鐘馬 徐光華

【摘要】行為理論的研究認(rèn)為，企業(yè)高管的個(gè)人認(rèn)知和行為偏差會影響投資、融資等企業(yè)活動。然而，高管過度自信特質(zhì)偏差對企業(yè)社會責(zé)任活動的影響機(jī)制仍待深入探討?；?003～2017年滬深兩市非金融類上市公司，通過全樣本和傾向得分匹配樣本研究發(fā)現(xiàn)，存在過度自信高管的企業(yè)的社會責(zé)任業(yè)績水平更低；進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)表明，當(dāng)企業(yè)面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力時(shí)，高管過度自信對企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的影響會減弱。

【關(guān)鍵詞】管理者過度自信；企業(yè)社會責(zé)任；高階梯隊(duì)理論；利益相關(guān)者資源需求壓力

【中圖分類號】F276【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）24-0026-10

【基金項(xiàng)目】國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“基于新媒體工具的企業(yè)社會責(zé)任負(fù)面信息‘漂綠活動的識別、后果與監(jiān)管研究”（項(xiàng)目編號：71902090）；中國博士后科學(xué)基金“新媒體背景下企業(yè)社會責(zé)任‘漂綠信息活動研究”（項(xiàng)目編號：2019M651843）

一、引言

近年來，有關(guān)企業(yè)社會責(zé)任的議題在實(shí)務(wù)界的討論持續(xù)升溫[1-3]。越來越多的企業(yè)高管將履行社會責(zé)任作為獲得社會資本等企業(yè)發(fā)展所需潛在資源的重要途徑。根據(jù)聯(lián)合國全球契約和埃森哲（UNGCA）2013年的調(diào)查，九成以上的受訪者認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任是確保其未來成功的重要因素。在企業(yè)外部，社會公眾和環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的壓力也迫使政府愈發(fā)重視企業(yè)社會責(zé)任活動。如2008年以來，我國企業(yè)監(jiān)管機(jī)構(gòu)持續(xù)發(fā)布通知和公告，要求中央企業(yè)和上市企業(yè)加強(qiáng)對于各類社會責(zé)任活動的關(guān)注和投入；2014年歐盟亦開始要求歐盟市場內(nèi)部大型上市企業(yè)對于環(huán)境等社會責(zé)任信息進(jìn)行披露，以加強(qiáng)對企業(yè)社會責(zé)任活動的監(jiān)督[4]。

企業(yè)社會責(zé)任活動的蓬勃開展也為學(xué)術(shù)界提供了大量的研究議題，其中一個(gè)重要議題就是企業(yè)社會責(zé)任活動的驅(qū)動因素，即哪些因素驅(qū)動著企業(yè)社會責(zé)任活動？現(xiàn)有研究除了基于企業(yè)特質(zhì)層面討論此問題，也開始注意高管個(gè)人特質(zhì)對企業(yè)社會責(zé)任活動的影響。作為企業(yè)重要活動之一的社會責(zé)任活動是否以及如何受到管理者個(gè)人特質(zhì)的影響，成為近年來企業(yè)社會責(zé)任驅(qū)動因素研究的一個(gè)熱點(diǎn)。本文以2003 ～ 2017年滬深兩市非金融業(yè)上市企業(yè)為樣本，分別使用主要高管薪酬比例和企業(yè)捐贈來衡量高管過度自信與企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績，考察兩者之間的聯(lián)系。研究發(fā)現(xiàn)，無論是基于全樣本還是傾向得分匹配樣本，存在過度自信高管的企業(yè)的社會責(zé)任業(yè)績水平更低；進(jìn)一步考察不同利益相關(guān)者資源需求壓力情境下兩者之間關(guān)系的變化發(fā)現(xiàn)，在資源松弛度更低的企業(yè)中，由于面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力，高管過度自信對企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的影響更弱。最后，在替換因變量、樣本時(shí)期和考慮同期內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，以上研究結(jié)論依然成立。

本文的結(jié)論在一定程度上豐富了高管認(rèn)知偏差視角下企業(yè)社會責(zé)任驅(qū)動因素的研究，支持高管個(gè)人過度自信偏差對于企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績存在重要影響。本文還進(jìn)一步揭示了不同利益相關(guān)者資源需求壓力情境下，高管過度自信特質(zhì)對于企業(yè)社會責(zé)任活動影響的差異性。從現(xiàn)實(shí)意義來看，研究結(jié)論有利于企業(yè)加強(qiáng)對于社會責(zé)任活動決策的科學(xué)認(rèn)識，有利于監(jiān)管機(jī)構(gòu)對企業(yè)未來社會責(zé)任活動的監(jiān)督和指導(dǎo)。

二、研究評述和理論假設(shè)

（一）企業(yè)社會責(zé)任驅(qū)動因素研究

傳統(tǒng)的企業(yè)社會責(zé)任驅(qū)動因素研究主要依據(jù)利益相關(guān)者管理理論和理性選擇理論，此類研究的核心基礎(chǔ)為理性人假設(shè)，忽略企業(yè)高管個(gè)人異質(zhì)性特征，認(rèn)為理性的企業(yè)經(jīng)理人會選擇向企業(yè)關(guān)鍵利益相關(guān)者讓渡部分利益，以換取關(guān)鍵利益相關(guān)者未來潛在資源的支持，從而有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化目標(biāo)。在此理論框架下，企業(yè)社會責(zé)任投入的首要條件取決于企業(yè)的資源松弛度，只有當(dāng)企業(yè)存在松弛資源時(shí)，才會考慮對于社會責(zé)任活動的投入[5]。例如，Lu、Abeysekera[6]基于《南方周末》的社會責(zé)任評分?jǐn)?shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任水平與企業(yè)規(guī)模以及盈利能力正相關(guān)，而規(guī)模較大、盈利能力較強(qiáng)的企業(yè)與資源松弛度存在高關(guān)聯(lián)[7]。

進(jìn)一步，當(dāng)企業(yè)滿足資源松弛的基礎(chǔ)條件時(shí)，社會責(zé)任投入水平開始取決于企業(yè)對于利益相關(guān)者資源的需求壓力。這包括：

第一類：直接性的潛在資源需求壓力。此類壓力程度主要取決于企業(yè)在其活動范圍內(nèi)對于利益相關(guān)者所能提供資源的需求程度，對特定資源的需求程度越高，此類壓力作用越明顯。企業(yè)活動范圍內(nèi)的利益相關(guān)者包括客戶、供應(yīng)商、政府和員工等，但是各個(gè)利益相關(guān)者的地位取決于其能為企業(yè)發(fā)展提供的潛在資源的稀缺和關(guān)鍵程度。例如，當(dāng)政府把控關(guān)鍵、稀缺的潛在資源的支配權(quán)時(shí)，對于企業(yè)社會責(zé)任活動的影響就會更為突出。尤其是在市場化水平較低的市場中，由于政府在市場資源分配中處于較高的支配地位，企業(yè)會為了尋求政治關(guān)聯(lián)而履行社會責(zé)任，以換取政府在未來資源分配時(shí)的“照顧”。如Lin等[8]基于中國資本市場數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，市委書記等主要地區(qū)領(lǐng)導(dǎo)發(fā)生變更后，企業(yè)對于社會捐贈的支出會顯著上升。而在市場化水平較高或消費(fèi)者感知程度較高的市場中，客戶、供應(yīng)商等產(chǎn)業(yè)鏈伙伴對于企業(yè)社會責(zé)任的驅(qū)動作用則更為關(guān)鍵。例如Dong等[9]發(fā)現(xiàn)，處于國際供應(yīng)鏈中的中國企業(yè)會受到國際客戶、供應(yīng)商的壓力，從而被迫加大對于員工福利、環(huán)保等方面的社會責(zé)任投入。

第二類：間接性的潛在資源需求壓力。主要包括企業(yè)對于良好聲譽(yù)形象的塑造壓力，良好的聲譽(yù)形象有利于獲得潛在利益相關(guān)者的潛在資源支持。在現(xiàn)實(shí)情形中，此類形象的塑造也需要通過企業(yè)社會責(zé)任渠道完成，從而反映在企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績上。Cheng等[10]認(rèn)為，企業(yè)加大社會責(zé)任投入可以更好地向市場傳遞信號，從而更好地傳達(dá)其企業(yè)發(fā)展的長期關(guān)注點(diǎn)，并使得自身企業(yè)形象差異化。當(dāng)信息公開或者聲譽(yù)壓力更大時(shí)，這種效應(yīng)更為凸顯。例如，Zyglidopoulos等[11]發(fā)現(xiàn)媒體關(guān)注程度更高的企業(yè)的社會責(zé)任水平更高；Zhang等[12]基于中國市場也發(fā)現(xiàn)分析師關(guān)注程度較高的企業(yè)的社會責(zé)任業(yè)績水平更高。

（二）行為視角下的社會責(zé)任驅(qū)動因素研究

一方面，Hambrick、Mason[13]提出的高階梯隊(duì)理論認(rèn)為，企業(yè)高管的個(gè)人異質(zhì)性特征會通過一系列個(gè)人決策和管理行為影響企業(yè)組織活動，最終影響企業(yè)的戰(zhàn)略選擇、業(yè)績表現(xiàn)。該理論突破原有企業(yè)活動研究領(lǐng)域內(nèi)潛在的理性人假設(shè)，后續(xù)的相關(guān)研究在此基礎(chǔ)上開始考慮企業(yè)高管的個(gè)人異質(zhì)性特征對于企業(yè)組織活動的影響。另一方面，基于心理學(xué)的過度自信理論，如Roll[14]提出的管理者狂妄自大（Hubris）假說，關(guān)注管理者的過度自信偏差在投融資等活動中的影響。近年來，大量研究基于高階梯隊(duì)理論和過度自信理論，逐步支持高管團(tuán)體特征、個(gè)人特征對企業(yè)投融資活動、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)決策、戰(zhàn)略選擇等活動存在重大影響。例如高管早期經(jīng)歷方面，沈維濤、幸曉雨[15]發(fā)現(xiàn)早年經(jīng)歷過自然災(zāi)害的企業(yè)高管所在的企業(yè)投資水平更低，投資效率更低，投資不足程度更嚴(yán)重；個(gè)人自信等心理偏差方面，史敏、耿修林[16]發(fā)現(xiàn)，過度自信高管所在企業(yè)的技術(shù)多元化水平更高；宗教信仰等價(jià)值觀方面，陳冬華等[17]發(fā)現(xiàn)，信仰宗教的中國私企高管更傾向于進(jìn)行捐贈；高管團(tuán)隊(duì)的性別構(gòu)成方面，祝繼高等[18]發(fā)現(xiàn)在金融危機(jī)期間，女性董事比率更高的上市公司投資水平下降得更快；企業(yè)文化方面，靳小翠[19]發(fā)現(xiàn)企業(yè)文化會促使企業(yè)尤其是非國有企業(yè)承擔(dān)更多的社會責(zé)任。

在企業(yè)社會責(zé)任驅(qū)動因素領(lǐng)域，部分研究也開始嘗試基于高階梯隊(duì)理論和過度自信理論探尋企業(yè)高管的個(gè)人特征與企業(yè)社會責(zé)任活動之間的聯(lián)系。

首先，企業(yè)高管的政治、宗教等價(jià)值觀對企業(yè)社會責(zé)任活動存在顯著影響。Di Giuli、Kostovetsky[20]基于美國市場的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，支持民主黨的高管所在的企業(yè)，其社會責(zé)任業(yè)績水平更高；曾建光等[21]發(fā)現(xiàn)，高管的個(gè)人宗教信仰與企業(yè)社會責(zé)任的承擔(dān)存在相關(guān)性；靳小翠[19]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)文化對企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任具有重要影響。

其次，高管團(tuán)隊(duì)的性別、背景經(jīng)歷等結(jié)構(gòu)特征也會對企業(yè)社會責(zé)任活動產(chǎn)生影響。如許年行、李哲[22]發(fā)現(xiàn)，高管的早年貧困經(jīng)歷與企業(yè)慈善捐贈存在正向關(guān)聯(lián)；Rao、Tilt[23]發(fā)現(xiàn)，董事會性別構(gòu)成等高管團(tuán)隊(duì)多樣性特征與企業(yè)社會責(zé)任投入水平相關(guān)。

最后，基于高管過度自信視角，Tang等[24]基于美國資本市場發(fā)現(xiàn)，存在過度自信高管的企業(yè)社會責(zé)任水平更低，但是他們沒能考慮利益相關(guān)者資源的需求壓力在“過度自信—企業(yè)社會責(zé)任”傳導(dǎo)機(jī)制中的影響，并且這種負(fù)相關(guān)性在市場化水平較低的中國資本市場是否成立也存在不確定性。李思飛等[25]、江炎駿[26]分別基于民營企業(yè)的問卷調(diào)研和公開資本市場數(shù)據(jù)，針對高管過度自信與企業(yè)社會責(zé)任之間的關(guān)系開展分析，但兩者得出截然不同的研究結(jié)論，前者支持正向關(guān)系，后者支持負(fù)向關(guān)系。李思飛等[25]的定量方法高度依賴于被調(diào)研企業(yè)高管的自我評價(jià)結(jié)果，其取樣樣本也多為非公眾類中小型企業(yè)，因此，其研究結(jié)論在我國資本市場的大中型企業(yè)中是否可推廣存在不確定性。江炎駿[26]在研究設(shè)計(jì)方面存在一定缺陷，如其對非隨機(jī)選樣等問題的處理方面。

本文基于我國資本市場上市企業(yè)，探究高管過度自信與企業(yè)社會責(zé)任活動之間的聯(lián)系，相較于李思飛等[25]的研究，結(jié)論更具可推廣性和嚴(yán)謹(jǐn)性。而在具體的研究設(shè)計(jì)中，針對企業(yè)社會責(zé)任的度量，本文使用公司捐贈對企業(yè)社會責(zé)任投入進(jìn)行衡量，相較于江炎駿[26]使用的潤靈環(huán)球數(shù)據(jù)具有更高的客觀性和公認(rèn)性。本文還采用PSM方法選取匹配樣本，針對樣本的非隨機(jī)取樣等問題的處理更為嚴(yán)謹(jǐn)。同時(shí)還深入探討利益相關(guān)者資源需求壓力在傳導(dǎo)機(jī)制中的作用，為此類問題的討論提供更為深入的解答。

（三）研究假設(shè)的提出

Freeman[27]提出的利益相關(guān)者理論認(rèn)為，企業(yè)的發(fā)展不僅依賴于股東，而且依賴于能為企業(yè)提供資源的全體利益相關(guān)者，包括客戶、員工、供應(yīng)商、社區(qū)和社會公眾等。因此，企業(yè)履行社會責(zé)任成為企業(yè)向全體利益相關(guān)者分配利益的重要渠道。理性的公司高管應(yīng)該選擇通過社會責(zé)任渠道向利益相關(guān)者分配適當(dāng)?shù)睦?，以獲得利益相關(guān)者未來潛在資源的支持。已有研究表明，社會責(zé)任業(yè)績水平更高的企業(yè)可以獲得更低的融資成本[28]，受到更小的融資限制[10]。然而，基于高階梯隊(duì)理論，受到自身心理、背景和認(rèn)知行為習(xí)慣的影響，企業(yè)高管們對于利益相關(guān)者與企業(yè)社會責(zé)任之間關(guān)系的判斷和決策并非合理。最終可能會影響企業(yè)的社會責(zé)任活動，例如，具有海外背景的企業(yè)高管會更加重視企業(yè)社會責(zé)任活動[29]。

作為影響企業(yè)高管判斷和決策最為重要的一種特質(zhì)，過度自信心理特質(zhì)也可能會影響高管在企業(yè)社會責(zé)任中的判斷。心理學(xué)研究證據(jù)表明，人類在個(gè)人決策時(shí)經(jīng)常會表現(xiàn)出過度自信的特點(diǎn)，如高估自身能力、低估外部環(huán)境的復(fù)雜性和他人的能力。Malmendier、Tate[30]的研究表明，無論是先天還是后天的誘因，高管的過度自信特質(zhì)均會引起投資、融資等企業(yè)活動的扭曲。

在企業(yè)社會責(zé)任活動中，過度自信心理特質(zhì)也可能會影響高管在以下兩個(gè)方面的判斷：其一，在針對企業(yè)外部因素的決策中，過度自信的高管可能會低估利益相關(guān)者所能提供的資源的必要性或者提供資源的能力，從而忽視通過社會責(zé)任渠道與其他利益相關(guān)者進(jìn)行利益交換；其二，在針對企業(yè)內(nèi)部因素的決策中，過度自信的高管可能會高估企業(yè)擁有的潛在資源總量，高估自身在處理企業(yè)資源不足問題時(shí)的能力，最終忽視社會責(zé)任渠道的利益交換，表現(xiàn)為企業(yè)社會責(zé)任投入的不足。Heaton[31]的理論模型就表明，過度樂觀的企業(yè)高管可能會選擇在更高的融資成本或者較低的內(nèi)部現(xiàn)金流水平下更多地進(jìn)行投資。

綜上所述，在過度自信心理偏差的影響下，過度自信的高管可能會對企業(yè)內(nèi)外部潛在資源總量、自身處理資源短缺問題的能力發(fā)生誤判，傾向于相信企業(yè)已擁有足夠的潛在發(fā)展資源，忽視企業(yè)社會責(zé)任渠道下與其他利益相關(guān)者的利益互動，從而負(fù)向影響企業(yè)社會責(zé)任的投入。據(jù)此，本文提出基本假設(shè)：

假設(shè)1：存在過度自信高管的企業(yè)社會責(zé)任水平更低。

過度自信高管對于企業(yè)社會責(zé)任的影響并非一成不變，這種影響關(guān)系可能取決于企業(yè)所面臨的利益相關(guān)者資源需求壓力。在特定情境下，某些利益相關(guān)者可提供的潛在資源對于企業(yè)的長期發(fā)展具有重要意義[32，33]，當(dāng)企業(yè)對此類資源的需求壓力突破閾值時(shí)，即使存在過度自信高管，其也將被迫考慮通過社會責(zé)任渠道對重要利益相關(guān)者輸送利益，以換取潛在資源支持。具體而言，當(dāng)企業(yè)存在充足的現(xiàn)金或者未來現(xiàn)金流資源時(shí)，企業(yè)就沒有較大的資源需求壓力，此時(shí)，企業(yè)高管面臨的利益相關(guān)者資源需求壓力較小，即不需要考慮獲取利益相關(guān)者的進(jìn)一步支持，也可能具備未來發(fā)展的資源基礎(chǔ)。進(jìn)一步，過度自信高管沒有迫切的需求去考慮從社會責(zé)任渠道獲得利益相關(guān)者支持。同時(shí)，較高的企業(yè)資源水平也會進(jìn)一步提升過度自信高管的自信程度，從而進(jìn)一步惡化企業(yè)在社會責(zé)任投入方面的支出；反之，當(dāng)企業(yè)現(xiàn)有現(xiàn)金持有量或者未來現(xiàn)金流資源不足以支撐企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展時(shí)，企業(yè)高管就需要慎重考慮其他渠道的資源來源，對于利益相關(guān)者的需求將考慮得更為慎重，即使是過度自信高管也將面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力，從而被迫考慮從社會責(zé)任渠道與利益相關(guān)者進(jìn)行資源互換。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：當(dāng)企業(yè)面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力時(shí)，過度自信高管對于企業(yè)社會責(zé)任水平的影響較弱。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源和樣本選擇

本文的樣本數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。由于公司捐贈數(shù)據(jù)的最早可獲得年份為2003年，故本文的樣本期間設(shè)定為2003～2017年。在剔除變量缺失值、ST企業(yè)后，本文的總樣本數(shù)為32804個(gè)。對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%分位數(shù)的Winsorize處理以避免極端變異值的影響。

（二）變量說明和模型設(shè)定

1.企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的定義。目前，對于企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的衡量主要包括直接衡量和間接代理兩種方法：

直接衡量方法主要是使用公開的第三方社會責(zé)任評級得分，例如荷蘭商務(wù)部的社會責(zé)任評分、美國資本市場的KLD社會責(zé)任評分等；中國資本市場類似的第三方評分是潤靈環(huán)球的RKS社會責(zé)任評分，但是其覆蓋范圍無論是縱向還是橫向均較狹窄，因此在中國本土化研究中應(yīng)用較少。

間接代理方法則是選用與企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)相關(guān)的指標(biāo)，包括以企業(yè)慈善捐贈支出來代理企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的方法。從概念上看，Carroll[34]認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任是由經(jīng)濟(jì)、法律、道德和自由裁量等四類成分構(gòu)成，并且這四種成分呈現(xiàn)金字塔結(jié)構(gòu)，在金字塔頂端的即是自由裁量成分。其中，公司的慈善捐贈水平是反映自由裁量成分最具代表性的指標(biāo)。從我國實(shí)情來看，上市公司慈善捐贈數(shù)據(jù)屬于證監(jiān)部門強(qiáng)制要求披露的信息，而財(cái)務(wù)報(bào)表附注作為公司財(cái)務(wù)報(bào)表的組成部分，經(jīng)過了注冊會計(jì)師的合理鑒證，可靠性高于沒有強(qiáng)制鑒證保障的企業(yè)社會責(zé)任信息，因此，企業(yè)捐贈信息具有較高的準(zhǔn)確性和可靠性。Lin等[8]、Zhang等[35]、徐莉萍等[36]的研究均使用企業(yè)慈善捐贈來代理企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績。

因此，本文參考許年行、李哲[22]的研究，使用兩類公司捐贈支出代理企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績，第一種為相對衡量方法，即企業(yè)捐贈支出分別除以公司總資產(chǎn)和營業(yè)收入，記為CSR1和CSR2；第二種為絕對衡量方法，使用企業(yè)慈善捐贈支出加1的自然對數(shù)形式衡量，記為CSR3。

2.高管過度自信的定義。已有文獻(xiàn)對于高管過度自信的定量衡量方法主要包括：①高管的期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃、持股變動[37]。但是，相對于成熟市場，我國市場內(nèi)部高管的期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃、持股變動等實(shí)踐程度較低，導(dǎo)致此類方法在我國市場的應(yīng)用存在限制。②主流媒體的評價(jià)[38]。此類方法在美國等媒體治理相對發(fā)達(dá)的成熟資本市場應(yīng)用較為廣泛，而在我國資本市場的應(yīng)用相對較少，主要是因?yàn)槲覈袌鋈狈哂袕V泛影響力的類似商業(yè)媒體，最終導(dǎo)致此類方法在我國市場的應(yīng)用受到限制。③企業(yè)盈利預(yù)測偏差[39]。但是，錯(cuò)誤的盈利預(yù)測亦可能是公司高管想要傳達(dá)的一種市場傳導(dǎo)信號，并非完全由高管過度自信所引發(fā)，這種衡量方式也存在一定的限制。④投資、業(yè)績等企業(yè)特征，包括企業(yè)業(yè)績[40]、固定資產(chǎn)投資[41]、并購行為頻率[42]等。由于企業(yè)投資本身與企業(yè)資源的松弛度密切相關(guān)，資源松弛度又與企業(yè)社會責(zé)任存在密切的正相關(guān)關(guān)系，由此帶來的內(nèi)生性問題同樣限制該衡量方法在本研究中的應(yīng)用。⑤企業(yè)主要高管薪酬比例[39]。使用主要高管薪酬占全體高管薪酬的比例代理高管的過度自信程度，如果上市公司主要高管薪酬比例較高，則說明高管在公司內(nèi)部具有較高的權(quán)威地位，而較高的權(quán)威地位與公司高管的過度自信水平密切相關(guān)[39]。此類數(shù)據(jù)同樣屬于證監(jiān)部門強(qiáng)制要求披露的數(shù)據(jù)，可靠性和準(zhǔn)確性較高。因此，本文使用企業(yè)主要高管薪酬比例作為高管過度自信的代理變量，具體包括兩種：第一種為啞變量形式，當(dāng)主要高管薪酬占全部管理層薪酬的比例超過當(dāng)年四分之三（75%）分位數(shù)水平時(shí)取值為1，否則為0，記為OC；第二種為連續(xù)變量形式，直接使用主要高管薪酬占全部管理層薪酬的比例進(jìn)行衡量，記為OCC。

3.模型設(shè)定。針對假設(shè)1，檢驗(yàn)高管過度自信是否會影響企業(yè)的社會責(zé)任投入，回歸模型設(shè)定如下：

其中：社會責(zé)任業(yè)績變量CSR為因變量，使用企業(yè)當(dāng)年社會責(zé)任捐贈支出的相對水平（CSR1、CSR2）和絕對水平（CSR3）衡量，由于以上三個(gè)變量均存在數(shù)據(jù)截?cái)鄦栴}，因此使用Tobit方法進(jìn)行回歸。變量OC和OCC是主要觀察變量過度自信變量的虛擬變量形式和連續(xù)變量形式，使用企業(yè)主要高管薪酬比例作為代理變量?？刂谱兞糠矫?，本文參考Lin等[8]、許年行和李哲[22]等的研究，加入以下變量：企業(yè)規(guī)模（SIZE），使用企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；財(cái)務(wù)杠桿（LEV），使用企業(yè)當(dāng)年資產(chǎn)負(fù)債率衡量；企業(yè)業(yè)績（ROA），使用企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)收益率衡量；現(xiàn)金持有量（CASH），使用企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)加權(quán)的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物持有量衡量；產(chǎn)權(quán)屬性（SOE），當(dāng)企業(yè)最終控制人為國有產(chǎn)權(quán)屬性時(shí)取值為1，否則為0；政治關(guān)聯(lián)變量（CEOPC），當(dāng)企業(yè)CEO或者董事長此前在政府機(jī)構(gòu)或者商業(yè)銀行任職時(shí)取值為1，否則為0[43]。此外，模型還包含年度和行業(yè)虛擬變量，以控制其他不可觀察因素的影響。

針對假設(shè)2，本文使用企業(yè)內(nèi)部資源的松弛程度作為企業(yè)所面臨的利益相關(guān)者資源需求壓力代理變量。對于企業(yè)內(nèi)部資源的松弛程度，本文分別使用企業(yè)現(xiàn)金持有量（CASH）和自由現(xiàn)金流水平（FCF）來衡量。其中，現(xiàn)金持有量（CASH）使用企業(yè)當(dāng)年總資產(chǎn)加權(quán)的現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物持有量衡量；自由現(xiàn)金流水平（FCF）為企業(yè)當(dāng)年自由現(xiàn)金流除以總資產(chǎn)。本文使用交互回歸方法檢驗(yàn)假設(shè)2，回歸模型如下：

4.傾向得分匹配設(shè)定。為了進(jìn)一步控制非隨機(jī)樣本選擇問題，參考Cheng等[44]、Wang等[45]的研究，使用傾向得分匹配法來選取匹配樣本。

第一步，使用傾向得分匹配法（PSM）選取匹配樣本。匹配所使用的Logit模型設(shè)定為如下形式：

其中，匹配因變量為過度自信虛擬變量OC，匹配自變量為模型（1）中的控制變量SIZE、LEV、ROA、CASH、SOE、CEOPC。傾向得分匹配方法使用最近鄰匹配方法（n=1）進(jìn)行匹配。

第二步，使用匹配得到的樣本對模型（1）進(jìn)行單變量分析和回歸。

表1對本文主要變量進(jìn)行了定義。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)狀況。變量CSR1和CSR2分別為總資產(chǎn)和總收入作為除數(shù)的企業(yè)捐贈相對水平，均值分別為1.561和3.483，意味著樣本企業(yè)每年平均將總資產(chǎn)的萬分之1.561或總收入的萬分之3.483進(jìn)行捐贈；變量CSR3是使用企業(yè)捐贈水平的絕對衡量方法計(jì)算，即使用企業(yè)捐贈支出加1以后的自然對數(shù)衡量，其均值為7.381。但是，以上三個(gè)因變量在25%分位數(shù)以上均為0，說明部分樣本企業(yè)并沒有實(shí)施捐贈行為，變量存在明顯的截?cái)鄦栴}，因此需要考慮使用Tobit回歸方法以解決數(shù)值截?cái)鄦栴}。過度自信變量OC的均值為0.234，說明在總樣本中大約有23.4%的樣本被判定為存在過度自信高管?？刂谱兞糠矫妫a(chǎn)權(quán)屬性變量SOE的均值為0.51，說明總樣本中約有51.0%的樣本企業(yè)為國有產(chǎn)權(quán)屬性；而政治關(guān)聯(lián)變量CEOPC的均值為0.463，說明總樣本中約有46.3%的樣本企業(yè)存在政治關(guān)聯(lián)。

四、實(shí)證分析

（一）傾向得分匹配效果

首先，本文對樣本進(jìn)行傾向得分匹配（PSM）處理。圖1、圖2為過度自信組和控制組在進(jìn)行最近鄰匹配前后的核密度函數(shù)曲線對比情況。如圖1所示，在進(jìn)行最近鄰匹配前，過度自信組和控制組之間的核密度函數(shù)存在較大差異，過度自信組的曲線分布更為右傾和平滑；如圖2所示，在進(jìn)行最近鄰匹配后，過度自信組和控制組的核密度分布開始趨于一致。因此，基于圖1、圖2匹配前后的核密度函數(shù)分布對比，本文認(rèn)為，PSM處理的效果較好。

表3為PSM匹配前后控制變量差異處理效果對比。在匹配前，除變量LEV和ROA以外，其余控制變量的均值均存在較大差異，且差異在10%以上水平顯著。而在匹配后，控制變量維度的差異均發(fā)生大幅下降。例如，企業(yè)規(guī)模變量SIZE的差異由匹配前的0.333下降至0.022，均值差異顯著性由1%下降至不顯著；其他控制變量CASH、SOE、CEOPC也存在類似結(jié)果，均值（中位數(shù)）差異顯著性由1%下降至不顯著。以上結(jié)果表明，本文進(jìn)行的PSM處理在緩解樣本非隨機(jī)選樣問題方面的效果明顯。

（二）單變量檢驗(yàn)結(jié)果

表4為針對假設(shè)1的單變量分析結(jié)果?！癙SM前”為基于全樣本的單變量分析結(jié)果，其中，三種社會責(zé)任變量CSR1、CSR2和CSR3在控制組的均值分別為1.549、3.142和7.678，高于過度自信組的1.234、2.624和6.395，且差異均在1%的水平上顯著。“PSM后”進(jìn)一步報(bào)告了基于PSM樣本的單變量分析結(jié)果。三種社會責(zé)任變量CSR1、CSR2和CSR3在控制組和過度自信組之間的差異由全樣本下的0.315、0.518和1.283變化為0.362、0.613和0.879，仍在1%的水平上顯著，分析結(jié)果基本與全樣本保持一致。以上結(jié)果初步支持假設(shè)1。

（三）Tobit回歸結(jié)果

表5為針對假設(shè)1的Tobit回歸分析結(jié)果，回歸模型為式（1）。表5列（1）～（2）為基于全樣本的回歸結(jié)果[式（1）]，參與回歸的總樣本量為32804個(gè)，過度自信變量OC、OCC在因變量CSR1下的回歸系數(shù)分別為-0.792、-3.221，且在1%的水平上顯著。列（3）～（5）報(bào)告了PSM分析的結(jié)果，其中，列（3）為PSM分析第一步所基于的Logit模型[式（3）]的回歸結(jié)果；列（4）～（5）報(bào)告了基于PSM樣本的回歸結(jié)果[式（1）]，參與回歸的PSM樣本量為15196個(gè)，過度自信變量OC、OCC的回歸系數(shù)分別為-0.753和-3.675，同樣在1%的水平上顯著。以上結(jié)果說明假設(shè)1成立，即存在過度自信高管的企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績水平更低。

針對假設(shè)2的交互分析結(jié)果報(bào)告于表6，回歸模型為式（2）?；谄髽I(yè)現(xiàn)金持有量（CASH）的結(jié)果報(bào)告于列（1）～（2），其中，基于虛擬自變量OC的交互項(xiàng)OC×CASH的系數(shù)為-1.277，在5%的水平上顯著；基于連續(xù)型自變量OCC的交互項(xiàng)OCC×CASH的系數(shù)為-8.701，在1%的水平上顯著。列（3）～（4）報(bào)告了基于自由現(xiàn)金流水平（FCF）的交互分析結(jié)果?；谔摂M自變量OC的交互項(xiàng)OC×FCF的系數(shù)為-0.004，在1%的水平上顯著；基于連續(xù)型自變量OCC的交互項(xiàng)OCC×FCF的系數(shù)為-6.587，在5%的水平上顯著。以上結(jié)果支持假設(shè)2，即當(dāng)企業(yè)面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力時(shí)，其高管的過度自信對于企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績水平的影響更弱。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.關(guān)鍵變量的替換性設(shè)計(jì)。本輪測試將對因變量進(jìn)行替換性設(shè)計(jì)，使用潤靈環(huán)球RKS指數(shù)作為企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績水平的代理變量。對于沒有經(jīng)過RKS評分的樣本企業(yè)一律取值為0，因此，本輪測試仍基于Tobit方法以應(yīng)對數(shù)據(jù)截?cái)鄦栴}。穩(wěn)健性分析得出的結(jié)論與主分析保持一致。

2.樣本期的替換性檢驗(yàn)。2008年年末，證監(jiān)部門開始實(shí)施社會責(zé)任信息強(qiáng)制披露政策，披露制度的變化可能對2009年以后上市企業(yè)的社會責(zé)任活動造成系統(tǒng)性沖擊?？紤]到這種影響，本研究對樣本期進(jìn)行替換性設(shè)計(jì)。在此輪穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，2009年以前的樣本均被剔除，分析結(jié)果仍與主分析結(jié)果保持一致。

3.針對同期內(nèi)生性的進(jìn)一步處理。本輪檢驗(yàn)主要針對因變量與自變量的同期內(nèi)生性問題，使用向前一期的因變量CSRi，t+1來替換原來的因變量CSRi，t，回歸模型為式（4）：

分析結(jié)果仍與主分析結(jié)果保持一致。因篇幅所限，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未予列示。

五、研究結(jié)論

本文以2003～2017年非金融上市公司為樣本，使用主要高管薪酬比例作為企業(yè)高管過度自信的代理變量，使用企業(yè)捐贈支出作為社會責(zé)任業(yè)績水平的代理變量，探討高管過度自信特質(zhì)與企業(yè)社會責(zé)任投入之間的關(guān)系。進(jìn)一步研究認(rèn)為，在特定情境下，當(dāng)企業(yè)面臨更高的利益相關(guān)者資源需求壓力時(shí)，高管過度自信特質(zhì)對于企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的影響會變?nèi)酢＞唧w表現(xiàn)為，當(dāng)企業(yè)存在更低水平的資源松弛度時(shí)，高管過度自信特質(zhì)對于企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的影響較弱。

本文的理論意義主要體現(xiàn)在以下方面：①豐富了基于中國本土資本市場的行為視角研究，拓展了對于高管過度自信特質(zhì)對企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績的影響機(jī)制的認(rèn)識。研究提供的證據(jù)表明，企業(yè)高管的過度自信特質(zhì)與企業(yè)社會責(zé)任業(yè)績之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，基于上市企業(yè)的公開數(shù)據(jù)，避免了樣本選取和問卷設(shè)計(jì)存在的主觀性問題，對于揭示我國資本市場高管過度自信與企業(yè)社會責(zé)任之間的關(guān)系提供了更為直接的參考。②進(jìn)一步探討了利益相關(guān)者資源需求壓力在高管過度自信特質(zhì)與企業(yè)社會責(zé)任的傳導(dǎo)機(jī)制中的作用，進(jìn)一步解答了過度自信在企業(yè)社會責(zé)任研究中的機(jī)制傳導(dǎo)問題。

本文的研究同樣具有現(xiàn)實(shí)意義，有助于市場投資者和監(jiān)管部門更好地了解企業(yè)社會責(zé)任行為的決策機(jī)制，尤其是高管個(gè)人特征因素在企業(yè)決策中的重要影響。此外，本文的研究也有助于企業(yè)高管更好地了解自身的決策行為，緩解個(gè)人認(rèn)知和行為偏差對于企業(yè)社會責(zé)任的不利影響。

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作者單位：1.南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京210037；2.南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，南京210094