环境规制、高管背景特征与企业绩效的实证研究

唐久芳，易 悦

(湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201)

一、引言

十九大报告有别于以往要求经济维持较高水平的发展速度，即以速度取胜，现阶段要求将经济发展质量放在首位，即以质量取胜。而推动经济高质量发展必须坚持“创新、协调、绿色、开放、共享”的新发展理念,坚持经济发展与环境保护并重，可见生态文明建设和经济高质量发展已成为当前我国关注的重点领域之一，环境敏感行业企业既要应对环境规制带来的压力，也要紧握环境规制带来的发展机遇，从而实现环境保护与企业绩效提升的双赢。

企业是否进行绿色行为以及其绿色行为的程度如何，主要受到政府监督管理的影响[1]，环境规制政策作为实现可持续发展战略的重要一环，也必然对企业的绩效产生直接影响。波特假说认为，环境规制会促进企业绩效的提升，环境规制要求企业在决策过程中既考虑到环境履责，又考量企业绩效的改善，环境履责需要付出一定的机会成本，而大多数利益相关者都希望企业进行绿色行为减少环境污染，将负外部性影响内部化。根据利益相关者理论，高管犹如企业的大脑，他们需要避免因过分重视股东权益，忽视其他间接利益相关者的权益，从而造成利益失衡，在制定和执行企业决策和战略中起着决定性的作用[2]。随着行为决策理论的提出，人们开始对决策者的个体因素加以重视。而高层梯队理论的提出，则对决策者个体因素的影响展开了较为具体的研究。高层梯队理论指出，作为企业决策者的高级管理人员，其背景特征对其决策过程中的思维方式和选择倾向具有相当关键的作用，以致形成不同的决策结果和决策效果，从而在环境规制与企业绩效间的相关关系中可能起到一定的调节作用[3]。本文将“背景特征—行为决策—绩效表现”的作用路径纳入环境规制与企业绩效的分析框架中，从而探究高管背景特征在环境规制与企业绩效间的调节效应。不同背景特征的管理者，一方面对环境规制政策的响应程度存在差异，另一方面，其个人特质和需求层次以及是否将环境战略纳入企业整体战略范畴加以考量等也将关系到战略决策制定的合理性和有效性，从而影响环境履责与绩效提升双赢机制的实现。

作为企业高管团队的核心，CEO负责管理和组织企业的重要资源以实现其战略目标，是企业战略决策的创建者和实施者，其能力优势和个人特质在企业绩效表现中起着关键性作用[4]。值得指出的是，有研究发现，在低污染行业中，由于企业本身环保方面的技术可优化性不高、具有漂绿行为激励、政府的环境规制执行力度较轻等原因，导致环境规制存在扭曲效应，成效不够理想[5]。基于此，本文以2014—2019年环境敏感行业(钢铁、化工、采掘、建筑材料)上市公司为研究对象，检验环境规制对企业绩效的影响，以验证波特假说，选择CEO背景替代高管特征，探究高管背景特征如何在其中起到调节作用，并按产权性质分组回归，分析在国有企业和非国有企业之间这种调节作用的异质性，以期企业能够更好地适应环境规制、促进企业绩效提升，为不同属性企业在高管选拔、战略选择以及应对环境规制等方面提供参考方向和实践路径。

本文的贡献在于：①与以往单纯研究环境规制对企业绩效的影响或者研究技术创新、环境投资等在两者之间的中介效应不同，本文基于企业决策的视角，考虑了高管背景特征在两者间的调节效应。②本文从多个方面对高管背景特征进行指标的选择，基于中国本土化情境，考虑了高管的党员身份特征，并按照产权性质进行分组，为不同产权性质的企业在高管的选拔和培养上提供了较为具体的参考。③本文考量高管硕士学历类别在企业决策中发挥作用的差异，不同类别赋值不同，进而分析高管学历特征在环境规制与企业绩效间的调节效应。

二、文献综述和研究假设

(一)环境规制与企业绩效

对目前国内外关于环境规制与企业绩效间关系的实证研究进行整理发现，大体可以归纳为两者负相关的制约假说、两者正相关的波特假说以及两者关系不确定的不确定性假说三种观点[6]。制约假说认为企业在环境规制要求下，对污染治理花费的额度增加，而企业本身的生产技术水平未获得提升则会导致生产成本的上升，从而会降低企业绩效。叶红雨和杨静(2020)[7]对2011—2015年重污染行业上市公司展开研究，探究环境规制与企业绩效间关系，最终结果表明，环境规制与企业绩效呈负相关关系。Darnall 等(2007)[8]的发现也表明环境规制执行过于严苛将致使企业绩效受到消极影响。而波特假说的观点是，恰当的环境规制执行引导企业做出一系列绿色创新举措，而因环境履责投入的初始成本也将消弭于由此类举措所获得的生产效率的进步中，甚至形成一种长期的成本领先优势，使企业绩效得以改善[9]。Zailani等(2015)[10]调查了马来西亚汽车供应行业的153家公司，研究结论是环境规制对绿色创新举措产生了积极影响。颉茂华等(2014)[11]采用Hamamoto的两阶段方法对即期和滞后期的环境规制、R&D投入与企业绩效间关系进行考证，结果表明，短期内环境规制与企业绩效存在负相关关系，但对改善企业的中长期绩效具有积极作用。其他学者通过对重污染行业上市公司的研究也验证了环境规制与企业绩效间的正相关关系(胡立新和王彩铃，2020[12]；许东彦等，2020[13]；柴广成和袁成康，2020[14])。不确定性假说持有的观点是，由于在行业、环境以及政府执行等方面无法保持一致性，致使环境规制和企业绩效之间将产生诸多无法确定的影响要素，因此无法断定二者间的相互作用是正相关、负相关亦或是不相关[15]。胡元林等(2018)[16]对2009—2015年重污染行业上市公司进行实证研究，结果显示，环境规制并未对企业绩效产生显著的影响。

本文认为，随着环境规制力度增强，企业必将面临一定的成本投入压力，甚至使企业绩效受损。而企业本质上是一种资源配置的机制，作为企业的管理者，面对此外部性因素，也势必在企业生产计划和战略决策等方面做出调整以应对环境规制带来的不利影响，例如更新购置生产和污染处理设备，增加绿色产品的生产，实行金融化战略和创新战略等，从而在履行环境规制要求的同时，实现企业绩效的健康可持续发展。基于此，本文提出假设1：

H1：环境规制与企业绩效显著正相关。

(二)CEO背景特征在环境规制与企业绩效之间的调节作用

环境规制政策下，企业应兼顾环境保护与自身绩效提升，此时企业应对环境规制而做出的一系列决策和战略安排就尤为关键，而高层梯队理论明确了高管背景特征在企业决策和战略制定中的重要性，作为企业高管精英团体的核心，CEO能够决定企业关键资源的用途，并且能够主导企业战略决策的制定和执行，其能力高低和特质优劣将与企业绩效的好坏息息相关。因此，本文认为CEO背景特征将在环境规制与企业绩效间的相关关系中起到一定的调节作用，参考相关文献，考虑到背景特征的可量化性和数据的可得性，本文具体选择了CEO的性别、年龄、学历、任期和党员身份特征进行研究。

(1)CEO性别的调节作用。诸多心理学和社会学方面的研究结果指出，相较于男性，女性的道德标准更严格，战略决策的制定更为稳健，利他主义和协作沟通能力也更强，且女性领导力特质与当下流行的柔性化管理模式也更为契合，由此女性CEO在环境义务承担和企业绩效提升的平衡中可能更具优势。海本禄等(2020)[17]研究发现，对研发进行投资以提高企业绩效的途径在以女性担任CEO的公司中更加有效。另外，李文昌和戴宜静(2016)[18]、温娜(2019)[19]通过对高管背景特征的研究，也得出女性高管比例与企业绩效存在正相关关系的结论。基于此，本文提出假设2：

H2：CEO为女性会正向调节环境规制与企业绩效之间的关系。

(2)CEO年龄的调节作用。CEO的年龄一方面能为其带来丰富的阅历和经营管理经验，积累大量人脉关系和社会资本，但从另一方面来看，随着CEO年龄的增长，精力和活力都面临不同程度的下降，容易形成较为僵化的认知模式，更倾向于规避风险，从而导致接受新观点新事物的能力和创新变革的执行力都有所降低。而环境规制对企业决策者的创新思维和执行力提出了更高的要求，因此年龄较大的CEO可能无法满足环境规制下企业绩效得以显著提升的要求，即高龄CEO可能会在相当程度上削弱环境规制与企业绩效间的正相关关系。张璇(2015)、钟熙等(2018)[20-21]的研究结果也佐证了这个观点，即CEO的年龄越大，企业绩效的表现越差。基于此，本文提出假设3：

H3：CEO年龄会负向调节环境规制与企业绩效之间的关系。

(3)CEO学历的调节作用。受教育程度不但能体现管理者在学习和沟通等方面的能力和技巧，还能在一定程度上表征出管理者的性格，以及其在认知、思维方式和价值观念等方面的先进性。在环境规制背景下，这些特质将对管理者的适应能力和决策水平造成不容忽视的影响。一般而言，高教育水平的CEO更有能力适应复杂多变的外部环境，更善于吸收新技术、新知识，做出符合当前环境需要并且有利于企业绩效提升的决策，从而能够在环境规制不断加强的背景下表现得更好。Sani Saidu(2019)通过考察CEO的所有权、教育水平和出生对企业绩效的影响，发现CEO教育水平能够提高企业的盈利能力[22]。张璇(2015)[20]，李文昌等(2016)[18]以及温娜(2019)[19]的研究也支持了高管教育背景与企业绩效显著正相关的结论。基于此，本文提出假设4：

H4：CEO学历会正向调节环境规制与企业绩效之间的关系。

(4)CEO任期的调节作用。CEO任期长短一方面能够体现管理者的经营管理经验是否丰富，另一方面也能相当程度上表征出管理者的社会阅历和经营管理水平的高低。在环境规制对企业绩效的作用过程中，要求企业决策者充分考虑环境履责和企业绩效的提升，而较长任期的管理者更愿意在任期内制订长远的可持续发展的战略计划。并且环境规制会促使企业树立良好的企业形象，任期长的管理者也更注重维持自身声誉，社会责任感更强，更愿意承担企业社会责任，进而能在环境规制与企业绩效间扮演积极的角色。而任期较短的管理者，往往在任职初期有更大的业绩压力，会导致其在决策过程中过于关注企业绩效的提升而忽视环境规制的要求，从而对环境规制与企业绩效的正相关关系产生消极影响。马彩凤和彭正银(2019)[23]的研究成果显示，CEO任期能够显著促进企业真实绩效的改善，且这种积极作用能够持久稳定地存在。基于此，本文提出假设5：

H5：CEO任期会正向调节环境规制与企业绩效之间的关系。

(5)CEO党员身份的调节作用。立足于中国特色文化情境，具有党员身份的管理者受到独特的政治意识形态影响，往往具有更强的利他倾向和更高的道德标准和需求层次，从而影响企业的经营决策。首先，严格的选拔标准使得共产党员身份在一定程度上成为CEO个人能力和其他优秀品质的集中表征，意味着其具备较高的决策水平。其次，拥有共产党员身份的CEO在响应环境规制等政策时具有更高的积极性，也更愿意承担一定的社会责任，注重自身声誉，违规行为也更少[24]。另外，党员独特的价值观念使得CEO在平衡各方利益、兼顾环境保护与绩效提升的决策过程中具有更好的表现。基于此，本文提出假设6：

H6：CEO党员身份会正向调节环境规制与企业绩效之间的关系。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文的PITI指数得分从2014年至2019年的《年度120城市污染源监管信息公开指数(PITI)报告》中手工整理而来，相关财务指标数据、CEO背景特征数据及其他控制变量数据均在CSMAR数据库及新浪财经网进行搜集，数据整理、分析采用Excel、Stata15软件。

(二)变量设置

被解释变量为企业绩效，本文模型中以学界广泛应用的资产收益率(ROA)作为衡量企业绩效的替代变量，文中，ROA为净利润在总资产平均余额中所占的比例，用以度量企业全部投入资产的效益水平，能够较为全面地体现出企业的综合能力高低和绩效好坏。

解释变量为环境规制和CEO背景特征。①环境规制(PITI)以公司注册所在地PITI指数评分进行衡量，PITI指数评分越高，说明该城市的信息公开越全面、越透明，环境监管程度越强，反之，PITI指数评分越低，则表示环境监管程度越弱。②CEO背景特征主要对CEO的性别、年龄、学历、任期和党员身份加以考量。CEO的性别(Gen)为男性则赋值为1，反之则赋值为0；年龄(Age)指样本数据当年CEO的年龄；学历(Deg)指样本数据当年CEO的最高学历(考虑到MBA/EMBA学历的CEO具有更广阔的决策视野，在企业决策中的作用要优于普通硕士研究生学历，于是将其赋值为5)；任期(Ten)指CEO起任时间到报告年度截止或其离职时间的任期总时长，以月为单位;具有共产党员身份(DY)的CEO赋值为1，否则为0。

控制变量择取了企业规模、股权集中度、股权制衡度、公司年龄、董事会规模、监事会规模以及所有权性质。①企业规模(Size)为期末总资产的自然对数；②股权集中度(CR1)为期末第一大股东持股比例；③股权制衡度(CR210)为期末第二至第十大股东持股比例之和；④公司年龄(AGE)为截至报告年份公司的上市时长，以年为单位；⑤董事会规模(Dsize)为董事会总人数；⑥监事会规模(Jsize)为监事会总人数；⑦所有权性质(GOV)，样本企业所有权归属为国有则赋值为1，非国有则赋值为0。变量定义及说明见表1所示。

表1 主要变量及说明

(三)模型设定

本文参考胡元林和杨雁坤(2014)[6]的做法，结合2014—2019年环境敏感行业(钢铁、化工、采掘、建筑材料)上市公司的相关数据，基于前文研究假设，为检验环境规制对企业绩效的影响，以PITI指数得分衡量环境规制强度作为解释变量，以资产收益率ROA衡量企业绩效作为因变量，从而构建出模型(1)：

ROAi，t=α0+α1PITIi，t+ΣControls+ε

(1)

为检验CEO性别特征在环境规制与企业绩效间的调节效应，另将CEO性别特征(Gen)与PITI指数得分的交互项作为解释变量，从而构建出模型(2)：

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

(2)

为检验CEO年龄特征在环境规制与企业绩效间的调节效应，另将CEO年龄特征(Age)与PITI指数得分的交互项作为解释变量，从而构建出模型(3)：

2.1 心理护理 患者在经历过紫杉醇过敏不良反应后会产生恐惧、怀疑、失望等各种复杂心理，主动做好患者和家属的解释工作，消除不良心理，让他们参与诊治过程，讨论再输注技术，并向他们介绍此种药物再输注时仍有可能出现的不良反应和对策，了解其治疗价值及安全性，以解除他们的心理负担从容面对化疗［3］。

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

(3)

为检验CEO学历特征在环境规制与企业绩效间的调节效应，另将CEO学历特征(Deg)与PITI指数得分的交互项作为解释变量，从而构建出模型(4)：

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

(4)

为检验CEO任期特征在环境规制与企业绩效间的调节效应，另将CEO任期特征(Ten)与PITI指数得分的交互项作为解释变量，从而构建出模型(5)：

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

(5)

为检验CEO党员身份在环境规制与企业绩效间的调节效应，另将CEO党员身份特征(DY)与PITI指数得分的交互项作为解释变量，从而构建出模型(6)：

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

(6)

以上各模型中，ROAi,t为第t期的资产收益率，PITIi,t为第t期的环境规制强度，Controls为一系列控制变量[其中，在模型(2)至模型(6)，控制变量还包括除本模型中交互项外的其他CEO背景特征]，_PITI为各CEO背景特征与环境规制的交互项，α0、α1、α2是相关变量的系数，ε为残差项。

四、实证分析

(一)描述性统计

由表2的描述性统计可知，资产收益率(ROA)的平均值为0.032，标准差为0.078，最小值为-1.138，最大值为0.397,说明环境敏感行业企业的绩效普遍偏低，且由最值可以看出企业间绩效表现存在较大落差。环境规制强度(PITI)的均值为53.749，中位数为55.5，标准差为16.037，最大值和最小值分别为82.4和8.3，可见样本企业总体环境规制强度处于中等偏低水平，距离及格分数60还存在一定差距，并且环境规制强度在不同城市间存在显著差异。CEO性别(Gen)的均值为0.945，表示样本企业-年度数据中94.5%的CEO为男性，可见女性CEO占比非常低，对女性高管的培养不够重视。CEO年龄(Age)均值为50.595，标准差5.841，最大值和最小值分别为75和32，中位数为51，年龄总体水平较高且样本企业间存在较明显差异。CEO学历(Deg)均值为3.591，可见样本企业中CEO的最高学历普遍处于本科和硕士之间，学历不算高，可能CEO的选拔依据主要考虑了管理者的工作能力和工作经验。CEO的任期(Ten)均值为49.505，标准差为40.749，说明样本企业CEO的任期普遍很长，平均任期约四年，但不同样本企业间也存在显著的差异。CEO党员身份(DY)均值0.432，接近一半的CEO为共产党员。企业规模(Size)均值为22.449，标准差为1.539，最大值和最小值分别为28.64和18.84，规模最值跨距大但总体分布较为集中。股权集中度(CR1)均值为35.672，标准差为16.015，最小值为4.16，最大值为87.46。股权制衡度(CR210)均值为21.834，标准差为12.559。董事会规模(Dsize)均值为8.69，最大值和最小值分别为20和4，样本企业董事会人数一般在9人左右。监事会规模(Jsize)均值为3.843，中位数为3，样本企业中监事会人数一般为3～4人。公司年龄(AGE)均值为18.571，中位数为18，标准差为8.53，样本中有只上市了5年的新上市公司，也有上市逾百年的老牌上市公司。所有权性质(GOV)均值为0.451，说明样本中非国有企业占比更高。

表2 变量的描述性统计

续表

(二)相关性统计分析

表3列出了相关性统计结果，普遍认为，通常情况下，当各变量间相关系数均控制在0.7之下时，可以排除模型共线性严重的问题的影响。观察表3中所列示相关性检验的结果，所有变量之间的相关系数普遍低于0.2，且均在0.5之下，据此可以判断本文模型共线性严重的问题不存在。环境规制强度(PITI)与企业资产收益率(ROA)在1%的水平上显著正相关，相关系数为0.095，H1得到初步验证，即执行更加严格的环境规制能够改善企业绩效。CEO学历(Deg)与企业资产收益率(ROA)在10%的水平上显著负相关，相关系数为-0.049，学历越高的CEO所在企业的绩效表现反而越差。此外，还可以看出控制变量Size、CR1、CR210、AGE、GOV、Dsize、Jsize之间相关性也是比较明显，且相关系数均不高于0.5，多重共线性的影响很小，说明控制变量的选取比较合理。

表3 变量之间的相关性检验结果

(三)回归分析

模型(1)至模型(6)的回归分析统计在表4中列示。从模型(1)能够看到，环境规制和企业绩效的相关关系显著为正(系数0.0005，p<0.01)，随着环境规制执行力度的增强，能够带动企业绩效的提升，H1通过了显著性检验。

表4 回归结果统计表

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模型(2)中CEO的男性性别正向调节环境规制与企业绩效的关系，但不显著，H2未得到支持，主要原因可能是样本中女性CEO的占比非常低，其发挥的作用和影响得不到准确验证，但本文的实证结果也表明在样本占比如此高的情况下，男性CEO并未能在环境规制与企业绩效间发挥显著的积极作用，因此，有必要考虑适当增加女性CEO的比例，以期发挥女性高管的特定优势和作用。

模型(3)中CEO年龄对环境规制与企业绩效间关系呈现负向调节作用，且在5%的水平下显著，随着CEO年龄增大，环境规制与企业绩效间的正相关关系受到抑制，H3通过了显著性检验。

模型(4)中CEO学历对环境规制与企业绩效具有显著的负向调节作用(系数-0.0001，p<0.1)，虽然通过了显著性检验，但回归结果与H4相反，为排除MBA/EMBA赋值的影响，将其赋值调整为4(硕士研究生学历)对模型(4)进行重新回归，结果的显著性降低，但符号依然为负，且在相关性分析中，CEO学历与企业绩效亦显著负相关。原因可能是学历水平高低和实际的经营管理水平高低不一定能相互匹配，无法保证拥有高教育水平的优秀学生也能够扮演好一位优秀的企业家角色。毕业学校的质量水平和专业的不相关性也会影响CEO的决策能力，另外，相对于在校学习，相同时间的工作经验可能会获得更优的工作才能，对公司的经营管理工作有更大的帮助，即学历的重要性被过于高估。

模型(5)中CEO任期对环境规制与企业绩效间关系呈现出显著积极的调节作用(系数2.35e-06，p<0.05)，较长的任期使得CEO做出长远规划，具备更强的社会责任感，在决策过程中会兼顾环境履责和企业长远发展，从而在环境规制与企业绩效间产生显著的正向调节作用，H5通过了显著性检验。

模型(6)中CEO党员身份显著正向调节环境规制与企业绩效间关系(系数0.0002，p<0.01)，拥有共产党员身份的CEO具有更强的社会责任感，积极响应环境规制政策并做出适当的战略决策调整，推动企业的健康可持续发展，对环境规制与企业绩效间关系产生积极影响，H6通过了显著性检验。

另外，通过模型(1)至模型(6)可知，股权集中度在各模型回归结果中都对企业绩效产生了显著的正向影响，原因可能是企业的高股权集中度能够一定程度降低代理成本，避免决策低效率的情况发生，进而提高企业绩效。而所有权性质在各模型回归结果中都对企业绩效产生了消极影响，但显著性较低，结合相关性分析结果可以认为，相较于国有企业，非国有企业的绩效表现更好。

(四)进一步分析

针对以上实证结果，进一步考证企业所有权异质性背景下CEO背景特征在环境规制与企业绩效间关系中起到的调节作用，对于模型(2)至模型(6)，把所有数据按所有权性质分组并展开回归分析，回归分析统计情况在表5中列示。

根据表5模型(2)可知，在国有企业和非国有企业中CEO男性特征均会促进环境规制与企业绩效的正相关关系，但这种促进作用不显著。根据模型(3)，国有企业中CEO年龄能够正向调节环境规制与企业绩效的关系，非国有企业中CEO年龄则会起到负向调节作用，但国有企业中CEO年龄的正向调节作用并不显著。国有企业中高管的经验阅历和人际资本能够发挥较大作用，而非国有企业中则更需要具有相当精力和活力的年轻领导者。根据模型(4)，国有企业和非国有企业中CEO学历均会对环境规制与企业绩效间关系起到抑制作用，但在国有企业中这种抑制作用更为显著，原因可能是能力差的人更愿意通过灰色渠道获取高学历包装自己，并且国有企业中存在严重的裙带关系。根据模型(5)，环境规制对企业绩效的直接影响在国有企业中更为显著，国有企业和非国有企业中CEO任期均会对环境规制与企业绩效间关系起到正向调节作用，这种调节作用在非国有企业中更为显著。非国有企业中任期较长的高管普遍具有更高的威望和更强的凝聚力，甚至可能是企业的“精神领袖”，从而在决策的制定和执行中有更好的表现。根据模型(6)，国有企业中CEO党员身份并未发挥显著且积极的调节作用，而在非国有企业中，拥有党员身份的CEO则能显著正向调节环境规制对企业绩效的影响。

表5 产权性质分组回归结果统计表

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(五)稳健性检验

(1)样本缩尾处理。为剔除极端值对回归结果的影响，本文对样本进行上下1%的缩尾处理之后再次对模型(1)至模型(6)进行回归，结果如表6所示，与前文回归结果基本相同，主要结论未发生变化。

表6 缩尾处理稳健性检验

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(2)替换被解释变量。本文将因变量企业绩效的测度指标由资产收益率ROA置换为净资产收益率ROE进行稳健性检验，以使前文回归结果更具可信度，得到的稳健性检验结果在表7中列示。根据表7中各模型回归结果显示：环境规制与企业绩效显著正相关，环境规制执行越严格，企业绩效表现越好；CEO性别正向调节环境规制与企业绩效间关系，但不显著；CEO年龄显著负向调节环境规制与企业绩效间关系；CEO学历抑制了两者间的正相关关系，但不显著；CEO任期和党员身份显著促进了两者间的正相关关系。可以判断CEO背景特征对环境规制与企业绩效间关系起到了显著的调节作用，由此，稳健性检验中本研究的主要结论与前文中实证结果基本保持一致，说明本研究结论的可靠性较高。

表7 变量替换稳健性检验

续表

五、结论与启示

(一)结论

本文对2014—2019年环境敏感行业(钢铁、化工、采掘、建筑材料)上市公司展开研究，探究环境规制与企业绩效间存在何种相关关系，以验证波特假说，并选择CEO背景替代高管特征，进一步考证高管背景特征是否以及如何在二者间起到调节效应。研究发现：环境规制积极影响企业绩效且效果显著，CEO背景特征在其中起调节作用，结论支持了波特假说；不同的CEO背景特征对环境规制和企业绩效间关系调节的方向和程度不同，CEO性别特征对二者的关系表现出正向的调节作用，但不显著；CEO年龄特征对二者的关系表现出显著的负向调节作用；CEO学历特征对二者的关系表现出显著的负向调节作用；CEO任期特征和党员身份特征则表现出显著的正向调节作用。

同时，在企业所有权异质性的视角下，这种调节作用也体现出较大差异。在国有企业和非国有企业中CEO男性性别会促进环境规制与企业绩效的正相关关系，但不显著；国有企业中CEO年龄特征能够促进环境规制与企业绩效的正相关关系，但不显著，而非国有企业中CEO年龄特征则起到显著的抑制作用；两类所有权性质企业中CEO学历特征均会对环境规制与企业绩效间正向关系起到抑制作用，但在国有企业中这种抑制作用更加显著；两类所有权性质企业中CEO任期特征均会对环境规制与企业绩效间正向关系起到强化效果，但在非国有企业中这种强化效果更加明显。非国有企业中CEO党员身份特征对环境规制与企业绩效间正向关系产生了显著且积极的影响，而这种影响作用在国有企业中并未得到支持。

(二)启示

我国应进一步完善环境规制政策，加大环保执法力度，采用多元化的环境规制类型和方法促使企业进行治理创新、技术创新等以应对环境规制带来的压力，在履行环境义务的同时兼顾企业绩效的提升。企业应该以积极的态度应对环境规制政策，不仅要恪守环境规制要求，履行环境义务，还要做出恰当的战略调整来巩固企业绩效的提升。同时，企业在高管的选拔和培养上应该考虑背景特征的影响，不过于高估学历的权重，高学历可能并不代表高认知能力，应“不拘一格降人才”，企业高管也应不断学习新知识、新观念与新技能，发挥学习能力强的优势以提高自身决策水平和能力，发挥任期长的高管的经验优势和信息全面优势，鼓励任期较长的高管时常在团队内部分享经验，使团队成员的目标明晰，视野开阔，提升高管团队的决策水平和企业的创新意识和创新能力。随着柔性化管理成为当前组织发展的主流模式，女性领导者对组织管理带来的影响正在日益凸现。企业中男性高管占据绝对高的比例，但高管男性性别的正向调节作用并不显著，可适当提高女性高管的比重，重视女性高管的选拔和培养，发挥女性高管的责任意识和团队活动积极性优势，将对企业的重大决策行为产生较好的激励与监督作用。女性领导者也应不断提升领导力,拓展自身职业发展路径。另外，非国有企业应注重高管选拔的年轻化，聘请优秀的青年高管，为企业注入活力，加大对拥有党员身份高管的任用，注重基层党组织建设，增强企业组织力和领导力，提升企业决策的创新性和环境适应性。

(三)研究局限与展望

本文以PITI指数这种较中观层面的指标衡量环境规制，而异质性的存在使结论具有一定的局限性。在未来的研究中，要更加全面考虑指标的选择和定义，例如环境规制的衡量应立足于企业微观层面，考察异质性带来的影响，从而真正在宏观的环境规制政策和微观的企业环境决策方面建立有效的联系。CEO教育背景也可以深入考虑毕业院校的质量差异和所学专业与高管职位能力的相关性等。同时，还要考虑将更多的重要影响因素指标纳入分析框架，进一步扩大样本范围，将更多行业纳入研究样本，从而使研究结论更具适用性。