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(chuàng)造了經濟增長的奇跡，但環(huán)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(lián)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(fā)《關于完整準確全面貫徹新發(fā)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(huán)發(fā)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(fā)一場廣泛而深刻的經濟社會系統(tǒng)性變革，在促進生態(tài)環(huán)境改善和經濟高質量發(fā)展的同時，也帶來一系列風險與挑戰(zhàn)。我國作為世界第一大工業(yè)國，工業(yè)企業(yè)仍然是污染排放的主體。根據(jù)生態(tài)環(huán)境部公布的數(shù)據(jù)，2021 年全國共下達環(huán)境處罰決定書13.28 萬份，環(huán)比增長5.3%，罰沒款數(shù)額總計116.87億元，環(huán)比增長41.9%?？梢姡髽I(yè)污染排放誘發(fā)的環(huán)境問題依舊不容忽視。“雙碳”背景下，如何在致力于可持續(xù)發(fā)展的同時實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展，是企業(yè)必須回答的問題。

環(huán)境績效反映企業(yè)生產經營活動對自然環(huán)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(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制能夠顯著影響企業(yè)環(huán)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(fā)現(xiàn)環(huán)境立法可以將環(huán)境污染外部性內部化，從而改善環(huán)境績效[1]，也有研究發(fā)現(xiàn)由于執(zhí)法不嚴等原因，立法前后環(huán)境績效并未得到明顯改善[2]。在非正式制度方面，媒體監(jiān)督能放大企業(yè)違反環(huán)境法規(guī)的后果，導致違法企業(yè)的聲譽在更大程度上受損，從而促進企業(yè)改善環(huán)境績效[3]，社會信任也能通過影響制度環(huán)境、經濟環(huán)境和企業(yè)行為等因素改善企業(yè)環(huán)境績效[4]。此外，作為重要的監(jiān)管手段，政府環(huán)境審計具有更高的獨立性和更強的監(jiān)督作用，能夠促使企業(yè)提高環(huán)境績效[5]，環(huán)保約談可以顯著改善被約談地區(qū)企業(yè)的環(huán)境表現(xiàn)[6]。微觀企業(yè)層面，學者們基于合法性理論和利益相關者理論，發(fā)現(xiàn)企業(yè)將環(huán)境信息披露作為粉飾其環(huán)境表現(xiàn)的工具，環(huán)境信息披露質量與企業(yè)環(huán)境績效呈負相關關系[7]，企業(yè)綠色文化可以通過促使企業(yè)制定綠色發(fā)展戰(zhàn)略提高企業(yè)環(huán)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(yè)環(huán)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(yè)前景，也具有更豐富的跨國環(huán)境管理實踐經驗，能夠顯著促進企業(yè)改善環(huán)境績效[10]。學者們對企業(yè)環(huán)保投資與環(huán)境績效之間的關系也開展了廣泛研究，但尚未得到統(tǒng)一結論。一方面，環(huán)保投資可以通過幫助企業(yè)減少污染排放并提高資源利用效率改善企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)[11]，另一方面，環(huán)保投資無法直接產生經濟效益而與傳統(tǒng)財務績效目標相沖突，這導致企業(yè)環(huán)保投資效率低下，無法有效提升環(huán)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(fā)展和價值創(chuàng)造的重要因素[13]，企業(yè)人力資本與環(huán)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(yè)價值最大化目標的實現(xiàn)程度[14]。現(xiàn)有文獻大多基于高階梯隊理論，研究高管特征對企業(yè)環(huán)境績效影響[15]。相對于弱勢CEO，擁有更多權利的CEO 對環(huán)境的關注度更高，也更容易利用其優(yōu)勢地位增加企業(yè)在環(huán)境方面的投入，從而正向影響企業(yè)環(huán)境績效[16]。周暉和鄧舒（2017）[17]研究高管薪酬水平對企業(yè)環(huán)境績效的影響作用，發(fā)現(xiàn)二者呈現(xiàn)倒“U”型關系。當薪酬水平較低時，高管為了獲得良好的職業(yè)聲譽會更加注重企業(yè)環(huán)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(huán)境問題的關注。徐莉萍等（2018）[18]將企業(yè)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(fā)現(xiàn)前者主要目的是聲譽管理，而后者可以顯著提高企業(yè)環(huán)境績效。綜上，現(xiàn)有文獻主要集中于高層管理者對企業(yè)環(huán)境績效的影響，然而管理者和員工都是企業(yè)價值的創(chuàng)造者[19]，二者形成的合力共同引導和約束企業(yè)的環(huán)境行為，現(xiàn)有文獻缺乏對員工與企業(yè)環(huán)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(yè)上市公司為樣本，探索員工學歷水平對企業(yè)環(huán)境績效的影響。主要貢獻體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，從員工學歷水平的角度豐富了企業(yè)環(huán)境績效影響因素研究，突破現(xiàn)有文獻大多從高管層面探討人力資本對企業(yè)環(huán)境績效影響的局限性，為企業(yè)改善環(huán)境績效提供有益啟示；第二，以企業(yè)環(huán)境績效為落腳點，探討員工學歷水平能否改善企業(yè)環(huán)境績效，拓展了企業(yè)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(yè)環(huán)境治理的理論框架，考察員工學歷水平影響企業(yè)環(huán)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(yè)環(huán)境績效的影響機理，為實現(xiàn)人力資本與企業(yè)環(huán)境治理之間的有機協(xié)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(huán)境績效

一方面，員工學歷可以通過影響企業(yè)戰(zhàn)略制定影響環(huán)境績效。在企業(yè)和員工相互依存的發(fā)展過程中，二者的價值觀相互影響、相互滲透，并最終對企業(yè)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(huán)?！薄暗赖隆钡壤砟畹挠绊懀趦r值觀和自我實現(xiàn)方面表現(xiàn)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(yè)價值觀不可避免地受到影響，表現(xiàn)在制定戰(zhàn)略時企業(yè)能夠更好地平衡生產經營與環(huán)境績效之間的關系。因此，擁有更多高學歷水平員工的企業(yè)傾向于選擇“人與自然和諧共生”的發(fā)展戰(zhàn)略從而表現(xiàn)出更好的環(huán)境績效。

另一方面，員工學歷可以通過影響企業(yè)環(huán)境風險識別影響企業(yè)環(huán)境績效。根據(jù)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(yè)可以提高核心能力并獲得持續(xù)競爭優(yōu)勢[21]。高學歷員工作為企業(yè)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(huán)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(huán)境的影響。在綠色發(fā)展背景下，高學歷水平員工能夠幫助企業(yè)識別發(fā)展過程中面臨的環(huán)境風險、聚焦可持續(xù)發(fā)展目標，成為促使企業(yè)自愿遵守環(huán)境法規(guī)的重要內部力量[22]，進而推動企業(yè)進行環(huán)境治理。

因此，高學歷員工在實現(xiàn)綠色發(fā)展、落實生態(tài)文明建設中能夠發(fā)揮積極有效的作用，有助于提升企業(yè)環(huán)境績效?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O1：

H1：員工學歷水平能夠顯著提高企業(yè)環(huán)境績效。

（二）員工學歷水平、創(chuàng)新能力與環(huán)境績效

作為企業(yè)核心競爭力，高學歷員工可以促使企業(yè)更好的生產、轉化資源，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力[23]。根據(jù)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(yè)現(xiàn)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(yè)信息環(huán)境，幫助管理層準確識別可能存在的風險和挑戰(zhàn)，提高企業(yè)創(chuàng)新意愿。高學歷員工對現(xiàn)有知識的有效整合可以幫助企業(yè)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(yè)制定科學的創(chuàng)新決策，提高創(chuàng)新成功的可能性。而環(huán)境方面的技術創(chuàng)新可以幫助企業(yè)減少生產末端污染物排放并促進資源循環(huán)使用，更好地改善企業(yè)環(huán)境績效，其他方面的創(chuàng)新可以通過革新技術形成污染前端預防，幫助企業(yè)生產出更環(huán)保的產品?；谏鲜龇治?，本文提出假設2：

H2：員工學歷水平可以通過提高企業(yè)創(chuàng)新能力提高企業(yè)環(huán)境績效。

（三）員工學歷水平、社會責任與環(huán)境績效

員工知識能力的積累是企業(yè)履行社會責任的基礎，也是促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的堅實力量。企業(yè)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(yè)更加重視利益相關者的訴求，推動企業(yè)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(yè)行為的負外部性。高學歷員工能理性分析社會責任為企業(yè)帶來的潛在收益，推動企業(yè)社會責任戰(zhàn)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(yè)生產經營、管理決策、研發(fā)創(chuàng)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(yè)提高核心競爭力，增加企業(yè)履行社會責任的實力。而考慮生產經營活動對生態(tài)環(huán)境的影響是企業(yè)履行社會責任的重要途徑，因此企業(yè)履行社會責任可以顯著提高其環(huán)境績效。積極承擔社會責任的企業(yè)擁有更高的市場價值、更好的產品市場表現(xiàn)和財務績效[24]，這進一步構成了企業(yè)改善環(huán)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(yè)積極履行社會責任提高企業(yè)環(huán)境績效。

二、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

基于重污染行業(yè)對生態(tài)環(huán)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(yè)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(shù)據(jù)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(huán)境數(shù)據(jù)來自彭博（Bloomberg）咨詢公司，員工學歷數(shù)據(jù)來源于上市公司年報并通過手工整理取得，公司財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1 行業(yè)選取及樣本分布

（二）變量定義

1.被解釋變量：環(huán)境績效（CEP）。目前國內外學者主要采用美國環(huán)保署有毒物質排放清單（TRI）數(shù)據(jù)庫和環(huán)境績效評分指數(shù)衡量企業(yè)環(huán)境績效，由于我國并未建立相關污染排放數(shù)據(jù)庫也沒有權威的環(huán)境績效排名，所以環(huán)境績效的衡量尚未得到統(tǒng)一。也有學者通過企業(yè)獲得的獎懲情況及環(huán)境信息披露情況進行打分，但賦分過程缺少統(tǒng)一標準導致主觀性較強。

楊東寧和周長輝（2004）[25]認為企業(yè)環(huán)境績效的衡量有廣義和狹義之分，前者是衡量企業(yè)環(huán)境合法性的定量化指標，后者是衡量企業(yè)持續(xù)改善環(huán)境表現(xiàn)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(huán)境維度評分作為企業(yè)環(huán)境績效的代理變量。Bloomberg ESG 的數(shù)據(jù)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(huán)境表現(xiàn)、社會責任和企業(yè)治理3個方面的分數(shù)加總得出。其中，環(huán)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(huán)境維度最終評分結果由衡量企業(yè)污染控制效果的顯性指標和衡量企業(yè)污染預防和提高生態(tài)效率的隱形指標共同決定，能夠較為全面地反映企業(yè)環(huán)境績效。

2.解釋變量：員工學歷水平（Edu_uni）?，F(xiàn)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(shù)占企業(yè)在職員工總數(shù)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(wěn)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(yè)創(chuàng)新（RD）和企業(yè)社會責任（CSR）。

企業(yè)創(chuàng)新（RD）。企業(yè)創(chuàng)新的衡量有投入法和產出法兩種。其中，用企業(yè)獲得的專利數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新績效的代理變量是產出法中最常見情況。但企業(yè)獲取專利難度較大，而且專利數(shù)量指標忽略了企業(yè)為改良性創(chuàng)新所做的努力，因此產出法可能導致企業(yè)創(chuàng)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(fā)投入占營業(yè)收入的比率作為企業(yè)創(chuàng)新績效的代理變量。

企業(yè)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(shù)據(jù)來衡量企業(yè)社會責任表現(xiàn)。

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(guī)模（Size）、公司年齡（Age）、資產負債率（Lev）、成長能力（Growth）、現(xiàn)金比率（Cash）、兩職合一（Dual）、董事會規(guī)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(yè)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(yè)創(chuàng)新和履行社會責任，改善企業(yè)環(huán)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(yè)環(huán)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(tǒng)計

表3列示了相關變量描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)環(huán)境績效（CEP） 均值、中位數(shù)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(huán)境績效總體水平偏低，標準差為8.709，樣本公司之間環(huán)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(yè)和最低的企業(yè)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(guī)模（Size）均值、中位數(shù)分別為23.195、23.120，資產負債率（Lev） 均值、中位數(shù)分別為0.452、0.460，產權性質（SOE）均值為0.558，與現(xiàn)有以重污染行業(yè)為樣本的文獻基本一致。

表3 描述性統(tǒng)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(yè)環(huán)境績效（CEP） 之間的Pearson 相關系數(shù)為0.106，且在1%水平上顯著。結果表明，員工學歷水平與企業(yè)環(huán)境績效顯著正相關，即員工學歷水平越高，企業(yè)環(huán)境表現(xiàn)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(huán)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(yè)基本特征變量的情況下，二者在1%水平上呈現(xiàn)正相關；在控制現(xiàn)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(yè)環(huán)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(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新中介效應回歸結果列示于表6。根據(jù)第（1） 列所示，員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新能力。根據(jù)第（2）列所示，企業(yè)創(chuàng)新（RD）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間顯著正相關，可見企業(yè)創(chuàng)新的中介效應成立。Sobel 檢驗結果也證明企業(yè)創(chuàng)新在員工學歷水平與企業(yè)環(huán)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(wěn)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(yè)社會責任。企業(yè)社會責任中介效應的回歸結果列示于表6。根據(jù)第（3）列所示，員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)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(yè)履行社會責任。根據(jù)第（4）列所示，企業(yè)社會責任（CSR）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間的相關系數(shù)也在1%水平上顯著為正，說明企業(yè)社會責任在員工學歷水平和企業(yè)環(huán)境績效之間起到中介作用。Sobel 檢驗結果也顯示企業(yè)社會責任在員工學歷水平和企業(yè)環(huán)境績效之間發(fā)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(wěn)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(wěn)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(shù)量作為工具變量（IV）。一方面，各城市“211 工程”大學數(shù)量與當?shù)仄髽I(yè)員工學歷水平密切相關，“211 工程”大學數(shù)量越多，當?shù)仄髽I(yè)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(shù)量與隨機擾動項不相關，各城市“211工程”大學數(shù)量僅能通過員工學歷水平影響企業(yè)環(huán)境績效，而不能通過其他路徑影響企業(yè)環(huán)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(xiàn) 值為99.085，強烈拒絕了原假設，說明各城市“211 工程”大學數(shù)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(yè)環(huán)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(shù)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(wěn)健性檢驗結果

2.Heckman兩階段回歸法。員工學歷水平高的企業(yè)一般規(guī)模較大，有更多資源和空間改善環(huán)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(yè)存在系統(tǒng)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(yè)中位數(shù)將樣本進行分組。若員工學歷水平超過年度行業(yè)中位數(shù)，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(shù)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(shù)顯著為正，第二階段員工學歷水平（Edu_uni）的系數(shù)也顯著為正，說明員工學歷水平可以顯著提高企業(yè)環(huán)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(xiàn)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(shù)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(shù)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(yè)的典型特征，產權性質對企業(yè)環(huán)境績效有著至關重要的影響。在不同產權性質的企業(yè)中，員工學歷水平對企業(yè)環(huán)境績效的影響可能存在差異。一方面，政府是國有企業(yè)實際控制人，國有企業(yè)可能會反映政府意志，積極改善環(huán)境績效，表現(xiàn)為政府的“監(jiān)督”作用；另一方面，國有企業(yè)通常是一個地方的支柱性產業(yè)，政府可能會因為經濟發(fā)展的壓力，在環(huán)境治理方面對國有企業(yè)妥協(xié)，導致國有企業(yè)有更差的環(huán)境表現(xiàn)，表現(xiàn)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(yè)環(huán)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(yè)產生了異質性影響，本文將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)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(yè)的組別中，員工學歷水平（Edu_uni）系數(shù)為6.624，且在1%水平上顯著；而在國有企業(yè)組別中，員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間沒有統(tǒng)計上的顯著關系。進一步采用Suest 檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個組別中員工學歷水平（Edu_uni）系數(shù)在1%水平上存在差異。結果表明，員工學歷水平與企業(yè)環(huán)境績效之間的正相關關系只在非國有企業(yè)的子樣本中成立，在國有企業(yè)中不成立，證實政府對國有企業(yè)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(yè)環(huán)境績效的影響。

表8 異質性檢驗結果

（二）企業(yè)治理

現(xiàn)有研究表明，企業(yè)治理可以顯著提高環(huán)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(yè)治理的不足，幫助企業(yè)改善環(huán)境績效。本文借鑒于連超等（2022）[34]的研究，用監(jiān)事會人數(shù)的自然對數(shù)作為企業(yè)治理環(huán)境的代理變量。作為重要的內部治理機構，監(jiān)事會規(guī)模越大，其監(jiān)督職能越強，這在一定程度上可以強化企業(yè)治理能力，緩解代理沖突。本文根據(jù)監(jiān)事會規(guī)模的中位數(shù)，將全樣本分為監(jiān)事會規(guī)模較小和監(jiān)事會規(guī)模較大兩個子樣本，分組回歸的結果列示于表8。當企業(yè)監(jiān)事會規(guī)模較小時，員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間顯著正相關，結果與全樣本一致；當企業(yè)監(jiān)事會規(guī)模較大時，員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間沒有統(tǒng)計上的顯著關系。進一步采用Suest 檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個組別員工學歷水平（Edu_uni）系數(shù)在5%水平上存在差異。結果表明，員工學歷水平對企業(yè)環(huán)境績效的正向影響只在企業(yè)監(jiān)事會規(guī)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(yè)治理環(huán)境的不足，改善企業(yè)環(huán)境績效。

（三）環(huán)境信息公開程度

由于環(huán)境問題的負外部性，企業(yè)積極參與環(huán)境治理的意愿較低，而由于信息不對稱等問題的存在，環(huán)境規(guī)制的實施效果往往和預期存在偏差，因此需要通過環(huán)境信息公開來緩解政府、企業(yè)和社會公眾之間的信息不對稱，提高環(huán)境治理效率。受不同地區(qū)環(huán)境信息公開程度的影響，員工學歷水平對企業(yè)環(huán)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(huán)境研究中心（IPE） 與自然資源保護協(xié)會（NRDC）共同研發(fā)的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）作為環(huán)境信息公開程度的代理變量，研究地方環(huán)境信息公開程度對員工學歷水平與企業(yè)環(huán)境績效之間關系的影響。需要說明的是，目前PITI指數(shù)僅涵蓋了120個環(huán)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(huán)保重點城市及2020 年度的878 個樣本，剩余觀測值數(shù)量為1643 個。本文根據(jù)樣本企業(yè)注冊地的PITI 指數(shù)中位數(shù)進行分組，將全樣本分為環(huán)境信息公開程度大和環(huán)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(huán)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(yè)環(huán)境績效（CEP）之間的系數(shù)在1%水平上顯著正相關，而在環(huán)境信息公開程度小的子樣本中， 員工學歷水平（Edu_uni）與企業(yè)環(huán)境績效（CEP）之間的回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗。進一步采用Suest 檢驗，發(fā)現(xiàn)兩個組別中員工學歷水平（Edu_uni）系數(shù)通過了差異性檢驗。結果表明，員工學歷水平與企業(yè)環(huán)境績效之間的正相關關系只在環(huán)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(huán)境信息公開共同作用可以促進企業(yè)改善環(huán)境績效，而在環(huán)境信息公開強度較小的地區(qū)，員工學歷水平并不足以促進企業(yè)改善環(huán)境績效。

五、結論與建議

本文以企業(yè)人力資本為著眼點，以2013—2020 年滬深兩市A 股重污染行業(yè)上市公司為樣本，探討員工學歷水平對企業(yè)環(huán)境績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，員工學歷水平可以顯著提高企業(yè)環(huán)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(wěn)健性檢驗后依然成立。機制分析發(fā)現(xiàn)，員工學歷水平通過促進企業(yè)進行創(chuàng)新和履行社會責任改善企業(yè)環(huán)境績效。進一步進行異質性分析，本文發(fā)現(xiàn)員工學歷水平與企業(yè)環(huán)境績效之間的正相關關系在非國有企業(yè)、監(jiān)事會規(guī)模較小、地方環(huán)境信息公開程度大的樣本中表現(xiàn)更為顯著。

本文研究結論為企業(yè)和政府共同努力改善企業(yè)環(huán)境績效提供了新思路。第一，企業(yè)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(yè)核心競爭力，還可以改善環(huán)境績效，有利于企業(yè)實現(xiàn)綠色轉型。第二，企業(yè)應根據(jù)內外部環(huán)境調整戰(zhàn)略規(guī)劃，制定更有針對性的人才引進戰(zhàn)略，促使“員工學歷水平-企業(yè)創(chuàng)新-環(huán)境績效”和“員工學歷水平-企業(yè)社會責任-環(huán)境績效”的機制發(fā)揮作用。第三，政府應進行全面統(tǒng)籌規(guī)劃，從整體上提高企業(yè)員工知識能力水平與素質，助力“雙碳”目標實現(xiàn)。