长江经济带企业自愿性环境管理战略能提升经济效益吗?——基于绿色技术创新的中介效应

王 波，王敏娟

(重庆理工大学 会计学院， 重庆 400054)

一、问题引出

长江是中华民族的母亲河，也是中华民族发展的重要支撑。但是长江被过度开发利用，面临严重的污染问题，为了保护我们伟大的母亲河，党和国家对长江流域发展非常重视，在2016年“十三五”规划中将长江经济带发展列为国家区域协同发展三大战略之一。2016年和2018年相继在重庆和武汉召开了长江经济带发展座谈会，2020年11月14日又在下游的南京主持召开第三次长江经济带发展座谈会。在会议上，习近平总书记强调要全面推动长江经济带上中下游协同联动发展，要使长江经济带成为我国生态优先、绿色发展的主战场，引领我国经济高质量发展的主力军，人与自然和谐共生的绿色发展示范带[1]。

从长江经济带被纳入国家发展战略以来，长江经济带的污染治理问题得到了很大改善，但还存在环境保护与经济发展不协调等问题。因此，国家制定和实施了一系列以保护环境为要求的政策与措施约束企业行为，通过环境规制来引导企业的绿色行为。以政策工具强制性水平进行划分，环境规制可分为命令型、市场型和自愿型环境规制[2]。实践表明，国家和地方的各种命令型环境规制因没有从根本上涉及企业收益和成本、具有较大的行政压力、无法“量体裁衣”等，使得企业与政府产生矛盾，污染问题也屡禁不止。环境问题的外部性以及环境的公共品属性，也使得环境污染问题很难单纯依靠市场机制得到有效解决。而自愿型环境规制是指企业自愿参与的，由自身或其他主体提出的，为保护环境提出的协议、承诺或计划[2]。相比前两种环境规制，自愿型环境规制有极大选择自主性。而主动选择特征，最能刺激企业绿色创新。同时，自愿型环境规制可能提出高于政府规制要求的环境保护目标，高标准地进行环境保护等。因此，自愿型环境规制是环境规制的重要组成部分，是对另外两种环境规制的有效补充。自愿型环境规制是企业自愿进行环境管理，而非被动地遵从政府和市场的环保要求。企业积极主动地将环境管理与企业发展战略相结合，可以促进企业经济与环境共同发展，既提高了环境保护质量，又提高了资源使用效率。企业将自愿性环境管理纳入企业发展战略，目标就是通过自主环境管理形成绿色差异化竞争优势，打破绿色贸易壁垒，实现创新驱动，提高企业污染治理能力和产品的高技术质量，实现可持续性价值提升和高质量发展[3]。那么长江经济带企业自愿性环境管理战略是否能给企业带来经济效益呢？这一问题将帮助企业找到一个价值驱动关键点，使企业在利益机制的引导下自主实行自愿性环境管理。同时，也将发现推动长江经济带绿色发展的内因，有助于解决长江经济带企业经济发展与环境保护之间的矛盾，为其他区域乃至全国绿色发展企业提供重要示范。

现有文献多从宏观上研究长江经济带环境治理与经济发展的耦合协调关系，鲜有从微观上研究长江经济带企业自愿性环境管理战略与企业经济效益的关系。宏观方面的研究发现，长江经济带环境与经济发展处于初级耦合协调阶段。具体来讲，在时间维度上，环境与经济发展呈“U”型特征，先下降、后上升，且协调程度逐渐提升[4-5]。在空间维度上，分异比较明显，发展水平由下游向中上游逐渐递减[6]。下游耦合协调度高，上中游耦合协调度偏低，部分省市环境和经济发展运行方向相反，彼此不协调[7]。还有些学者以我国企业整体为对象，研究自愿性环境管理对企业绩效及创新的影响，但结论不一致。一些研究表明自愿型环境规制对企业绩效有积极影响[8-10]，或对企业股价波动有一定影响[11-12]；也有相当一部分学者认为自愿型环境规制对企业绩效没有明显的影响[13]；还有些学者认为自愿型环境规制增加了公司成本，降低了企业绩效[14]，而且对股票业绩呈现负面影响，使股东财富减少[15]。在对创新的影响方面，有些研究发现自愿型环境规制促进创新发展[16-17]，但也有研究发现作用并不显著[18]。

综上所述，学者们对长江经济带环境治理与经济发展关系、普遍自愿性环境管理与企业绩效或创新的关系问题进行了很多有益的探索。但现有文献仍有如下不足：一是对于长江经济带环境治理与经济发展关系的研究多是从宏观层面展开，鲜见从微观的企业角度研究自愿性环境管理与经济效益的关系，但企业才是长江经济带绿色发展的载体，也是实现长江经济带国家战略最为重要的主体；二是在普遍层面对自愿性环境管理经济后果的研究中，结论尚不统一，无法确定长江经济带企业在区域战略背景下自愿性环境管理的经济后果，且企业异质性带来的影响差异也还未知；三是现有文献尚未揭示自愿性环境管理对企业经济效益影响的机制。以上问题成为本文的研究切入点。

二、理论分析与研究假设

(一)自愿性环境管理战略对企业经济效益的影响机理分析

企业自主选择自愿性环境规制，系统地按照国际(国家)标准进行自愿性环境管理，并将其纳入企业发展战略中，从而形成自愿性环境管理战略。不论是在国外还是国内，ISO14001环境管理体系标准都是比较成熟的自愿性环境规制。而且在所有自愿性环境规制中，最广泛认可的就是ISO14001标准认证。因此，ISO14001认证是最典型的、为多数企业所选择的自愿性环境规制。

自愿性环境管理战略对企业经济效益的影响有内外部区分。从内部利益角度来看，自愿性环境管理战略可以降低污染排放，减少由于环境污染给企业造成经济损失的事件发生；提高企业运营效率，促进不同系统之间的资源整合；同时减少企业由于信息不对称产生的获取信息成本、交易成本等，从而提升经济效益。从外部利益的角度来看，将市场分为产品市场和股票市场。在产品市场上，消费者越来越关注环保产品。基于信号传递理论，ISO14001认证可以向全社会传递良好的环境形象，吸引更多的绿色消费者；有利于打破贸易壁垒进入国际市场；还可以提高企业竞争力，降低沟通和搜索成本。王立彦和林小池研究发现ISO14001环境管理认证使得公司销售业绩有显著提升[10]。在股票市场上，投资者在进行投资时，越来越关注企业是否承诺可持续发展，因为这些企业更注重创造长期股东价值。当产生企业实施自愿性环境管理战略能为企业带来更大价值且被投资者认可时，不仅能增强投资者信心，保持股价稳定甚至提高股价，还能加强投资者与企业之间的联系，实现共赢。ISO14001认证还会对股票市场产生积极反应，影响股票价格[11-12]。

基于以上分析，本文提出假设1：长江经济带企业自愿性环境管理战略能够提升经济效益。

(二)绿色技术创新的中介效应机理分析

绿色技术创新也称为生态技术创新，属于技术创新的一种。一般把以保护环境为目标的技术创新称为绿色技术创新，而绿色技术是指遵循生态原理和生态经济规律，减少原材料和能源使用，避免、消除或减轻生态环境污染和破坏的技术、工艺和产品的总称[19]。

“波特假说”认为，恰当的环境规制能够激励企业进行技术创新，进而提高企业绩效。企业实行自愿性环境管理，会使得企业环境投资和治理成本增加，从而使产品成本增加，挤占企业原本的生产性投资，形成挤出效应；但同时自愿性环境管理将提高现有资源的利用率，刺激绿色创新活动，提高生产效率、减少污染，形成创新补偿效应，抵消甚至超过由于实行自愿性环境管理给企业经济效益带来的损失，从而提高企业的绩效[20]。任胜钢等采用倾向得分匹配方法研究发现ISO14001标准认证会促进绿色创新[17]。Hamschmidt 和 Dyllick的实证研究发现，为了通过ISO14001认证，企业会提高环保投资力度，加大技术创新力度，积极生产绿色产品，通过增加产品销售额和扩大市场占有率对企业绩效产生积极的影响[21]。马富萍等的研究表明，自愿性环境规制不仅显著提升技术创新绩效的经济效益，而且显著促进其生态效益[22]。此外，如果企业从被动转为积极主动地实施环境管理战略，并大力发展绿色技术创新，将有机会获得经济效益与生态效益共赢。

因此，本文提出假设2：绿色技术创新在长江经济带企业自愿性环境管理战略与经济效益之间发挥中介效应。

三、研究设计

(一)样本及数据来源

本文选取了2014—2018年长江经济带11省市全部A股上市公司为研究样本，并在此基础上进行了如下的筛选：(1)剔除金融保险类上市公司；(2)剔除ST类和PT类上市公司：(3)剔除数据缺失的样本。最终样本包括1 541个公司，共计6 218个观测值。另外，本文将总体样本分为2组，通过ISO14001认证的上市公司视为处理组，有871个公司、3 433个样本；同时选取未通过ISO14001认证的上市公司视为对照组，有670个公司、2 785个样本。所有连续变量都进行了1%和99%的缩尾处理。

数据来源：企业认证ISO14001的数据来源于国家认证认可监督管理委员会“全国认证认可信息公共服务平台”的手工收集，企业绿色专利数据来源于国家知识产权局专利数据库，经济特征数据来源于CSMAR。本研究所使用的分析软件为Stata 15。

(二)变量设定与定义

本文的被解释变量是企业的经济效益，用总资产收益率(ROA)来衡量。ROA代表了一家公司控制下的全部资源或资产的收入，真实地反映了企业的盈利能力和资产使用效率。解释变量为自愿性环境管理战略(ISO)，本文选择ISO14001认证衡量企业是否实施自愿性环境管理战略。若企业通过了ISO14001认证，证明企业比较注重环境问题，并且自愿积极地采取环境管理战略。选择绿色技术创新(GTI)作为中介变量，借鉴任胜钢等[17]、Lim和Prakash[23]的研究，用上市公司绿色专利的申请量来衡量，并依照国际专利分类绿色清单标准区分哪些属于绿色专利。之所以选择专利申请量而不是专利授权量，是因为专利往往在申请后一到两年才会获得授权，在这段时间内很可能已经对企业绩效产生影响，所以申请量能体现企业当期实际创新水平[24]。同时，使用企业绿色专利申请量加1取自然对数来量化企业绿色技术创新，即企业绿色技术创新=ln(企业绿色专利申请量+1)，这样更符合正态分布假设。

为了控制其他因素对企业经济效益的影响，依据叶红雨等的研究[25]，选择企业年龄(Age)、企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、企业成长性(Grow)、产权性质(Soe)、污染性质(Pollution)和区域性质(Area)作为控制变量。根据《上市公司环保核查行业分类管理名录》，并借鉴颉茂华等人的研究[26]，将行业代码为B06、B07、B08、B09、B10、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C30、C31、C32、D44、H45的16个行业作为污染行业，其他为非污染行业。此外，加入年度、行业和省份固定效应，以控制年份、行业和省份等因素对企业经济效益可能造成的影响。为了使样本更接近正态分布，对绿色专利申请量、企业规模取自然对数。主要变量含义及具体形式见表1。

(三)模型设置

根据Wu等的研究[27]，为保证实证结果的稳健性，设置了两个回归模型：OLS模型和DID模型。简单的OLS回归不能解决反向因果产生的影响，因此结果可能存在不稳健性。为了消除这种误差，使用DID方法再进行回归，以测试结果的稳健性。此外，OLS模型检验长江经济带企业是否实施自愿性环境管理战略造成的结果差异，DID模型检验长江经济带企业实施自愿性环境管理战略前后的差异。OLS模型根据是否通过ISO14001认证设置虚拟变量ISO；DID模型首先根据是否通过ISO14001认证分为处理组和对照组，设置虚拟变量T，然后根据通过时间前后设置虚拟变量P，以研究当处理组和控制组在实施自愿性环境管理战略之前有相同的趋势时，实施自愿性环境管理战略前后的差异。由于长江经济带公司的ISO14001认证时间不同，因此无法使用普通的DID方法来分析这种关系。按照张兆国等[28]的做法，利用虚拟变量T*P构建回归模型。

表1 主要变量及指标选取

1.基本回归模型

本文首先检验长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的影响，分别设置了模型(1)和模型(2)。

ROA=α0+c1ISO+α∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Province+εit

(1)

ROA=β0+c2T*P+β∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Province+εit

(2)

被解释变量是经济效益，用ROA表示，模型(1)中ISO为长江经济带企业是否实施自愿性环境管理战略的代理变量，若企业通过了ISO14001认证则取值为1，否则取0。模型(2)中T*P为虚拟变量，若处理组公司i在时间t通过了ISO14001标准认证则取1，否则取0；即在公司获得认证后的几年里，T*P等于1，否则等于0。Controls表示控制变量，包括Grow、Age、Size、Lev、Soe、Pollution、Area。∑Year、∑Industry、∑Province为模型加入的年份、行业、省份固定效应，α0、β0表示截距，c1、c2表示回归系数，εit为随机扰动项，i和t分别为公司和年份。

2.中介效应模型

本文基于中介效应模型，以长江经济带上市公司为样本，引入绿色技术创新，分析其在自愿性环境管理战略与企业经济效益中的传导作用，探索自愿性环境管理战略对长江经济带上市公司经济效益的作用机制。借鉴温忠麟等[29]的做法，采用分步法来检验是否存在中介效应，具体步骤如下：

GTI=γ0+a1ISO+γ∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Province+εit

(3)

GTI=ρ0+a2T*P+ρ∑Controls+∑Year+∑Industry+∑Province+εit

(4)

(5)

(6)

模型(1)、模型(3)和模型(5)为基于OLS检验的中介效应模型，模型(2)、模型(4)和模型(6)为基于DID检验中介效应模型。

模型(1)和模型(2)为中介效应检验的步骤一，检验解释变量与被解释变量关系的显著性，考察长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的作用效果，即系数c1、c2的显著性。

模型(3)和模型(4)为中介效应检验的步骤二，GTI为绿色技术创新，用于检验解释变量与中介变量的显著性，考察自愿性环境管理战略对绿色技术创新的影响，即系数a1、a2的显著性。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

进行认证样本和未进行认证样本中所有变量的描述性统计数据如表2所示，我们发现认证样本的经济效益均值高于未认证样本，标准差低于未认证样本；认证样本的绿色技术创新均值显著高于未认证样本。描述性统计结果初步验证了进行ISO14001认证可以有效提升企业经济效益和绿色技术创新，即实施自愿性环境管理战略可以有效提升企业经济效益和绿色技术创新。认证样本的成长性高于未认证样本，但不显著；其他控制变量在处理组和对照组中存在显著性差异。

表2 所有变量的分组描述性统计

(二)相关性分析

本文所有变量的Pearson相关性结果如表3所示。由表3可知，ISO和ROA、GTI之间的相关系数分别为0.066、0.218，且p<0.01，即在1%的水平上显著，表明自愿性环境管理与经济效益、绿色技术创新之间存在正相关关系。另外，所有变量之间相关系数的绝对值都不超过0.6，且绝大部分都不超过0.5，表明各变量之间不存在多重共线性问题。

表3 变量的Pearson相关性分析

(三)实证检验

1.自愿性环境管理战略对经济效益的影响

根据模型(1)和模型(2)，长江经济带自愿性环境管理战略对经济效益影响的回归结果如表4所示。

表4 长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的影响

从回归结果可见，系数c1、c2正向显著，基于OLS和DID两个模型的回归结论一致。表4第(1)列为模型(1)的OLS回归结果，ISO的系数为0.3134，在5%水平下显著为正，表明与对照组相比，处理组的ISO14001认证更能促进企业经济效益提升，即长江经济带实施自愿性环境管理战略的企业促进经济效益提升，假设1成立。表4第(2)列为模型(1)中解释变量滞后一期的回归结果，解释变量系数仍显著为正，表明自愿性环境管理战略对企业经济效益的提升具有一定的滞后效应，但假设1同样成立。表4第(3)列为模型(2)的DID回归结果，T*P的系数是0.346 4，仍在5%水平下显著为正，说明企业通过ISO14001认证后的经济收益经其他因素调整后比通过前上升了0.346 4。此外，正向影响大于表4第(1)列，进一步验证了长江经济带企业实施自愿性环境管理战略后比实施前更加促进企业经济效益提升，同样使假设1成立。结果表明，长江经济带主动承担环境责任，将自愿性环境管理纳入发展战略的企业创造了超额收益，实现了环境治理与经济效益的“双赢”。企业成长性(Grow)系数在1%的水平上显著为正，说明公司的总资产增长率越高，经营质量越好，经济效益也就越高。企业规模(Size)系数在1%的水平上显著为正，说明企业规模越大，经济效益越高。财务杠杆(Lev)系数在1%的水平上显著为负，说明企业财务风险越小，经济效益越高。

2.中介效应检验

在证明长江经济带自愿性环境管理战略促进经济效益提升后，进一步探索这种影响的作用机制。自愿性环境管理战略对企业经济效益的促进作用可能不是直接的，而是通过激励企业进行绿色技术创新这一传导机制作用于企业经济效益。参考温忠麟等[29]提出的中介效应检验程序，检验绿色技术创新在自愿性环境管理与企业经济效益中的中介传导作用。中介效应检验的回归结果如表5所示。

表5 中介效应检验

五、进一步研究

为考察长江经济带企业异质性下自愿性环境管理战略对经济效益是否产生不同的影响，按产权性质、污染性质、区域性质将样本分为国有和非国有、污染和非污染、上中下游分别按照模型(1)和模型(2)进行回归，结果见表6、表7和表8。其中，上游区包括重庆、贵州、云南、四川，中游区包括江西、湖北、湖南，下游区包括上海、江苏、浙江、安徽。由表6、表7、表8可知，基于OLS和DID两种模型得出的结论一致：在长江经济带国有企业、污染企业和上下游企业中，自愿性环境管理战略能显著促进企业经济效益提升，而在非国有企业、非污染企业和中游企业中效果不显著。

(一)产权异质

表6第(1)、(2)列分别是OLS模型和DID模型对国有企业的回归结果，显示解释变量系数在两种模型下都是显著为正；表6第(3)、(4)列是非国有企业的结果，两种模型下系数都不显著。结果表明，在非国有企业中自愿性环境管理战略对企业经济效益的效果不明显，但可以显著提升国有企业的经济效益。这可能是由于国有企业的产权归属于政府，政府很大程度上决定了企业管理层的任命，并对其进行绩效考核，所以国有企业通常会以政府的意志和利益为主。为了配合政府的环境治理和绿色发展要求，国有企业会更加积极主动地进行环境治理，满足政府要求符合环境发展目标，彰显其“国有企业”性质，进而也提升了企业的经济效益。而非国有企业则不具有这方面的驱动机制，反映出进行ISO14001认证的效果不显著。

(二)污染异质

由表7可知，在长江经济带污染企业中自愿性环境管理战略正向影响企业经济效益，且都在1%水平下显著，但在非污染企业中这种影响在OLS和DID模型中都不显著。结果表明，长江经济带污染企业更能促进企业经济效益提升。可能的原因是，污染企业和非污染企业的合规成本有较大差异，从而使得企业经济效益有很大区别。污染企业会产生较大合规成本，从而促进企业进行绿色创新，以抵消因环境保护带来的成本，即“创新补偿”效应大于“遵循成本”效应，进而促进企业经济效益提升。

表6 产权异质下长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的回归结果

表7 污染异质下长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的回归

(三)区域异质

表8中第(1)、(2)、(5)、(6)列解释变量系数显著为正，第(3)、(4)列系数却不显著，即自愿性环境管理对长江上游和下游企业经济效益具有显著的正向影响，但对长江中游企业经济效益不显著。其可能因为上游区所处地区经济水平发展较低，环境污染不严重，企业进行ISO14001认证所耗成本较低，但认证后会对企业声誉和绿色形象有很大提升，会吸引更多消费者和投资者，从而提升企业经济效益。下游地区经济水平较高，高新技术企业占比也很大，该类企业在面临自愿性环境管理时，往往从长期利润出发，通过提高绿色技术创新水平减少污染，从而推动企业经济效益提升。而中部地区经济水平一般，劳动密集型企业占比很大，在面临自愿性环境管理时，没有足够的资金与人力资本的投入进行创新，从而只能挤占企业的生产资本进行治污，最后导致企业经济效益效果不显著。

表8 区域异质下长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的回归

六、稳健性检验

1.平衡性检验及PSM匹配

为了控制样本自选择差异，根据长江经济带上市公司是否通过ISO14001认证，采用倾向得分匹配方法(PSM)估计长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的“处理效应”，即ATT值。在进行PSM回归之前，需要进行平衡性检验，检验结果如表9显示。结果表明，匹配后所有协变量的标准化偏差比匹配前数值大幅缩小，其绝对值均小于10%；而且所有T检验的结果均不显著，说明全部协变量都通过了平衡性检验。这表明匹配可以较大程度的消除通过ISO14001认证的长江经济带企业与未通过企业的特征差异，在进行PSM匹配时仅会损失少量样本。借鉴虞义华等的研究[30]，采用一对一匹配、k近邻匹配、卡尺匹配、半径匹配、核匹配和局部线性回归匹配6种匹配方法进行倾向得分匹配回归估计，结果如表10所示。其中，ATE为考虑整个样本的匹配结果；ATU为只考虑未通过ISO14001标准认证的长江经济带企业的匹配结果；ATT则为仅考虑通过ISO14001标准认证的长江经济带企业的平均处理效应，这也是本文最关心的结果。由表10可知，所有的ATT值均显著，说明长江经济带企业自愿性环境管理战略使得经济效益平均增加0.5倍。倾向得分匹配回归估计结果与净效应模型较为接近，进一步验证了本文结论，即长江经济带企业自愿性环境管理战略能够显著提升经济效益。

表9 平衡性检验结果

表10 长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益的倾向得分匹配回归估计结果

2.更换被解释变量和中介变量的测度方式

本文借鉴叶红雨等[25]采用市净率(PB)来衡量企业经济效益。企业长期经济效益是根据其市场价值来确定的，它能够反映企业的可持续发展能力。其计算公式为：市净率 =股票价格/每股净资产。同时选用绿色专利的授予量来衡量企业绿色技术创新。如表11所示，实证结果并未受被解释变量的替换而改变，与前文的检验结论保持一致。

表11 长江经济带企业自愿性环境管理战略对经济效益影响的稳健性检验

七、研究结论与政策建议

习近平总书记指出，推动长江经济带发展是党中央作出的重大决策，是关系国家发展全局的重大战略。协调好环境保护和企业发展，引导企业走“绿色”发展之路，是战略实施的关键。在此背景下，选取长江经济带11省市全部A股上市公司2014—2018年的ISO14001标准认证数据、绿色专利数据和其他财务数据，采用OLS模型和DID模型，实证分析了自愿性环境管理对长江经济带企业经济效益的影响及企业异质效应；并运用中介效应检验方法，引入绿色技术创新中介变量，实证分析了自愿性环境规制、绿色技术创新和企业经济效益三者之间的关系，得出以下结论：(1)长江经济带企业自愿性环境管理战略显著正向促进企业经济效益提升。表明长江经济带企业主动实施自愿性环境管理，并将其纳入企业发展战略，可以创造超额收益，实现环境绩效与经济绩效的“双赢”，促进企业的“绿色”发展。这一结论为企业贯彻新发展理念、积极推动长江经济带发展战略提供了理论依据，也为长江经济带实现“在保护中发展，在发展中保护”提供了微观证据。(2)传导机制的识别揭示了长江经济带企业自愿性环境管理战略通过绿色技术创新作为中介变量推动企业经济效益提升。在OLS模型中绿色技术创新发挥完全中介效应，在DID模型中发挥部分中介效应。结论表明长江经济带企业通过实施自愿性环境管理战略，形成了创新驱动发展新优势，其补偿效应大于遵循成本效应，实现了企业的经济增长；从自愿性环境管理角度验证了长江经济带企业的波特假说创新补偿效应，为“波特假说”提供了一定的经验证据。(3)异质性分析表明，长江经济带企业实施自愿性环境管理战略的经济后果有较为明显的产权差异、污染差异和区域差异。在产权异质方面，国有企业的影响显著，而非国有企业的影响不显著，这可能是由于国有企业产权归属于政府，更积极响应政府环境治理和绿色发展要求；在污染异质方面，污染企业的影响显著，而非污染企业的影响不显著，可能的原因是污染企业合规成本较大，会更积极进行环境治理和绿色技术创新；在区域异质方面，上、下游企业的影响显著，而中游企业的影响不显著，其原因可能是上游企业污染治理成本较低，环境战略的价值溢出相对容易获取；下游企业经济发展水平较高，绿色技术创新资金投入较大，产出效应明显；而中游企业都不具备上述两种优势。

根据研究结论，提出相关建议：(1)在企业层面：首先，长江经济带企业应该充分利用ISO14001认证对企业经济效益的激励作用，将ISO14001认证纳入企业发展战略，积极开展环境管理活动，坚持绿色发展理念，促进企业可持续性价值提升；其次，企业应加大对绿色技术创新资金的投入，大力发展绿色创新，发挥其在自愿性环境管理战略和经济效益之间的中介效应，从而促进企业经济效益提升。(2)在政府层面：首先，政府应采取有效措施激励企业自主进行环境管理，促使企业实行自愿性环境管理战略；其次，政府应加强对长江经济带区域创新引导，在向其输送高质量研发创新人才的同时给予企业更多的创新补贴，鼓励企业进行绿色技术创新，推动企业绿色发展；最后，政府应对长江经济带非国有企业、非污染企业和中游企业重点监管，加强推进自愿性环境管理的力度，促使这些企业建立环保意识，自主地进行环境管理，走高质量发展之路。