□ 陳洪濤 方秀梅 周藝穎

一、引言

信息是資本市場(chǎng)有效定價(jià)的基礎(chǔ)。委托代理制度使得上市公司管理者與投資者存在天然信息不對(duì)稱性。因此，信息披露制度是維護(hù)投資者知情權(quán)的有效手段，是緩解信息不對(duì)稱的重要保障。為減少外部投資者與公司內(nèi)部的信息偏差，愈多公司選擇強(qiáng)制性信息披露之外的自愿性信息披露。隨著互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展，各種社交媒體平臺(tái)紛紛涌現(xiàn)，為上市公司進(jìn)行自愿性信息披露提供了靈活的渠道。微博和微信作為新興的社交媒體平臺(tái)，受眾尤為廣泛。然而，上市公司網(wǎng)絡(luò)信息發(fā)布不規(guī)范可能會(huì)引起異常經(jīng)濟(jì)后果。比如，2021年11月18日，天下秀（600556）在公司自媒體公眾號(hào)發(fā)布董事長(zhǎng)李檬署名的公開信，介紹公司3D虛擬社交產(chǎn)品“虹宇宙”理念，引致公司股價(jià)連續(xù)兩個(gè)交易日漲停。由于公司實(shí)際并未接入相關(guān)硬件技術(shù)，發(fā)布內(nèi)容可能誤導(dǎo)投資者，次日，上交所予以監(jiān)管警示。

已有大量研究探討了社交媒體信息披露行為產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，少有文獻(xiàn)研究社交媒體信息披露策略的形成機(jī)理。國(guó)外學(xué)者對(duì)社交媒體信息披露方式研究較早，大多研究Twitter、Facebook等新媒體。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有關(guān)于社交媒體信息披露途徑的研究主要聚焦于微博信息披露與微信信息披露，如何賢杰等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，高信息披露水平公司發(fā)布的微博有用信息顯著影響股價(jià)同步性；黃宏斌和毛天琴（2018）通過研究中國(guó)聯(lián)通微信信息披露發(fā)現(xiàn)，微信公眾號(hào)的自愿性信息披露內(nèi)容會(huì)干擾股價(jià)漲跌。然而，已有關(guān)于社交媒體信息披露的研究大多關(guān)注其帶來的經(jīng)濟(jì)影響，鮮有學(xué)者研究形成原因。同時(shí)，微信相對(duì)于微博使用更普遍，信息傳播更精準(zhǔn)。據(jù)騰訊發(fā)布的2020年度財(cái)務(wù)報(bào)告顯示，微信月活躍賬戶數(shù)為12.25億。微博2020年度財(cái)務(wù)報(bào)告顯示其月活躍賬戶數(shù)為5.21億。在用戶數(shù)量上，微信約為微博的兩倍。因此，研究企業(yè)官方微信自愿性信息披露相關(guān)問題具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

高層管理團(tuán)隊(duì)簡(jiǎn)稱高管團(tuán)隊(duì)，指在企業(yè)中負(fù)責(zé)戰(zhàn)略決策的團(tuán)隊(duì)，決定著公司戰(zhàn)略選擇及績(jī)效風(fēng)險(xiǎn)。1984年，Hambrick ＆ Mason（1984）提出了“高層梯隊(duì)理論”。該理論認(rèn)為在日益復(fù)雜的組織環(huán)境中，由于管理者價(jià)值觀和經(jīng)驗(yàn)?zāi)芰Φ牟煌沟脠F(tuán)隊(duì)中各個(gè)成員對(duì)信息的解釋能力不同，進(jìn)而影響組織的決策過程及績(jī)效結(jié)果。換而言之，管理者的特質(zhì)影響著組織的戰(zhàn)略選擇。高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性指高管團(tuán)隊(duì)在性別、經(jīng)驗(yàn)、認(rèn)知及任期等多個(gè)維度產(chǎn)生的差異?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與公司的創(chuàng)新能力、績(jī)效水平、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和環(huán)境責(zé)任的關(guān)系展開一定的研究。研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性會(huì)激發(fā)資源型企業(yè)的創(chuàng)新意識(shí)，提高企業(yè)的績(jī)效水平（陳忠衛(wèi)和常極，2009）。高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性不利于信息技術(shù)企業(yè)短期績(jī)效與創(chuàng)新效率的發(fā)展（王雪莉等，2013）。任期異質(zhì)性對(duì)服務(wù)業(yè)企業(yè)商業(yè)模式創(chuàng)新具有積極作用（肖挺等，2013）。年齡和職能背景異質(zhì)性有利于企業(yè)績(jī)效的提高（張建君和張閆龍，2016）。另外，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性促進(jìn)了綠色創(chuàng)業(yè)行為（李華晶和陳凱，2014）。制造業(yè)企業(yè)中，女性高管占比越高的公司環(huán)境責(zé)任意識(shí)越強(qiáng)（孟曉華等，2012）。然而，以往研究大多集中在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性帶來的經(jīng)濟(jì)后果，較少對(duì)企業(yè)社交媒體信息披露方面展開研究。本文探討高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)微信信息披露行為的影響，拓展企業(yè)社交媒體自愿性信息披露質(zhì)量的研究?jī)?nèi)容。余文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是本文的研究假設(shè)；第三部分是本文的研究設(shè)計(jì)；第四部分是高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)微信信息披露影響的實(shí)證結(jié)果；第五部分是穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后一部分是本文結(jié)論及建議。

二、研究假說

高管是企業(yè)戰(zhàn)略的制定者和執(zhí)行者，直接影響企業(yè)決策質(zhì)量。在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性和企業(yè)決策研究中，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從信息處理理論、認(rèn)知沖突理論兩方面展開討論。信息處理理論認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)成員通過主動(dòng)或被動(dòng)接受信息來調(diào)整、控制自身觀念與行為（Zalesny ＆ Ford，1990）。管理者認(rèn)知復(fù)雜性會(huì)體現(xiàn)其接受信息的密集程度，這對(duì)其信息敏感程度與信息處理能力都有影響（Nadkarni ＆ Barr，2008）。高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性提高團(tuán)隊(duì)認(rèn)知復(fù)雜性，為企業(yè)信息處理提供多樣化選擇，因此會(huì)正向作用決策過程和企業(yè)績(jī)效（Kaplan，2011)。認(rèn)知沖突理論認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性會(huì)引致團(tuán)隊(duì)沖突，這直接抑制決策效率（鄧新明等，2020）。團(tuán)隊(duì)成員間的沖突區(qū)別為認(rèn)知沖突和情緒沖突，認(rèn)知沖突源于成員對(duì)目標(biāo)及其完成方式認(rèn)識(shí)的差異，情緒沖突起因于成員間的懷疑或不相容（陳璐等，2009）。認(rèn)知沖突對(duì)信息處理質(zhì)量有積極作用，并推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，但也傾向于引致情感沖突而削弱企業(yè)創(chuàng)新力（弋亞群等，2018）。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，社會(huì)結(jié)構(gòu)日益分化，這使得組織關(guān)系傾向以認(rèn)知信任為基礎(chǔ)（Lewis，1985）。團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)知沖突降低決策效率與決策質(zhì)量，抑制企業(yè)績(jī)效水平的發(fā)展（Jehn，1995）。本文基于信息處理理論與認(rèn)知沖突理論，探討高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與微信信息披露的關(guān)系。

(一)高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與微信信息披露

成員年齡關(guān)乎團(tuán)隊(duì)凝聚力和決策效率。團(tuán)隊(duì)中處于同一年齡階段的高管往往關(guān)注相同的話題并擁有相似的溝通方式，這有利于降低合作成本（Wiersema ＆ Bantel，1992）。而較高的年齡異質(zhì)性可能會(huì)為團(tuán)隊(duì)帶來沖突與對(duì)抗（樂云等，2021）。年長(zhǎng)高管具有豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)；年輕高管具備較高的靈活性，對(duì)技術(shù)應(yīng)用與創(chuàng)新更加敏銳（董盈厚和蓋地，2017）。因此，高年齡異質(zhì)性的團(tuán)隊(duì)成員間更易產(chǎn)生不同見解而引致決策沖突。高管團(tuán)隊(duì)年齡差距越大，越不利于高管間溝通合作，最終對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生消極影響（Smith等，1995；謝鳳華等，2008）。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績(jī)效水平越低，自愿性信息披露行為越少（馬連福和趙穎，2007）。本文通過微信信息披露意愿（是否開設(shè)微信公眾號(hào)）和強(qiáng)度（公眾號(hào)發(fā)文量）衡量企業(yè)微信信息披露水平，認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性會(huì)對(duì)企業(yè)的自愿性信息披露行為產(chǎn)生消極影響?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H1：高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與微信信息披露負(fù)相關(guān)。

(二)高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與微信信息披露

學(xué)術(shù)界關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性對(duì)團(tuán)隊(duì)內(nèi)合作溝通效率的影響持不同看法。部分學(xué)者認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性對(duì)團(tuán)隊(duì)成員交流有積極作用（Simon，1999）。團(tuán)隊(duì)成員教育水平差異有利于團(tuán)隊(duì)成員交換信息（馬富萍和郭曉川，2010）。而另一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)教育水平傾向于產(chǎn)生社會(huì)類化效應(yīng)，這增加了內(nèi)部不和諧因素（張進(jìn)華和袁振興，2011）。高學(xué)歷團(tuán)隊(duì)成員擅長(zhǎng)科學(xué)決策；低學(xué)歷團(tuán)隊(duì)成員傾向于經(jīng)驗(yàn)決策。思維方式的差異引致高教育水平異質(zhì)性的團(tuán)隊(duì)成員之間的決策沖突。教育水平不同的高管團(tuán)隊(duì)成員間易產(chǎn)生分歧，并最終對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生消極影響（Knight等，1999）。因此，本文認(rèn)為，教育水平的高異質(zhì)性會(huì)損害團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，從而減少企業(yè)的自愿性信息披露行為?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與微信信息披露負(fù)相關(guān)。

(三)高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與微信信息披露

職能背景指成員進(jìn)入團(tuán)隊(duì)前經(jīng)歷的職位和承擔(dān)的職能，體現(xiàn)了團(tuán)隊(duì)成員掌握專業(yè)知識(shí)的廣度和深度（黃越等，2011）。高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性并不會(huì)直接影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效，只有當(dāng)團(tuán)隊(duì)成員擁有的信息與知識(shí)互相交換并深層融合才能對(duì)決策產(chǎn)生積極影響（龍靜等，2020）。高管職能背景會(huì)影響信息披露決策（夏同水等，2016）。高職能背景異質(zhì)性的團(tuán)隊(duì)成員間更易產(chǎn)生決策沖突。團(tuán)隊(duì)成員職能背景差異越大，團(tuán)隊(duì)接觸的知識(shí)范圍越廣。在長(zhǎng)期來看這可以促進(jìn)協(xié)同效應(yīng)并提高團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量，但在短期則易產(chǎn)生沖突并降低團(tuán)隊(duì)行動(dòng)力。因此本文認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性會(huì)抑制團(tuán)隊(duì)溝通效率，降低自愿性信息披露決策的效率和質(zhì)量。對(duì)此本文提出以下假設(shè)：

H3：高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與微信信息披露負(fù)相關(guān)。

(四)高管團(tuán)隊(duì)任期異質(zhì)性與微信信息披露

高管團(tuán)隊(duì)的任期異質(zhì)性對(duì)企業(yè)社交媒體信息披露有促進(jìn)作用。高管團(tuán)隊(duì)的任期影響著組織內(nèi)部溝通模式與內(nèi)容深度，高管任期時(shí)間越長(zhǎng)，越了解企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況與內(nèi)部環(huán)境，其戰(zhàn)略選擇越匹配企業(yè)現(xiàn)狀；任期較短的高管，對(duì)企業(yè)發(fā)展不存在固化思維，可以對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策提出全新的看法，從而推動(dòng)企業(yè)戰(zhàn)略變革、提升企業(yè)績(jī)效水平。同時(shí)，根據(jù)信息處理理論，高管任期異質(zhì)性的團(tuán)隊(duì)擁有更全面、復(fù)雜的信息，這有利于提高團(tuán)隊(duì)決策質(zhì)量。任期異質(zhì)性高的高管團(tuán)隊(duì)，組織管理水平更復(fù)雜，績(jī)效水平更高（李冬偉和吳菁，2017）。因此，本文提出以下假說：

H4：高管團(tuán)隊(duì)任期異質(zhì)性與微信信息披露正相關(guān)。

(五)高管團(tuán)隊(duì)海外背景異質(zhì)性與微信信息披露

高管海外背景包括海外任職和海外求學(xué)經(jīng)歷。具有海外背景的高管會(huì)顯著提高企業(yè)的績(jī)效水平（項(xiàng)慧玲，2019）。他們有更強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任和社會(huì)責(zé)任信息披露意識(shí)，這有助于提升信息披露質(zhì)量（蔣堯明和賴研，2019）。為開拓國(guó)際業(yè)務(wù)，企業(yè)不斷引入海歸人才來實(shí)現(xiàn)國(guó)際化發(fā)展。擁有海外背景的高管有廣泛的國(guó)際人際關(guān)系網(wǎng)，相對(duì)本土高管而言，獲取海外信息更快捷。若高管團(tuán)隊(duì)同時(shí)存在兩種類型的高管，可將管理經(jīng)驗(yàn)與組織文化整合，有效提高經(jīng)營(yíng)效率與企業(yè)績(jī)效，促進(jìn)信息交流（Herrmann＆ Datta，2005）。因此，本文提出以下假說：

H5：高管團(tuán)隊(duì)海外背景異質(zhì)性與微信信息披露正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

企業(yè)微信信息披露數(shù)據(jù)通過Python編程軟件爬取并整理形成，區(qū)分微信公眾號(hào)中的上市公司官方認(rèn)證公眾號(hào)和分公司或子公司公眾號(hào)，僅收集含有公司股票的名稱或簡(jiǎn)稱，并經(jīng)過微信平臺(tái)官方認(rèn)證的公眾號(hào)的文章信息。其他數(shù)據(jù)來自于國(guó)泰安金融數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。由于微信公眾號(hào)在2012年8月正式上線，且在當(dāng)年開設(shè)微信公眾號(hào)的公司較少。為避免樣本量過少對(duì)回歸結(jié)果引起干擾，本文選取2013-2019年間我國(guó)A股上市公司為研究樣本，并對(duì)樣本執(zhí)行如下篩選程序：（1）剔除金融行業(yè)上市公司；（2）剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；（3）對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%的水平進(jìn)行Winsorize縮尾處理。通過篩查，本文總計(jì)獲取了17423個(gè)樣本觀測(cè)值。

(二)變量設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)社交媒體信息披露的關(guān)系，本文設(shè)計(jì)如下模型：

上式兩個(gè)模型的被解釋變量對(duì)應(yīng)兩項(xiàng)指標(biāo)，即是否開設(shè)微信公眾號(hào)（WOA）和公眾號(hào)發(fā)布文章數(shù)（WOAN），其中WOA代表公司在t年是否開設(shè)微信公眾號(hào)，WOAN代表公司在t年通過微信公眾號(hào)發(fā)布的文章數(shù)量；H代表公司在t年的解釋變量高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性，包括年齡異質(zhì)性（H_age）、教育水平異質(zhì)性（H_deg）、職能背景異質(zhì)性（H_fun）、任期異質(zhì)性（H_ten）、海外背景異質(zhì)性（H_ove）；Control代表公司在t年企業(yè)層面的控制變量，包括公司規(guī)模（Size）、公司業(yè)績(jī)（ROA）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、高管持股比例（Manage）、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模（TMT）以及行業(yè)（Industry）和年份（Year）。

1.被解釋變量

本文將從兩個(gè)維度來衡量企業(yè)微信信息披露行為：（1）微信信息披露意愿（WOA），該虛擬變量衡量企業(yè)是否開設(shè)微信公眾號(hào)。0代表尚未開通微信公眾號(hào)，1代表已開通微信公眾號(hào)。（2）微信信息披露強(qiáng)度（WOAN），等于微信公眾號(hào)每年發(fā)布文章總數(shù)的對(duì)數(shù)。

2.解釋變量

本文通過年齡、教育水平、職能背景、任期和海外背景五個(gè)維度來衡量高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性，采用Herfindal-Hirschman系數(shù)來測(cè)量。計(jì)算模型如下：

其中代表某特征的種類，n為種類數(shù)量，表示團(tuán)隊(duì)中第類成員占全部成員的百分比。H大于0小于1，且取值越大，表明高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性越強(qiáng)烈。

解釋變量具體分類如下：

（1）年齡異質(zhì)性（H_age）分段為：1=20及20歲以下；2=21～30歲；3=31～40歲；4=41～50歲；5=51及50歲以上。

（2）教育水平異質(zhì)性（H_deg）分段為：1=中專及中專以下；2=大專；3=本科；4=碩士研究生；5=博士研究生；6=其他

（3）職能背景異質(zhì)性（H_fun）分為：1=生產(chǎn)；2=研發(fā)；3=設(shè)計(jì)；4=人力資源；5=管理；6=市場(chǎng)；7=金融；8=財(cái)務(wù)；9=法律；10=其他或不明確方向。

（4）任期異質(zhì)性（H_ten）分段為：1=2年及以下；2=2～4年；3=4～6年；4=6～8年；5=8及8年以上。

（5）海外背景異質(zhì)性（H_ove）分段為：1=海外任職；2=海外求學(xué)；3=海外任職和求學(xué)經(jīng)歷均有；4=無海外背景。

3.控制變量

Control為公司在t年企業(yè)層面的控制變量。參考?xì)W陽(yáng)慧等（2013），鐘偉強(qiáng)等（2006），本文選取以下控制變量：（1）公司規(guī)模（Size）,等于企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；（2）公司業(yè)績(jī)（ROA），本文通過資產(chǎn)回報(bào)率衡量企業(yè)盈利能力；（3）財(cái)務(wù)杠桿（Lev），等于企業(yè)期末總負(fù)債與總資產(chǎn)之比；（4）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE），采用虛擬變量衡量，國(guó)有企業(yè)賦值為1，其他企業(yè)賦值為0；（5）高管持股比比率（Manage）,等于高管持股數(shù)量與股票總數(shù)之比；（6）高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模（T M T），等于高管團(tuán)隊(duì)總?cè)藬?shù)；（7）行業(yè)（Industry）和年度（Year）效應(yīng)。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表1為描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，WOA均值為0.246，代表所有上市公司樣本中開設(shè)微信公眾號(hào)的公司占比24%。這表明我國(guó)上市公司微信公眾號(hào)開設(shè)比例不高，可能源于公司自愿性信息披露制度尚未完善，企業(yè)自愿性信息披露行為仍處于探索階段；WOAN平均值為0.975，這表明樣本公司微信公眾號(hào)年發(fā)文量約為30篇。其標(biāo)準(zhǔn)差為1.851，遠(yuǎn)大于平均值0.975。這說明不同上市公司樣本通過微信公眾號(hào)發(fā)布的文章數(shù)量存在較大差別。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

控制變量方面，公司規(guī)模（Size）的均值為22.10，表明樣本公司的規(guī)?？傮w較大。公司業(yè)績(jī)（ROA）標(biāo)準(zhǔn)差為0.059，表明樣本公司業(yè)績(jī)水平差距不大。高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模（TMT）的描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，樣本公司平均高管團(tuán)隊(duì)人數(shù)為7人，且不同公司管理層人數(shù)存在較大差別。

(二)相關(guān)性分析

為了判斷變量是否存在共線性問題，本文對(duì)回歸模型中的主要變量采用Pearson相關(guān)系數(shù)法進(jìn)行分析，得到的結(jié)果如表2所示。除Size與Lev的相關(guān)系數(shù)為-0.552外，其他相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值均在0.5以下，小于高度相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)（0.6）。這說明本文實(shí)證模型并不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表2 變量的Pearson相關(guān)性分析

注:???、??、?分別代表1%、5%、10%的顯著性水平

(三)主回歸分析

1.高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與微信信息披露的回歸分析

將樣本數(shù)據(jù)代入回歸模型，對(duì)虛擬因變量WOA進(jìn)行Logistic回歸分析，對(duì)因變量WOAN進(jìn)行OLS多元回歸分析。借鑒高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性領(lǐng)域通常使用的研究方法，模型（1）和（3）只對(duì)控制變量回歸，模型（2）和（4）加入所有代表異質(zhì)性特征的自變量，并在回歸過程中控制年度和行業(yè)效應(yīng)，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 回歸分析結(jié)果

模型（2）和模型（4）檢驗(yàn)了我國(guó)A股上市公司中高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)微信信息披露的影響?；貧w結(jié)果表明：（1）高管團(tuán)隊(duì)的年齡、教育背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露意愿的回歸系數(shù)均在0.01的顯著水平下負(fù)相關(guān)，同時(shí)年齡異質(zhì)性在0.05的顯著水平下抑制了企業(yè)微信信息披露強(qiáng)度；（2）高管團(tuán)隊(duì)的任期、海外背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露意愿的回歸系數(shù)在0.01的顯著水平下正相關(guān)，且任期異質(zhì)性促進(jìn)了企業(yè)微信信息披露強(qiáng)度。這表明，成員任期、海外背景不同的企業(yè)傾向于開通微信公眾號(hào)，且在開設(shè)微信公眾號(hào)的企業(yè)中，成員任期差異化會(huì)顯著提升自愿性信息披露強(qiáng)度；（3）高管團(tuán)隊(duì)職能背景的差異程度不會(huì)對(duì)企業(yè)是否選擇開設(shè)微信公眾號(hào)產(chǎn)生影響，回歸結(jié)果不顯著；而在已開設(shè)微信公眾號(hào)的上市公司中，高管團(tuán)隊(duì)職能背景差異化較大的公司會(huì)傾向于在微信公眾號(hào)披露更少的信息；（4）高管團(tuán)隊(duì)的教育水平、海外背景的異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露強(qiáng)度均無顯著的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。

2.以股權(quán)集中度為標(biāo)準(zhǔn)的分組檢驗(yàn)

胡海川和張心靈（2013）研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)使管理層和股東的利益息息相關(guān)，對(duì)管理者信息披露策略產(chǎn)生影響，大股東意志強(qiáng)烈影響企業(yè)信息披露的決策過程。換而言之，股權(quán)集中度對(duì)企業(yè)信息披露質(zhì)量有著顯著影響（李丹，2021）。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)前文的多元回歸結(jié)果，本文引入股權(quán)集中度（OC）變量，以上市公司第一大股東持股比例進(jìn)行度量。以股權(quán)集中度（OC）為分組依據(jù)分組回歸，并控制年度和行業(yè)效應(yīng)。分組回歸結(jié)果如下表4所示，列示的（1）和（3）代表低股權(quán)集中度，（2）和（4）代表高股權(quán)集中度。

表4 按股權(quán)集中度分組回歸分析結(jié)果

通過分組回歸可發(fā)現(xiàn)：（1）對(duì)于股權(quán)較分散的企業(yè)來說，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)社交媒體信息披露的意愿及強(qiáng)度的影響機(jī)制與前文表3多元回歸模型（2）和（4）的結(jié)果基本一致；（2）在股權(quán)集中度較高的企業(yè)，高管團(tuán)隊(duì)的教育背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露強(qiáng)度顯著正相關(guān)（p＜0.05），股權(quán)集中度對(duì)兩者關(guān)系具有積極影響。總體來看，以股權(quán)集中度為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組后的回歸結(jié)果與表3列示結(jié)果基本一致，且集中控股組的結(jié)果反映了股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)一步解釋了前文不顯著的回歸結(jié)果。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)改變樣本區(qū)間

2017年，微信公眾平臺(tái)改變規(guī)則。現(xiàn)只保留2017-2019年間數(shù)據(jù)，結(jié)果如下表5所示。改變樣本區(qū)間后，觀察結(jié)果表明：高管團(tuán)隊(duì)的年齡和教育背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露意愿存在顯著負(fù)相關(guān)的關(guān)系，任期、海外背景異質(zhì)性明顯加強(qiáng)了企業(yè)微信信息披露意愿，且任期異質(zhì)性與企業(yè)微信公眾號(hào)發(fā)布數(shù)量存在顯著正相關(guān)關(guān)系，這也驗(yàn)證了回歸結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表5 改變樣本區(qū)間檢驗(yàn)結(jié)果

(二)改變解釋變量計(jì)算方法

本文對(duì)解釋變量高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性的計(jì)量不再使用前文提到的赫芬達(dá)爾系數(shù)，而是用統(tǒng)計(jì)學(xué)中的變異系數(shù)，變異系數(shù)等于樣本標(biāo)準(zhǔn)差與平均值的商。采用變異系數(shù)計(jì)算自變量的定義及說明如表6所示。

表6 改變計(jì)算方法的變量說明

改變自變量計(jì)算方式后，將樣本數(shù)據(jù)代入回歸模型，對(duì)虛擬因變量（WOA）進(jìn)行Logistic回歸分析，對(duì)連續(xù)因變量（WOAN）進(jìn)行OLS回歸分析，回歸結(jié)果如表7所示。

表7 改變計(jì)算方法后的回歸結(jié)果

改變異質(zhì)性計(jì)算方式后，結(jié)果表明：（1）高管團(tuán)隊(duì)的年齡、教育背景、職能背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露意愿有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2）高管團(tuán)隊(duì)海外背景異質(zhì)性與企業(yè)微信信息披露意愿有顯著的正相關(guān)關(guān)系，但與微信信息披露強(qiáng)度無顯著統(tǒng)計(jì)關(guān)系；（3）高管團(tuán)隊(duì)的教育、職能、海外背景異質(zhì)性與微信信息披露強(qiáng)度的回歸系數(shù)不顯著。總體而言，改變自變量計(jì)算方式之后的Logistic回歸與OLS多元回歸分析結(jié)果與表3回歸結(jié)果基本一致，再次驗(yàn)證假設(shè)成立，說明其具有一定的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論及建議

(一)研究結(jié)論

隨著信息經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)空間建設(shè)對(duì)完善國(guó)家治理體系、推動(dòng)國(guó)家治理能力現(xiàn)代化尤為重要。而上市公司社交媒體信息披露質(zhì)量與綠色網(wǎng)絡(luò)空間的建設(shè)密切相關(guān)。本文借鑒高階梯隊(duì)理論，選取2013-2019年間數(shù)據(jù)，考察了我國(guó)A股上市公司高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)社交媒體信息披露的影響，并得出以下結(jié)論：

1.高管團(tuán)隊(duì)的年齡、教育背景異質(zhì)性抑制了企業(yè)微信信息披露意愿，而任期、海外背景異質(zhì)性加強(qiáng)了企業(yè)微信信息披露意愿。

2.高管團(tuán)隊(duì)的年齡、職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)微信信息披露強(qiáng)度有顯著的負(fù)向影響，而任期異質(zhì)性對(duì)微信信息披露強(qiáng)度有明顯的促進(jìn)作用。

3.在股權(quán)集中度較高的企業(yè)中，高管團(tuán)隊(duì)教育背景異質(zhì)性對(duì)微信信息披露的意愿和強(qiáng)度均有顯著的促進(jìn)作用。

(二)研究建議

根據(jù)結(jié)論，提出如下建議：

1.關(guān)于公司治理方面，可以注重高管團(tuán)隊(duì)多樣化，提高自愿性信息披露水平。海外背景異質(zhì)性較高的組織團(tuán)隊(duì)思維方式差異較大，信息處理能力更全面。企業(yè)可以適當(dāng)調(diào)整高管任期結(jié)構(gòu)，引入海歸人才，主動(dòng)、準(zhǔn)確披露企業(yè)信息。

2.關(guān)于社交媒體披露方面，企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極運(yùn)營(yíng)和維護(hù)官方微信公眾號(hào)，提高官方微信公眾號(hào)披露質(zhì)量，利用公眾號(hào)平臺(tái)雙向互動(dòng)特點(diǎn)來加強(qiáng)與利益相關(guān)者的互動(dòng)，同時(shí)也要遵守網(wǎng)絡(luò)空間秩序。

3.關(guān)于政府政策制定方面，可以完善自愿性信息披露制度，加強(qiáng)自愿性信息披露監(jiān)管。監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)健全自愿性信息披露制度，鼓勵(lì)上市公司通過社交媒體自愿披露有用信息。同時(shí)嚴(yán)格監(jiān)督上市公司自愿性信息披露過程，嚴(yán)厲懲罰濫用社交媒體披露虛假、誤導(dǎo)投資者信息的行為。