石博文,謝 煜
(南京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,南京210037)
關(guān)于高管背景特征與企業(yè)社會責(zé)任之間的關(guān)系,自Hambrick 和Mason 于1984 年提出高階梯隊理論以來,國內(nèi)學(xué)者孫德升[1]最早引入該理論,并基于該視角,研究國內(nèi)高管團(tuán)隊與企業(yè)社會責(zé)任的關(guān)系,初步建立了相關(guān)研究的框架。之后,一些學(xué)者也都基于高階理論視角,從高管背景特征、政治關(guān)聯(lián)、倫理道德、性別、海外背景等做了一些相關(guān)研究。
根據(jù)已有的研究,衣鳳鵬[2]、李彬[3]、辛杰[4]發(fā)現(xiàn)高管的政治關(guān)聯(lián)、倫理道德和文化價值觀都對企業(yè)社會具有積極的正向影響;其他學(xué)者如李穎[5]、朱文莉[6]、文雯[7]、徐細(xì)雄[8]發(fā)現(xiàn)女性高管的比例、海外背景均對企業(yè)社會責(zé)任具有正向作用。
學(xué)者們關(guān)于高管受教育水平對企業(yè)社會責(zé)任的影響卻不一致。李四海[9]認(rèn)為,學(xué)歷背景對企業(yè)的捐贈行為不顯著。張正勇[10]認(rèn)為,企業(yè)家學(xué)歷越高、年齡越大、社會聲譽(yù)越好,企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平越高,即這些變量之間存在顯著的正向關(guān)系。顧亮[11]發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊的受教育水平和年齡與公司治理違規(guī)顯著負(fù)相關(guān)。王士紅[12]認(rèn)為,高管團(tuán)隊的教育水平不會對企業(yè)社會責(zé)任造成顯著影響。王軍[13]發(fā)現(xiàn):人文社會科學(xué)類專業(yè)的企業(yè)CEO 相比于理工科類專業(yè)的企業(yè)CEO,其所在的企業(yè)會進(jìn)行更多的社會捐贈。
Hambrick 和Mason 在1984 年提出高階梯隊理論,他們認(rèn)為企業(yè)管理者特質(zhì),如年齡、任期等會影響其決策,從而影響企業(yè)行為。后續(xù)的學(xué)者也多基于這一理論開展研究。
一般而言,受教育年限越長,越容易受到學(xué)校教育的影響;同時,一個人學(xué)歷越高,可能就越會保持理性和客觀,尤其是在復(fù)雜的情況下,也更可能考慮利益相關(guān)者的利益訴求,平衡各方利益;此外,一般而言,高學(xué)歷的人其社會地位和收入會比大部分低學(xué)歷的人要高,根據(jù)馬斯洛需求層次理論,在解決了較低層次的需求,如溫飽、安全等之后,他們更容易關(guān)心尊重和自我實(shí)現(xiàn)的需求,更加關(guān)心食品安全、環(huán)境保護(hù)等社會問題。據(jù)此,本文提出了研究假設(shè)1。
H1:管理者團(tuán)隊學(xué)歷越高,企業(yè)社會責(zé)任水平越高。
在高中階段,文理分班,實(shí)行差異化教學(xué)。文科教育關(guān)注人類的教養(yǎng)和文化,理科教育關(guān)注的是事實(shí)性知識和程序性知識[7],兩種不同培養(yǎng)模式下的人具有不同的思維方式和對待社會的態(tài)度以及同情能力。本文認(rèn)為,接受文科教育的高管團(tuán)隊,越傾向于承擔(dān)企業(yè)社會責(zé)任,企業(yè)社會責(zé)任水平越高。據(jù)此,本文提出假設(shè)2。
H2:具有文科背景的高管團(tuán)隊比不具有文科背景的高管團(tuán)隊的企業(yè)社會責(zé)任水平高。
本文以2010—2017 年中國滬深A(yù) 股和創(chuàng)業(yè)板上市公司為初始研究對象。在初始樣本的基礎(chǔ)上,對樣本進(jìn)行如下處理:①剔除了金融保險行業(yè)上市公司;②剔除相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本。最終得到2 741個觀測值??紤]到可能受到極端值的影響,我們對連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上均進(jìn)行winsorize縮尾處理。
①因變量的測量。企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)來源于和訊網(wǎng)企業(yè)社會責(zé)任測評體系數(shù)據(jù)庫,用企業(yè)社會責(zé)任評分來衡量上市公司企業(yè)社會責(zé)任的總體履行情況。企業(yè)社會責(zé)任評分越高,說明企業(yè)社會責(zé)任履行的越好。
②自變量的測量。本文的自變量是高管團(tuán)隊的教育背景。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫的分類,本文將上市公司年報中披露的董事會成員、監(jiān)事和高級管理人員定義為上市公司的高管團(tuán)隊。高管團(tuán)隊受教育水平的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。
表1 變量選擇與變量定義
本研究采用(1) 式驗(yàn)證H1、H2,即檢驗(yàn)高管團(tuán)隊教育背景是否影響企業(yè)履行社會責(zé)任。
其中β0是截距項(xiàng),β1是高管團(tuán)隊教育水平變量對應(yīng)的系數(shù),CONTROL是控制變量,ε是隨機(jī)擾動項(xiàng)。如果β1顯著為正,則H1、H2成立。
表2給出了研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由此可知,CSR_S 的均值為24.784,標(biāo)準(zhǔn)差為16.856,表明上市社會責(zé)任履行水平總體較低且不同上市公司的履行情況存在一定差異。EDU_Y 的均值為3.399,說明上市公司高管平均學(xué)歷為大學(xué)至研究生學(xué)歷;Wenke_P 的均值為0.216,說明21.6% 的上市公司高管具有文科背景。 MAO 的均值為0.078,說明上市公司高管平均持股比例為7.8%,高管持股比例較高;SIZE 的均值是22.097;ROA的均值為3.8%,說明上市公司的盈利能力相對較差;LEV的均值為64.6%,說明上市公司財務(wù)杠桿率高,較多的利用債權(quán)進(jìn)行融資;First 的均值為33.897%,標(biāo)準(zhǔn)差為14.206,說明第一大股東持股比例高,且不同公司之間存在較大差異;Duality的均值為0.269,說明26.9% 的公司董事長兼任總經(jīng)理,內(nèi)部控制環(huán)境較弱;SOE 的均值為0.348,說明34.8%的上市公司是國有企業(yè)。
表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果
表3給出了所有變量的相關(guān)性分析結(jié)果。由表3 可知,CSR_S 與EDU_Y 和Wenke_P 顯著正相關(guān),表明在不考慮其他因素的情況下,高管學(xué)歷及文科背景正向影響企業(yè)社會責(zé)任,H1、H2得到了初步驗(yàn)證。計算自變量的方差膨脹因子的最大值為1.86,遠(yuǎn)低于多元回歸模型中方差膨脹因子為10的最高標(biāo)準(zhǔn)。因此,本文的研究變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。
表3 相關(guān)性分析結(jié)果
表4給出了高管團(tuán)隊教育背景對企業(yè)社會責(zé)任的OLS 回歸結(jié)果,(1) ~(3) 列的因變量為CSR_S,①列高管團(tuán)隊教育背景指標(biāo)是EDU_Y 和Wenke_P;②列高管團(tuán)隊教育背景指標(biāo)是EDU_Y;③列高管團(tuán)隊教育背景指標(biāo)是Wenke_P。由表4回歸結(jié)果可知,無論是雙自變量回歸,還是單自變量回歸,EDU_Y 和Wenke_P 的系數(shù)都為正,并且都在1%的顯著性水平上顯著,表明高管團(tuán)隊的學(xué)歷水平和文科背景對企業(yè)社會責(zé)任有顯著的正向影響,高管團(tuán)隊的學(xué)歷水平越高、文科背景的高管越多,企業(yè)的社會責(zé)任得分越高,H1、H2均得到了驗(yàn)證。
表4 高管教育背景與企業(yè)社會責(zé)任回歸結(jié)果
表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果
為檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性,本文做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn):剔除了總資產(chǎn)收益率為負(fù)的企業(yè),對相關(guān)變量重新進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果見表5。
穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與上文結(jié)論基本一致,說明了本文提出的假設(shè)檢驗(yàn)?zāi)P褪欠€(wěn)健的。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出,高管團(tuán)隊的學(xué)歷水平和文科背景均對企業(yè)社會責(zé)任呈顯著正向影響,這與原分析結(jié)果基本一致。
本文以2010—2017 年中國滬深上市公司為研究對象(剔除金融保險行業(yè)上市公司和相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本),運(yùn)用模型,實(shí)證研究上市公司高管團(tuán)隊教育背景對企業(yè)社會責(zé)任的影響。研究發(fā)現(xiàn):高管團(tuán)隊的學(xué)歷水平和文科背景對企業(yè)社會責(zé)任均具有顯著的正向影響,高管團(tuán)隊學(xué)歷水平越高、文科背景的高管所占比重越大,企業(yè)社會責(zé)任得分越高。