企业环境管理体系认证的传染效应及动机

翟华云,张 瑞(中南民族大学 管理学院, 湖北 武汉 430073)

习近平总书记“绿水青山就是金山银山”的 “两山”理念，其科学蕴含是强调“生态价值和经济价值”协调发展，核心要义是企业自我约束，达到生态和经济的协调统一。在以往环境规制研究中，对纯粹的政府规制工具很关注，但自愿型环境规制研究较少。自愿型环境规制核心理念是为企业创造激励，以促进企业自发地提供环境公共物品，并允许企业根据自身情况制定适合自己的环境标准。目前，我国执政理念由管理向治理转变，实现环境治理体系现代化，自愿型环境规制工具是实现环境治理体系建设必不可少的部分，是纯粹政府规制工具的有效补充。在实践中，企业环境管理体系认证(ISO14001)则是国际标准化组织制定的自愿型环境规制工具。截止到2018年年底，我国企业获得国际环境管理体系认证的数量为136715家，居于世界第一位。

有学者认为企业环境管理体系认证提高了环境绩效[1]，而另有学者认为企业环境管理体系认证并未提高其环境绩效[2]。那么，同行业之间的企业国际环境管理体系认证到底会不会传染？在同行业进行国际环境管理体系认证氛围较高或缺失的情况下，企业进行国际环境管理体系认证是“顺应潮流”(跟风)，还是“获取资源”(投机取巧)？Berliner和 Prakash认为：企业有动机通过参与自愿环境规制项目向利益相关者传递“环境友好”的信号，从而获得资金、出口等相关资源[3]。对于市场化程度较差、融资约束较严重地区的企业，是倾向于“投机取巧”进行环境管理体系认证获取资金支持，还是跟风“顺应潮流”？ 如果是跟风进行环境管理体系认证，同行企业是“心甘情愿”进行国际环境管理体系认证，还是在制度压力下进行的国际环境管理体系认证(被迫)？制度因素在企业环境管理体系认证传染效应中发挥什么样的作用？可见，研究企业环境管理体系认证的动机就显得尤为重要。

本文以2004年ISO国际标准化组织对ISO14001环境管理体系认证标准进行修订为契机，用2005-2018年沪深两市A股上市公司为样本，检验我国上市公司环境管理体系认证是否具有行业传染效应，在不同市场化程度和融资约束地区，同行进行环境管理体系认证是否具有差异性，以及制度因素在同行环境管理体系认证传染中的作用机理，以此检验我国公司进行国际环境管理体系认证是“顺应潮流”(跟风)，还是“投机取巧”？是“心甘情愿”，还是“迫不得已”？

一、文献与假设

(一)文献综述

现有文献中，对企业自愿型环境规制的研究主要集中在影响因素和经济后果两个方面。在经济后果研究方面，有学者认为，自愿型环境规制是有效的，自愿型环境规制工具用来激励工业化国家超标合规，对于发展中国家来讲，是政府强制性规制的有效补充，促进企业遵守环境法律规定[4]。Blackman认为，自愿型环境规制能显著提升环境绩效，促进企业减排和资源的减量化使用[5]，任胜钢等运用中国企业 ISO14001 采用情况，发现企业采用环境管理体系认证可以促进绿色创新行为，中国规模以上工业企业更容易通过信息扩散和核查带来的差异化威慑机制提高水污染防治技术方面的专利申请[6]；Lim和Prakash检验各国企业实施环境管理体系认证对创新的影响，发现企业采取环境管理体系认证提高了其创新水平[7]；龙小宁和万威研究发现，自愿型环境规制工具可以提高企业利润[8]。

在企业采用自愿型环境规制工具的影响因素方面，Blackman 和Guerrero发现墨西哥国家企业受处罚是其采用环境管理体系认证的重要影响因素[4]；Darnall等研究发现向社会传递“环境友好”信号是企业采取自愿型环境规制工具的主要市场和社会动力[9]；在内部动力方面，杨东宁和周长辉发现组织能力、管理层、组织获取资源的能力等方面都是企业采用自愿型环境规制的内部动力[10]，Darnall也发现了相似的动因[9]；潘翻番等还发现提高企业声誉和消费者认同也是其采取自愿型环境规制工具的内部动力[11]。

由此可见，目前相关研究主要集中在自愿型环境规制的经济后果和影响因素方面。那么，目前中国大量企业采用国际环境体系认证是因为行业传染而导致的吗？传染的途径是什么？企业进行国际环境管理体系认证是“顺应潮流”(跟风)，还是“投机取巧”(获取资源)？如果是跟风，同行企业是“心甘情愿”，还是被迫而为之？制度因素在企业环境管理体系认证传染效应中发挥什么样的作用？这些都值得探究。

(二)研究假设

动态竞争理论认为：企业作为一类竞争性组织，其行为与同行业其他企业之间存在着互动关系，同行业其他企业行为有可能改变自己的行为[12]；Brown等研究发现，由于社会网络关系，企业的避税行为也会趋于一致[13]；钟田丽和张天宇发现，企业的资本结构决策也会趋于相同[14]；刘柏和卢家锐认为，中国企业社会责任履行具有传染效应[15]，上述企业间互动行为主要依赖于关系网络进行，包括董事会关系网络、社会关系网络、风险投资网络等方面，同一行业企业间也会形成关系网络，这种关系网络会使同行业间企业行为具有模仿性、同形性[16]。当企业采用国际环境体系认证的风险不确定时，就有可能模仿同行业内其他企业的行为决策，同行业企业之间的行为就表现出同行和模仿性，也就是“传染效应”，这种“传染效应”通过行业间的关系网络实现，同行业间信息传递通过企业披露的环境信息，当一家企业披露了采用国际环境体系认证信息时，其他企业也会根据该信息选择自己是否进行决策。在收益和成本(净收益)不确定情况下，根据中国传统的 “中庸”思想，其他企业可能会选择采用国际环境体系认证。依照委托代理理论，信息透明度可以有效缓解企业内外部信息不对称情况，国际环境体系认证作为一种环境信息，可以向外界传递企业良好声誉。企业采用国际环境体系认证向利益相关者传递了其良好形象，其他企业也会受此类行为的影响，在该行业大部分企业都采用国际环境体系认证时，其他企业也会选择“跟风”方式采用国际环境体系认证。

因此，从动态竞争理论和委托代理理论可以看出，如果一个行业内其他企业采用了国际环境体系认证，将会影响该行业企业采用国际环境体系认证，即企业采用国际环境体系认证行为体现出“跟风”现象。由此，提出如下假设：同行业企业国际环境体系认证行为具有“传染”效应。所在行业企业采用国际环境体系认证的数量越多，下一期同行业企业首次采用国际环境体系认证的概率就越大。

二、研究设计

(一)样本选取与数据来源

以2005-2018年沪深两市A股上市公司为研究样本。之所以始自2005年，是因为2004年ISO国际标准化组织对ISO14001环境管理体系认证标准进行了修订；根据公司数据及认证数据的可获得性，样本时间截至2018年。此外，还剔除了以下数据：一是主要变量缺失的样本；二是ST、PT类公司；三是金融保险行业。为降低极端值的影响，对所有连续变量在前后1%的水平上进行了winsorize缩尾处理。最终构建了观测值为17011的面板数据。

在本文中，上市公司首次环境管理体系认证数据通过手工收集于国家认证认可监督管理委员会网站、企业官网、企业年报；地区贸易总额、生产总值数据来自于《中国统计年鉴》；样本公司的其他财务信息均来自于CSMAR数据库。

(二)模型构建

对企业首次环境管理体系认证的溢出效应的基本假设进行检验，用以下模型：

(1)

式(1)中，Iso为首次认证比，β0为常数项，β1为解释变量首次认证总数的回归系数，用来分析首次环境管理体系认证是否具有行业间的传染效应以及传染效应的方向；各个控制变量以Control代表，βi表示其对应的控制变量的回归系数。ε为随机扰动项。如果β1显著为正，说明具有正向传染效应；如果β1显著为负，说明传染效应为负；如果β1系数不显著，说明环境管理体系认证在行业间不存在传染效应。

(三)变量定义

1.被解释变量，“环境认证比”(Iso)。首次环境管理体系认证行为的传染效应表现为：某行业t期企业的认证行为受t-1期该行业认证数量的影响，因此本文以样本企业的注册时间为基础，计算同一行业t年进行首次环境体系管理认证的企业数对前一期未进行环境体系管理认证的总企业数的占比作为被解释变量，计算公式为：

(2)

其中，Iso(j,t)是j行业t年的首次认证比，Rznu(j,t)为j行业t年进行首次环境管理体系认证的企业总数，S(j,t)表示j行业t年已注册的企业总数，∑Rznu(j,t-1)为j行业截止到t-1期的累计认证企业总数。Iso(j,t)的值越大，说明j行业企业在t年进行首次认证的概率更大。

2.解释变量，“首次认证数”(Rznu)。将样本企业环境管理体系认证成功时间精确到年份，然而也可能存在企业上年开始认证申请下年才审批成功的情况，因此采取t-1期首次通过环境管理体系认证的企业数量作为解释变量。

3.控制变量。参照杨东宁[10]和张兆国[1]的研究，在公司层面选取公司规模(Size)、盈利状况(Roa)、账面市值比(Bm)和两权分离率(Sep)作为控制变量；此外，选取贸易开放度(Opdegree)为地区层面控制变量，贸易往来增加了国家间的联系，环境规制工具选择必然有溢出，因此将其纳入控制变量。

表1 变量定义

三、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2为所有变量的描述性统计结果。为防止量纲不同带来的影响，对各变量进行了标准化处理。结果显示：首次认证比和首次认证总数的平均值为0.08和0.23，表明进行首次环境管理体系认证的企业数较少；结合中值和平均值来看，首次认证比和首次认证总数分布呈现右偏状态，在样本中，体量也呈现右偏分布，说明样本数据的右偏分布状态是由行业体量差异造成的。

表2 描述性统计

(二)首次认证行为的传染效应

采用固定效应模型对模型(1)进行回归分析，检验首次进行环境管理体系认证的企业数量对下一年该行业其他企业认证行为的传染效应。表3中列(1)-(2)是回归后的结果，其中，第(1)列未考虑控制变量，第(2)列加入控制变量。可以发现，不论回归模型中是否加入控制变量，首次认证总数的系数都显著为正，说明某行业有首次认证的企业数量越多，下一年该行业进行首次认证的企业数量也会增加，认证行为存在正向传染效应，验证了假设。此外，以截至t-1期的首次认证企业累计总数(Rzn)代替t-1期的首次认证数进行稳定性检验，结果如(3)-(4)列所示，首次认证累计总数的回归系数为显著为正，与前文结果一致。

表3 环境管理体系认证传染效应的回归结果

(三)稳健性检验

为了验证模型(1)的回归结果，进一步对模型进行了稳健性测试，结果见表 4。

1.替换变量。替换被解释变量的计算办法。在前文中，被解释变量“环境认证比”的计算以注册企业为样本进行筛选计算，为检验回归结果的稳健性，现以样本企业的上市时间作为计算基础，重新计算首次认证比，解释变量和控制变量不变，采用固定效应模型进行回归，结果如表 4中列(1)-(2)所示。首次认证总数的回归系数仍然在1%水平上显著为正，说明企业的首次认证行为具有传染效应，即企业的首次认证行为能够在第二年增加其他企业进行认证的概率，与前文结论相同，也说明本文的回归结论具有稳健性。

2.缩小样本。剔除2015年及以后样本数据。2015年ISO国际标准化组织对环境管理体系认证标准进行了修订，为避免认证标准改变给企业认证动机带来的影响，对2015年及以后的样本进行了剔除，回归结果如表4列(3)-(4)，首次认证总数与首次认证比的回归系数仍为正数，并且在1%的水平上显著，与前文结果一致。

表4 稳健性检验回归分析结果

3.更换模型。模型更换为Tobit模型。考虑到存在行业在某年没有进行首次认证的企业，即该行业该年的首次认证比为0，进而数据存在一定左归并问题。将双向固定模型更换为Tobit模型，进行回归检验，结果如列(5)-(6)所示，首次认证总数与首次认证比的系数仍显著为正，与前文结果相同。

(四)企业环境管理体系认证动机：“跟风”，还是“投机”

前文中已经证明企业的首次环境管理体系认证在同行业间具有传染效应，那么，未进行过认证的企业究竟是因为环境管理体系认证有利可图而进行首次认证，还是仅仅顺应潮流跟风认证呢？一方面，环境管理体系认证作为企业承担社会责任的一种表现，向利益相关者传递绿色环保信号，从而获得资金或其他资源。另一方面，目前对于环境管理体系认证是否能给企业带来绩效方面的提升尚有争议，认证带来的短期内绩效的改变是否能持久也存在着不确定性，短期内对认证产生的投资成本和能够得到的收益进行权衡也因此更加复杂。可以说，企业进行首次环境认证是一种风险行为。若企业认为能够在首次环境管理体系认证中得到某些方面的资源，那么相较于融资约束水平低和所在地市场化程度高的企业，融资约束水平高或者所在地市场化程度低的企业会更倾向于进行首次认证，以期获得有利于企业发展的资源；若首次认证是企业的一种跟风行为，那么融资约束水平低或者所在地市场化程度高的企业会因为其资金活动较为自由，承担风险的能力相对较大，进而比融资约束水平高或者所在地市场化程度低的企业受行业内认证行为的影响更大。

因此，再以融资约束水平和市场化水平的高低为标准，对样本企业进行了分组回归，进一步探讨企业为什么会接受同行业首次认证行为的“传染”。

融资约束水平参照鞠晓生的做法，以SA指数计算公式：-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age，对样本企业每个观测年度的SA指数进行计算[17]。SA指数绝对值越大，企业受到的融资约束越严重。本文以每年各行业的SA均值为依据进行分组，样本企业SA指数高于行业均值为强融资约束程度，否则为弱融资约束程度。市场化程度采用樊纲等编制的《中国分省份市场化指数报告》中的市场化指数进行衡量，假设企业的注册地即为企业所在地。由于樊纲等学者在2010年前后对市场化水平的衡量指标进行了修改，2008和2009年有修改前和修改后两种方法测量的市场化指数，故笔者分别采用2005-2009年为同一衡量指标、2010-2018年为同一衡量指标和对当年的市场化水平进行测度，尚未公布的2017与2018年数据以2016年数值代替。市场化指数越大，说明企业注册地的市场化水平越高。当样本企业注册地的市场化水平高于全国均值时即为高市场化水平组，否则为低市场化水平组。

表5为分组考察“传染效应”是“跟风”还是“投机”的结果。在融资约束程度组，弱融资约束程度和强融资约束程度首次认证总数对首次认证比的回归系数分别为0.022和0.036，融资约束水平弱的样本组在1%水平上显著，融资约束程度强的组不显著；由此表明，融资约束水平弱的企业受行业传染效应更加明显，表明企业首次环境管理体系认证行为是一种跟风行为。在市场化水平组，低市场化水平和高市场化水平首次认证总数的回归系数分别为0.032和0.058，市场化水平低的组不显著，市场化水平高的组在1%的显著水平上显著为正，注册地市场化水平高的企业受到行业的传染效应更大，同样说明企业的首次认证并非出于投机，而是一种跟风行为。

表5 进一步分析回归结果

(五)跟风进行的首次认证：“主动”，还是“被迫”？

根据前文分析，我们认为，企业的首次环境管理体系认证是一种跟风行为，那么，这种跟风行为是企业心甘情愿的自主选择，还是在某种压力下不得已而为之？基于此，以制度理论中制度同形的三类机制：强制同形、模仿同形和规范同形，分析企业首次环境管理体系认证的动因[17]。为研究强制同形、模仿同形和规范同形在企业从“未进行环境管理体系认证”到“已通过环境管理体系认证”的状态变化中所起的作用，选取了半参数模型——cox比例风险模型，以风险函数f(t)作为被解释变量，以强制同形(Coercive)、模仿同形(Rank3)和规范同形(Nomative)为解释变量，以企业规模(Size)、盈利水平(Roa)、企业性质(Nature)和股权分离率(Sep)为控制变量进行回归，得到表 6结果。以上变量均通过比例风险假设。

1.强制同形。强制同形来自于企业所在环境中相关组织对其施加的压力，采用企业注册地的环境规制水平衡量企业受到的强制同形压力，环境规制水平参照王勇等构建的公式进行计算[18]，当企业注册地的环境规制水平高于全国均值时，变量取值为1，表示企业受到的环境规制强，否则视为企业受到的环境规制弱，变量取值为0。在表6列(1)中，政府进行的环境规制给企业带来的强制同形系数估计值显著为正，即环境规制水平越高的地区，其企业进行首次环境管理体系认证的概率更大，大约为水平低地区的1.108(e0.103=1.108)倍，表明政府的环境规制会推动企业进行认证。

2.模仿同形。模仿同形来自于当企业不确定某种行为的后果时，可能会对其行业领先者的行为进行模仿，以行业内营业收入前三的企业作为领先者，如果某行业有领先者或全部领先者在上年度进行了首次认证，则变量取值为1，否则为0。此外，还用行业内营业收入前五名重新定义了领先者，以此进行稳健性检验。列(2)为检验行业领先者带来的模仿同形，系数估计值均显著为正，行业内有领先者进行首次环境管理体系认证，行业内企业进行首次认证的概率是没有领先者进行首次认证企业的4.38倍，说明企业的首次认证行为受领先者的影响较大。以行业前五的领先者认证行为作为模仿同形变量，进行回归检验，得到表6列(3)，仍然显著。

3.规范同形。规范同形源于社会的监督压力，用该地区的环境信访总数衡量公众对于环境问题的关注而带来的社会监督的压力。环境信访总数为环境污染与生态破坏类、建筑项目类、行业作风类、发明建议类、咨询类和其他类的来访人次和来信的总和，当企业注册地的环境信访数量大于全国均值时，视为社会监督力度大，其规范同形的变量取值为1，否则为0。表6列(4)表明，由社会监督给企业带来的规范同形的系数估计值显著为正，意味着社会监督也能给企业带来认证压力，促使企业进行首次认证。

最后，将影响企业认证行为的强制同形、模仿同形和规范同形三个解释变量进行同一回归，结果如表6列(5)显示，各解释变量的系数估计值增大且仍在1%的水平上显著为正。替换行业领先者的定义进行稳健性检验，结果如表6列(6)所示，仍与前述检验结论一致。

表6 cox比例风险模型回归结果

综上，从强制同形的角度来看，政府的环境管制能推动企业进行首次环境管理体系认证；可见，制度能够给企业一种外部压力，促使其进行首次认证；由模仿同形的结果来看，多数企业的首次认证行为来自对行业领先者的模仿，表明行业领先者的首次认证行为也能给跟随企业带来一种行业内的竞争压力，推进企业进行认证；最后，公众监督给企业带来的压力(规范同形)也促进了企业进行首次环境管理体系认证，意味着公众监督也能给企业带来外部压力，从而进行环境管理体系认证。因此，企业的认证行为并不是主动跟风，而是在制度压力下的被迫跟风。

四、结论与启示

以上从自愿型环境规制研究视角出发，就首次环境管理体系认证行为的传染效应进行了理论分析，以2004-2018年沪深两市A股上市企业为样本，验证了行业内的企业环境管理体系认证具有传染效应；在进一步讨论中，发现认证行为的传染效应在融资约束程度强和注册地市场化水平高的企业更明显，表明企业的认证行为是一种跟风行为；最后从制度压力的强制同形、模仿同形和规范同形三个方面，通过cox比例风险模型，证明了企业认证是一种被迫跟风行为。

在政府面临环境治理和经济发展的双重压力下，促进企业积极主动实施绿色可持续发展已成为重中之重。基于研究结论，能够得到以下启示：一是企业进行首次环境管理体系认证不应只为了顺应潮流，更需要通过环境管理体系认证改善企业环境管理，提高环境绩效，推动全行业绿色发展；二是行业内的领先者要增强社会责任意识，积极参与资源型环境规制建设，带动行业内绿色发展；三是政府一方面可以进行适当的环境规制，以施压的方式推进企业进行环境管理体系认证，另一方面，也可以实行补贴等福利政策激励企业主动进行认证，增强企业进行绿色行为的积极性。