摘?要：?選取化纖行業(yè)上市公司2014—2019年的數(shù)據(jù)建立多元線性回歸模型，研究公司高管層的特征與環(huán)境績效之間的關系。研究得出如下結論：高管層平均年齡、受教育水平以及貨幣薪酬與環(huán)境績效正相關;高管層中女性占比與環(huán)境績效沒有明顯的相關關系。如果企業(yè)想確保環(huán)境績效水平的穩(wěn)步提升，就需要對高管層進行必要的選拔，此外，還需要確立并完善后期的人才培養(yǎng)機制。

關鍵詞：?化纖行業(yè)?高管層特征?環(huán)境績效?

一、引言??

近年來，環(huán)保已成為我國社會最為關注的熱點之一，同時也是大眾迫切希望解決的問題。另外，環(huán)境污染事件的頻頻爆出，也使人們清醒地認識到環(huán)保措施的有效落實必須與社會的穩(wěn)定發(fā)展同步進行。經(jīng)過多位學者的研究可以發(fā)現(xiàn)，高管層在企業(yè)的日常經(jīng)營管理、決策中會體現(xiàn)出自己的的特征差異，而這就會直接導致企業(yè)的各項績效出現(xiàn)不一樣的結果。因此，不同背景的高管層會做出不同的環(huán)境保護決策，對環(huán)境政策實施的投入程度也會存在差異，而這些都會對企業(yè)的環(huán)境績效產(chǎn)生影響。

二、高管背景特征與企業(yè)環(huán)境績效關系的研究設計?;?

（一）研究假設??

1.高管層的年齡與環(huán)境績效關系假設。由于高管層年齡的不同，他們會在閱歷、認知和能力等方面有較為明顯的差異，也就會因此導致個人行為決策出現(xiàn)差別（Rhodes，1983）。Ruegger和King（1992）、Forte（2004）在其文章中指出高管層對提高企業(yè)環(huán)境績效的積極程度會隨著年齡的增長有所增加，因為高管年齡增長的過程中其所擁有的物質(zhì)財富在逐漸積累、對道德方面的意識也會慢慢加強。在制定公司戰(zhàn)略時，由于高管對風險的偏好度會隨著年齡的增大而逐漸降低，所以年紀稍長的高管會比年輕高管更具保守性，也對企業(yè)行為的合法性更為看重（Wiersema和Bantel，1992）。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：高管年齡越大，企業(yè)的環(huán)境績效越好。

2.高管層的受教育水平與環(huán)境績效關系假設。受教育程度較高的高管層即使在面對復雜的市場環(huán)境時，也依然能保持清晰的頭腦與正確的邏輯思維，這對企業(yè)做出恰當?shù)臎Q策是非常有利的（Bantel和Jackson，1989）。資源依賴理論認為企業(yè)是一種由各種獨具特色的資源整合并可以進行獨立經(jīng)營管理的組織，而資源也就成為了企業(yè)發(fā)展的必需品之一。臧偉（2010）在研究高管人員特征與企業(yè)社會績效履行情況兩者之間的關系時，將兩百多家已經(jīng)公布了企業(yè)社會責任報告的上市公司作為研究的樣本，并結合了實際的案例分析發(fā)現(xiàn)，高管層的教育水平越高，企業(yè)承擔社會責任積極性越好。據(jù)此，本文提出如下假設：

H2：高管的學歷水平越高，企業(yè)的環(huán)境績效越好。

3.高管層的貨幣薪酬與環(huán)境績效關系的假設。對高管層實施薪酬激勵會拉近企業(yè)與股東之間的關系，更能取得股東對企業(yè)的認同感，激發(fā)其在企業(yè)中發(fā)揮更大的作用來提高企業(yè)的經(jīng)營效果，提高企業(yè)達到價值最大化目標的可能性（Jensen和Meckling，1976）。彭一丹（2013）用我國房地產(chǎn)行業(yè)A股上市公司相關公開的數(shù)據(jù)，以實證研究的方法分析了公司治理與企業(yè)社會責任的相互關系，最后得出高管薪酬會對社會責任履行程度起到積極作用。周暉、覃亞洲（2016）也認為高管薪酬與環(huán)境績效之間是正相關的，由此得出可以設置合理的高管薪酬來提高環(huán)境治理效果。據(jù)此，本文提出如下假設：

H3：高管貨幣薪酬越低，企業(yè)的環(huán)境績效越好。

4.高管層的性別構成與環(huán)境績效關系的假設。Ibrahim和Angelidis（1994）研究發(fā)現(xiàn)女性高管人員比男性更加的看重社會責任的履行，對社會責任績效也更為關注。Bear（2010）和Manner（2010）研究后都發(fā)現(xiàn)女性比例越高的高管團隊其所在公司的社會績效也就越好。吳德軍、黃丹丹（2013）通過研究709家公布過社會責任報告的公司兩年相關的數(shù)據(jù)來探討CEO的性別與公司環(huán)境績效的關系，結果證明CEO中女性占比的不同確實會影響企業(yè)環(huán)境績效，并且兩者之間有明顯的正相關關系。研究發(fā)現(xiàn)，不論是對風險的偏好、道德行為的傾向還是在處理信息等能力方面男性與女性高管都有著較大的差別。女性更具備道德品質(zhì)，對于他人心存善意更多（何威風，2015）。據(jù)此，本文提出如下假設：

H4：高管中女性的比例越大，企業(yè)的環(huán)境績效越好。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源??

本文研究選取2014—2019年間所有化纖行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，并消除異常樣本對研究的偏差，剔除了ST公司以及數(shù)據(jù)不完整的公司，最終得到18個有效樣本公司。本文的數(shù)據(jù)處理主要使用EXCEL等軟件，對數(shù)據(jù)的計量分析主要使用SPSS26.0。

本文獲取研究數(shù)據(jù)的途徑：（1）環(huán)境績效的數(shù)據(jù)從企業(yè)社會責任報告和財務報告中手工收集和整理獲得，企業(yè)社會責任報告來源于巨潮網(wǎng)、上海證券交易所和深圳證券交易所的官方網(wǎng)站;（2）高管特征的相關數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和公司公布的財務報告;（3）研究過程中還通過以下官方網(wǎng)站補充環(huán)境績效相關數(shù)據(jù)：公眾環(huán)境研究中心、中國國家認證認可監(jiān)督管理委員會、中華人民共和國生態(tài)環(huán)境部、國家環(huán)?？偩?、地方環(huán)保局等。

（三）變量設置??

1.被解釋變量。國際組織的環(huán)境績效定義是對環(huán)境的管理結果，其中包含了環(huán)境方針、目標、指標及其他環(huán)境表現(xiàn)，那么可以得知環(huán)境績效是對企業(yè)實施的環(huán)境行為和表現(xiàn)出的環(huán)境業(yè)績的一個綜合評估，而最終的評價結果不僅僅是某一個數(shù)值或變量可以衡量的，準確的說應該是一個具有綜合性價值的評估。所以，本文在參考并借鑒前人學者的基礎上制定了一個綜合評價公司環(huán)境績效的評分表（表1），該評分表從兩個方面來綜合測量企業(yè)的環(huán)境績效，具體的評價內(nèi)容如下：

2.解釋變量。本文考慮到心理、情感因素等特征難以量化且變數(shù)太大，因此本文選取了高管的年齡、性別、學歷以及貨幣薪酬作為解釋變量，在具體獲取數(shù)值時，標準如下：

（1）高管層的平均年齡。高管層年齡的平均值。

（2）高管層的教育背景。用數(shù)字1至5來表示高管學歷高低。其中，中專及以下學歷值為1，大專為2，本科為3，碩士研究生為4，博士研究生及以上則為5。最后取值高管團隊受教育水平的平均數(shù)。

（3）高管層的貨幣薪酬。高管人員年末薪酬的平均數(shù)，回歸時取平均薪酬的自然對數(shù)。

（4）高管層的性別比例。男性高管設值為0，女性設值為1，取女性占總人數(shù)的比值。

3.控制變量。在本文研究過程中，發(fā)現(xiàn)需要排除公司層面的一些因素對被解釋變量和解釋變量之間關系的影響，因此，本文將企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率作為控制變量。具體的變量定義見表2。

（四）構建回歸模型??

根據(jù)本文的研究假設，基于多元線性回歸模型來分析化纖業(yè)上市公司高管特征對環(huán)境績效的影響。模型如下：

CEP=β0+β1AGE+β2SEX+β3EDU+β4MS+β5MS+β6SIZE+β7LEV+β8ROA+ε

其中：β0代表的是模型的常數(shù)項;β1至β8是模型的回歸系數(shù)，其含義是自變量每變化一個單位將導致因變量的變化量，系數(shù)的正負號則表示自變量與因變量之間相關關系的方向;ε為回歸模型的隨機干擾項。

三、實證分析??

為驗證本文假設的正確與否，本章運用spss26.0分析軟件依據(jù)回歸模型對數(shù)據(jù)進行了描述性統(tǒng)計、相關性分析、回歸分析，并根據(jù)檢驗結果及分析得出本文結論。

（一）描述性統(tǒng)計分析??

1.高管層特征概況。為簡單直觀的分析變量的特征及變化趨勢，本節(jié)將高管特征等解釋變量的最大、最小值以及均值和標準差按照研究年份進行了描述性統(tǒng)計分析，結果見表3。

（1）從研究6年高管層平均年齡的最小值、最大值以及平均值來看，最小值在44.1—45.77歲之間變化，最大值在53.95—55.74歲之間變動，平均值變化則集中在49—50周歲左右。從中不難看出化纖業(yè)高管層平均年齡較為穩(wěn)定，且?guī)缀跏侵心旮吖?，這比較符合中國高管層年齡的基本現(xiàn)狀。

（2）從研究6年高管層女性占比的最小值在0—0.08變化來看，可知化纖業(yè)上市公司存在全為男性高管的情況。女性高管占比的最大值的范圍是在0.36—0.50之間，均值則有逐漸上升的走向。表明女性高管的比例呈整體上升的趨勢，高管性別結構在逐步優(yōu)化中。此外，標準差在0.1左右，所以研究企業(yè)高管的性別比例的結構差異比較大。

（3）研究6年的高管層平均學歷均值均都在3以上，并且整體呈現(xiàn)出上升的走勢，可以看出化纖業(yè)上市公司的高管層當中多數(shù)人擁有本科及以上的學歷，而且高管層的學歷水平也在逐步提高。標準差的范圍是0.34—0.49，較低的離散程度表明高管的學歷結構差異不大，絕大多數(shù)的高管學歷都是本科。

（4）研究6年的高管層貨幣薪酬的平均值，范圍在219587.672—412501.101元間，最小值的變化在24157.48900元之間，最大值在642843.47—1128714.28元之間，而且貨幣薪酬不論是平均值，還是最大最小值都在逐年增加，但是從其變化范圍可知高管貨幣薪酬的存在較大差距。

2.環(huán)境績效概況

表4是化纖業(yè)上市公司環(huán)境績效描述性統(tǒng)計結果。研究的這六年的環(huán)境績效的均值都在4分左右徘徊，這顯示出化纖業(yè)整體環(huán)境績效的表現(xiàn)不佳。再根據(jù)前文環(huán)境績效評價體系可知，最低分為-1分，最高分為10，但是統(tǒng)計結果的最大值也只有9分，表明化纖業(yè)上市公司在2014—2019這六年間沒有任何公司達到所有指標內(nèi)容。另外，標準差的數(shù)據(jù)也說明化纖業(yè)環(huán)境績效有較大的離散程度，各公司的環(huán)境績效的結果參差不齊。

3.控制變量描述性統(tǒng)計分析

表5是對控制變量資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)凈利率、期末資產(chǎn)總額的描述性統(tǒng)計結果。從表中可以看出，公司的總資產(chǎn)凈利率與資產(chǎn)負債率這兩個財務指標的最大值和最小值之間存在非常大的差距，這說明化纖業(yè)上市公司在盈利和償債這兩方面的能力上有著較大的差異，另外，從期末資產(chǎn)總額來看，企業(yè)間的最大值與最小值也有非常大的差異，綜合這三個變量，這就可能導致各個公司面對環(huán)境問題的態(tài)度有明顯的不一致，同時也使得企業(yè)在污染治理方面的投入力度受到影響。

（二）相關性分析??

為避免在回歸分析時出現(xiàn)多重共線性問題對回歸結果產(chǎn)生影響，所以在對變量進行回歸分析之前，需要對所有解釋變量、被解釋變量及控制變量進行皮爾遜相關性檢驗，初步探索高管特征與企業(yè)環(huán)境績效之間的相關性，分析結果如下表所示：

從表6可以看出，環(huán)境績效與學歷以及貨幣薪酬是正相關的，并且通過了顯著性檢驗，這與前文提出的研究假設2，3是一致的。但是環(huán)境績效與年齡卻是負相關關系的，同時也并未通過顯著性檢驗;環(huán)境績效與女性高管的占比是反比關系，且相關性沒有通過顯著性檢驗，說明環(huán)境績效與高管的年齡以及性別是不存在相關關系的，這與前文提出的假設1，4不相符。根據(jù)環(huán)境績效與控制變量的相關性分析的結果顯示，環(huán)境績效與總資產(chǎn)凈利率、企業(yè)規(guī)模這兩個控制變量呈正相關關系，并分別在5%與1%的水平上顯著。環(huán)境績效與資產(chǎn)負債率呈負相關關系，也未通過顯著性檢驗。

同時，從上表中可知，所有變量之間的相關系數(shù)都未超過0.5，根據(jù)統(tǒng)計學上的意義分析來說，用這些變量進行回歸分析不會存在嚴重的共線性問題，所以本文得出結論認為選取的模型和數(shù)據(jù)都是恰當且有實際意義的，可以進行下一步的多元回歸分析。

（三）多元線性回歸分析??

本文對樣本數(shù)據(jù)采用的是多元線性回歸分析，前文所建模型的回歸結果如下表7。通常采用方差膨脹因子系數(shù)的檢驗方法，用以分析模型變量之間是否存在嚴重的多重共線性問題，一般來說，如若變量間存在多重共線性必須同時滿足以下兩個條件：一是，最大的VIF大于10;二是，平均的VIF大于1。而本文所建模型中VIF值最大值是1.601，遠遠達不到10。由此可見，Pearson相關分析與VIF的驗證法都證明了本文回歸模型中的變量是沒有多重共線性問題。模型中調(diào)整后的R方為0.282，說明模型的擬合度偏低，本文的變量對企業(yè)環(huán)境績效的解釋作用有28%。模型的F檢驗值為6.999，且Sig值為0.00，小于0.01，表明模型在0.01水平下回歸效果顯著。

根據(jù)上表回歸分析顯示的結果可以得出如下結論：

（1）高管層的平均年齡與環(huán)境績效的相關系數(shù)為0.162，在0.1的水平上顯著。說明高管層的平均年齡越大對企業(yè)環(huán)境績效越有顯著的正向作用，該結果使本文的假設1得到了有效的驗證。年長的高級管理者擁有更加豐富的工作經(jīng)歷，使其能夠更加認識到企業(yè)長期發(fā)展的重要性，所以會更注重對環(huán)境方面的投入。

（2）高管層女性占比與環(huán)境績效的相關系數(shù)為-0.126，并且未通過顯著性檢驗，這與本文的假設4相悖離。出現(xiàn)該結果可能是由于化纖業(yè)女性高管的比例過低，這種嚴重的性別比例不平衡導致無法很好的體現(xiàn)出女性管理者在公司環(huán)境治理上的作用。

（3）高管層教育水平與環(huán)境績效的相關系數(shù)為0.314，在0.01的水平上顯著。說明高管層學歷越高對企業(yè)環(huán)境績效越有顯著的正向作用，該結果使本文的假設2得到了有效的驗證。具備高學歷的高層管理者其知識面更廣、能力更強，在企業(yè)所處的復雜環(huán)境中能夠做出正確的決策，促進企業(yè)長遠發(fā)展。

（4）高管層貨幣薪酬與環(huán)境績效的相關系數(shù)為0.2，且在0.1的水平上顯著。說明高管層貨幣薪酬越高對企業(yè)環(huán)境績效越具有顯著的正相作用，這有悖于前文提出的假設3。出現(xiàn)該結果有可能是因為當高層管理者平均貨幣薪酬越高，其謀取不當利得的行為發(fā)生的可能性越小，有更多地精力去提升公司形象、積極履行企業(yè)的社會責任。

（5）公司規(guī)模與環(huán)境績效的相關系數(shù)為0.125，但未通過顯著性檢驗。出現(xiàn)這種結果很可能是由于大規(guī)模的公司普遍都是集團型企業(yè)，一般都擁有較多的分子公司，總部不易控制全局，也有可能是母公司更加注重子公司的財務績效，從而忽視了對環(huán)境績效的付出。

（6）總資產(chǎn)凈利率的相關系數(shù)為0.039，但沒有通過顯著性檢驗。這說明總資產(chǎn)凈利率對環(huán)境績效并沒有很明顯的影響。從系數(shù)來看兩者之間是正向的關系，這與前文的預期一致。

（7）資產(chǎn)負債率與環(huán)境績效的相關系數(shù)為-0.037，且未通過顯著性檢驗，與本文預期是相矛盾的。這表明了企業(yè)的償債能力與環(huán)境績效之間沒有明顯的相關關系，該結果也許是因為太高的資產(chǎn)負債率會給高管層帶來較大的壓力，使其為提高短期收益而犧牲環(huán)境，而選擇降低環(huán)境績效水平。

四、建議??

本文一共提出了4個研究假設，根據(jù)前文的回歸分析結果可以明確，其中有2個得到了有效驗證，還有兩個結果顯示與本文假設不相符。從前文的分析來看，高管層的基本特征能夠顯著影響公司環(huán)境績效，并且在不同企業(yè)之間由于高管層整體素質(zhì)水平的參差不齊，其環(huán)境績效也會相應出現(xiàn)優(yōu)劣之分。因此，如果企業(yè)想確保環(huán)境績效水平的穩(wěn)步提升，就需要對高管層進行必要的選拔，此外，還得確立并完善后期的人才培養(yǎng)機制。具體建議是：一是在提拔和培養(yǎng)高管的過程中，不僅要充分考慮到利用其多元化的背景，還要注意到相關文化背景的差異，這樣才能為企業(yè)帶來新的思想和觀念;二是在分析上市公司所處的行業(yè)環(huán)境、企業(yè)特點以及發(fā)展階段的基礎上，對高管成員構成進行適當?shù)恼希瑥亩黾痈吖?、外部環(huán)境與組織結構之間的協(xié)調(diào)性;三是對于高管的培養(yǎng)，不僅要明確其樹立正確的價值觀，還要考慮提高其知識技能與企業(yè)現(xiàn)實需求之間的匹配度。

參考文獻：

[1]Rhodes?S?R.?Age-related?differences?in?work?attitudes?and?behavior：A?review?and?conceptual?analysis[J].?Psychological?bulletin，1983，93（2）：328.?

[2]Ruegger?D，King?E?W.?A?study?of?the?effect?of?age?and?gender?upon?student?business?ethics[J].?Journal?of?Business?Ethics，1992，11（3）：179—186.?

[3]Forte?A.?Antecedents?of?managers?moral?reasoning[J].?Journal?of?Business?Ethics，2004，51（4）：315—347.?

[4]Cacioppe?R，F(xiàn)orster?N，F(xiàn)ox?M.?A?survey?of?managers’?perceptions?of?corporate?ethics?and?social?responsibility?and?actions?that?may?affect?companies’?success[J].Journal?of?business?ethics，2008，82（3）：681—700.?

[5]臧偉.高管團隊特征與企業(yè)社會責任的關系研究[D].中國科學技術大學，2010.

[6]Mc?Guire?J，Dow?S，Argheyd?K.?CEO?incentives?and?corporate?socialperformance[J].?Journal?of?Business?Ethics，2003，45（4）：341—359.?

[7]Deckop?J?R，Merriman?K?K，Gupta?S.?The?effects?of?CEO?pay?structure?on?corporate?socialperformance[J].?Journal?of?Management，2006，32（3）：329—342.

[8]彭一丹.公司治理與企業(yè)社會責任關系的實證研究[D].南京林業(yè)大學，2013.

[9]周暉，覃亞洲.民企環(huán)境績效、政治關聯(lián)與高管薪酬——基于資源交換的分析視角[J].財會月刊，2016（08）：26—32.

[10]Ibrahim?N?A，Angelidis?J?P.?Effect?of?board?members’gender?on?corporate?social?responsiveness?orientation[J].?Journal?of?Applied?Business?Research?（JABR），2011，10（1）：35—40.

[11]Bear?S，Rahman?N，Post?C.The?impact?of?board?diversity?and?gender?composition?on?corporate?social?responsibility?and?firm?reputation[J].Journal?of?Business?Ethics，2010，97（2）：207—221.

[12]Manner?M?H.?The?impact?of?CEO?characteristics?on?corporate?social?performance[J].?Journal??of?business?ethics，2010，93（1）：53—72.

[13]吳德軍，黃丹丹.高管特征與公司環(huán)境績效[J].中南財經(jīng)政法大學學報，2013（05）：109—114.

[14]李潔.高管特征對環(huán)境績效的影響研究[D].湘潭大學，2015.

（蘇倫，東華理工大學）