石 睿 劉春林

(南京大學(xué)商學(xué)院)

1 研究背景

企業(yè)社會(huì)責(zé)任(CSR)自20世紀(jì)90年代以來(lái)，一直是商業(yè)組織的熱點(diǎn)話題[1]。近年來(lái)高階理論的研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)的性別[2]、年齡[3]等背景特征會(huì)影響公司的CSR決策。然而，這些研究主要關(guān)注高層團(tuán)隊(duì)的人口統(tǒng)計(jì)特征，沒(méi)有考慮高層團(tuán)隊(duì)人員的代際差異對(duì)公司CSR的影響。一個(gè)不容忽視的現(xiàn)實(shí)情況是，以80后90后為代表的新生代[4]，已經(jīng)逐步成為企業(yè)的中堅(jiān)力量，董事會(huì)與高管團(tuán)隊(duì)中也頻繁出現(xiàn)新生代的身影。同時(shí)，既有研究表明，新生代群體的一個(gè)最重要特質(zhì)是“自我中心”[5]，因而被認(rèn)為是“自我”的一代[6]。然而，由于對(duì)新生代自我中心特質(zhì)的成因和表現(xiàn)未能達(dá)成一致，因此，對(duì)新生代高管的CSR傾向就有不同的預(yù)測(cè)：一方面，新生代的自我中心可能表現(xiàn)為通過(guò)自我展示來(lái)獲得社會(huì)認(rèn)同，而履行CSR作為一種遵從制度規(guī)范的行為，是展示自我的良好載體，據(jù)此，從希望獲得社會(huì)認(rèn)同的視角來(lái)看，新生代群體更傾向于做出高水平CSR的決策；但另一方面，新生代的自我中心也可能表現(xiàn)為對(duì)制度規(guī)范的抗拒[7]，因此新生代更能抵制要求履行CSR的制度規(guī)范的壓力，從而導(dǎo)致CSR活動(dòng)的積極性降低，表現(xiàn)為更低水平的CSR績(jī)效。新生代在CSR決策中，到底表現(xiàn)為對(duì)制度規(guī)范的遵從還是抗拒？本研究對(duì)此提出競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)進(jìn)行探討。

新生代自我中心的兩種不同解釋邏輯(即“通過(guò)自我展示獲得社會(huì)認(rèn)同”和“抗拒制度規(guī)范”)意味著他們對(duì)社會(huì)壓力的響應(yīng)方式是不同的。為此，本研究進(jìn)一步討論了輿論壓力和政治壓力對(duì)新生代董事群體CSR決策的調(diào)節(jié)作用：如果新生代的自我中心很大程度上表現(xiàn)為追求社會(huì)認(rèn)同，那么，來(lái)自于輿論或政治的壓力應(yīng)該會(huì)強(qiáng)化新生代董事與CSR的正向關(guān)系(調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為正)；反之，如果新生代的自我中心更多呈現(xiàn)為對(duì)制度規(guī)范的抗拒，那么，源自輿論或政治的壓力應(yīng)該會(huì)加強(qiáng)新生代董事與CSR傾向的負(fù)向關(guān)系(調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為負(fù))。由此，研究新生代董事群體對(duì)兩種不同社會(huì)壓力的不同反應(yīng)，將有利于更好地識(shí)別新生代群體在董事會(huì)決策時(shí)，其“自我中心”特質(zhì)是如何表現(xiàn)的。

2 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

2.1 新生代董事代際特征與CSR

在中國(guó)，新生代是指那些出生于20世紀(jì)八九十年代的人群[4, 8]。由于相同的成長(zhǎng)社會(huì)環(huán)境和成長(zhǎng)經(jīng)歷，同一代際群體的人們往往具有與其他代際群體顯著不同的特質(zhì)[9]，這些不同的特質(zhì)會(huì)影響不同代際的群體在工作中的態(tài)度、承諾、工作方式等[9]。其中關(guān)于中國(guó)新生代的研究發(fā)現(xiàn)，新生代獨(dú)特的成長(zhǎng)環(huán)境使該群體具有更加突出的自我中心的特質(zhì)[4, 10]。

自我中心通常表現(xiàn)為兩種心理現(xiàn)象：假想觀眾和自我傳奇[11]。假想觀眾是指，個(gè)體混淆自我的和他人的關(guān)注[12]，認(rèn)為他人會(huì)像自己一樣關(guān)注自己的行為[13]，這一認(rèn)知會(huì)導(dǎo)致個(gè)體過(guò)度在意他人的看法，因而會(huì)為了追求他人的認(rèn)同，傾向于展示良好自我形象[14]。自我傳奇則是指?jìng)€(gè)體過(guò)度區(qū)分自我的和他人的感受[12]，個(gè)體認(rèn)為自己是獨(dú)一無(wú)二、無(wú)懈可擊甚至是無(wú)所不能的[13]，且他人無(wú)法理解自己的想法和感受，這一認(rèn)知會(huì)導(dǎo)致個(gè)體過(guò)分關(guān)注自己的偏好，不在意他人的看法和社會(huì)規(guī)范，從而做出忽視他人看法與社會(huì)規(guī)范的自我關(guān)注行為。隨著新生代不斷進(jìn)入公司管理層，新生代的代際特征對(duì)于公司決策的影響也逐漸成為學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)[9]。依據(jù)高階理論，新生代高層管理者的個(gè)人特質(zhì)、經(jīng)驗(yàn)會(huì)影響公司的決策[1, 15]。然而，現(xiàn)有研究對(duì)于新生代的自我中心特質(zhì)，究竟表現(xiàn)為為了追求社會(huì)認(rèn)同而進(jìn)行自我展示，還是抗拒社會(huì)規(guī)范，仍然存在理論上的分歧。這種分歧會(huì)讓學(xué)者對(duì)新生代董事的CSR決策傾向做出不同的預(yù)測(cè)結(jié)果，因而本研究將通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)來(lái)對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

基于“自我中心”的假想觀眾邏輯，新生代的自我中心有可能表現(xiàn)為：為了追求社會(huì)認(rèn)同而進(jìn)行自我展示，從而導(dǎo)致較高水平的CSR投入。即為了獲得他人的認(rèn)可，新生代會(huì)通過(guò)自我展示，在他人面前維持良好形象[14]。這是因?yàn)椋孩偌彝ソ?jīng)歷促成了新生代相比非新生代會(huì)有更高的精神需求。一方面，由于新生代在經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心的社會(huì)大環(huán)境下，成長(zhǎng)于相對(duì)經(jīng)濟(jì)優(yōu)越的獨(dú)生子女家庭，因而相較于非新生代，新生代童年的物質(zhì)需求大部分都能得到滿足。根據(jù)MASLOE[16]的需求層次理論，物質(zhì)需求得到滿足的新生代會(huì)有更高的精神需求，即希望獲得更多人的認(rèn)可。為此，新生代會(huì)主動(dòng)尋求展現(xiàn)良好自我的機(jī)會(huì)。另一方面，由于成長(zhǎng)于計(jì)劃生育時(shí)代，新生代絕大多數(shù)都是獨(dú)生子女，因而承接了來(lái)自整個(gè)家庭所有的期望，這使得新生代在成長(zhǎng)中追求更多人的關(guān)注與認(rèn)同[17]。②教育經(jīng)歷促成了新生代的“比較”思維，從而使其更有迫切性獲得社會(huì)認(rèn)同。改革開放以后，中國(guó)的家庭和社會(huì)非常注重教育，但是教育資源相對(duì)匱乏。出于公平的考量，優(yōu)質(zhì)教育資源只能向優(yōu)秀生源傾斜，成績(jī)排名幾乎成為新生代獲得更多高質(zhì)量教育資源投入的唯一途徑。同時(shí)，開放的社會(huì)環(huán)境擴(kuò)大了新生代競(jìng)爭(zhēng)的范圍(如國(guó)內(nèi)各種文體類競(jìng)賽和國(guó)際賽事)，因此，新生代從小就開始面臨與同齡人比較的壓力。這種壓力促成的“比較”思維模式，使得新生代更加關(guān)注他人對(duì)自己的看法。③與非新生代相比，新生代對(duì)于所屬的公司和職業(yè)有更高的歸屬感，因?yàn)樗麄兊墓ぷ鞲嗍亲灾鬟x擇而非由國(guó)家分配。這種更高的歸屬感，使得新生代董事對(duì)公司有更高的心理所有權(quán)[18]，促使他們把公司看作是自我的一部分，進(jìn)而將外界對(duì)公司的關(guān)注看作是對(duì)自身的關(guān)注，因此會(huì)為了維護(hù)自身形象做出有利于公司形象的決策。

總之，基于假想觀眾的邏輯，新生代更高的精神需求、“比較”思維以及更高心理所有權(quán)，使得新生代更加關(guān)注外部社會(huì)的評(píng)價(jià)。由于公司的CSR績(jī)效可以向外界發(fā)出展示公司正面信息的信號(hào)[19]，提高外部社會(huì)對(duì)公司及其高層的評(píng)價(jià)，因而相比非新生代，本研究認(rèn)為，新生代董事可能具有更高的CSR投入傾向。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a新生代董事所在公司的CSR績(jī)效更高。

基于“自我中心”的自我傳奇邏輯，新生代的自我中心特質(zhì)也可能會(huì)表現(xiàn)為抗拒社會(huì)規(guī)范的自我關(guān)注行為：①相較于非新生代，新生代普遍受教育時(shí)間更長(zhǎng)、程度更高，往往因過(guò)度自信而高估自身能力，甚至認(rèn)為自己是“無(wú)所不能”的。這種對(duì)自身能力的過(guò)高估計(jì)，使得新生代認(rèn)為自己有能力承擔(dān)抗拒規(guī)范的后果[20]，因而相比非新生代，會(huì)表現(xiàn)出更多對(duì)社會(huì)規(guī)范的抗拒。②相比于非新生代，新生代大多出生于獨(dú)生子女家庭，成長(zhǎng)在溺愛(ài)的環(huán)境中，因而他們更關(guān)注自己的感受，甚至表現(xiàn)出更多逆反行為。這種獨(dú)特的時(shí)代烙印也會(huì)影響到其在社會(huì)中的行為傾向[8]，表現(xiàn)為對(duì)社會(huì)規(guī)范的漠視(甚至抗拒)。③相較非新生代成長(zhǎng)于強(qiáng)調(diào)個(gè)人目標(biāo)服從于集體目標(biāo)的集體主義文化下，新生代由于出生在改革開放實(shí)施以后，成長(zhǎng)在一個(gè)文化多元的環(huán)境中，從小就能接觸到強(qiáng)調(diào)個(gè)人導(dǎo)向和自我滿足的個(gè)人主義文化[10]。因而相比非新生代董事，新生代董事更少受集體主義文化影響，更多表現(xiàn)為追求個(gè)性張揚(yáng)、不受約束的個(gè)人主義價(jià)值傾向[8]。

總之，基于自我傳奇的邏輯，新生代因其教育程度高、逆反行為、個(gè)人主義價(jià)值傾向，使得新生代(相較于非新生代)更具有抗拒社會(huì)規(guī)范的行為傾向[10]。而CSR行為是一種將利益相關(guān)者的期望以及經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、環(huán)境績(jī)效三重底線納入考慮的一種符合社會(huì)規(guī)范的組織行為[21]，因此有理由認(rèn)為，新生代董事相比非新生代董事，在決策時(shí)具有更低的CSR投入傾向。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b新生代董事所在公司的CSR績(jī)效更低。

2.2 社會(huì)壓力的調(diào)節(jié)作用

以上通過(guò)競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)論述了新生代董事與公司CSR之間的關(guān)系。為進(jìn)一步說(shuō)明假設(shè)1a和假設(shè)1b的競(jìng)爭(zhēng)性關(guān)系，本研究檢驗(yàn)了兩種可能對(duì)公司CSR決策產(chǎn)生影響的制度變量：社會(huì)輿論壓力和政治壓力[22]。本研究的核心邏輯是，如果新生代的自我中心很大程度上表現(xiàn)為追求社會(huì)認(rèn)同，那么來(lái)自于輿論或政治的壓力應(yīng)該會(huì)強(qiáng)化新生代與CSR的正向關(guān)系(調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為正)；反之，如果新生代的自我中心更多呈現(xiàn)為抗拒社會(huì)規(guī)范，那么來(lái)自于輿論或政治的壓力應(yīng)該會(huì)加強(qiáng)新生代群體與CSR傾向的負(fù)向關(guān)系(調(diào)節(jié)效應(yīng)系數(shù)為負(fù))。調(diào)節(jié)效應(yīng)的研究同樣采用競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)。

(1)媒體輿論壓力對(duì)新生代董事CSR決策的調(diào)節(jié)影響隨著傳媒技術(shù)的發(fā)展，信息媒體在社會(huì)生活中扮演越來(lái)越重要的角色[22]。在中國(guó)這樣的新興市場(chǎng)國(guó)家，由于存在制度缺失[23]，媒體的輿論監(jiān)督具有更加重要的意義，因?yàn)槊襟w的信息披露緩解了公眾與公司之間的信息不對(duì)稱，并以此影響公眾對(duì)于公司的公共形象感知[24]。即媒體關(guān)注會(huì)通過(guò)影響公眾對(duì)公司的公共形象感知，從而影響高層的決策行為。

如果新生代董事的自我中心特質(zhì)因?yàn)榧傧胗^眾而表現(xiàn)為對(duì)社會(huì)認(rèn)可的追求，當(dāng)作為輿論壓力的公司的媒體關(guān)注度越高時(shí)，董事會(huì)成員將感知到更多的外界關(guān)注，且新生代董事相比非新生代董事，對(duì)外界關(guān)注更加敏感，會(huì)通過(guò)更多的CSR投入，向媒體展示良好的公司形象，以期符合社會(huì)規(guī)范的要求，獲得更高的社會(huì)認(rèn)可；相反，如果新生代董事的自我中心特質(zhì)因?yàn)樽晕覀髌?，而表現(xiàn)為對(duì)社會(huì)規(guī)范的抗拒，那么面臨的輿論壓力越大，且新生代董事由于對(duì)外界關(guān)注不敏感，相比非新生代，更加能夠按照自己的行為偏好而不是社會(huì)規(guī)范的期望做出決策，因而新生代董事所在的公司更能夠抵制這種輿論壓力，保持較低水平的CSR績(jī)效。由此，提出如下假設(shè)。

假設(shè)2a當(dāng)面對(duì)更高的輿論壓力時(shí)，新生代董事所在公司CSR績(jī)效水平相比非新生代會(huì)更高。

假設(shè)2b當(dāng)面對(duì)更高的輿論壓力時(shí)，新生代董事所在公司CSR績(jī)效水平相比非新生代會(huì)更低。

(2)政治壓力對(duì)新生代董事CSR決策的調(diào)節(jié)影響自2006年中國(guó)“十一五”規(guī)劃提出了“和諧社會(huì)”和“科學(xué)發(fā)展觀”的發(fā)展原則，2008年商務(wù)印書館出版了CSR報(bào)告指導(dǎo)書，這些都是中國(guó)政府關(guān)注和提倡公司CSR的重要信號(hào)[23]。由于新興市場(chǎng)國(guó)家的企業(yè)更加依賴非正式機(jī)制以獲取企業(yè)合法性，因而這種政府信號(hào)會(huì)對(duì)企業(yè)的行為帶來(lái)影響，特別是具有政治關(guān)聯(lián)的公司。

在中國(guó)，通過(guò)政治關(guān)聯(lián)，企業(yè)可以獲取發(fā)展所需的相關(guān)資源，也可以獲得產(chǎn)業(yè)政策等商業(yè)機(jī)會(huì)信息，降低外部不確定性[25]。但是更強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)，使得公司獲得更多發(fā)展機(jī)會(huì)的同時(shí)，也使得企業(yè)與政府關(guān)系更加密切[23]，企業(yè)的決策更有可能受到政府政治壓力的影響。

如果新生代董事的自我中心特質(zhì)因?yàn)榧傧胗^眾而表現(xiàn)為對(duì)社會(huì)認(rèn)可的追求，那么，當(dāng)企業(yè)面臨由更高強(qiáng)度政治關(guān)聯(lián)帶來(lái)的政治壓力時(shí)，新生代董事應(yīng)當(dāng)表現(xiàn)出對(duì)政府信號(hào)更加積極的響應(yīng)。這是因?yàn)椋阂环矫妫律聲?huì)將與企業(yè)具有關(guān)聯(lián)的政府看作是關(guān)注企業(yè)的潛在“觀眾”，相較于非新生代董事，新生代董事對(duì)于政府的關(guān)注更加敏感；另一方面，新生代董事在成長(zhǎng)過(guò)程中，缺乏兄弟姐妹和同齡人的陪伴，外界對(duì)其自身的評(píng)價(jià)更多來(lái)自具有權(quán)威的師長(zhǎng)，因而可能會(huì)比非新生代更加在意來(lái)自權(quán)威的認(rèn)同。在面對(duì)政治壓力時(shí)，新生代相比非新生代，更有可能為了獲得政府認(rèn)同而響應(yīng)政府信號(hào)，做出更高水平的CSR。如果新生代的自我主義特質(zhì)因?yàn)樽晕覀髌娑谛袆?dòng)上表現(xiàn)為抗拒社會(huì)規(guī)范、只關(guān)注自身的自我關(guān)注行為，在具有更強(qiáng)政治關(guān)聯(lián)的情況下，新生代董事相比非新生代，在決策時(shí)對(duì)政府信號(hào)的響應(yīng)更低，更加按照自己的決策偏好做出決策。這是因?yàn)樾律啾确切律?，?duì)自身能力更加高估，而對(duì)來(lái)自外界的壓力更加不敏感，從而在決策時(shí)更加關(guān)注自身的思想和感受[26]。故而當(dāng)政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)化了政府信號(hào)所要求的更多CSR的需求時(shí)，新生代董事更傾向于按照自己較低的CSR決策偏好做出決策。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a當(dāng)公司面對(duì)更高政治壓力時(shí)，新生代董事所在公司CSR績(jī)效水平相比非新生代會(huì)更高。

假設(shè)3b當(dāng)公司面對(duì)更高政治壓力時(shí)，新生代董事所在公司CSR績(jī)效水平相比非新生代會(huì)更低。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

由于上市公司自2009年才開始披露上一年CSR報(bào)告，為研究中國(guó)新生代董事對(duì)企業(yè)CSR績(jī)效決策的影響，本研究選擇潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)(RKS) 2009～2018年企業(yè)CSR評(píng)分作為企業(yè)CSR績(jī)效的指標(biāo)[23]。其他公司層面的數(shù)據(jù)，分別來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)中2008～2017年(1)CSR評(píng)分為潤(rùn)靈環(huán)球?qū)ζ髽I(yè)披露的上一年CSR報(bào)告的評(píng)分，因此實(shí)際反映了2008～2017年企業(yè)CSR投入情況。全部A股上市企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)。剔除缺失數(shù)據(jù)后，共保留包含907家公司的5 646個(gè)觀測(cè)值(2)進(jìn)行Heckman兩階段分析的第一階段，樣本為包含3 409家公司的23 230個(gè)觀測(cè)值。。

3.2 研究方法

3.2.1變量測(cè)量

(1)因變量以潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)的CSR報(bào)告評(píng)分(CS)作為公司CSR績(jī)效的指標(biāo)。這一指標(biāo)包含了4個(gè)維度：整體性評(píng)估、內(nèi)容性評(píng)估、技術(shù)性評(píng)估和行業(yè)性評(píng)估。評(píng)分采用結(jié)構(gòu)化專家打分法，分值為0～100的整數(shù)評(píng)分，其中：整體性滿分30分、內(nèi)容性滿分45分、技術(shù)性滿分15分、行業(yè)性滿分10分(對(duì)于綜合業(yè)、其他制造業(yè)等沒(méi)有行業(yè)性指標(biāo)的公司，將內(nèi)容性調(diào)整為滿分50分，技術(shù)性調(diào)整為滿分20分)。

(2)自變量關(guān)于新生代董事人數(shù)(NQ)的測(cè)量，本研究從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取2008～2017年各上市公司董事個(gè)人資料，以當(dāng)年年份減去1 980作為80后的最大年齡，如果董事年齡小于該值則計(jì)為1，否則計(jì)為0，最后合計(jì)各公司80后總?cè)藬?shù)(3)對(duì)于董事年齡缺失的，不計(jì)入新生代董事數(shù)目中，這種計(jì)量方式使得本研究的結(jié)果更加保守；本研究在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，以公司是否包含80后董事作為自變量，避開絕對(duì)數(shù)量可能不準(zhǔn)確所帶來(lái)的誤差，結(jié)果并沒(méi)有顯著差異。。

(3)調(diào)節(jié)變量關(guān)于輿論壓力的測(cè)量，本研究以當(dāng)年公司被媒體新聞標(biāo)題提及的總數(shù)量，即媒體關(guān)注度(ME)作為輿論壓力的指標(biāo)，新聞內(nèi)容主要包括宏觀經(jīng)濟(jì)、股票、債券、基金等經(jīng)濟(jì)社會(huì)及金融市場(chǎng)各方面。

關(guān)于政治壓力的測(cè)量，由于企業(yè)所面臨的政治壓力與企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度(PT)相關(guān)，本研究以企業(yè)董事會(huì)成員現(xiàn)任或曾任最高行政級(jí)別(包括人大代表、黨代表、政協(xié)委員)作為政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度，以及企業(yè)政治壓力的指標(biāo)。該指標(biāo)共計(jì)11個(gè)級(jí)別(國(guó)家級(jí)、省部級(jí)、市廳級(jí)、縣處級(jí)、鄉(xiāng)科級(jí)分正副，加上辦事員及同等級(jí)別任職)，級(jí)別越高，數(shù)字越大。

(4)控制變量本研究選擇了一些其他有可能影響企業(yè)CSR績(jī)效的公司層面數(shù)據(jù)，主要包括：反映公司財(cái)務(wù)狀況的企業(yè)績(jī)效(R)；反映債務(wù)狀況的財(cái)務(wù)杠桿(LE)；企業(yè)規(guī)模(SI)；反映公司股權(quán)集中度的公司第一大股東持股比(T1)；特別的，由于新生代可能更多集中于初創(chuàng)企業(yè)，本研究控制了企業(yè)年齡(FA)以避免企業(yè)發(fā)展階段對(duì)企業(yè)CSR的影響；為了控制年齡效應(yīng)對(duì)代際效應(yīng)的干擾，本研究將董事會(huì)平均年齡(AA)作為控制變量，并且從相關(guān)系數(shù)和VIF計(jì)算中確認(rèn)其與自變量沒(méi)有多重共線性；是否為國(guó)有企業(yè)(SO)；是否董事長(zhǎng)與CEO兩職合一(D)；獨(dú)立董事在董事會(huì)占比(IP)(4)為了盡可能保留更多數(shù)據(jù)，同時(shí)考慮到可能存在董事?lián)Q屆的情況，本研究沒(méi)有對(duì)自變量進(jìn)行時(shí)間滯后的處理，但在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中對(duì)自變量進(jìn)行了滯后一年的處理，結(jié)果沒(méi)有顯著差異。。

3.2.2計(jì)量模型

檢驗(yàn)假設(shè)1a和假設(shè)1b時(shí)，本研究采用了以下計(jì)量模型

CS=α0+α1NQ+α2ME+α3PT+α4CT+uY+vI+ε，

(1)

式中，α0～α4表示系數(shù)；CT表示控制變量；uY和vI分別代表年份和行業(yè)的控制效應(yīng)。在式(1)的基礎(chǔ)上，本研究通過(guò)式(2)～式(4)來(lái)檢驗(yàn)其他假設(shè)

CS=β0+β1NQ+β2ME+β3NQ×ME+

β4PT+β5CT+uY+vI+ε；

(2)

CS=γ0+γ1NQ+γ2ME+γ3PT+

γ4NQ×PT+γ5CT+uY+vI+ε；

(3)

CS=δ0+δ1NQ+δ2ME+δ3NQ×ME+

δ4PT+δ5NQ×PT+δ6CT+uY+vI+ε，

(4)

表1-A Heckman模型第一階段各變量描述性統(tǒng)計(jì)量和相關(guān)系數(shù)矩陣(N=23 230)

式中，β0～β5、γ0～γ5、δ0～δ6均表示系數(shù)，值得注意的是，從模型設(shè)定來(lái)看，回歸分析僅包含CSR報(bào)告被評(píng)分的公司，這意味著研究樣本可能存在樣本選擇偏差。為了處理樣本選擇偏差問(wèn)題，本研究使用了Heckman兩階段回歸模型[27]：在第一階段，使用Probit模型來(lái)預(yù)測(cè)公司是否會(huì)披露CSR報(bào)告。在這一模型中，樣本包含23 230個(gè)觀測(cè)值，涉及3 409家公司；模型的因變量為虛擬變量——是否披露CSR(CR)，當(dāng)該公司在該年度披露了CSR報(bào)告時(shí)取1(在國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中有記錄或者RKS評(píng)分中有評(píng)分)，否則為0；自變量包括了兩個(gè)工具變量——當(dāng)年同省份CSR披露情況(CP)，即對(duì)當(dāng)年與該公司處于同一省份的所有其他公司是否披露CSR取均值；以及當(dāng)年同行業(yè)CSR披露情況(CI)，即對(duì)當(dāng)年與該公司處于同一行業(yè)(按萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù)行業(yè)代碼區(qū)分，其中制造業(yè)細(xì)分為3個(gè)子行業(yè))的所有其他公司是否披露CSR取均值；控制變量與Heckman第二階段一致；通過(guò)該模型獲得了反米爾斯比率(inverse mills ration，LM)。在第二階段，本研究將獲得的LM加入到回歸模型中控制樣本選擇偏差，如果LM系數(shù)顯著，說(shuō)明存在樣本選擇偏差，但通過(guò)Heckman兩階段模型，能夠有效解決該問(wèn)題。此外，為了更加適應(yīng)面板數(shù)據(jù)，本研究在第二階段對(duì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了聚類處理。

4 分析結(jié)果

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)量和相關(guān)系數(shù)矩陣見表1。表1-A和表1-B分別展示了Heckman兩階段模型中的變量。表1-A顯示CR的均值為0.24(最大值為1)，這說(shuō)明我國(guó)上市公司披露CSR報(bào)告的總體意愿并不高；表1-B的CS均值為38.46(滿分為100)，說(shuō)明我國(guó)的上市公司總體CSR績(jī)效水平不高。此外，從表1-B中可以看出，CS與新生代董事數(shù)量(NQ)之間的相關(guān)關(guān)系為負(fù)向(Pearson相關(guān)系數(shù)為-0.053，p<0.01；Spearman相關(guān)系數(shù)為-0.032，p<0.05)，初步支持了假設(shè)1b；而ME和PT、PT與CS之間的正向相關(guān)關(guān)系也說(shuō)明本研究引入的調(diào)節(jié)是合理的。此外，由表1可知，R和LE(表1-A)以及LE和SI(表1-B)的相關(guān)系數(shù)不小于0.5(見表中加黑體)，這說(shuō)明模型可能存在多重共線性問(wèn)題。為此，本研究分別計(jì)算了兩模型的方差膨脹因子(VIF)，發(fā)現(xiàn)各變量的VIF值均不超過(guò)10，說(shuō)明沒(méi)有嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表1-B Heckman模型第二階段各變量描述性統(tǒng)計(jì)量和相關(guān)系數(shù)矩陣(N=5 646)

Heckman模型中用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)的第二階段結(jié)果見表2。由表2可知，所有模型根據(jù)wald-χ2檢驗(yàn)均非常顯著。

從表2基本模型1中可知，企業(yè)的績(jī)效、規(guī)模、國(guó)有屬性、媒體關(guān)注度、政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度等因素會(huì)對(duì)公司的CSR績(jī)效水平產(chǎn)生顯著影響，這說(shuō)明本研究的控制變量確實(shí)能控制住許多影響公司CSR決策的因素，其中媒體關(guān)注度和政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的正向影響也說(shuō)明社會(huì)規(guī)范對(duì)公司CSR決策起正向作用。

表2模型1報(bào)告了新生代董事人數(shù)與公司CSR績(jī)效之間的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，新生代董事人數(shù)與公司CSR績(jī)效之間存在負(fù)向關(guān)系(β=-1.181,p<0.01)，表明在控制了企業(yè)績(jī)效、財(cái)務(wù)杠桿與企業(yè)年齡等因素的情況下，公司董事會(huì)中新生代董事人數(shù)越多，公司CSR績(jī)效水平越低，這一結(jié)果支持假設(shè)1b，即新生代董事導(dǎo)致了更低水平的公司CSR績(jī)效。

表2模型2報(bào)告了輿論壓力調(diào)節(jié)新生代董事人數(shù)與公司CSR績(jī)效之間的關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，媒體關(guān)注度與新生代董事人數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)(β=-0.029,p<0.01),表明新生代董事人數(shù)與公司CSR績(jī)效之間的關(guān)系受到輿論壓力的負(fù)向調(diào)節(jié)，即新生代董事越多的公司，在面對(duì)輿論壓力時(shí)，相較于只有非新生代董事的公司，會(huì)表現(xiàn)出更低的CSR績(jī)效，這一結(jié)果支持了假設(shè)2b，即新生代董事的自我中心如果表現(xiàn)為對(duì)社會(huì)規(guī)范的抗拒，則相比僅有非新生代董事的公司，在輿論壓力下會(huì)表現(xiàn)出更低的CSR績(jī)效水平。

表2 CSR績(jī)效與新生代董事人數(shù)Heckman模型結(jié)果(N=5 646)

表2模型3報(bào)告了政治壓力調(diào)節(jié)新生代董事人數(shù)與公司CSR績(jī)效之間的關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度與新生代董事人數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著(β=0.035,p>0.1)。說(shuō)明新生代董事與非新生代董事在政治壓力下的表現(xiàn)沒(méi)有顯著區(qū)別，即假設(shè)3a與假設(shè)3b均未得到支持。表2模型4中，本研究發(fā)現(xiàn)，同時(shí)放入媒體關(guān)注度和政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度與新生代董事人數(shù)的交互項(xiàng)時(shí)，政治關(guān)聯(lián)強(qiáng)度與新生代董事人數(shù)的交互項(xiàng)系數(shù)依舊不顯著，假設(shè)3a與假設(shè)3b均未得到支持。SCOTT[28]認(rèn)為，制度壓力主要是通過(guò)影響社會(huì)規(guī)范、文化認(rèn)知和法令法規(guī)來(lái)影響企業(yè)的決策，而來(lái)自政治關(guān)聯(lián)所帶來(lái)的政治壓力，除了來(lái)自政府倡導(dǎo)企業(yè)履行CSR的社會(huì)規(guī)范以外，也有可能來(lái)自政府擁有制定強(qiáng)制性法規(guī)的權(quán)力，因而雖然新生代能經(jīng)受住來(lái)自社會(huì)輿論的壓力，但對(duì)于來(lái)自政治關(guān)聯(lián)的壓力，可能依舊會(huì)表現(xiàn)出一定的遵從。

5 穩(wěn)健型檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證表2結(jié)果的準(zhǔn)確性，本研究將自變量與控制變量進(jìn)行了滯后一期處理，并用同樣的方法進(jìn)行了分析，結(jié)果見表3。由表3可知，各變量無(wú)論是系數(shù)的大小或顯著性水平，都與表2沒(méi)有顯著差異，這說(shuō)明表2的結(jié)果具有可信度。即支持了假設(shè)1b和假設(shè)2b，而假設(shè)3a和假設(shè)3b均未得到支持。

表3 基于自變量和控制變量滯后一期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(N=4 784)

雖然在Heckman模型的第二階段對(duì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了聚類處理，但Heckman模型更注重解決樣本選擇偏差，而使用極大似然估計(jì)的GEE模型更適用于面板數(shù)據(jù)的分析[29]，為此，本研究使用GEE模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4。由表4可知，與表2、表3沒(méi)有明顯的差異，均是支持了假設(shè)1b、假設(shè)2b，而假設(shè)3a、假設(shè)3b均未得到支持。

表4 基于GEE估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)(N=5 646)

此外，在描述自變量測(cè)量時(shí)，曾敘述過(guò)由于部分董事的資料缺失，可能存在對(duì)新生代董事具體人數(shù)計(jì)量不準(zhǔn)確的測(cè)量誤差。為了盡可能避免由于這種測(cè)量誤差帶來(lái)的分析誤差，本研究選用了另一種測(cè)量方式來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健型檢驗(yàn)，即以公司是否存在新生代董事(IQ)這一啞變量作為自變量進(jìn)行分析；這樣的測(cè)量還可以更加直觀地對(duì)比公司是否存在新生代董事這一狀態(tài)對(duì)公司CSR績(jī)效的影響。其Heckman模型分析結(jié)果見表5。由表5可知，與表2、表3沒(méi)有明顯差別，支持假設(shè)1b、假設(shè)2b，而假設(shè)3a、假設(shè)3b均未得到支持。

表5 基于是否具有新生代作為自變量測(cè)量的穩(wěn)健型檢驗(yàn)(N=5 646)

6 研究結(jié)論與討論

基于新生代“自我中心”特質(zhì)的兩種不同表現(xiàn)，本研究提出了新生代董事與公司CSR績(jī)效關(guān)系的競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)，在此基礎(chǔ)上探討了輿論壓力和政治壓力的調(diào)節(jié)作用。研究顯示：①在其他條件不變的情況下，企業(yè)中的新生代董事越多，企業(yè)的CSR績(jī)效越低；②在面臨媒體輿論壓力時(shí)，新生代董事較低的CSR投入決策相比老生代更不容易受到影響；③在面臨政治壓力時(shí)，新生代董事與老生代董事在CSR投入決策上受到的影響差異不顯著。一種可能的對(duì)新生代董事與公司CSR績(jī)效之間負(fù)向關(guān)系的替代解釋是董事的年齡效應(yīng)：即新生代由于年齡較小，相較于年長(zhǎng)的非新生代，有更高的職業(yè)期望，為了未來(lái)的職業(yè)晉升，他們更傾向于將企業(yè)資源分配到能夠短期提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的活動(dòng)，而不是企業(yè)的CSR活動(dòng)中。為此，在本研究中，通過(guò)控制董事會(huì)平均年齡的方式降低了董事年齡效應(yīng)對(duì)于公司CSR決策的影響。

此外，雖然本研究將社會(huì)規(guī)范對(duì)新生代董事與公司CSR績(jī)效之間的負(fù)向關(guān)系的強(qiáng)化，歸因?yàn)樾律碌摹白晕抑行摹碧刭|(zhì)導(dǎo)致的對(duì)社會(huì)規(guī)范的抗拒，但本研究也沒(méi)有否認(rèn)社會(huì)規(guī)范對(duì)新生代的行為存在影響。本研究是對(duì)比在面臨社會(huì)壓力時(shí)，新生代董事與非新生代董事在決策行為上的不同，而不是新生代董事在面臨社會(huì)壓力與否的情況下決策行為的不同。由此，本研究有關(guān)社會(huì)壓力調(diào)節(jié)作用的解釋，是指社會(huì)壓力對(duì)非新生代的決策行為的影響，比對(duì)新生代決策行為的影響更顯著，即非新生代比新生代對(duì)社會(huì)壓力更加敏感。

此外，本研究在論述新生代董事對(duì)CSR績(jī)效的抑制作用時(shí)，提出“西方個(gè)人主義價(jià)值”對(duì)新生代的影響，強(qiáng)調(diào)的是從小受個(gè)人主義價(jià)值觀影響的新生代，相比從小受集體主義價(jià)值觀影響的非新生代，更能抵制社會(huì)規(guī)范要求企業(yè)履行CSR的壓力，并不意味著西方文化會(huì)抵制CSR。

本研究在以下3個(gè)方面做出了貢獻(xiàn)：①通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，高層團(tuán)隊(duì)的代際特征是高層特質(zhì)對(duì)公司CSR決策的影響的重要組成，新生代董事傾向于做出更低的CSR投入決策。這一發(fā)現(xiàn)有助于解釋不同公司間的CSR質(zhì)量差異，豐富了有關(guān)CSR前因的研究。②對(duì)比了中國(guó)新生代董事和非新生代董事在公司CSR決策中的傾向差異，發(fā)現(xiàn)新生代董事相比非新生代表現(xiàn)出更低的CSR投入傾向，這一發(fā)現(xiàn)支持了HAMBRIC等[15]在高階理論中關(guān)于高層特質(zhì)會(huì)體現(xiàn)在公司決策中的預(yù)測(cè)，中國(guó)新生代“自我中心”的代際特征在公司決策中表現(xiàn)為抗拒社會(huì)規(guī)范、追求自我滿足而非社會(huì)認(rèn)同，豐富了高層團(tuán)隊(duì)決策的研究。③通過(guò)引入社會(huì)壓力作為調(diào)節(jié)來(lái)對(duì)文章的競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)相較于非新生代董事，新生代董事的決策傾向受輿論壓力所代表的社會(huì)規(guī)范的影響更弱。一般認(rèn)為，媒體輿論能夠通過(guò)社會(huì)規(guī)范的壓力來(lái)影響企業(yè)的聲譽(yù)，從而塑造企業(yè)的行為[30]。本研究則指出，新生代董事對(duì)社會(huì)規(guī)范的感知相較于非新生代更加不敏感，因而其所在公司的行為更不容易受到輿論壓力的影響。這一發(fā)現(xiàn)有助于理解不同公司對(duì)社會(huì)輿論的不同回應(yīng)水平，豐富了有關(guān)企業(yè)社會(huì)回應(yīng)的研究。

本研究也存在一些不足：①對(duì)于新生代與非新生代的劃分是基于是否出生于1980年之后。雖然這種劃分方式得到了代際研究的支持[6, 10]，但從代際的定義是出生在相似的年份，經(jīng)歷相似的成長(zhǎng)社會(huì)環(huán)境，相同的社會(huì)事件來(lái)看，以明確的出生年份作為代際劃分唯一的標(biāo)準(zhǔn)顯得有些武斷(比如，難以說(shuō)明1979年出生的董事與1980年出生的董事有明顯的區(qū)別)，且對(duì)于新生代內(nèi)部是否存在更加精細(xì)的代際結(jié)構(gòu)沒(méi)有做進(jìn)一步討論，然而這個(gè)不足同時(shí)也說(shuō)明本研究的結(jié)果是保守的。②受限于二手?jǐn)?shù)據(jù)，本研究雖然通過(guò)社會(huì)壓力的調(diào)節(jié)作用，討論了新生代的自我中心特質(zhì)是如何影響公司CSR決策，但無(wú)法將之作為中介變量進(jìn)行測(cè)量，以更加直觀的實(shí)證結(jié)果對(duì)論述進(jìn)行支持。③研究假設(shè)沒(méi)有得到全部支持，關(guān)于政治壓力下新生代董事的CSR投入決策無(wú)論是提高還是降低均未得到支持，或許是由于政治壓力與輿論壓力僅僅來(lái)自社會(huì)規(guī)范不同，還可能來(lái)自其擁有制定相關(guān)法規(guī)權(quán)力的壓力，因而相比非新生代，新生代雖然能經(jīng)受住來(lái)自社會(huì)規(guī)范的壓力，但依然服從來(lái)自行政權(quán)力的壓力，然而本研究沒(méi)有直接的數(shù)據(jù)驗(yàn)證這一猜想。為此，本研究呼吁將來(lái)的研究能對(duì)新生代的劃分做出進(jìn)一步改進(jìn)；或是能以更微觀的研究探尋新生代的代際特征對(duì)公司決策的影響；或是能進(jìn)一步探究新生代在政治壓力影響下的行為模式。