員工學歷水平對企業環境績效影響研究

羅艷梅，孟敬也

（黑龍江大學經濟與工商管理學院，黑龍江哈爾濱 150080）

引言

改革開放以來，我國創造了經濟增長的奇跡，但環境保護與經濟增長之間的矛盾也日益突出。2020年9月，我國在聯合國大會上正式提出碳達峰碳中和目標。2021 年10 月，中共中央、國務院印發《關于完整準確全面貫徹新發展理念做好碳達峰碳中和工作的意見》，提出降低二氧化碳排放水平、構建綠色低碳循環發展經濟體系、提高非化石能源消費比重等具體舉措?！半p碳”目標的提出將引發一場廣泛而深刻的經濟社會系統性變革，在促進生態環境改善和經濟高質量發展的同時，也帶來一系列風險與挑戰。我國作為世界第一大工業國，工業企業仍然是污染排放的主體。根據生態環境部公布的數據，2021 年全國共下達環境處罰決定書13.28 萬份，環比增長5.3%，罰沒款數額總計116.87億元，環比增長41.9%?？梢姡髽I污染排放誘發的環境問題依舊不容忽視?！半p碳”背景下，如何在致力于可持續發展的同時實現經濟高質量發展，是企業必須回答的問題。

環境績效反映企業生產經營活動對自然環境的影響，是“雙碳”背景下探討的熱點問題。宏觀政策層面，學者們發現環境規制能夠顯著影響企業環境績效。在正式制度方面，已有研究采用大量準自然實驗方法，發現環境立法可以將環境污染外部性內部化，從而改善環境績效[1]，也有研究發現由于執法不嚴等原因，立法前后環境績效并未得到明顯改善[2]。在非正式制度方面，媒體監督能放大企業違反環境法規的后果，導致違法企業的聲譽在更大程度上受損，從而促進企業改善環境績效[3]，社會信任也能通過影響制度環境、經濟環境和企業行為等因素改善企業環境績效[4]。此外，作為重要的監管手段，政府環境審計具有更高的獨立性和更強的監督作用，能夠促使企業提高環境績效[5]，環保約談可以顯著改善被約談地區企業的環境表現[6]。微觀企業層面，學者們基于合法性理論和利益相關者理論，發現企業將環境信息披露作為粉飾其環境表現的工具，環境信息披露質量與企業環境績效呈負相關關系[7]，企業綠色文化可以通過促使企業制定綠色發展戰略提高企業環境績效[8]。股權結構和董事會結構等公司治理因素也會對企業環境績效產生積極影響[9]。國際化董事會融合了來自不同文化和制度背景的專家，相對于本土董事，國際化董事會更重視職業前景，也具有更豐富的跨國環境管理實踐經驗，能夠顯著促進企業改善環境績效[10]。學者們對企業環保投資與環境績效之間的關系也開展了廣泛研究，但尚未得到統一結論。一方面，環保投資可以通過幫助企業減少污染排放并提高資源利用效率改善企業環境表現[11]，另一方面，環保投資無法直接產生經濟效益而與傳統財務績效目標相沖突，這導致企業環保投資效率低下，無法有效提升環境績效[12]。

以高等教育為核心的人力資本積累是促進經濟發展和價值創造的重要因素[13]，企業人力資本與環境績效之間的互動關系也是學者們關注的重點。人力資本既包括高層管理者，也包括普通職工，二者共同影響企業價值最大化目標的實現程度[14]。現有文獻大多基于高階梯隊理論，研究高管特征對企業環境績效影響[15]。相對于弱勢CEO，擁有更多權利的CEO 對環境的關注度更高，也更容易利用其優勢地位增加企業在環境方面的投入，從而正向影響企業環境績效[16]。周暉和鄧舒（2017）[17]研究高管薪酬水平對企業環境績效的影響作用，發現二者呈現倒“U”型關系。當薪酬水平較低時，高管為了獲得良好的職業聲譽會更加注重企業環境問題；隨著薪酬水平不斷提高，高管會產生自利行為而減少對環境問題的關注。徐莉萍等（2018）[18]將企業社會責任報告中的高管致辭分為前瞻性語調和法律責任型語調，發現前者主要目的是聲譽管理，而后者可以顯著提高企業環境績效。綜上，現有文獻主要集中于高層管理者對企業環境績效的影響，然而管理者和員工都是企業價值的創造者[19]，二者形成的合力共同引導和約束企業的環境行為，現有文獻缺乏對員工與企業環境績效之間關系的關注。

本文基于員工知識能力視角，選取2013—2020 年滬深兩市重污染行業上市公司為樣本，探索員工學歷水平對企業環境績效的影響。主要貢獻體現在以下幾個方面：第一，從員工學歷水平的角度豐富了企業環境績效影響因素研究，突破現有文獻大多從高管層面探討人力資本對企業環境績效影響的局限性，為企業改善環境績效提供有益啟示；第二，以企業環境績效為落腳點，探討員工學歷水平能否改善企業環境績效，拓展了企業人力資本有效性的相關研究；第三，構建員工學歷水平影響企業環境治理的理論框架，考察員工學歷水平影響企業環境治理的具體機制和異質性，有助于明晰員工學歷水平對企業環境績效的影響機理，為實現人力資本與企業環境治理之間的有機協同提供重要理論支撐。

一、理論分析與假設提出

（一）員工學歷水平與環境績效

一方面，員工學歷可以通過影響企業戰略制定影響環境績效。在企業和員工相互依存的發展過程中，二者的價值觀相互影響、相互滲透，并最終對企業行為起到引導和約束作用。高學歷水平員工在受教育過程中不斷接受“環?！薄暗赖隆钡壤砟畹挠绊?，在價值觀和自我實現方面表現出更高要求[20]。隨著高學歷水平員工價值觀的延伸和滲透，企業價值觀不可避免地受到影響，表現在制定戰略時企業能夠更好地平衡生產經營與環境績效之間的關系。因此，擁有更多高學歷水平員工的企業傾向于選擇“人與自然和諧共生”的發展戰略從而表現出更好的環境績效。

另一方面，員工學歷可以通過影響企業環境風險識別影響企業環境績效。根據資源基礎理論，通過獲取包括人力資源、實物資源和組織資源在內的異質性資源并進行合理配置，企業可以提高核心能力并獲得持續競爭優勢[21]。高學歷員工作為企業的稀缺資源，較一般員工而言具有更高的洞察力和分析決策能力，更強調長期導向，對政策解讀能力更強。由于環境問題的負外部性，公司可能追求短期經濟利益而忽視生產經營活動對環境的影響。在綠色發展背景下，高學歷水平員工能夠幫助企業識別發展過程中面臨的環境風險、聚焦可持續發展目標，成為促使企業自愿遵守環境法規的重要內部力量[22]，進而推動企業進行環境治理。

因此，高學歷員工在實現綠色發展、落實生態文明建設中能夠發揮積極有效的作用，有助于提升企業環境績效?；谏鲜龇治?，本文提出假設1：

H1：員工學歷水平能夠顯著提高企業環境績效。

（二）員工學歷水平、創新能力與環境績效

作為企業核心競爭力，高學歷員工可以促使企業更好的生產、轉化資源，從而提高企業創新能力[23]。根據資源基礎理論，高學歷員工具有更強的資源整合能力和信息處理能力，他們最有可能對企業現有知識和技術提出疑問，并積極嘗試應用新知識。同時，高學歷員工可以提供更高質量的信息，改善企業信息環境，幫助管理層準確識別可能存在的風險和挑戰，提高企業創新意愿。高學歷員工對現有知識的有效整合可以幫助企業推陳出新，其學習能力、抗壓能力和風險把控能力也更強，有助于幫助企業制定科學的創新決策，提高創新成功的可能性。而環境方面的技術創新可以幫助企業減少生產末端污染物排放并促進資源循環使用，更好地改善企業環境績效，其他方面的創新可以通過革新技術形成污染前端預防，幫助企業生產出更環保的產品?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O2：

H2：員工學歷水平可以通過提高企業創新能力提高企業環境績效。

（三）員工學歷水平、社會責任與環境績效

員工知識能力的積累是企業履行社會責任的基礎，也是促進企業可持續發展的堅實力量。企業履行社會責任時會綜合考慮利益各方的訴求及成本和收益的關系。員工學歷水平越高，其受到倫理、法律和道德方面的教育越多，這將促使企業更加重視利益相關者的訴求，推動企業積極履行社會責任。社會責任本質上是減少社會成本或者增加社會收益，降低企業行為的負外部性。高學歷員工能理性分析社會責任為企業帶來的潛在收益，推動企業社會責任戰略的制定和施行。同時，高學歷員工在基礎教育中獲得的關鍵知識對企業生產經營、管理決策、研發創新等活動具有積極影響，這些異質性的知識和能力能夠幫助企業提高核心競爭力，增加企業履行社會責任的實力。而考慮生產經營活動對生態環境的影響是企業履行社會責任的重要途徑，因此企業履行社會責任可以顯著提高其環境績效。積極承擔社會責任的企業擁有更高的市場價值、更好的產品市場表現和財務績效[24]，這進一步構成了企業改善環境績效的基礎。基于上述分析，本文提出假設3。

H3：員工學歷水平可以通過推動企業積極履行社會責任提高企業環境績效。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

基于重污染行業對生態環境影響較大的考慮，本文選取2013—2020 年滬深兩市的A 股重污染行業上市公司為研究樣本。在此基礎上，剔除資不抵債、ST、*ST、PT等特殊處理的樣本，剔除上市時間不足一年、數據缺失的樣本，最后獲得2521個觀測值，具體分類列示于表1。本文所需環境數據來自彭博（Bloomberg）咨詢公司，員工學歷數據來源于上市公司年報并通過手工整理取得，公司財務數據來自CSMAR數據庫。

表1 行業選取及樣本分布

（二）變量定義

1.被解釋變量：環境績效（CEP）。目前國內外學者主要采用美國環保署有毒物質排放清單（TRI）數據庫和環境績效評分指數衡量企業環境績效，由于我國并未建立相關污染排放數據庫也沒有權威的環境績效排名，所以環境績效的衡量尚未得到統一。也有學者通過企業獲得的獎懲情況及環境信息披露情況進行打分，但賦分過程缺少統一標準導致主觀性較強。

楊東寧和周長輝（2004）[25]認為企業環境績效的衡量有廣義和狹義之分，前者是衡量企業環境合法性的定量化指標，后者是衡量企業持續改善環境表現的綜合效率和累積效果的定性化指標。本文借鑒Wang和Sarkis（2017）[26]的研究，采用彭博（Bloomberg）資訊公司ESG 信息披露得分中的環境維度評分作為企業環境績效的代理變量。Bloomberg ESG 的數據收集于公司年度報告、社會責任報告、公司網站及其他公開信息，最終評分由環境表現、社會責任和企業治理3個方面的分數加總得出。其中，環境維度的評分體系由氣候變化、生物多樣性、供應鏈、能源、廢水、廢氣和固體廢棄物7 個一級指標構成，Bloomberg ESG 還在一級指標的基礎上細分出46 個二級指標，并賦予每個指標不同權重，使環境維度最終評分結果由衡量企業污染控制效果的顯性指標和衡量企業污染預防和提高生態效率的隱形指標共同決定，能夠較為全面地反映企業環境績效。

2.解釋變量：員工學歷水平（Edu_uni）。現有文獻衡量員工學歷水平有比例法和平均受教育年限法兩種。本文借鑒王玨和祝繼高（2018）[27]的研究，以學歷為本科及以上的員工人數占企業在職員工總數的比例作為員工學歷水平的代理變量。同時，為了提高實證結果可靠性，在穩健性檢驗中使用平均受教育年限作為衡量員工學歷水平的替換變量。

3.中介變量：包括企業創新（RD）和企業社會責任（CSR）。

企業創新（RD）。企業創新的衡量有投入法和產出法兩種。其中，用企業獲得的專利數量作為企業創新績效的代理變量是產出法中最常見情況。但企業獲取專利難度較大，而且專利數量指標忽略了企業為改良性創新所做的努力，因此產出法可能導致企業創新績效被低估。鑒于此，本文采用投入法并借鑒李文貴和余明桂（2015）[28]的研究，將研發投入占營業收入的比率作為企業創新績效的代理變量。

企業社會責任（CSR）。借鑒賈興平和劉益（2014）[29]的研究，本文采用和訊網社會責任評級數據來衡量企業社會責任表現。

4.控制變量（Controls）。參考沈洪濤和周艷坤（2017）[6]、吳德軍和黃丹丹（2013）[15]的研究，選取以下控制變量：公司規模（Size）、公司年齡（Age）、資產負債率（Lev）、成長能力（Growth）、現金比率（Cash）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Board）、第一大股東持股比例（Top1）、股權制衡度（Balance）、產權性質（SOE）。同時，本文還控制了年度效應（Year）和行業效應（Industry）。變量具體定義見表2。

表2 變量定義

（三）實證模型

為檢驗假設H1，本文構建如下OLS 回歸分析模型：

為檢驗員工學歷水平是否可以通過促進企業創新和履行社會責任，改善企業環境績效，借鑒溫忠麟等（2004）[30]的研究構建中介效應檢驗模型檢驗假設H2和H3：

首先對模型（1）進行回歸，如果α1顯著為正，則員工學歷水平可以顯著提高企業環境績效，假設H1 得到驗證。然后對模型（2）和（3）進行回歸，如果模型（2）中的β1和模型（3）中的γ2均顯著為正，則說明中介效應成立，假設H2、H3得到驗證。

三、實證結果與分析

（一）描述性統計

表3列示了相關變量描述性統計結果。企業環境績效（CEP） 均值、中位數分別為12.678、10.853，最大值和最小值分別為51.938 和1.550，說明樣本公司環境績效總體水平偏低，標準差為8.709，樣本公司之間環境績效差異較大。員工學歷水平（Edu_uni）均值、最大值、最小值分別為0.227、0.716、0.024，說明所有樣本中本科及以上學歷的員工平均占比為22.7%，員工學歷水平最高的企業和最低的企業本科及以上學歷員工占比分別為71.6%和2.40%?？刂谱兞恐?，公司規模（Size）均值、中位數分別為23.195、23.120，資產負債率（Lev） 均值、中位數分別為0.452、0.460，產權性質（SOE）均值為0.558，與現有以重污染行業為樣本的文獻基本一致。

表3 描述性統計結果

（二）相關性分析

表4列示了變量相關性分析結果。員工學歷水平（Edu_uni） 與企業環境績效（CEP） 之間的Pearson 相關系數為0.106，且在1%水平上顯著。結果表明，員工學歷水平與企業環境績效顯著正相關，即員工學歷水平越高，企業環境表現越好，初步驗證了本文假設1。

表4 相關性分析

（三）基準回歸分析

表5列示了基準回歸分析結果。在員工學歷水平（Edu_uni）與環境績效（CEP）單獨回歸情況下，二者在1%水平上顯著正相關；在僅控制企業基本特征變量的情況下，二者在1%水平上呈現正相關；在控制現有變量情況下，二者同樣在1%水平上顯著正相關。以上結果均表明，員工學歷水平能夠顯著提高企業環境績效，假設1得到驗證。

表5 基準回歸結果

（四）影響機制檢驗

1.企業創新。企業創新中介效應回歸結果列示于表6。根據第（1） 列所示，員工學歷水平（Edu_uni）與企業創新（RD）在1%水平上正相關，說明高學歷水平員工可以提高企業創新能力。根據第（2）列所示，企業創新（RD）與企業環境績效（CEP）之間顯著正相關，可見企業創新的中介效應成立。Sobel 檢驗結果也證明企業創新在員工學歷水平與企業環境績效之間起到中介作用（Z=3.038，ρ＜0.01）。為進一步檢驗上述結論是否穩健，本文還采用Bootstrap 法檢驗中介效應，結論與上述一致。假設2得到驗證。

表6 中介效應檢驗結果

2.企業社會責任。企業社會責任中介效應的回歸結果列示于表6。根據第（3）列所示，員工學歷水平（Edu_uni）與企業社會責任（CSR）在1%水平上顯著為正，說明高學歷水平員工可以促進企業履行社會責任。根據第（4）列所示，企業社會責任（CSR）與企業環境績效（CEP）之間的相關系數也在1%水平上顯著為正，說明企業社會責任在員工學歷水平和企業環境績效之間起到中介作用。Sobel 檢驗結果也顯示企業社會責任在員工學歷水平和企業環境績效之間發揮中介作用（Z=2.247，ρ＜0.05）。為了證明中介作用的結論是否穩健，本文進一步采用Bootstrap 法進行檢驗，結論與上述一致。假設3得到驗證。

（五）穩健性檢驗

1.工具變量法。為緩解遺漏變量導致的內生性問題，本文使用工具變量法。借鑒鄭建明和孫詩璐（2020）[31]的研究，選取各城市“211 工程”大學數量作為工具變量（IV）。一方面，各城市“211 工程”大學數量與當地企業員工學歷水平密切相關，“211 工程”大學數量越多，當地企業員工學歷水平越高，滿足相關性假設；另一方面，各城市“211 工程”大學數量與隨機擾動項不相關，各城市“211工程”大學數量僅能通過員工學歷水平影響企業環境績效，而不能通過其他路徑影響企業環境績效，滿足外生性假設。此外，本文對該工具變量進行了弱工具變量檢驗，F 值為99.085，強烈拒絕了原假設，說明各城市“211 工程”大學數量不存在弱工具變量問題。工具變量法回歸結果列示于表7，第一階段結果顯示，IV與企業環境績效（CEP）正相關，在1%水平上通過顯著性檢驗，結果符合預期。第二階段回歸結果顯示，員工學歷水平（Edu_uni）系數在1%水平上顯著為正，可見使用工具變量法后，假設依然成立。

表7 穩健性檢驗結果

2.Heckman兩階段回歸法。員工學歷水平高的企業一般規模較大，有更多資源和空間改善環境績效，可能導致員工學歷水平高和員工學歷水平低的企業存在系統差異，進而產生樣本選擇偏差導致的內生性問題。本文借鑒張路等（2021）[32]的研究，按照員工學歷水平的年度行業中位數將樣本進行分組。若員工學歷水平超過年度行業中位數，取值為1，否則為0。第一階段，以員工學歷水平作為被解釋變量，引入各城市“211工程”大學數量（IV）以及其他全部控制變量進行Probit回歸，計算逆米爾斯比率IMR；第二階段，將計算出的逆米爾斯比率IMR 加入模型（1）進行OLS 回歸，以上回歸結果列示于表7?？梢钥闯?，第一階段IV 的系數顯著為正，第二階段員工學歷水平（Edu_uni）的系數也顯著為正，說明員工學歷水平可以顯著提高企業環境績效，即在使用Heckman兩階段回歸法之后，假設依然成立。

3.傾向得分匹配法。為了進一步緩解樣本選擇偏差導致的內生性問題，本文選擇傾向得分匹配法，分組方式同Heckman 兩階段分析法。匹配方法為半徑卡尺匹配，匹配變量為現有控制變量，采取有放回匹配，匹配后的回歸結果列示于表7?？梢?，使用傾向得分匹配法后，結果依然成立。

4.滯后一期。為緩解內生性問題，本文將核心解釋變量員工學歷水平（Edu_uni）和所有控制變量滯后一期。 結果顯示， 員工學歷水平（Edu_uni）的回歸系數為3.881，通過顯著性檢驗，假設依然成立。

5.替換變量。為克服變量衡量偏誤對回歸結果的影響，本文借鑒劉燁等（2022）[33]的研究，用平均受教育年限（博士及以上=10，碩士=7，本科=4，?？萍耙韵?3）構建可以衡量員工學歷水平的指標Edu_mean，替換解釋變量（Edu_uni）進行回歸，結果列示于表7。Edu_mean 的回歸系數為2.235，且在1%水平上顯著?？梢?，替換解釋變量后，研究假設依然成立。

四、進一步分析

（一）產權性質

作為我國企業的典型特征，產權性質對企業環境績效有著至關重要的影響。在不同產權性質的企業中，員工學歷水平對企業環境績效的影響可能存在差異。一方面，政府是國有企業實際控制人，國有企業可能會反映政府意志，積極改善環境績效，表現為政府的“監督”作用；另一方面，國有企業通常是一個地方的支柱性產業，政府可能會因為經濟發展的壓力，在環境治理方面對國有企業妥協，導致國有企業有更差的環境表現，表現為政府的“庇護”作用。鑒于此，本文認為產權性質可能會影響員工學歷水平與企業環境績效之間的關系。

為了考察員工學歷水平是否對不同產權性質的企業產生了異質性影響，本文將樣本分為國有企業和非國有企業兩個子樣本進行實證分析，回歸結果列示于表8。在非國有企業的組別中，員工學歷水平（Edu_uni）系數為6.624，且在1%水平上顯著；而在國有企業組別中，員工學歷水平（Edu_uni）與企業環境績效（CEP）之間沒有統計上的顯著關系。進一步采用Suest 檢驗，發現兩個組別中員工學歷水平（Edu_uni）系數在1%水平上存在差異。結果表明，員工學歷水平與企業環境績效之間的正相關關系只在非國有企業的子樣本中成立，在國有企業中不成立，證實政府對國有企業存在一定的“庇護”作用，且該作用抵消了員工學歷水平對企業環境績效的影響。

表8 異質性檢驗結果

（二）企業治理

現有研究表明，企業治理可以顯著提高環境績效[9]，高學歷員工擁有的異質性能力可以幫助其辨別管理層舞弊行為，并對管理層機會主義行為形成威懾作用，從而彌補企業治理的不足，幫助企業改善環境績效。本文借鑒于連超等（2022）[34]的研究，用監事會人數的自然對數作為企業治理環境的代理變量。作為重要的內部治理機構，監事會規模越大，其監督職能越強，這在一定程度上可以強化企業治理能力，緩解代理沖突。本文根據監事會規模的中位數，將全樣本分為監事會規模較小和監事會規模較大兩個子樣本，分組回歸的結果列示于表8。當企業監事會規模較小時，員工學歷水平（Edu_uni）與企業環境績效（CEP）之間顯著正相關，結果與全樣本一致；當企業監事會規模較大時，員工學歷水平（Edu_uni）與企業環境績效（CEP）之間沒有統計上的顯著關系。進一步采用Suest 檢驗，發現兩個組別員工學歷水平（Edu_uni）系數在5%水平上存在差異。結果表明，員工學歷水平對企業環境績效的正向影響只在企業監事會規模較小的子樣本中成立，證實了高學歷水平員工可以彌補企業治理環境的不足，改善企業環境績效。

（三）環境信息公開程度

由于環境問題的負外部性，企業積極參與環境治理的意愿較低，而由于信息不對稱等問題的存在，環境規制的實施效果往往和預期存在偏差，因此需要通過環境信息公開來緩解政府、企業和社會公眾之間的信息不對稱，提高環境治理效率。受不同地區環境信息公開程度的影響，員工學歷水平對企業環境績效的影響可能存在差別。本文借鑒祝樹金等（2022）[35]的研究，選取公眾環境研究中心（IPE） 與自然資源保護協會（NRDC）共同研發的污染源監管信息公開指數（PITI）作為環境信息公開程度的代理變量，研究地方環境信息公開程度對員工學歷水平與企業環境績效之間關系的影響。需要說明的是，目前PITI指數僅涵蓋了120個環保重點城市，且評估結果截止到2019 年，因此在回歸分析時本文不可避免地損失了非環保重點城市及2020 年度的878 個樣本，剩余觀測值數量為1643 個。本文根據樣本企業注冊地的PITI 指數中位數進行分組，將全樣本分為環境信息公開程度大和環境信息公開程度小兩個子樣本，分組回歸結果列示于表8。

對于環境信息公開程度大的子樣本來說，員工學歷水平（Edu_uni）與企業環境績效（CEP）之間的系數在1%水平上顯著正相關，而在環境信息公開程度小的子樣本中， 員工學歷水平（Edu_uni）與企業環境績效（CEP）之間的回歸系數未通過顯著性檢驗。進一步采用Suest 檢驗，發現兩個組別中員工學歷水平（Edu_uni）系數通過了差異性檢驗。結果表明，員工學歷水平與企業環境績效之間的正相關關系只在環境信息公開程度大的子樣本中成立，說明員工學歷水平和政府環境信息公開共同作用可以促進企業改善環境績效，而在環境信息公開強度較小的地區，員工學歷水平并不足以促進企業改善環境績效。

五、結論與建議

本文以企業人力資本為著眼點，以2013—2020 年滬深兩市A 股重污染行業上市公司為樣本，探討員工學歷水平對企業環境績效的影響。研究發現，員工學歷水平可以顯著提高企業環境績效，這一結論經過工具變量法、Heckman兩階段回歸法、傾向得分匹配法、解釋變量滯后一期、替換解釋變量的穩健性檢驗后依然成立。機制分析發現，員工學歷水平通過促進企業進行創新和履行社會責任改善企業環境績效。進一步進行異質性分析，本文發現員工學歷水平與企業環境績效之間的正相關關系在非國有企業、監事會規模較小、地方環境信息公開程度大的樣本中表現更為顯著。

本文研究結論為企業和政府共同努力改善企業環境績效提供了新思路。第一，企業應加大對人力資本的投入，提升員工整體學歷和素質，這不僅能夠增加企業核心競爭力，還可以改善環境績效，有利于企業實現綠色轉型。第二，企業應根據內外部環境調整戰略規劃，制定更有針對性的人才引進戰略，促使“員工學歷水平-企業創新-環境績效”和“員工學歷水平-企業社會責任-環境績效”的機制發揮作用。第三，政府應進行全面統籌規劃，從整體上提高企業員工知識能力水平與素質，助力“雙碳”目標實現。