)，更好地提升企業(yè)環(huán)境績效，緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，政府部門應(yīng)當(dāng)出臺財(cái)稅政策以鼓勵企業(yè)進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證，可以將環(huán)境管理體系認(rèn)證作為企業(yè)獲取政府補(bǔ)助、稅收優(yōu)惠等資源的重要參考標(biāo)準(zhǔn)，優(yōu)先將資源分配給環(huán)境管理體系認(rèn)證企業(yè)，緩解企業(yè)融資約束，提高資源配置效率，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。對于行業(yè)層面來說，一方面，行業(yè)協(xié)會應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)企業(yè)積極地參與環(huán)境管理體系認(rèn)證，優(yōu)先支持進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證的企業(yè)發(fā)展，釋放環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)信號，形成環(huán)境管理體系認(rèn)證的行業(yè)同群效應(yīng)，提高行業(yè)層面的資源配置效率，促進(jìn)整個(gè)行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展；另一方面，行業(yè)協(xié)會應(yīng)當(dāng)根據(jù)本行業(yè)的特點(diǎn)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(bǔ)效應(yīng)，促進(jìn)整個(gè)行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。對于企業(yè)層面來說，一方面，企業(yè)自身應(yīng)當(dāng)主動地進(jìn)行環(huán)境管理體系認(rèn)證，充分發(fā)揮環(huán)境管理體系認(rèn)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(fēng)險(xiǎn)，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(jìn)個(gè)體層面的高質(zhì)量發(fā)展；另一方面，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)更應(yīng)當(dāng)主動地參與環(huán)境管理體系認(rèn)證，彌補(bǔ)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)所帶來的政治關(guān)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。

參考文獻(xiàn)：

[1]潘翻番,徐建華,薛瀾.自愿型環(huán)境規(guī)制:研究進(jìn)展及未來展望[J].中國人口·資源與環(huán)境,2020(1):74-82.

[2]International Organization for Standardization.Building for a better future:Annual report 2017[R].International Organization for Standardization,2018.

[3]Potoski M,Prakash A.Green clubs and voluntary governance:ISO 14001 and firms’ regulatory compliance[J].American Journal of Political Science,2005,49(2):235-248.

[4]Padma P,Ganesh L S,Rajendran C.A study on the ISO 14000 certification and organizational performance of Indian manufacturing firms[J].Benchmarking:An International Journal,2008,15(1):73-100.

[5]Turk A M.ISO 14000 environmental management system in construction:An examination of its application in Turkey[J].Total Quality Management and Business Excellence,2009,20(7):713-733.

[6]Blackman A.Does eco-certification boost regulatory compliance in developing countries? ISO 14001 in Mexico[J].Journal of Regulatory Economics,2012,42(3):242-263.

[7]King A A,Lenox M J,Terlaak A.The strategic use of decentralized institutions:Exploring certification with the ISO 14001 management standard[J].Academy of Management,2005,48(6):1091-1106.

[8]Boiral O.Corporate greening through ISO 14001:A rational myth?[J].Organization Science,2007,18(1):127-146.

[9]Boiral O,Henri JF.Modelling the impact of ISO 14001 on environmental performance:A comparative approach[J].Journal of Environmental Management,2012,99:84-97.

[10]張兆國,張弛,曹丹婷.企業(yè)環(huán)境管理體系認(rèn)證有效嗎[J].南開管理評論,2019(4):123-134.

[11]任勝鋼,項(xiàng)秋蓮,何朵軍.自愿型環(huán)境規(guī)制會促進(jìn)企業(yè)綠色創(chuàng)新嗎?——以ISO14001標(biāo)準(zhǔn)為例[J].研究與發(fā)展管理,2018(6):1-11.

[12]He W,Shen R.ISO 14001 certification and corporate technological innovation:Evidence from Chinese firms[J].Journal of Business Ethics,2019,158(1):97-117.

[13]Bu M,Qiao Z,Liu B.Voluntary environmental regulation and firm innovation in China[J].Economic Modelling,2020,89(2):10-18.

[14]李青原,肖澤華.異質(zhì)性環(huán)境規(guī)制工具與企業(yè)綠色創(chuàng)新激勵——來自上市企業(yè)綠色專利的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2020(9):192-208.

[15]齊紹洲,林屾,崔靜波.環(huán)境權(quán)益交易市場能否誘發(fā)綠色創(chuàng)新?——基于我國上市公司綠色專利數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2018(12):129-143.

[16]Jiang R J,Bansal P.Seeing the need for ISO 14001[J].Journal of Management Studies,2010,40(4):1047-1067.

[17]Darnall N,Kim Y.Which types of environmental management systems are related to greater environmental improvements?[J].Public Administration Review,2012,72(3):351-365.

[18]沈洪濤,馮杰.輿論監(jiān)督、政府監(jiān)管與企業(yè)環(huán)境信息披露[J].會計(jì)研究,2012(2):72-78.

[19]畢茜,彭玨,左永彥.環(huán)境信息披露制度、公司治理和環(huán)境信息披露[J].會計(jì)研究,2012(7):39-47.

[20]黎文靖,路曉燕.機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注企業(yè)的環(huán)境績效嗎?——來自我國重污染行業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究,2015(12):97-112.

[21]唐松,施文,孫安其.環(huán)境污染曝光與公司價(jià)值——理論機(jī)制與實(shí)證檢驗(yàn)[J].金融研究,2019(8):133-150.

[22]Sufi A.Information asymmetry and financing arrangements:Evidence from syndicated loans[J].The Journal of Finance,2007,62(2):629-668.

[23]趙陽,沈洪濤,周艷坤.環(huán)境信息不對稱、機(jī)構(gòu)投資者實(shí)地調(diào)研與企業(yè)環(huán)境治理[J].統(tǒng)計(jì)研究,2019(7):104-118.

[24]Beyer A,Cohen D A,Lys T Z,et al.The financial reporting environment:Review of the recent literature[J].Journal of Accounting and Economics,2010,50(2-3):296-343.

[25]Dhaliwal D S,Li O Z,Tsang A,et al.Voluntary nonfinancial disclosure and the cost of equity capital:The initiation of corporate social responsibility reporting[J].Accounting Review,2011,86(1):59-100.

[26]羅喜英,劉偉.政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)環(huán)境違規(guī)處罰:庇護(hù)還是監(jiān)督——來自IPE數(shù)據(jù)庫的證據(jù)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2019(10):85-99.

[27]于連超,張衛(wèi)國,畢茜,等.政府環(huán)境審計(jì)會提高企業(yè)環(huán)境績效嗎?[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究,2020(1):41-50.

[28]Kaplan S N,Zingales L.Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints?[J].The Quarterly Journal of Economics,1997,112(1):169-215.

[29]Almeida H,Campello M,Weisbach M S.The cash flow sensitivity of cash[J].The Journal of Finance,2004,59(4):1777-1804.

[30]Whited T M,Wu G.Financial constraints risk[J].The Review of Financial Studies,2006,19(2):531-559.

[31]Hadlock C J,Pierce J R.New evidence on measuring financial constraints:Moving beyond the KZ index[J].The Review of Financial Studies,2010,23(5):1909-1940.

[32]姜付秀,蔡文婧,蔡欣妮,等.銀行競爭的微觀效應(yīng):來自融資約束的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2019(6):72-88.

[33]潘越,寧博,紀(jì)翔閣,等.民營資本的宗族烙印:來自融資約束視角的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2019(7):94-110.

[34]Baron R M,Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:Conceptual,strategic,and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology,1986,51(6):1173-1182.

[35]陳德球,陳運(yùn)森.政策不確定性與上市公司盈余管理[J].經(jīng)濟(jì)研究,2018(6):97-111.

[36]黃俊威,龔光明.融資融券制度與公司資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整——基于“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].管理世界,2019(10):64-81.