環境管理體系認證及其成熟度、 外部競爭壓力與盈余持續性

李香花 徐淑鈺 周志方

【摘要】基于2007～2018年滬深A股上市公司樣本數據， 以通過ISO14001認證的時間長度作為企業環境管理體系成熟度或完整性的代理， 實證研究環境管理體系認證及其成熟度與企業盈余持續性之間的關系。 研究結果表明： 企業通過環境管理體系認證對盈余持續性具有顯著正向影響， 并且通過認證的時間越長， 企業盈余持續性越高; 進一步考慮外部競爭壓力后發現， 行業競爭壓力正向調節環境管理體系成熟度與企業盈余持續性之間的關系， 即行業競爭性水平越高， 環境管理體系成熟度對企業盈余持續性的正向影響越顯著， 但地區市場化程度的調節效應并不明顯。 此外， 將盈余持續性這一概念內含的時間跨度拉長后發現， 環境管理體系認證及其成熟度同樣會在一定程度上影響企業的長期盈余持續性， 且行業競爭壓力的調節作用依然有效。

【關鍵詞】環境管理體系認證;環境管理體系成熟度;盈余持續性;外部競爭壓力

【中圖分類號】 F275? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）11-0037-9

一、引言

經濟社會發展與生態文明建設統籌并行已成為現代社會的共識。 在日益嚴格的綠色發展要求背景下， 企業為獲得利益相關者的關注或認可， 可能選擇加入某種自愿型環境戰略， 如環境標志產品認證、清潔生產認證或自愿型環境信息披露等。 國際標準化組織（ISO）于1996年發布環境管理體系標準ISO14001， 該標準將企業的經濟目標與環境目標有機統一， 能夠有效指導企業建立科學的環境管理體系（EMS）， 對于提高企業資源使用效率、降低環境成本和外部不經濟性具有重要的潛在意義。

基于環境保護標準和法規要求， 環境管理體系對企業生產使用的原材料、生產工藝、加工方法以及產品的使用和用后處置流程均有嚴格限制。 企業自愿受限而選擇通過環境管理體系認證， 其目的在于通過科學的環境管理體系提升其生產能力或效率， 或借此提高其環境改善行為的可信度以支持相關的綠色差異化戰略， 進而擴大市場份額[1] 。 然而， 在現實情境中， 環境管理體系認證制度的實施效果如何？ 企業能否從這一環境實踐中獲得預期的環境績效或財務績效？ 通過環境管理體系認證能提高企業的盈利能力或盈余質量嗎？

目前有關ISO14001環境管理體系認證（簡稱“ISO14001認證”）的文獻主要集中于探究企業認證的驅動因素以及認證對企業環境績效、營運績效或創新績效等方面的影響[2，3] ， 但關于環境管理體系認證與企業財務表現之間的關系尚未形成一致的結論。 有研究表明， ISO14001認證將對公司的直接財務績效[4] 和市場價值[5] 產生顯著影響; 亦有研究得出了相反的結論， 認為ISO14001認證對企業的經濟績效和環境績效均無顯著影響[6] 。 對于環境管理體系認證， 產業界和學術界存在一個潛在認知， 即通過認證意味著企業在能源節約或清潔生產方面相較于其他企業更為有效。 事實上， 基于“是否通過環境管理體系認證”這一二分標準衡量企業在環境管理方面的努力缺乏足夠的信服力， 僅從這一指標無法捕捉企業在獲得認證之后是否仍然為此持續付出努力， 這可能也是導致前人研究結論存在差異的潛在原因。 此外， 對于企業財務表現， 環境管理體系認證對當期財務績效的影響只是其財務效應的一個方面， 基于企業將通過環境管理體系認證視為一種差異化戰略以贏得持續競爭力的動機， 環境管理體系認證對企業長期財務表現的影響亦有待進一步探究。

為回答以上問題， 本文引入“環境管理體系成熟度”這一指標衡量企業在環境管理方面的表現， 該指標比以往的二元定性變量更為準確。 同時， 僅以當期財務指標的相關變化反映環境管理體系成熟度對企業整體產生的財務效應， 難以契合“成熟度”這一與時間具有聯動效應的概念， 為此， 本文引入“盈余持續性”這一指標以體現財務績效的時間關聯性。 此外， 新制度經濟學理論認為， 外部因素的影響和制約使得組織的行為選擇并非總是基于理性， 外部競爭壓力也會對企業在環境保護方面的投資和管理行為產生深刻影響。 外部競爭壓力大小的決定因素包括行業競爭和地區市場化程度等， 隨著外部競爭壓力的增大， 企業尋求競爭優勢的動機會促使其更加積極地應對環境保護問題， 因此， 結合外部競爭壓力進一步分析環境管理體系認證對企業財務表現的影響同樣是必要的。

基于上述分析， 本文以2007 ～ 2018年滬深A股上市公司為研究樣本， 從傳統二分角度研究環境管理體系（是否通過認證）將對企業盈余持續性產生何種影響， 并進一步探究環境管理體系成熟度與企業盈余持續性之間的關系。 同時， 考慮外部競爭壓力的影響， 引入地區市場化程度和行業競爭壓力指標， 進一步探究外部競爭壓力對環境管理體系成熟度與企業盈余持續性關系的調節作用。

二、理論分析與研究假設

（一）環境管理體系認證與盈余持續性

盈余持續性是指當期盈余對下期盈余的預測可靠程度[7] ， 借助一階自回歸模型， 盈余持續性的大小可以通過當期盈余對滯后一期盈余的回歸系數得以反映[8] 。 國內外學者對盈余持續性的研究廣泛而深入， 這些研究可概括為兩大類： 一類是關于盈余持續性的影響因素， 研究發現公司的跨國經營度[9] 、公司和行業的研發密度[10] 、公司內部控制質量[11] 及公司戰略[12] 等諸多因素都會直接或間接影響其盈余持續性; 另一類是關于盈余持續性的比較研究， 包括行業層面的對比分析以及國別視角下特定行業的對比分析等[13] 。 關于環境管理體系認證與企業盈余持續性之間關系的研究則相對較少。

根據資源基礎理論， 企業的競爭優勢來源于其所擁有的異質資源， 在自然資源面臨枯竭的背景下， 未來市場競爭能力將取決于企業對于稀缺資源的掌握程度[14] 。 盡管實施環境管理計劃意味著額外的資源投入[15] ， 但已有大量研究顯示了綠色活動重塑企業資源和能力進而影響企業績效的潛力[16，17] 。 ISO14001認證旨在促進企業環境管理與經濟的協調和持續發展， 其內含的過程控制原則決定了進行環境管理實踐的企業必然以產品創新、流程改造或技術升級等為著力點重新思考和構建現有生產經營模式， 這些努力將有助于企業內部資源利用效率或資源獲取能力的提高。 基于此， 資源基礎理論下的環境管理體系認證成為企業重塑資源和能力的必要推動力， 并可能正面影響企業財務績效。

波特假說認為， 外界壓力將促使企業進行更多的創新活動， 這些創新有助于提高企業的生產力或生產效率， 從而提升企業在市場上的盈利能力。 而環境管理體系認證作為一種環境管理工具， 可以理解為企業管理層對利益相關者壓力的反應， 這種壓力促使企業進行變革以實現更高的經營績效[18] 。

根據科學管理理論， 組織是按照一定規則運行的機械系統， 科學化、標準化的管理方法能夠通過抑制人的非理性， 強化組織功能、提高組織效率[19] 。 環境管理體系認證為企業加強環境管理提供了一種標準化、系統化、科學化的“管理技術”[20] ， 能夠幫助企業建立和完善環境管理體系， 為提高企業環境績效及財務績效提供組織支持。 此外， 通過環境管理體系認證能夠在一定程度上提升企業的形象、聲譽和合法性， 進而在市場競爭中取得更多優勢[14] 。

基于上述分析， 企業通過環境管理體系認證可能因生產力的提高、異質資源的取得或企業聲譽的提高而對其盈余質量做出積極貢獻。 鑒于此， 本文提出如下假設：

H1： 環境管理體系（是否通過認證）與企業盈余持續性正相關。

（二）環境管理體系成熟度與盈余持續性

由于僅使用是否通過環境管理體系認證并不能有效衡量環境管理體系， 這種環境管理體系測量方法的偏誤增加了環境管理體系與企業績效之間關系的不確定性[21] 。 對此， 學者們試圖使用改進的衡量方式即“環境管理體系成熟度”來區分不同企業之間環境戰略的差異。 Rennings等[22] 著眼于環境管理體系成熟度， 研究了歐盟生態管理和審核計劃（EMAS）對技術環境創新和經濟績效的影響， 發現EMAS年齡對于環境和經濟績效均會產生顯著影響; ISO14001認證的成熟度或完整性是促進環境研發的重要因素， 因為隨著ISO14001認證持續時間的延長， 其循環管理系統（PDCA）有望變得更加完整， 這可能促進組織整體效能的提升[23] 。 本文借鑒Inoue等[23] 的研究結論， 即通過ISO認證的時間越長， 企業的環境管理體系越完善， 以“通過ISO認證的時間長度”作為“環境管理體系成熟度”的代理， 研究企業不同環境戰略對于其經濟績效的影響。

滿足ISO14001認證的系列要求并通過認證， 將在企業內部營造一種在環境保護方面更加積極的整體氛圍， 這使企業更能意識到自身行為對自然環境的影響， 并促使其注意到改善經濟和環境績效的關鍵要求， 這是企業發展更為成熟的環境管理體系的內在動力; 而通過并維持ISO14001， 企業可以積累相關專利資源， 建立技術壁壘， 這些異質且相對固定的資源和技術又將反過來幫助企業找到孵化某些類型的環境創新可能的改進方法， 有助于鞏固其競爭優勢[24] ; 并且優勢資源的內部開發所具備的天然累積效應能夠催化生產技術的創新突破， 提高企業的生產力或生產效率， 為企業帶來持續的競爭力[3] ， 從而促進企業盈利能力的持續提升。 因此， 在大多數情況下， 希望增強長期盈利能力的公司傾向于采用并維持諸如ISO14001認證之類的環境管理體系， 其環境管理體系也因此發展得更為成熟[2] 。 即在環境管理體系方面經驗豐富的公司能夠從實施過程中獲得更大的收益， 并能更有效地發現環境機遇、實施生態創新、實現環境合法化， 進而獲得更好的經營業績。 基于此， 本文提出如下假設：

H2： 環境管理體系成熟度越高， 企業盈余持續性越強。

（三）外部競爭壓力的調節作用

基于新制度經濟學理論， 企業會由于行業競爭壓力的威脅而不斷采取更有效率的生產方式以降低生產成本， 即行業競爭會對企業的生存起到優勝劣汰的作用[25] 。 環境保護觀念日益深入人心， 因此在有效市場理論框架下， 若自由競爭市場中企業的行為造成環境污染， 利益相關者的反應則會經由一系列過程（如成本的提高）最終傳遞至企業的業績表現， 削弱其競爭力[26] 。 相反， 若企業處于壟斷行業， 競爭力的缺乏容易使企業產生懈怠， 增加低社會責任行為的風險[27] 。 也即當面臨較大的行業競爭壓力時， 企業傾向于積極參與環境管理體系認證以降低交易成本， 避免市場損失， 提高經營績效， 增強其競爭優勢[2] 。 因此， 在社會主義市場經濟漸趨成熟、社會環境保護意識不斷增強的現實背景下， 行業競爭將對環境管理體系成熟度與企業盈余持續性之間的關系起到積極的調節作用。

樊綱等[28] 將市場化定義為在特定的制度背景下， 計劃經濟向市場經濟轉化的過程。 市場化程度反映了市場在資源配置中影響力的大小， 也即各分散的經濟主體相對于中央所擁有的決策權大小。 轉型期間我國各地區之間市場化程度差異明顯， 在市場化水平較高的地區， 信息更為透明， 企業競爭更為公平， 產權機制更加完善， 企業受益于較為完備的產品市場、金融市場、市場中介組織和法律制度環境等， 更容易獲取資金、技術和行業發展趨勢等資源， 因此， 較高的市場化程度和完善的法制環境也會顯著提高企業承擔社會責任的意愿。 而企業環境管理體系認證是一種社會情境下的行為決策， 本身帶有社會責任屬性， 同樣會受到外部市場環境的影響。 此外， 市場化程度的提高將促進社會監督機制的完善， 增強公眾媒體的社會監督力量， 進而為企業積極參與環境管理體系認證提供制度保證[29] 。 同時， 因為企業在特定的環境中趨利避害的本能， 制度環境能夠持續影響公司戰略決策及其效用的發揮[30] 。 總之， 隨著市場化進程的加快， 資本市場對信號傳遞的快速反應使得企業環境戰略對其盈余質量的提升作用不斷增強。

基于上述兩種外部壓力的相關理論和文獻， 本文提出如下假設：

H3a： 行業競爭性水平越高， 環境管理體系成熟度對企業盈余持續性的正向影響越顯著。

H3b： 市場化程度越高， 環境管理體系成熟度對企業盈余持續性的正向影響越顯著。

三、數據樣本與變量說明

（一）樣本選擇與數據說明

本文以2007 ～ 2018年滬深A股上市公司為研究樣本， 剔除部分盈余數據缺失的公司， 最終得到845個樣本公司， 共計10140個觀測值。 為避免極端值對實證結果的影響， 進一步對相應觀測值進行了上下1%的Winsorize處理。

關于樣本公司的基本信息， 其中資產規模、盈余情況等財務信息以及行業競爭力相關數據均來源于CSMAR數據庫; 企業環境管理體系認證相關數據通過國家認證認可監督管理委員會“全國認證認可信息公共服務平臺”手工收集。 數據處理工作采用STATA 15.0 完成。

（二）研究變量與計量經濟模型

1. 環境管理體系認證及其成熟度與企業盈余持續性。 為檢驗H1， 本文采用類似于Sloan[7] 的方法度量盈余持續性， 即使用盈余一階自回歸模型：

Earni，t+1=α0+α1Earni，t+α2ISO×Earni，t+α3ISO+

αkConVar+εi，t （1）

上式中： Earn表示企業盈余， 與Sun等[31] 的研究相似， 本文使用兩個會計盈余指標， 即資產收益率（ROA=凈利潤/期初期末總資產賬面均值）、主營業務資產收益率（CROA=主營業務利潤/期初期末總資產賬面均值）; ISO表示環境管理體系認證， 參考以往相關研究， 本文在對H1進行檢驗時， 采用虛擬變量度量環境管理體系認證， 即通過ISO14001認證的企業取值為1， 否則取值為0; 交乘項ISO×Earn測度了企業通過環境管理體系認證帶來的增量效應。 環境管理體系認證與否與企業盈余持續性之間的關系可以通過觀察α2進行判斷， ConVar代表控制變量。

為進一步驗證H2， 構建模型（2）：

Earni，t+1=α0+α1Earni，t+α2ISO_T×Earni，t+

α3ISO_T+? ? αkConVar+εi，t （2）

其中， ISO_T表示環境管理體系成熟度， 采用企業通過并維持ISO14001認證的時間長度（年）加以衡量。

2. 外部競爭壓力的調節作用。 在模型（2）的基礎上， 構建模型（3）對H3中外部競爭壓力的調節作用進行檢驗：

Earni，t+1=α0+α1Earni，t+α2ISO_T×Earni，t+

α3ISO_T×Com×Earni，t+α4ISO_T+α5Com+

αmConVar+εi，t （3）

其中Com表示外部競爭壓力， 包括行業競爭壓力以及企業所在地區的市場化程度。 行業競爭壓力用HHI（赫芬達爾—赫希曼指數， 簡稱“赫芬達爾指數”）代理， 該指標是一種測量產業集中度的綜合指標， 由行業中各市場競爭主體所占行業總收入或總資產百分比的平方和計算得到， 可以計量市場份額的變化， 也即市場中廠商規模的離散度。 該指標值越大， 代表行業內壟斷勢力越強， 競爭壓力越小。 市場化程度（M_Index）則使用中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所公布的《中國分省份市場化指數報告》（2018）中的市場化指數總得分進行衡量， 考慮數據可得性， 借鑒李勇等[32] 的做法， 對樣本數據中2017年和2018年的市場化指數值采用移動平均法進行推算評估。

3. 控制變量。 控制變量包括： 公司規模Size， 用總資產賬面值的常用對數衡量; 股權性質Equity， 該變量根據樣本公司的股權性質設置虛擬變量， 國有控股企業賦值為1， 否則為0; 資產負債率Lev， 用總負債賬面值占總資產賬面值的比重衡量; 企業人員規模Nstaff， 該變量按照樣本公司擁有的員工數量類別依次編碼為1 ～ 5， 五個類別分別為少于500人、500 ～ 999人、1000 ～ 4999人、5000 ～ 10000人以及多于10000人; 所在地區Area， 該變量根據企業所在地將企業按華東、華北、華中、華南、西南、西北和東北劃分， 并據此依次編碼為1 ～ 7; 公司成長速度Growth， 用主營業務收入的年增長率衡量; 無形資產占總資產的比重Intan， 用無形資產占總資產的比重衡量; 當年盈利情況Loss， 若當期凈利潤為負數， 取值為 1， 否則為 0。 此外， 為控制時間和地區因素的影響， 模型中還引入了時間（Year）固定效應及行業（Industry）固定效應。

具體變量定義如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。 由表2可知， 代表企業盈余的指標ROA的均值、標準差、最小值和最大值分別為4.1%、0.047、-9.6%和21.1%， 25% ～ 75%的觀測值分布在1.4% ～ 6.1%之間， 表明樣本公司整體盈利水平較低， 平均水平稍低于我國目前一年以內貸款年利率。 ISO的均值為0.338， 表明有33.8%的樣本公司通過了環境管理體系認證， 這一比例相較于張兆國等[2] 研究中73%的比例明顯偏低， 主要的原因在于張兆國等[2] 以重污染企業為研究樣本， 而本文樣本涵蓋所有行業。 ISO_T的均值、標準差和最大值分別為2.175、3.859和20.49， 表明通過環境管理體系認證企業的平均認證時長為2.175年， 且不同企業的認證時長差異較大， 這意味著不同企業之間的環境管理體系成熟度存在較大的差異; ISO_T的75%觀測值為3.2， 而ISO14001認證的有效期限為3年， 也即超過25%的樣本企業會在首次認證過期失效之后選擇再次認證。 HHI的均值為0.16， 最小值和最大值分別為0.032和1， 表明行業競爭較為激烈， 但不同行業之間的競爭程度有較大差異。 M_Index的均值為7.537， 25% ～ 75%的觀測值分布在6.23 ～ 9.14之間， 最小值和最大值分別為-0.23和11.71， 各省份的市場化程度相對集中。

（二）相關性檢驗

表3列示了各主要變量（F.ROA表示ROA前推一期數值， 這里是為了便于體現各變量對盈余持續性的影響）之間相關性檢驗結果。 由表3可知， ISO與ROA和F.ROA 均在5%的水平上顯著相關， 而ISO_T與ROA的相關系數為0.023， 且P<0.05， ISO_T與F.ROA、M_Index和HHI亦在1%的水平上顯著相關。 另外， 除ROA與F.ROA以及ISO與ISO_T兩組變量之間存在系統性關聯之外， 各變量之間的相關系數均小于0.5， 表明各變量之間不存在多重共線性問題。

（三）回歸分析

表4列示了主效應回歸結果。 綜合來看， 在觀察到的能夠影響企業下一期盈余F.ROA的各因素中， 本期盈余ROA的回歸系數均超過0.7， 相對影響力最大。 模型（1）的結果顯示， ISO×ROA與F.ROA之間的回歸系數為0.085， 且在1%的水平上顯著， 說明環境管理體系認證對企業盈余持續性具有正向影響作用， 與H1相吻合。 模型（2）中， ISO_T×ROA與F.ROA之間的回歸系數為0.011， 且在1%的水平上顯著， 說明企業通過環境管理體系認證的時間長度也即環境管理體系成熟度會對企業盈余持續性產生正向影響， H2得到初步驗證。

表5列示了調節效應回歸結果， 其中模型（3-1）中以行業競爭壓力HHI衡量外部競爭壓力Com， 模型（3-2）中以地區市場化程度M_Index衡量外部競爭壓力Com。 限于篇幅， 控制變量的結果不再列示， 下同。 模型（3-1）的結果顯示， ISO_T×ROA×Com的回歸系數為-0.002， 且在5%的水平上顯著， 表明利用HHI衡量的行業競爭壓力在環境管理體系成熟度影響企業盈余持續性中起到了正向調節作用， H3a得到初步驗證。 然而， 模型（3-2）中ISO_T×ROA×Com的回歸系數為-0.001， 且并不顯著， 說明市場化進程在環境管理體系成熟度影響企業盈余持續性關系中的調節作用（H3b）未通過檢驗。 其主要原因可能在于， 我國市場經濟體制尚未完善， 市場化改革和產權改革的進程以及產品市場或要素市場的發育程度表現為非同步性， 衡量各省份市場進程的市場化指數是包含五個分別反映市場化特定方面的綜合指標， 有著豐富的內涵， 因此可能與企業自愿性環境行為存在某些非線性關系。

（四）穩健性檢驗

1. 重新選定企業盈余的衡量指標。 利用另一個盈余指標即主營業務資產收益率CROA替換原模型中的總資產收益率ROA參與回歸， 回歸結果如表6所示。 表6中的數據顯示， 四個模型中CROA與F.CROA之間回歸系數的均值超過0.84， 且P<0.01， 說明模型中本期盈余對下一期盈余貢獻最大， 這與前文結論一致， 符合盈余持續性概念的內在邏輯。 模型（1）中ISO×CROA的系數、模型（2）中ISO_T×CROA的系數以及模型（3-1）中ISO_T×CROA×Com的系數均在1%的水平上顯著， 且符號與經濟學意義一致， 進一步支持了H1、H2和H3a。 值得注意的是， 替換盈余指標后模型（3-2）中ISO_T×CROA×Com的系數同樣不顯著， H3b未通過檢驗。

2. 重新選定研究樣本。 現實中， 實力雄厚的企業可能有眾多分、子公司， 但有意愿參與環境管理體系認證的分、子公司需要獨立提出申請， 并由第三方認證機構進行審核， 所有審核流程均獨立于其關聯單位。 這種機制使得一家集團公司同時擁有多份有效的ISO14001證書的現象普遍存在， 同時也可能因集團公司旗下各單位于不同年度通過認證使得集團整體的認證時長難以確定。 主回歸分析中， 本文以集團內所有單位中最早獲得ISO14001證書的時間點為基礎確定這一類型企業的認證時長， 這種做法可能存在一定的偏誤。 對此， 穩健性檢驗中， 本文進一步剔除所有含分、子公司或類似具有認證資格的下屬單位的企業， 得到一個包含675家企業共計8100個觀測值的新樣本， 并使用相同模型重新進行回歸。

研究結果表明， 在以ROA為企業盈余代理變量的情況下， 環境管理體系認證（包含是否通過認證與認證時長兩個維度）均會對企業盈余持續性產生顯著的正向影響， 且其系數與原樣本回歸系數大體一致。 此外， 使用CROA替代ROA后， 核心解釋變量的系數符號和顯著性水平均未發生改變， 說明研究結論具有穩定性。 限于篇幅， 本文未列示回歸結果。

3. 內生性問題。 本文研究可能存在兩類內生性問題： 一是解釋變量與被解釋變量之間可能存在互為因果的關系。 即一方面， 企業通過環境管理體系認證或更高的環境管理體系成熟度有助于提高企業的盈余持續性; 另一方面， 考慮到通過環境管理體系認證或維持認證狀態需要投入額外資源， 那些具有更高盈余持續性或盈余質量更高的企業相比其他企業可能有更強的能力或意愿進行認證。 二是本文研究模型可能存在遺漏變量的問題。 盡管本文對影響企業盈余質量的因素做了盡可能全面的考慮， 但潛在的遺漏變量仍可能存在。 針對上述可能存在的內生性問題， 本文采用工具變量法進行處理。 楊東寧等[1] 研究發現， 企業自愿貫標的行為有利于改善企業形象， 當自愿采用環境管理體系的行為在一個行業內普及到一定程度時， 處于該行業內的企業將會把這一行為視作一種合宜性的表現， 因此產生模仿性驅動力。 也即是說， 一個行業中的環境管理體系貫標率會對該行業內企業自愿性貫標行為產生正向影響。 因此， 本文參考張兆國等[2] 的做法， 采用行業ISO14001貫標率（IndISO）作為ISO和ISO_T的工具變量， 并構建兩階段最小二乘回歸模型檢驗內生性， 回歸結果如表7所示。

由表 7可見， 模型（1）第一階段回歸中IndISO與ISO之間的回歸系數為0.627， 且在1%的水平上顯著， 而第二階段ISO×ROA與F.ROA之間的回歸系數為0.117， 且P<0.01， 說明環境管理體系認證正向影響企業盈余持續性。 模型（2）和模型（3-1）中IndISO與ISO_T之間的回歸系數分別為4.593和4.617， 第二階段回歸中ISO_T×ROA和ISO_T×ROA×Com與F.ROA之間的系數分別為0.017和-0.001， 各個系數均通過顯著性檢驗， 說明環境管理體系成熟度與企業盈余持續性之間的關系以及行業競爭壓力的調節作用與前文研究結論一致。 綜上， 在充分考慮了互為因果和遺漏變量的內生性問題后， 本文研究結論并未發生實質性改變， 具有穩健性。

（五）進一步研究

如前所述， 盈余持續性被定義為當期盈余對下期盈余預測的可靠程度， 或當前盈余變動的事件或交易能夠影響未來盈余的時間長短及穩定程度。 盈余持續性是體現企業盈余質量的重要指標， 且這一指標內含時間概念。 對于企業盈余持續性的衡量， 主回歸模型中， 本文參考前人研究， 采用了盈余的一階自回歸模型， 這一做法體現了相鄰兩期內企業盈余的關聯性， 但難以在更長時間跨度內體現前后各期盈余的關聯程度， 故無法檢驗環境管理體系認證及其成熟度等因素能否繼續維持對企業長期盈余持續性的影響力。 為彌補這一缺陷， 補充研究中， 本文試圖將盈余持續的時間跨度拉長， 即采用超前兩期的盈余指標F2.ROA進行回歸。

回歸結果同樣表明： 就所觀察的變量而言， 影響超前兩期的盈余水平最主要的因素仍然是前一期的盈余。 對于總資產收益率ROA， 影響程度最大的是滯后一期的盈余（各模型的回歸系數均超過0.54， 且高度顯著）; 而對于主營業務資產收益率CROA， 影響程度最大的是滯后兩期的盈余（各模型的回歸系數均超過0.55， 且P<0.01）。 各模型中核心變量回歸系數的含義均與前文研究結果相一致， 也即說明企業環境管理體系認證及其成熟度同樣會在一定程度上影響企業的長期盈余持續性， 且行業競爭力的調節作用依然有效。 限于篇幅， 本文未列示回歸結果。

五、主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文基于2007 ～ 2018年滬深A股上市公司樣本數據， 以通過ISO14001認證的時間長度作為企業環境管理體系成熟度或完整性的代理， 研究環境管理體系認證及其成熟度對企業盈余持續性的影響， 并在此基礎上進一步探討了外部競爭壓力對二者關系的調節效應。 研究結果表明， 企業通過環境管理體系認證對其盈余持續性具有顯著的正向影響， 即通過認證的時間越長， 其盈余持續性越高。 進一步考慮外部競爭壓力后發現， 行業競爭壓力正向調節環境管理體系成熟度與盈余持續性之間的關系， 即行業競爭水平越高， 環境管理體系成熟度對企業盈余持續性的正向影響越顯著， 但地區市場化程度的調節效應并不明顯。 此外， 將盈余持續性這一概念內含的時間跨度拉長， 發現企業環境管理體系認證及其成熟度同樣會在一定程度上影響企業的長期盈余持續性， 且行業競爭壓力的調節作用依然有效。

（二）政策建議

本文研究結論對于深入認知和充分發揮環境管理體系認證制度的財務效應以及提高企業的盈余持續性具有一定的啟示意義。 在日益嚴格的綠色發展要求背景下， 環境管理體系認證不僅能夠提高企業的合宜性， 而且能作為一種競爭手段為企業贏得持續競爭力。 因此， 一方面， 對于政府而言， 應在加強監管的同時做好宣傳引導工作， 健全自愿型環境規制政策， 完善企業環境管理評價體系， 制定社會參與環境保護的權力保護和激勵措施; 另一方面， 對于企業而言， 應積極與政府、相關機構加強合作， 有計劃地選擇自愿型環境戰略， 并在體系制度的全面支持下長期堅持， 在加大環境治理力度、清潔生產的同時提高自身經濟績效。 此外， 本文研究結論在某種層面上也為國家綠色發展戰略的推進和實施提供了理論和實踐基礎。 顯然， 環境規制政策作用于企業， 在對社會輸出正的環境外部性的同時， 也能為企業自身帶來財務績效的改善， 實現政府治理、企業盈利和社會效益的多方共贏。

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