管理體系認證與企業ESG績效

馬智勝（教授），劉鵬，才凌惠（博士）

一、引言與文獻綜述

百年變局、地區沖突等交織疊加，提升了人類社會發展的不穩定性、不確定性。為應對相關挑戰，聯合國于2015 年推出了由17個可持續發展目標（SDGs）和169 個相關目標組成的《2023 年可持續發展議程》，并呼吁各國政府積極實現各自的可持續發展目標。黨的二十大報告指出：“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展。”在此背景下，ESG①持續升溫，積極貫徹ESG 可持續發展理念已成為時代命題。到2022年底，全球簽署聯合國支持的《負責任投資原則》（PRI）的機構達5311家，較2021年末增長了38.81%。而截至2022 年10 月，簽署PRI 的中國本土機構共計117家，較2021年末增長了44.4%②。

盡管我國在ESG 實踐方面起步相對較晚，但政策決策者和投資者對此的關注日益增加。在以習近平同志為核心的黨中央提出力爭2030 年前二氧化碳排放達峰并努力爭取2060 年前實現碳中和的宏偉目標之后，“雙碳”目標成為我國經濟發展踐行ESG 理念的重要政策引領。2022 年4 月，中國證監會發布的《上市公司投資者關系管理工作指引（2022）》也首次納入ESG相關信息。作為ESG實踐者，企業ESG 績效不僅反映了企業自身的可持續發展能力（Antoncic 等，2020；Plastun 等，2020），而且對我國乃至全球可持續發展目標的實現具有重要意義。由此，如何提高企業的ESG 績效成為當今實現經濟高質量發展不可規避的重要課題。

全球對ESG 理念的實踐熱情不斷升溫，推動了理論界對ESG 的研究熱潮。大部分學者認同企業履行ESG 責任能夠對企業外部投融資環境、企業自身價值、企業客戶及勞工關系等方面產生積極影響，具體表現為：良好的ESG 表現不僅能夠有效降低企業融資成本（邱牧遠和殷紅，2019）、股價崩盤風險（席龍勝和王巖，2022）和審計費用（曉芳等，2021），還能對企業價值（王琳璘等，2022）、投資效率（王南和李禹忱，2022）、客戶關系（陳嬌嬌等，2023）、勞動力需求（匡廣璐等，2023）、企業綠色創新（薛龍等，2023）、企業聲譽（孫慧等，2023）和企業國際化（周澤將和趙書漫，2023）產生正向作用。另外，也有少數學者持相反態度，認為企業在環境以及社會責任方面的過多投資會擠占企業其他資源，不利于企業價值的提升（Garcia 和Orsato，2020）。以上研究成果為本文提供了基礎。

由于全球ESG 的廣泛實踐時間較短，學術界目前對ESG 驅動因素的探討還較為有限。受國家對數字經濟、環境保護等政策的影響，部分學者開始從數字化基礎（李國龍和朱沛華，2022）、媒體關注（翟勝寶等，2022）和政策壓力（王珮等，2021）等視角探討企業ESG 績效提升可能存在的動力來源，但這些因素主要屬于企業外部環境因素。在組織背景下，ESG與政府、供應商、員工和股東等眾多利益相關者相關聯（La Fuente 等，2021；Mu?oz-Torres等，2019），企業通常依靠管理體系（MSs）系統地滿足各利益相關者的特殊需求（Poltronieri等，2018）。

已有研究表明，完善的管理體系可促進企業在價值創造和可持續發展方面的全面變革（Petros Sebhatu 和Enquist，2007）。管理體系認證（MSSs）作為企業采用的自愿性指南，旨在規范和系統化其管理活動，對管理體系的實施提供指導（Boiral 和Heras-Saizarbitoria，2015）。例如，Zhao 等（2020）討論了ISO 標準③在提高農業生產力、促進可持續農業、實現糧食安全和營養改善方面的作用。特別地，這些認證包含的質量管理體系（QMS）、環境管理體系（EMS）和職業健康安全管理體系（OHSMS）認證所帶來的規范改善效應與企業ESG 的環境（E）、社會（S）和公司治理（G）目標相一致。已有學者發現，企業管理體系認證在工業脫碳（Abdou 等，2022）、提高環境績效（張兆國等，2020）、緩解融資約束（于連超等，2021）、降低審計費用（于連超等，2022）、增強安全管理（Vinodkumar 和Bhasi，2011）和減少ESG評級的財務依賴（Chams等，2021）等方面發揮著積極作用，且綜合的管理體系認證與企業可持續發展能力之間的關聯更強（Thaís等，2022）。

那么，管理體系認證與企業ESG 績效之間存在正向關聯嗎？媒體關注和環境規制是否能夠作為外部環境壓力因素，影響管理體系認證與企業ESG 績效之間的關聯程度？基于此，本文重點考察管理體系認證對企業ESG 績效的直接作用和作用邊界。對比現有文獻，本文的邊際貢獻在于：（1）在研究視角上，從企業ESG 績效的驅動因素角度，納入企業管理體系認證因素，找到企業提高ESG績效新的內部路徑，這是對管理體系認證和ESG 相關文獻的重要補充；（2）在研究內容上，引入媒體關注和環境規制兩個外部影響因素，分別考察兩者對管理體系認證與企業ESG 績效可能存在的線性和非線性調節效應，豐富了對媒體關注和環境規制相關理論的研究。（3）在研究思想上，立足于可持續發展理念，同時考慮企業、公眾媒體和政府三方各自的利益，構建具有可行性的企業ESG驅動因素模型，為企業、媒體、政府等提供了較為全面的理論指導和建議。

二、理論分析與研究假設

（一）管理體系認證與企業ESG績效

根據可持續發展理論，企業在追求利潤的同時還應當主動承擔社會和環境責任，全面提升自身治理水平。ESG 績效作為衡量企業可持續發展能力的重要指標，越來越受到各利益相關者的關注（王鵬程等，2023）。以泰勒的科學管理理論為核心的古典組織管理理論，從理性人的視角出發，將組織視為一種按照一定規則運行的機械系統，認為科學化和標準化的管理方法可以抑制人的非理性行為，從而強化組織的功能，并追求最高的效率（Parke 和Seo，2017）。基于該理論，作為一種科學制定的“法定的”制度規范，管理體系認證是建立在理性管理原則之上的企業綜合管理系統，涵蓋了企業在質量、環境和健康管理等方面的各種影響因素、具體標準和嚴格程序。管理體系認證作為一種科學管理“技術”，有效推動了企業在環境與社會責任履行和公司科學治理方面的實踐，從而提升了企業的ESG績效。

截至2023年1月，國際標準化組織（ISO）已發布了93個管理體系標準。其中，質量管理體系、環境管理體系和職業健康安全管理體系的ISO 標準在全球范圍內通過的有效證書超過了60000 個，是公認的“ISO 三體系標準”。基于“ISO 三體系標準”的管理體系認證作為一種正式化和系統化的企業自愿工具，可以促進企業對價值創造和可持續發展的全面變革，也為企業提升ESG 績效提供了新的切入點。

具體而言，管理體系認證主要可以通過企業環境管理體系認證（EMS）、質量管理體系認證（QMS）和職業健康安全管理體系認證（OHSMS）三個層面來提高企業ESG績效。第一，環境管理體系認證標準可以通過科學合理的目標設定和系統化、標準化的執行方案，提高企業資源利用效率并減少污染排放，進而提高企業環境績效（Comoglio 和Botta，2012）。在標準環境管理體系框架下，企業員工的環保意識得以強化、產品也更加綠色化。環境管理體系認證標準能夠使企業更好地滿足政府監管機構的合規要求，減少環境違規風險，這也是企業治理能力的體現（Wang 等，2023）。第二，職業健康安全管理體系認證可以通過識別和管理潛在的健康風險和安全隱患，采取相應的預防和保護措施，改善員工的工作環境和福利，提高員工的工作積極性（Yoon 等，2013），降低企業違反職業健康與安全相關法律法規的風險，提高企業社會績效和治理績效（Sam 和Song，2022）。第三，質量管理體系認證可以通過確立質量標準、流程和責任制，加強企業的內部控制，提高決策的科學性和透明度，增強企業對人力資源、生產環節乃至供應鏈的質量把控，從而提升社會績效和治理績效（Terziovskil 等，1997）。此外，各個管理體系認證并不是割裂的，而是可以配套使用（De 等，2022），完善的管理體系認證帶來的協同作用有助于提升企業ESG綜合表現。

基于此，本文提出以下假設：

H1：管理體系認證越完善，企業ESG績效越高。

（二）媒體關注度的調節作用

根據機會主義理論思想，管理體系認證本身并不能代表完整的信息，即企業進行管理體系認證這一舉措的目的并不僅僅是通過認證來提升ESG 績效，還包括應對來自利益相關者的壓力。因此，認證也是減輕來自其中一些利益相關者群體壓力的戰略（Lannelongue 和González-Benito，2012）。本文認為，企業進行管理體系認證存在取悅其利益相關者的意圖，一旦企業獲得了認證，受到的來自某些利益相關者的壓力就會減輕，進而是否將管理體系優勢實際運用到ESG 發展上的主動權又會回到企業內部利益相關者手里。由此，認證后外部的監管壓力也尤為重要，且媒體監督和政府的監管是管理體系認證與企業ESG績效之間的主要調節手段。

媒體作為外部治理的重要參與者，在搭建企業與利益相關者之間信息傳遞的橋梁方面發揮著重要作用。理論上來說，媒體關注能強化管理體系認證后的治理效應和信息效應，從而更好地提高企業ESG 績效。一方面，根據制度合法性理論，合法性不僅僅是一種形式上的認可，更是一種在社會中共享的信仰和價值觀（Suchman，1995），即社會公眾、社會媒體對企業的社會評價（肖紅軍等，2022）。企業為了迎合社會成員的心理預期，會主動對環境、社會、公司治理等方面進行合法性管理，維護良好的聲譽（孫慧等，2023），而媒體關注則成為公眾獲取企業ESG 信息和促使企業得到制度合法性的主要途徑。另一方面，從激勵機制和聲譽機制（李焰和王琳，2013）的視角來看，正面和中性的報道可增強企業繼續提高ESG 績效的動力，以獲得更多的媒體認可，維護良好的企業形象，進而吸引更多的投資者、合作伙伴和消費者；負面消息的曝光會形成一種社會輿論壓力的負面激勵機制，為緩解聲譽損失，避免發生投資者撤資等利益相關者的抵制行為，企業通常會采取積極措施改善ESG 績效，恢復公眾信任。尤其是對于已通過管理體系認證的企業來說，在媒體關注外部合法性的壓力下，只有更大限度地發揮管理體系工具的作用，提高ESG 績效，實現可持續發展和社會責任的目標，才能再次獲得社會和公眾的認可。

基于此，本文提出以下假設：

H2：當媒體關注度較高時，管理體系認證更能顯著提高企業ESG績效。

（三）環境規制強度的調節作用

根據制度理論，在組織場域中，組織面臨著同形壓力，即企業遵從制度壓力則獲得獎勵，不遵從則受到勸阻（Hendry，2006）。本文認為，環境規制作為由政府頒布法規所制定和執行的具有法律約束力的環境管理措施和要求，也屬于一種強制性同形壓力。任月君和張凱華（2016）的研究發現，來自政府的管制要求會顯著影響企業的環保規范行為。管理體系認證屬于企業的自愿行為，實際效果有限。為了更好地發揮管理體系認證對提升企業ESG 績效的促進作用，需要外部環境監管壓力與企業管理體系有機配合，形成協同效應，使得對企業ESG績效的改善達到“1+1>2”的效果。然而，規制成本理論認為，過度的規制會增加企業的運營成本和負擔，這可能導致企業在其他方面資源不足，自由度和競爭力受限。即過高的環境規制強度會使企業整體資源在環境管理方面過于集中，從而影響管理體系認證在社會、公司治理等方面的作用發揮。綜上，管理體系認證需要與適度的環境規制相互配合，才能共同促進企業ESG績效的提升。

基于此，本文提出以下假設：

H3：環境規制強度對管理體系認證與企業ESG 績效的關系具有倒U型調節作用。

綜上，本文研究的理論模型如圖1所示。

圖1 本文研究理論框架

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2009～2021 年我國A 股制造業上市企業作為研究樣本，并進行以下處理：剔除ST、?ST、PT 類上市企業；剔除已退市企業；剔除數據嚴重缺失的樣本企業，對于媒體關注度等存在個別數據缺失的連續變量進行插值處理；對主要連續變量進行上下1%的縮尾處理。最終得到由2674 家上市企業年度觀測數據構成的非平衡面板，共計21004個有效觀測值。企業ESG績效數據來自萬得數據庫（Wind），管理體系認證數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），媒體關注度數據和環境規制強度數據來自中國上市公司財經新聞數據庫和中國省級數據庫，其余數據均從國泰安數據庫（CSMAR）中獲得。

（二）變量選擇與衡量

1.被解釋變量：企業ESG 績效（ESG）。目前學術界主要采用第三方評級機構的測評結果作為企業ESG 績效的代理變量，然而在選擇具體評級機構方面尚缺乏統一標準。本文參考席龍勝和王巖（2022）、王琳璘等（2022）的研究成果，采用華證ESG 評級指標來衡量企業ESG 績效。相較于其他評級機構，華證ESG 評價體系融合了國際主流的ESG 評價框架，并考慮了資本市場及各上市企業的中國特色，且以季度頻率更新，覆蓋了所有上市公司，具有更新速度快和覆蓋范圍廣等優點。華證ESG 評級共分為九個級別，從低到高依次為C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA。本文所選取的企業ESG 績效變量按照華證ESG評級的九個級別依次賦予數值1～9。

2.核心解釋變量：管理體系認證（ISO）。本文采用企業當年通過的“ISO 三體系標準”認證數量之和來反映企業的管理體系認證整體情況。參考Bu 等（2020）、陳艷瑩和吳龍等（2021）的做法，使用企業是否進行ISO 9001、ISO 14001 和ISO 45001 認證的虛擬變量來衡量企業各個管理體系認證情況，即當企業當年進行認證時，取值為1，否則取0。在認定企業當年是否進行管理體系認證時，本文考慮了管理體系認證的有效時間，當一年中企業管理體系認證的有效時間大于等于6個月時，才認定企業當年進行了管理體系認證。

3.調節變量。

（1）媒體關注度（MA）。在大數據時代，網絡媒體的報道已成為公眾獲取信息的主要渠道。參照黃金波等（2022）的研究，本文媒體關注度的數據取自國內首個采用人工智能算法來采集、整理和分析上市公司財經新聞的大數據數據庫——中國上市公司財經新聞數據庫。該數據庫數據來源涵蓋400多家網絡媒體和600多家報紙刊物。其中，網絡財經新聞不僅包括了20 家主流網絡財經媒體的新聞報道，還囊括了其他400 余家大型重要網站、行業網站或地方性網站，具有新聞量級大、新聞情感識別準確和新聞質量高的優點，已成為商界和學界獲取媒體信息的重要來源。由此，得到較為全面、公允的企業媒體關注度數據。

（2）環境規制強度（IER）。參照劉暢等（2023）的做法，使用上市公司所在地區當年投入廢氣廢水污染治理的金額占該年工業產值的比重衡量企業的環境規制強度。在具體回歸過程中，本文對其進行擴大100倍的特征縮放處理，以消除因量綱不同而引起的估計偏差。

4.控制變量。本文選取企業規模（SIZE）、盈利能力（ROA）、成長能力（TBQ）、兩職合一（TJ）、股權集中度（EC）、融資約束（FC）和管理層金融背景（FB）作為控制變量，同時控制個體效應（INDIV FE）和年份效應（YEAR FE）。

變量詳細定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設計

本文采用面板回歸的方式來檢驗管理體系認證對企業ESG 績效的影響，經Hausman 檢驗，最終選擇雙向固定效應模型，該模型的具體設定如式（1）～（3）所示，式（1）為基準回歸模型，式（2）和式（3）為調節效應模型。其中，βz即待估系數（z=1，…，5，k），ISO?即解釋變量（ISO，EMS，QMS，OHSMS），ISO 為主效應回歸核心解釋變量，Controls 為一系列控制變量，αit和εit分別為常數項和隨機誤差項。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果見表2。被解釋變量ESG 的均值為6.241，標準差為1.286，表明大部分制造業企業ESG 績效水平屬于BBB ～ A 級。核心解釋變量ISO的均值為0.646，標準差為0.895，中位數為0，表明過半企業未進行管理體系認證。調節變量MA 和IER 的均值、標準差、最小值和最大值均表現出企業間較大的差異性。控制變量的描述性統計結果均與現有文獻比較接近。方差膨脹系數VIF 值均遠小于5，說明本文的各變量間區分效度良好，不存在嚴重的多重共線性。

表2 描述性統計結果

（二）基準回歸分析

基準回歸結果見表3。列（1）列示了各控制變量對企業ESG 績效的影響，除兩職合一（TJ）、融資約束（FC）和管理層金融背景（FB）對企業ESG 績效（ESG）呈現負向影響外，其余控制變量都是正向影響，且都在1%的水平上顯著。管理層金融背景會負向影響企業ESG 績效的原因可能在于企業ESG 通常需要長期投資和長期視野來實現回報，而具有金融背景的管理層更加注重短期財務績效和股東回報。列（2）在列（1）的基礎上納入核心解釋變量ISO進行回歸，主效應結果顯示，ISO的回歸系數在1%的水平上顯著為正（β1=0.063，P<0.01），說明管理體系認證顯著促進了企業ESG 績效提升，H1 得到驗證。即通過“ISO三體系標準”認證，企業按照相應的標準化管理體系履行了環境責任和社會責任，最終提高了企業ESG績效。

表3 基準回歸結果

表3 列（3）～（5）分別報告了具體的管理體系認證對企業ESG 績效的影響，環境管理體系認證（EMS）和職業健康安全管理體系認證（OHSMS）在1%的水平上顯著正向影響企業ESG 績效，企業質量管理體系認證（QMS）在5%的水平上顯著正向影響企業ESG 績效。從具體系數大小來看，OHSMS 的回歸系數為0.291，大于EMS 的回歸系數（0.077）和QMS 的回歸系數（0.046）。這可能與企業申請“ISO 三體系標準”認證的順序有關。ISO 管理體系認證申請準備階段和后期審核階段存在較高的成本費用。作為理性經濟人的代理人，企業通常不會過早申請OHSMS認證。申請OHSMS認證是企業在已經具備基本的環境、質量管理能力的基礎上承擔更高層次社會責任的體現，也是企業管理體系認證完善程度較高的體現。因此，職業健康安全管理體系認證對企業ESG 績效的影響更加明顯也在情理之中，這進一步佐證了H1。

（三）調節效應檢驗

本部分考察在不同環境下（不同程度的媒體關注度和環境規制強度），管理體系認證對企業ESG 績效的影響效果，具體調節效應的回歸結果見表4。

表4 調節效應回歸結果

1.媒體關注度的調節作用。表4 列（1）加入了媒體關注度（MA）、管理體系認證與媒體關注度的交互項（ISO×MA），交互項的回歸系數在1%的水平上顯著為正（β3=0.039，P<0.01），說明媒體關注顯著增強了管理體系認證對企業ESG 績效的影響程度，H2 通過檢驗。媒體關注通過塑造公眾觀點、加強環境監督和影響投資者可持續投資等，加強了企業在實施管理體系認證時所產生的積極效應，使得企業通過標準化管理體系在ESG 績效方面取得更顯著的改善。

2.環境規制強度的調節作用。借鑒趙炎等（2022）和崔杰等（2020）的研究成果，檢驗環境規制強度對主效應的倒U 型調節效應。由表4 列（2）可知，管理體系認證與環境規制強度一次項交互項（ISO×ER）和企業ESG 績效（ESG）的系數不顯著。而在此基礎上加入管理體系認證與環境規制強度二次項的交互項（ISO×IER2）后，一次項交互項系數（β4=0.422，P<0.1）和二次項交互項系數（β5=-0.587，P<0.05）一正一負且都顯著，表明環境規制強度在管理體系認證與企業ESG 績效之間具有倒U 型調節作用，H3得到驗證。

表4列（3）的回歸方程見式（3），將方程中含有管理體系認證的變量合并同類項，可得其系數項式（4）：

根據表4列（3）的回歸結果可知，系數β1=-0.002，β4=0.422，β5=-0.587，分別將其代入式（4），并繪制環境規制強度的倒U型調節效應圖，如圖2所示。此時，在環境規制強度取值范圍內存在極值點（0.364，0.074），在極值點左側，隨著環境規制強度的提升，管理體系認證對企業ESG 績效提升的促進作用會更明顯。然而，在極值點右側，過高的環境規制強度反而會削弱管理體系認證對企業ESG績效的正向作用。

圖2 環境規制強度U型調節效應

繼續將表4列（3）的回歸結果代入式（3），進一步繪制管理體系認證與環境規制強度對企業ESG 績效的交互作用三維圖，如圖3 所示。最初，管理體系認證與企業ESG績效的關系斜率持續上升，這意味著適度的環境規制強度可能倒逼企業進行環保投資和綠色創新，增強管理體系認證對企業ESG 績效的積極影響。然而，一旦環境規制強度超過某一閾值，管理體系認證與企業ESG 績效的關系斜率開始下降，并最終呈現出對企業ESG 績效的負向影響，表明過高的環境規制強度可能會增加企業制度遵循成本，削弱企業履行社會環境責任的積極性，進而降低管理體系認證對企業ESG績效的積極影響。

圖3 環境規制強度U型調節管理體系認證與企業ESG表現關系效應

（四）內生性問題和穩健性檢驗

1.內生性問題。在研究管理體系認證對企業ESG 績效的影響時，一般將認證視為外生變量。然而，實際上存在著樣本選擇和互為因果引起的內生性問題。首先，具備較高ESG 績效的企業更有動力和資源去追求管理體系認證，這可能導致管理體系認證與企業ESG 績效之間存在正向關聯。若忽略樣本選擇問題，則可能會錯誤地將這種關聯解釋為管理體系認證對企業ESG 績效的因果影響。其次，良好的ESG 績效可能增加企業獲得管理體系認證的概率，因為認證機構通常傾向于認證那些在ESG方面表現優異的企業。這種管理體系認證與企業ESG 績效之間可能存在的相互影響關系會帶來內生性問題，最終導致因果推斷估計結果有偏且不可信。此外，由于某些企業未完整披露與ESG 評價指標相關的信息，評級機構無法對其ESG 績效進行正常評級，從而形成了缺漏樣本，這種非隨機的樣本選擇也會使估計結果有偏。基于此，本文依次進行了如下驗證：

（1）Heckman 兩步法。為緩解樣本自我選擇帶來的內生性問題，選擇Heckman兩步法，具體模型如下：

式（5）為第一步方程，其中解釋變量引入企業上一期通過的管理體系認證數量（L.ISO）、四大審計虛擬變量（FAF）和管理團隊職業背景虛擬變量（PBMT），并考慮年度（YEAR）、行業（IND）和地區（REGION）效應。結果如表5 列（1）所示，管理體系認證在1%的水平上對企業ESG 績效具有正向影響，這與主效應基準回歸模型的估計結果保持一致。

表5 Heckman兩步法和兩階段最小二乘法回歸結果

（2）Heckman 兩步法+兩階段最小二乘法。為了同時考慮樣本自我選擇和反向因果帶來的內生性問題，采用Heckman 兩步法和兩階段最小二乘法（2SLS）相結合的方法，工具變量選取ISO 同年同行業其他企業的均值和所屬地區擁有企業環境、質量或職業健康安全管理體系認證資格機構的數量④，結果如表5列（2）所示，可見回歸結果依然穩健。

（3）傾向得分匹配法。為緩解樣本選擇偏差產生的內生性問題，采用基于“反事實框架”的傾向得分匹配法（PSM）1∶1 近鄰匹配估計管理體系認證對企業ESG 績效的處理效應。將未獲得管理體系認證的企業作為控制組，將獲得管理體系認證的企業作為處理組。本文主要關注處理組的平均處理效應（ATT），如表6 所示，結果支持主效應假設。

2.穩健性檢驗。為了進一步確保主效應結果的可靠性，本文還進行了以下穩健性檢驗：首先，為了控制樣本數據中行業和地區間異質性帶來的影響，在主效應回歸中引入行業效應（IND FE）和地區效應（REGION FE），如表7 列（1）～（3）所示，回歸結果與前文基本一致。其次，考慮到管理體系認證對企業ESG 績效影響的時滯性，將核心解釋變量的滯后1 期（L.ISO）和滯后2 期（L2.ISO）納入基準回歸模型，重新進行回歸，如表7 列（4）和列（5）所示，結果表明管理體系認證對企業ESG 績效影響的積極作用依然存在。最后，還進行了安慰劑檢驗。通過隨機分配管理體系認證組和管理體系未認證組，保持各組的比例不變，構建模擬的管理體系認證變量，在此基礎上進行回歸分析，并重復1000 次，然后借鑒史丹和李少林（2020）的做法，畫出回歸系數的t值圖，如圖4所示，發現管理體系認證對企業ESG 績效的影響與其他未知因素的因果關系不大。

表7 穩健性檢驗結果——行業、地區效應及滯后效應檢驗

圖4 安慰劑檢驗結果

五、結論與啟示

（一）結論

本文使用2009～2021 年我國A 股2674 家制造業上市企業的數據，基于可持續發展理念，構建了以媒體關注度和環境規制強度為調節變量的管理體系認證與企業ESG績效的關系模型，得到以下結論：管理體系認證顯著提高了企業ESG 績效，且經過一系列穩健性檢驗后該結論依然成立；媒體關注度越高，管理體系認證對企業ESG 績效的提升作用越明顯；環境規制強度對管理體系認證與企業ESG 績效的關系具有倒U 型調節作用，即適當的環境規制強度有助于與管理體系認證產生協同效應，有利于企業ESG 績效的提升，而過高的環境規制強度會增加企業在環境責任履行方面的成本，削弱主效應的表現。

（二）啟示

基于以上結論，本文得到以下三點啟示：第一，重視管理體系認證的積極作用，增強企業責任履行和公司治理能力。建議政府出臺相關配套措施激勵和支持企業進行管理體系認證，增強企業ESG 的實踐能力。第二，大力加強輿論環境建設，充分發揮媒體治理效應。推動媒體的獨立化與市場化，運用科技手段提升媒體自身的能力，積極發揮媒體這一非正式制度對企業履行ESG 責任的監督功能。第三，控制環境規制強度水平，使其保持在適度范圍之內。“物壯則老，謂之不道，不道早已”。政府可以根據企業的實際情況和發展階段，制定靈活的、適應性強的規制政策，確保規制水平與企業的可持續發展目標相匹配；同時，建立定期評估機制，監測規制政策的實施效果，并在需要時及時調整規制強度，以適應不同時期的發展需求。

【注 釋】

①ESG 是Environmental（環境）、Social（社會）和Governance（治理）的縮寫，是一種關注企業環境、社會、公司治理績效而非傳統財務績效的投資理念和企業評價標準。

②責任投資是指在傳統的投資基礎上加入對ESG 情況的考量。具體資料數據來源：《中國責任投資年度報告2022》，UN PRI，川財證券研究所。

③ISO 標準是指由國際標準化組織（International Organization for Standardization，ISO）為促進全球的工業和商業標準化及可持續發展制定的標準，涵蓋制造、管理、服務、環境、健康、安全、能源、食品、信息技術等眾多方面。參見ISO官網https：//www.iso.org/publication/PUB100007.html。

④數據來源于“國家市場監督管理總局—全國認證認可信息公共服務平臺，http://cx.cnca.cn/CertECloud/index/index/page?currentPosition”。

【 主要參考文獻】

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