環境規制、高管背景特征與企業績效的實證研究

唐久芳，易 悅

(湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

十九大報告有別于以往要求經濟維持較高水平的發展速度，即以速度取勝，現階段要求將經濟發展質量放在首位，即以質量取勝。而推動經濟高質量發展必須堅持“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念,堅持經濟發展與環境保護并重，可見生態文明建設和經濟高質量發展已成為當前我國關注的重點領域之一，環境敏感行業企業既要應對環境規制帶來的壓力，也要緊握環境規制帶來的發展機遇，從而實現環境保護與企業績效提升的雙贏。

企業是否進行綠色行為以及其綠色行為的程度如何，主要受到政府監督管理的影響[1]，環境規制政策作為實現可持續發展戰略的重要一環，也必然對企業的績效產生直接影響。波特假說認為，環境規制會促進企業績效的提升，環境規制要求企業在決策過程中既考慮到環境履責，又考量企業績效的改善，環境履責需要付出一定的機會成本，而大多數利益相關者都希望企業進行綠色行為減少環境污染，將負外部性影響內部化。根據利益相關者理論，高管猶如企業的大腦，他們需要避免因過分重視股東權益，忽視其他間接利益相關者的權益，從而造成利益失衡，在制定和執行企業決策和戰略中起著決定性的作用[2]。隨著行為決策理論的提出，人們開始對決策者的個體因素加以重視。而高層梯隊理論的提出，則對決策者個體因素的影響展開了較為具體的研究。高層梯隊理論指出，作為企業決策者的高級管理人員，其背景特征對其決策過程中的思維方式和選擇傾向具有相當關鍵的作用，以致形成不同的決策結果和決策效果，從而在環境規制與企業績效間的相關關系中可能起到一定的調節作用[3]。本文將“背景特征—行為決策—績效表現”的作用路徑納入環境規制與企業績效的分析框架中，從而探究高管背景特征在環境規制與企業績效間的調節效應。不同背景特征的管理者，一方面對環境規制政策的響應程度存在差異，另一方面，其個人特質和需求層次以及是否將環境戰略納入企業整體戰略范疇加以考量等也將關系到戰略決策制定的合理性和有效性，從而影響環境履責與績效提升雙贏機制的實現。

作為企業高管團隊的核心，CEO負責管理和組織企業的重要資源以實現其戰略目標，是企業戰略決策的創建者和實施者，其能力優勢和個人特質在企業績效表現中起著關鍵性作用[4]。值得指出的是，有研究發現，在低污染行業中，由于企業本身環保方面的技術可優化性不高、具有漂綠行為激勵、政府的環境規制執行力度較輕等原因，導致環境規制存在扭曲效應，成效不夠理想[5]。基于此，本文以2014—2019年環境敏感行業(鋼鐵、化工、采掘、建筑材料)上市公司為研究對象，檢驗環境規制對企業績效的影響，以驗證波特假說，選擇CEO背景替代高管特征，探究高管背景特征如何在其中起到調節作用，并按產權性質分組回歸，分析在國有企業和非國有企業之間這種調節作用的異質性，以期企業能夠更好地適應環境規制、促進企業績效提升，為不同屬性企業在高管選拔、戰略選擇以及應對環境規制等方面提供參考方向和實踐路徑。

本文的貢獻在于：①與以往單純研究環境規制對企業績效的影響或者研究技術創新、環境投資等在兩者之間的中介效應不同，本文基于企業決策的視角，考慮了高管背景特征在兩者間的調節效應。②本文從多個方面對高管背景特征進行指標的選擇，基于中國本土化情境，考慮了高管的黨員身份特征，并按照產權性質進行分組，為不同產權性質的企業在高管的選拔和培養上提供了較為具體的參考。③本文考量高管碩士學歷類別在企業決策中發揮作用的差異，不同類別賦值不同，進而分析高管學歷特征在環境規制與企業績效間的調節效應。

二、文獻綜述和研究假設

(一)環境規制與企業績效

對目前國內外關于環境規制與企業績效間關系的實證研究進行整理發現，大體可以歸納為兩者負相關的制約假說、兩者正相關的波特假說以及兩者關系不確定的不確定性假說三種觀點[6]。制約假說認為企業在環境規制要求下，對污染治理花費的額度增加，而企業本身的生產技術水平未獲得提升則會導致生產成本的上升，從而會降低企業績效。葉紅雨和楊靜(2020)[7]對2011—2015年重污染行業上市公司展開研究，探究環境規制與企業績效間關系，最終結果表明，環境規制與企業績效呈負相關關系。Darnall 等(2007)[8]的發現也表明環境規制執行過于嚴苛將致使企業績效受到消極影響。而波特假說的觀點是，恰當的環境規制執行引導企業做出一系列綠色創新舉措，而因環境履責投入的初始成本也將消弭于由此類舉措所獲得的生產效率的進步中，甚至形成一種長期的成本領先優勢，使企業績效得以改善[9]。Zailani等(2015)[10]調查了馬來西亞汽車供應行業的153家公司，研究結論是環境規制對綠色創新舉措產生了積極影響。頡茂華等(2014)[11]采用Hamamoto的兩階段方法對即期和滯后期的環境規制、R&D投入與企業績效間關系進行考證，結果表明，短期內環境規制與企業績效存在負相關關系，但對改善企業的中長期績效具有積極作用。其他學者通過對重污染行業上市公司的研究也驗證了環境規制與企業績效間的正相關關系(胡立新和王彩鈴，2020[12]；許東彥等，2020[13]；柴廣成和袁成康，2020[14])。不確定性假說持有的觀點是，由于在行業、環境以及政府執行等方面無法保持一致性，致使環境規制和企業績效之間將產生諸多無法確定的影響要素，因此無法斷定二者間的相互作用是正相關、負相關亦或是不相關[15]。胡元林等(2018)[16]對2009—2015年重污染行業上市公司進行實證研究，結果顯示，環境規制并未對企業績效產生顯著的影響。

本文認為，隨著環境規制力度增強，企業必將面臨一定的成本投入壓力，甚至使企業績效受損。而企業本質上是一種資源配置的機制，作為企業的管理者，面對此外部性因素，也勢必在企業生產計劃和戰略決策等方面做出調整以應對環境規制帶來的不利影響，例如更新購置生產和污染處理設備，增加綠色產品的生產，實行金融化戰略和創新戰略等，從而在履行環境規制要求的同時，實現企業績效的健康可持續發展。基于此，本文提出假設1：

H1：環境規制與企業績效顯著正相關。

(二)CEO背景特征在環境規制與企業績效之間的調節作用

環境規制政策下，企業應兼顧環境保護與自身績效提升，此時企業應對環境規制而做出的一系列決策和戰略安排就尤為關鍵，而高層梯隊理論明確了高管背景特征在企業決策和戰略制定中的重要性，作為企業高管精英團體的核心，CEO能夠決定企業關鍵資源的用途，并且能夠主導企業戰略決策的制定和執行，其能力高低和特質優劣將與企業績效的好壞息息相關。因此，本文認為CEO背景特征將在環境規制與企業績效間的相關關系中起到一定的調節作用，參考相關文獻，考慮到背景特征的可量化性和數據的可得性，本文具體選擇了CEO的性別、年齡、學歷、任期和黨員身份特征進行研究。

(1)CEO性別的調節作用。諸多心理學和社會學方面的研究結果指出，相較于男性，女性的道德標準更嚴格，戰略決策的制定更為穩健，利他主義和協作溝通能力也更強，且女性領導力特質與當下流行的柔性化管理模式也更為契合，由此女性CEO在環境義務承擔和企業績效提升的平衡中可能更具優勢。海本祿等(2020)[17]研究發現，對研發進行投資以提高企業績效的途徑在以女性擔任CEO的公司中更加有效。另外，李文昌和戴宜靜(2016)[18]、溫娜(2019)[19]通過對高管背景特征的研究，也得出女性高管比例與企業績效存在正相關關系的結論。基于此，本文提出假設2：

H2：CEO為女性會正向調節環境規制與企業績效之間的關系。

(2)CEO年齡的調節作用。CEO的年齡一方面能為其帶來豐富的閱歷和經營管理經驗，積累大量人脈關系和社會資本，但從另一方面來看，隨著CEO年齡的增長，精力和活力都面臨不同程度的下降，容易形成較為僵化的認知模式，更傾向于規避風險，從而導致接受新觀點新事物的能力和創新變革的執行力都有所降低。而環境規制對企業決策者的創新思維和執行力提出了更高的要求，因此年齡較大的CEO可能無法滿足環境規制下企業績效得以顯著提升的要求，即高齡CEO可能會在相當程度上削弱環境規制與企業績效間的正相關關系。張璇(2015)、鐘熙等(2018)[20-21]的研究結果也佐證了這個觀點，即CEO的年齡越大，企業績效的表現越差。基于此，本文提出假設3：

H3：CEO年齡會負向調節環境規制與企業績效之間的關系。

(3)CEO學歷的調節作用。受教育程度不但能體現管理者在學習和溝通等方面的能力和技巧，還能在一定程度上表征出管理者的性格，以及其在認知、思維方式和價值觀念等方面的先進性。在環境規制背景下，這些特質將對管理者的適應能力和決策水平造成不容忽視的影響。一般而言，高教育水平的CEO更有能力適應復雜多變的外部環境，更善于吸收新技術、新知識，做出符合當前環境需要并且有利于企業績效提升的決策，從而能夠在環境規制不斷加強的背景下表現得更好。Sani Saidu(2019)通過考察CEO的所有權、教育水平和出生對企業績效的影響，發現CEO教育水平能夠提高企業的盈利能力[22]。張璇(2015)[20]，李文昌等(2016)[18]以及溫娜(2019)[19]的研究也支持了高管教育背景與企業績效顯著正相關的結論。基于此，本文提出假設4：

H4：CEO學歷會正向調節環境規制與企業績效之間的關系。

(4)CEO任期的調節作用。CEO任期長短一方面能夠體現管理者的經營管理經驗是否豐富，另一方面也能相當程度上表征出管理者的社會閱歷和經營管理水平的高低。在環境規制對企業績效的作用過程中，要求企業決策者充分考慮環境履責和企業績效的提升，而較長任期的管理者更愿意在任期內制訂長遠的可持續發展的戰略計劃。并且環境規制會促使企業樹立良好的企業形象，任期長的管理者也更注重維持自身聲譽，社會責任感更強，更愿意承擔企業社會責任，進而能在環境規制與企業績效間扮演積極的角色。而任期較短的管理者，往往在任職初期有更大的業績壓力，會導致其在決策過程中過于關注企業績效的提升而忽視環境規制的要求，從而對環境規制與企業績效的正相關關系產生消極影響。馬彩鳳和彭正銀(2019)[23]的研究成果顯示，CEO任期能夠顯著促進企業真實績效的改善，且這種積極作用能夠持久穩定地存在。基于此，本文提出假設5：

H5：CEO任期會正向調節環境規制與企業績效之間的關系。

(5)CEO黨員身份的調節作用。立足于中國特色文化情境，具有黨員身份的管理者受到獨特的政治意識形態影響，往往具有更強的利他傾向和更高的道德標準和需求層次，從而影響企業的經營決策。首先，嚴格的選拔標準使得共產黨員身份在一定程度上成為CEO個人能力和其他優秀品質的集中表征，意味著其具備較高的決策水平。其次，擁有共產黨員身份的CEO在響應環境規制等政策時具有更高的積極性，也更愿意承擔一定的社會責任，注重自身聲譽，違規行為也更少[24]。另外，黨員獨特的價值觀念使得CEO在平衡各方利益、兼顧環境保護與績效提升的決策過程中具有更好的表現。基于此，本文提出假設6：

H6：CEO黨員身份會正向調節環境規制與企業績效之間的關系。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文的PITI指數得分從2014年至2019年的《年度120城市污染源監管信息公開指數(PITI)報告》中手工整理而來，相關財務指標數據、CEO背景特征數據及其他控制變量數據均在CSMAR數據庫及新浪財經網進行搜集，數據整理、分析采用Excel、Stata15軟件。

(二)變量設置

被解釋變量為企業績效，本文模型中以學界廣泛應用的資產收益率(ROA)作為衡量企業績效的替代變量，文中，ROA為凈利潤在總資產平均余額中所占的比例，用以度量企業全部投入資產的效益水平，能夠較為全面地體現出企業的綜合能力高低和績效好壞。

解釋變量為環境規制和CEO背景特征。①環境規制(PITI)以公司注冊所在地PITI指數評分進行衡量，PITI指數評分越高，說明該城市的信息公開越全面、越透明，環境監管程度越強，反之，PITI指數評分越低，則表示環境監管程度越弱。②CEO背景特征主要對CEO的性別、年齡、學歷、任期和黨員身份加以考量。CEO的性別(Gen)為男性則賦值為1，反之則賦值為0；年齡(Age)指樣本數據當年CEO的年齡；學歷(Deg)指樣本數據當年CEO的最高學歷(考慮到MBA/EMBA學歷的CEO具有更廣闊的決策視野，在企業決策中的作用要優于普通碩士研究生學歷，于是將其賦值為5)；任期(Ten)指CEO起任時間到報告年度截止或其離職時間的任期總時長，以月為單位;具有共產黨員身份(DY)的CEO賦值為1，否則為0。

控制變量擇取了企業規模、股權集中度、股權制衡度、公司年齡、董事會規模、監事會規模以及所有權性質。①企業規模(Size)為期末總資產的自然對數；②股權集中度(CR1)為期末第一大股東持股比例；③股權制衡度(CR210)為期末第二至第十大股東持股比例之和；④公司年齡(AGE)為截至報告年份公司的上市時長，以年為單位；⑤董事會規模(Dsize)為董事會總人數；⑥監事會規模(Jsize)為監事會總人數；⑦所有權性質(GOV)，樣本企業所有權歸屬為國有則賦值為1，非國有則賦值為0。變量定義及說明見表1所示。

表1 主要變量及說明

(三)模型設定

本文參考胡元林和楊雁坤(2014)[6]的做法，結合2014—2019年環境敏感行業(鋼鐵、化工、采掘、建筑材料)上市公司的相關數據，基于前文研究假設，為檢驗環境規制對企業績效的影響，以PITI指數得分衡量環境規制強度作為解釋變量，以資產收益率ROA衡量企業績效作為因變量，從而構建出模型(1)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+ΣControls+ε

(1)

為檢驗CEO性別特征在環境規制與企業績效間的調節效應，另將CEO性別特征(Gen)與PITI指數得分的交互項作為解釋變量，從而構建出模型(2)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+α2Gen_PITIi,t+ΣControls+ε

(2)

為檢驗CEO年齡特征在環境規制與企業績效間的調節效應，另將CEO年齡特征(Age)與PITI指數得分的交互項作為解釋變量，從而構建出模型(3)：

2.1 心理護理 患者在經歷過紫杉醇過敏不良反應后會產生恐懼、懷疑、失望等各種復雜心理，主動做好患者和家屬的解釋工作，消除不良心理，讓他們參與診治過程，討論再輸注技術，并向他們介紹此種藥物再輸注時仍有可能出現的不良反應和對策，了解其治療價值及安全性，以解除他們的心理負擔從容面對化療［3］。

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+α2Age_PITIi,t+ΣControls+ε

(3)

為檢驗CEO學歷特征在環境規制與企業績效間的調節效應，另將CEO學歷特征(Deg)與PITI指數得分的交互項作為解釋變量，從而構建出模型(4)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+α2Deg_PITIi,t+ΣControls+ε

(4)

為檢驗CEO任期特征在環境規制與企業績效間的調節效應，另將CEO任期特征(Ten)與PITI指數得分的交互項作為解釋變量，從而構建出模型(5)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+α2Ten_PITIi,t+ΣControls+ε

(5)

為檢驗CEO黨員身份在環境規制與企業績效間的調節效應，另將CEO黨員身份特征(DY)與PITI指數得分的交互項作為解釋變量，從而構建出模型(6)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+α2DY_PITIi,t+ΣControls+ε

(6)

以上各模型中，ROAi,t為第t期的資產收益率，PITIi,t為第t期的環境規制強度，Controls為一系列控制變量[其中，在模型(2)至模型(6)，控制變量還包括除本模型中交互項外的其他CEO背景特征]，_PITI為各CEO背景特征與環境規制的交互項，α0、α1、α2是相關變量的系數，ε為殘差項。

四、實證分析

(一)描述性統計

由表2的描述性統計可知，資產收益率(ROA)的平均值為0.032，標準差為0.078，最小值為-1.138，最大值為0.397,說明環境敏感行業企業的績效普遍偏低，且由最值可以看出企業間績效表現存在較大落差。環境規制強度(PITI)的均值為53.749，中位數為55.5，標準差為16.037，最大值和最小值分別為82.4和8.3，可見樣本企業總體環境規制強度處于中等偏低水平，距離及格分數60還存在一定差距，并且環境規制強度在不同城市間存在顯著差異。CEO性別(Gen)的均值為0.945，表示樣本企業-年度數據中94.5%的CEO為男性，可見女性CEO占比非常低，對女性高管的培養不夠重視。CEO年齡(Age)均值為50.595，標準差5.841，最大值和最小值分別為75和32，中位數為51，年齡總體水平較高且樣本企業間存在較明顯差異。CEO學歷(Deg)均值為3.591，可見樣本企業中CEO的最高學歷普遍處于本科和碩士之間，學歷不算高，可能CEO的選拔依據主要考慮了管理者的工作能力和工作經驗。CEO的任期(Ten)均值為49.505，標準差為40.749，說明樣本企業CEO的任期普遍很長，平均任期約四年，但不同樣本企業間也存在顯著的差異。CEO黨員身份(DY)均值0.432，接近一半的CEO為共產黨員。企業規模(Size)均值為22.449，標準差為1.539，最大值和最小值分別為28.64和18.84，規模最值跨距大但總體分布較為集中。股權集中度(CR1)均值為35.672，標準差為16.015，最小值為4.16，最大值為87.46。股權制衡度(CR210)均值為21.834，標準差為12.559。董事會規模(Dsize)均值為8.69，最大值和最小值分別為20和4，樣本企業董事會人數一般在9人左右。監事會規模(Jsize)均值為3.843，中位數為3，樣本企業中監事會人數一般為3～4人。公司年齡(AGE)均值為18.571，中位數為18，標準差為8.53，樣本中有只上市了5年的新上市公司，也有上市逾百年的老牌上市公司。所有權性質(GOV)均值為0.451，說明樣本中非國有企業占比更高。

表2 變量的描述性統計

續表

(二)相關性統計分析

表3列出了相關性統計結果，普遍認為，通常情況下，當各變量間相關系數均控制在0.7之下時，可以排除模型共線性嚴重的問題的影響。觀察表3中所列示相關性檢驗的結果，所有變量之間的相關系數普遍低于0.2，且均在0.5之下，據此可以判斷本文模型共線性嚴重的問題不存在。環境規制強度(PITI)與企業資產收益率(ROA)在1%的水平上顯著正相關，相關系數為0.095，H1得到初步驗證，即執行更加嚴格的環境規制能夠改善企業績效。CEO學歷(Deg)與企業資產收益率(ROA)在10%的水平上顯著負相關，相關系數為-0.049，學歷越高的CEO所在企業的績效表現反而越差。此外，還可以看出控制變量Size、CR1、CR210、AGE、GOV、Dsize、Jsize之間相關性也是比較明顯，且相關系數均不高于0.5，多重共線性的影響很小，說明控制變量的選取比較合理。

表3 變量之間的相關性檢驗結果

(三)回歸分析

模型(1)至模型(6)的回歸分析統計在表4中列示。從模型(1)能夠看到，環境規制和企業績效的相關關系顯著為正(系數0.0005，p<0.01)，隨著環境規制執行力度的增強，能夠帶動企業績效的提升，H1通過了顯著性檢驗。

表4 回歸結果統計表

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模型(2)中CEO的男性性別正向調節環境規制與企業績效的關系，但不顯著，H2未得到支持，主要原因可能是樣本中女性CEO的占比非常低，其發揮的作用和影響得不到準確驗證，但本文的實證結果也表明在樣本占比如此高的情況下，男性CEO并未能在環境規制與企業績效間發揮顯著的積極作用，因此，有必要考慮適當增加女性CEO的比例，以期發揮女性高管的特定優勢和作用。

模型(3)中CEO年齡對環境規制與企業績效間關系呈現負向調節作用，且在5%的水平下顯著，隨著CEO年齡增大，環境規制與企業績效間的正相關關系受到抑制，H3通過了顯著性檢驗。

模型(4)中CEO學歷對環境規制與企業績效具有顯著的負向調節作用(系數-0.0001，p<0.1)，雖然通過了顯著性檢驗，但回歸結果與H4相反，為排除MBA/EMBA賦值的影響，將其賦值調整為4(碩士研究生學歷)對模型(4)進行重新回歸，結果的顯著性降低，但符號依然為負，且在相關性分析中，CEO學歷與企業績效亦顯著負相關。原因可能是學歷水平高低和實際的經營管理水平高低不一定能相互匹配，無法保證擁有高教育水平的優秀學生也能夠扮演好一位優秀的企業家角色。畢業學校的質量水平和專業的不相關性也會影響CEO的決策能力，另外，相對于在校學習，相同時間的工作經驗可能會獲得更優的工作才能，對公司的經營管理工作有更大的幫助，即學歷的重要性被過于高估。

模型(5)中CEO任期對環境規制與企業績效間關系呈現出顯著積極的調節作用(系數2.35e-06，p<0.05)，較長的任期使得CEO做出長遠規劃，具備更強的社會責任感，在決策過程中會兼顧環境履責和企業長遠發展，從而在環境規制與企業績效間產生顯著的正向調節作用，H5通過了顯著性檢驗。

模型(6)中CEO黨員身份顯著正向調節環境規制與企業績效間關系(系數0.0002，p<0.01)，擁有共產黨員身份的CEO具有更強的社會責任感，積極響應環境規制政策并做出適當的戰略決策調整，推動企業的健康可持續發展，對環境規制與企業績效間關系產生積極影響，H6通過了顯著性檢驗。

另外，通過模型(1)至模型(6)可知，股權集中度在各模型回歸結果中都對企業績效產生了顯著的正向影響，原因可能是企業的高股權集中度能夠一定程度降低代理成本，避免決策低效率的情況發生，進而提高企業績效。而所有權性質在各模型回歸結果中都對企業績效產生了消極影響，但顯著性較低，結合相關性分析結果可以認為，相較于國有企業，非國有企業的績效表現更好。

(四)進一步分析

針對以上實證結果，進一步考證企業所有權異質性背景下CEO背景特征在環境規制與企業績效間關系中起到的調節作用，對于模型(2)至模型(6)，把所有數據按所有權性質分組并展開回歸分析，回歸分析統計情況在表5中列示。

根據表5模型(2)可知，在國有企業和非國有企業中CEO男性特征均會促進環境規制與企業績效的正相關關系，但這種促進作用不顯著。根據模型(3)，國有企業中CEO年齡能夠正向調節環境規制與企業績效的關系，非國有企業中CEO年齡則會起到負向調節作用，但國有企業中CEO年齡的正向調節作用并不顯著。國有企業中高管的經驗閱歷和人際資本能夠發揮較大作用，而非國有企業中則更需要具有相當精力和活力的年輕領導者。根據模型(4)，國有企業和非國有企業中CEO學歷均會對環境規制與企業績效間關系起到抑制作用，但在國有企業中這種抑制作用更為顯著，原因可能是能力差的人更愿意通過灰色渠道獲取高學歷包裝自己，并且國有企業中存在嚴重的裙帶關系。根據模型(5)，環境規制對企業績效的直接影響在國有企業中更為顯著，國有企業和非國有企業中CEO任期均會對環境規制與企業績效間關系起到正向調節作用，這種調節作用在非國有企業中更為顯著。非國有企業中任期較長的高管普遍具有更高的威望和更強的凝聚力，甚至可能是企業的“精神領袖”，從而在決策的制定和執行中有更好的表現。根據模型(6)，國有企業中CEO黨員身份并未發揮顯著且積極的調節作用，而在非國有企業中，擁有黨員身份的CEO則能顯著正向調節環境規制對企業績效的影響。

表5 產權性質分組回歸結果統計表

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(五)穩健性檢驗

(1)樣本縮尾處理。為剔除極端值對回歸結果的影響，本文對樣本進行上下1%的縮尾處理之后再次對模型(1)至模型(6)進行回歸，結果如表6所示，與前文回歸結果基本相同，主要結論未發生變化。

表6 縮尾處理穩健性檢驗

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(2)替換被解釋變量。本文將因變量企業績效的測度指標由資產收益率ROA置換為凈資產收益率ROE進行穩健性檢驗，以使前文回歸結果更具可信度，得到的穩健性檢驗結果在表7中列示。根據表7中各模型回歸結果顯示：環境規制與企業績效顯著正相關，環境規制執行越嚴格，企業績效表現越好；CEO性別正向調節環境規制與企業績效間關系，但不顯著；CEO年齡顯著負向調節環境規制與企業績效間關系；CEO學歷抑制了兩者間的正相關關系，但不顯著；CEO任期和黨員身份顯著促進了兩者間的正相關關系。可以判斷CEO背景特征對環境規制與企業績效間關系起到了顯著的調節作用，由此，穩健性檢驗中本研究的主要結論與前文中實證結果基本保持一致，說明本研究結論的可靠性較高。

表7 變量替換穩健性檢驗

續表

五、結論與啟示

(一)結論

本文對2014—2019年環境敏感行業(鋼鐵、化工、采掘、建筑材料)上市公司展開研究，探究環境規制與企業績效間存在何種相關關系，以驗證波特假說，并選擇CEO背景替代高管特征，進一步考證高管背景特征是否以及如何在二者間起到調節效應。研究發現：環境規制積極影響企業績效且效果顯著，CEO背景特征在其中起調節作用，結論支持了波特假說；不同的CEO背景特征對環境規制和企業績效間關系調節的方向和程度不同，CEO性別特征對二者的關系表現出正向的調節作用，但不顯著；CEO年齡特征對二者的關系表現出顯著的負向調節作用；CEO學歷特征對二者的關系表現出顯著的負向調節作用；CEO任期特征和黨員身份特征則表現出顯著的正向調節作用。

同時，在企業所有權異質性的視角下，這種調節作用也體現出較大差異。在國有企業和非國有企業中CEO男性性別會促進環境規制與企業績效的正相關關系，但不顯著；國有企業中CEO年齡特征能夠促進環境規制與企業績效的正相關關系，但不顯著，而非國有企業中CEO年齡特征則起到顯著的抑制作用；兩類所有權性質企業中CEO學歷特征均會對環境規制與企業績效間正向關系起到抑制作用，但在國有企業中這種抑制作用更加顯著；兩類所有權性質企業中CEO任期特征均會對環境規制與企業績效間正向關系起到強化效果，但在非國有企業中這種強化效果更加明顯。非國有企業中CEO黨員身份特征對環境規制與企業績效間正向關系產生了顯著且積極的影響，而這種影響作用在國有企業中并未得到支持。

(二)啟示

我國應進一步完善環境規制政策，加大環保執法力度，采用多元化的環境規制類型和方法促使企業進行治理創新、技術創新等以應對環境規制帶來的壓力，在履行環境義務的同時兼顧企業績效的提升。企業應該以積極的態度應對環境規制政策，不僅要恪守環境規制要求，履行環境義務，還要做出恰當的戰略調整來鞏固企業績效的提升。同時，企業在高管的選拔和培養上應該考慮背景特征的影響，不過于高估學歷的權重，高學歷可能并不代表高認知能力，應“不拘一格降人才”，企業高管也應不斷學習新知識、新觀念與新技能，發揮學習能力強的優勢以提高自身決策水平和能力，發揮任期長的高管的經驗優勢和信息全面優勢，鼓勵任期較長的高管時常在團隊內部分享經驗，使團隊成員的目標明晰，視野開闊，提升高管團隊的決策水平和企業的創新意識和創新能力。隨著柔性化管理成為當前組織發展的主流模式，女性領導者對組織管理帶來的影響正在日益凸現。企業中男性高管占據絕對高的比例，但高管男性性別的正向調節作用并不顯著，可適當提高女性高管的比重，重視女性高管的選拔和培養，發揮女性高管的責任意識和團隊活動積極性優勢，將對企業的重大決策行為產生較好的激勵與監督作用。女性領導者也應不斷提升領導力,拓展自身職業發展路徑。另外，非國有企業應注重高管選拔的年輕化，聘請優秀的青年高管，為企業注入活力，加大對擁有黨員身份高管的任用，注重基層黨組織建設，增強企業組織力和領導力，提升企業決策的創新性和環境適應性。

(三)研究局限與展望

本文以PITI指數這種較中觀層面的指標衡量環境規制，而異質性的存在使結論具有一定的局限性。在未來的研究中，要更加全面考慮指標的選擇和定義，例如環境規制的衡量應立足于企業微觀層面，考察異質性帶來的影響，從而真正在宏觀的環境規制政策和微觀的企業環境決策方面建立有效的聯系。CEO教育背景也可以深入考慮畢業院校的質量差異和所學專業與高管職位能力的相關性等。同時，還要考慮將更多的重要影響因素指標納入分析框架，進一步擴大樣本范圍，將更多行業納入研究樣本，從而使研究結論更具適用性。