張正勇 陳虹

摘 要：基于高階梯隊(duì)理論，以2009-2015年披露社會責(zé)任報(bào)告的中國重污染行業(yè)上市公司為樣本，研究管理層團(tuán)隊(duì)背景特征對社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響。結(jié)果表明：平均較為年長、高學(xué)歷和良好社會聲譽(yù)的管理層團(tuán)隊(duì)能夠顯著抑制社會責(zé)任報(bào)告印象管理行為；管理層團(tuán)隊(duì)社會聲譽(yù)與性別異質(zhì)性同樣可以顯著抑制社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度，而學(xué)歷和專業(yè)背景異質(zhì)性則會進(jìn)一步加劇社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度；進(jìn)一步考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異，發(fā)現(xiàn)管理層團(tuán)隊(duì)背景特征與社會責(zé)任報(bào)告印象管理之間的關(guān)系在國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間存在顯著差異。

關(guān)鍵詞： 管理層團(tuán)隊(duì)；人口背景特征；社會責(zé)任報(bào)告；印象管理；高階梯隊(duì)理論

中圖分類號：F230 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A文章編號：1003-7217（2018）05-0071-09

一、引 言

作為當(dāng)今時(shí)代的發(fā)展潮流，承擔(dān)和履行社會責(zé)任已成為公司獲得競爭力和可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素。因此，在傳統(tǒng)財(cái)務(wù)報(bào)告外單獨(dú)披露社會責(zé)任報(bào)告就成為多數(shù)公司對利益相關(guān)者傳遞社會責(zé)任信息并樹立形象的重要途徑和方式。社會科學(xué)院發(fā)布的《中國企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告白皮書（2015）》中指出，僅上市公司發(fā)布社會責(zé)任報(bào)告的數(shù)量就由2008年的132份上升至2015年的708份。伴隨披露數(shù)量激增的同時(shí)，報(bào)告內(nèi)容缺乏實(shí)質(zhì)性、不完整、不可靠、不可比、不清晰，難以為投資者提供有效的決策信息等問題[1]，也成為當(dāng)前社會責(zé)任建設(shè)面臨的現(xiàn)實(shí)困境。造成這一困境的重要原因之一是通過自利性歸因、報(bào)喜不報(bào)憂、操縱報(bào)告可讀性等方式，管理層可以選擇性披露社會責(zé)任信息、對社會責(zé)任報(bào)告進(jìn)行印象管理，進(jìn)而誤導(dǎo)投資者決策、實(shí)現(xiàn)自利目的[2]。

然而，現(xiàn)有研究大多從公司業(yè)績、會計(jì)穩(wěn)健性等客觀視角研究社會責(zé)任報(bào)告印象管理行為，卻經(jīng)常忽視管理層團(tuán)隊(duì)這一重要主觀因素的作用。一方面，管理層團(tuán)隊(duì)作為公司戰(zhàn)略決策的主要發(fā)起者和主導(dǎo)者，其背景特征應(yīng)當(dāng)具有豐富的信息含量，對包括公司社會責(zé)任決策在內(nèi)的所有活動都會產(chǎn)生影響[3]；另一方面，由于社會責(zé)任報(bào)告是各方利益權(quán)衡的產(chǎn)物，且其披露不受強(qiáng)制第三方鑒證約束，管理層就擁有更多空間和機(jī)會影響社會責(zé)任報(bào)告的客觀性和真實(shí)性。但目前鮮有研究從社會責(zé)任報(bào)告印象管理這一非財(cái)務(wù)視角對高階理論的應(yīng)用進(jìn)行探索。綜上，本文將基于高階梯隊(duì)理論研究如下問題：管理層團(tuán)隊(duì)背景特征是否影響社會責(zé)任報(bào)告印象管理行為？如果存在影響，管理層團(tuán)隊(duì)平均特質(zhì)會如何增加或抑制社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度？考慮到我國二元所有制結(jié)構(gòu)的獨(dú)特制度背景，在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，管理層團(tuán)隊(duì)背景特征及異質(zhì)性對社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響有何差異？

二、理論分析與研究假設(shè)

高層管理者是公司戰(zhàn)略選擇和經(jīng)營決策的主導(dǎo)者和控制者，對公司生產(chǎn)經(jīng)營與績效都有不可估量的重要影響[4]。高階梯隊(duì)理論指出，高層管理者背景特征是其社會經(jīng)歷、價(jià)值觀念等內(nèi)在特征的外在體現(xiàn)，進(jìn)而會影響其行為方式和決策行為[5，6]。然而，以往研究大多都將這一因素與公司戰(zhàn)略選擇完全隔離開來，簡單的認(rèn)為高層管理者都是同質(zhì)的完全理性經(jīng)濟(jì)人，忽視了個(gè)體差異的影響。同時(shí)，高階梯隊(duì)理論還指出，團(tuán)體智慧的巨大優(yōu)勢往往比個(gè)人能夠?qū)臼┮愿笥绊?。例如，較為年長的管理層團(tuán)隊(duì)相對保守和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)營風(fēng)格也更穩(wěn)健[6]；教育經(jīng)歷反映管理層的學(xué)歷和認(rèn)知水平，進(jìn)而影響其決策行為、公司戰(zhàn)略選擇[8]和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為[9]；女性高管相對更少表現(xiàn)出過度自信，具有社會導(dǎo)向型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，往往被指派在公共事務(wù)或社會責(zé)任委員會任職，而男性多被認(rèn)為具有績效導(dǎo)向型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格，往往被安排在補(bǔ)償、執(zhí)行和金融委員會任職[10]。

社會心理學(xué)領(lǐng)域中的印象管理是試圖控制他人對自身印象形成的過程。Tata & Prasad（2015）指出，管理層出于自利動機(jī)會對社會責(zé)任報(bào)告進(jìn)行印象管理，從而干擾社會責(zé)任報(bào)告使用者對公司形象、業(yè)績表現(xiàn)、甚至是管理層聲譽(yù)的判斷[11]。黃藝翔和姚錚（2016）指出，投資者會受到社會責(zé)任報(bào)告中印象管理成分的干擾，印象管理程度越大市場評價(jià)越高[3]。因此，管理層出于自利動機(jī)印象管理社會責(zé)任報(bào)告會扭曲社會責(zé)任信息的真實(shí)性、完整性和可靠性，誤導(dǎo)利益相關(guān)者決策[12]。然而，現(xiàn)有研究大多從財(cái)務(wù)業(yè)績[3]、會計(jì)穩(wěn)健性[13]等外部客觀視角考察社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響因素，卻往往忽視了管理層團(tuán)隊(duì)這一主觀因素的影響。

盡管高階梯隊(duì)理論的適用性已經(jīng)得到眾多經(jīng)驗(yàn)研究的證實(shí)，但大多是從財(cái)務(wù)領(lǐng)域考察管理層背景特征對公司財(cái)務(wù)業(yè)績[14]、投資效率[4，15]、內(nèi)部控制[5，16，17]、財(cái)務(wù)舞弊[18]和盈余管理[19]等行為影響，從非財(cái)務(wù)行為視角展開的實(shí)證研究寥寥。王士紅（2016）研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)女性比例、平均任職年限對社會責(zé)任信息披露有顯著影響[20]。張復(fù)生和馬勝男（2016）也指出高管背景特征對公司信息披露質(zhì)量具有重要影響[21]。因此，管理層團(tuán)隊(duì)背景特征對社會責(zé)任報(bào)告印象管理應(yīng)當(dāng)具有不同影響。

年齡是影響管理者閱歷和風(fēng)險(xiǎn)傾向的重要因素[17]。一方面，年長的管理團(tuán)隊(duì)經(jīng)驗(yàn)豐富、處事穩(wěn)健，面對社會責(zé)任信息披露等決策行為時(shí)也更為客觀和理性[21]；另一方面，年輕管理團(tuán)隊(duì)通常勇于冒險(xiǎn)創(chuàng)新，而年長管理團(tuán)隊(duì)相對謹(jǐn)慎保守、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，也更趨于遵守既定的倫理規(guī)則[16]。為了規(guī)避可能的道德和法律風(fēng)險(xiǎn)，展示出良好的社會行為規(guī)范，年長的管理者會主動承擔(dān)更多的社會責(zé)任[20]，諸如印象管理社會責(zé)任報(bào)告這類自利行為的程度也會更低。基于此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡越大，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度越低。

學(xué)歷高低能夠反映管理者認(rèn)知水平和思維能力差異[16]，高學(xué)歷管理團(tuán)隊(duì)?wèi){借其專業(yè)性有助于提升公司績效[22]。Manner（2010）認(rèn)為，教育對企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有重要影響[23]。高學(xué)歷的管理團(tuán)隊(duì)不僅傾向于接受和遵守既定倫理原則，同時(shí)由于其較強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，更能夠處理復(fù)雜事物，并從長遠(yuǎn)視角考慮各方利益訴求[20]。因此，高學(xué)歷管理團(tuán)隊(duì)對公司社會責(zé)任表現(xiàn)應(yīng)當(dāng)具有積極影響，利于抑制社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度。此外，會計(jì)、金融等經(jīng)濟(jì)管理類專業(yè)背景的管理者對“理性經(jīng)濟(jì)人”的概念更為理解和認(rèn)可，會更注重公司經(jīng)濟(jì)效益和生產(chǎn)效率，而忽略對社會責(zé)任的承擔(dān)[24]，為了“美化”利益相關(guān)方對公司的印象，或是轉(zhuǎn)移投資者對公司不盡如人意財(cái)務(wù)表現(xiàn)的注意力，管理層團(tuán)隊(duì)印象管理社會責(zé)任報(bào)告的程度就越大?；诖耍岢黾僭O(shè)2。

假設(shè)2a：管理層團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷越高，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度越低。

假設(shè)2b：管理層團(tuán)隊(duì)中具有會計(jì)、金融等經(jīng)濟(jì)管理類專業(yè)背景的管理者比例越高，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度越高。

聲譽(yù)是管理者自身工作經(jīng)驗(yàn)和能力的外現(xiàn)以及利益相關(guān)者據(jù)此做出的綜合性評價(jià)[25]?，F(xiàn)有研究指出，管理者聲譽(yù)對公司經(jīng)營具有積極影響，聲譽(yù)高的管理者通常更愿意從長遠(yuǎn)視角出發(fā)，努力工作，維護(hù)自身聲譽(yù)和公司利益[26]。一方面，管理者聲譽(yù)越高，以往的工作經(jīng)驗(yàn)通常也更為豐富，對復(fù)雜事項(xiàng)處理時(shí)也更能兼顧多方利益；另一方面，聲譽(yù)越高的管理者對自身聲譽(yù)也更為愛護(hù)，更不愿意做出有損聲譽(yù)的行為。因此，社會聲譽(yù)越高的管理層團(tuán)隊(duì)印象管理社會責(zé)任報(bào)告的程度就越低?；诖?，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：管理層團(tuán)隊(duì)平均聲譽(yù)越高，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度越低。

性別差異反映在管理風(fēng)格與風(fēng)險(xiǎn)偏好上，由于生理與心理特征上的天然差異，女性對待事物通常更為謹(jǐn)慎保守，對風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度也更高[4]。女性管理者由于其天然的母性，往往更具和善心，更易于與利益相關(guān)方建立良好的關(guān)系[27]。女性通常比男性更具有人文關(guān)懷和生態(tài)意識，更容易和利益相關(guān)者建立良好關(guān)系并捕捉到對方的敏感預(yù)期[28]。因此，女性管理者往往對公司社會責(zé)任事項(xiàng)更為關(guān)注，長遠(yuǎn)視角來看更樂意通過真實(shí)、客觀披露公司社會責(zé)任信息來建立并維持與利益相關(guān)者之間長期的良好關(guān)系，因而社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度就越低?；诖?，提出假設(shè)4。

假設(shè)4：管理層團(tuán)隊(duì)中女性管理者所占比例越高，企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度越低。

三、研究設(shè)計(jì)與變量定義

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

研究樣本為2009-2015年中國A股披露社會責(zé)任報(bào)告的重污染行業(yè)上市公司。根據(jù)環(huán)保部2008年發(fā)布的《上市公司環(huán)保核查行業(yè)分類管理名錄》中的重污染行業(yè)分類和證監(jiān)會2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》，將重污染行業(yè)劃分為采掘業(yè)、食品飲料業(yè)、造紙印刷業(yè)、紡織服裝皮毛業(yè)、石化塑膠業(yè)、金屬與非金屬業(yè)、醫(yī)藥生物制品業(yè)和水電煤氣業(yè)共八個(gè)行業(yè)。為保證回歸結(jié)果合理可靠，剔除以下數(shù)據(jù)：（1）ST類企業(yè)；（2）金融企業(yè)；（3）存在缺失值的企業(yè)，最終得到1144個(gè)觀測值。本文社會責(zé)任報(bào)告評價(jià)數(shù)據(jù)來自潤靈環(huán)球社會責(zé)任報(bào)告評分，管理層團(tuán)隊(duì)背景特征和控制變量數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過手工搜集整理得到。此外，對所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位數(shù)winsorize處理。

（二）變量定義

1.社會責(zé)任報(bào)告印象管理（IMPRESSION）。

借鑒黃藝翔和姚錚（2016）[3]方法，通過模型（1）殘差度量的未預(yù)期社會責(zé)任信息披露水平來刻畫印象管理程度。將影響社會責(zé)任信息披露水平的因素劃分為公司特征因素，包括企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEVEL）和盈利能力（ROA）；公司治理因素，包括企業(yè)性質(zhì)（STATE）、高管薪酬（SALARY）、高管持股（MANHOLD）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（INSHOLD）；外部環(huán)境因素，包括上市地點(diǎn)（LIST）、是否自愿披露（VOLUNTARY）和鑒證效果（ATTESTATION）。RKS為潤靈環(huán)球社會責(zé)任報(bào)告評分，回歸殘差代表了模型所不能解釋的未預(yù)期部分，對殘差取絕對值反映出社會責(zé)任報(bào)告的印象管理程度。

2.管理層團(tuán)隊(duì)背景特征。

將上市公司年報(bào)中披露的董事會成員和高級管理人員定義為公司管理層團(tuán)隊(duì)。借鑒Rao & Tilt（2016）[7]、王士紅（2016）[20]等研究，選取的管理層背景特征包括年齡（AGE）、學(xué)歷（DEGREE）、專業(yè)背景（EDU）、社會聲譽(yù)（REPUTATION）、性別（MALE）等五個(gè)方面。具體定義如表1所示。

3.控制變量。

參考張正勇和吉利（2013）[24]、黃藝翔和姚錚（2016）[3]等研究，對公司特征、公司治理、外部環(huán)境等因素進(jìn)行控制，具體控制變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計(jì)

模型（2）考察管理層團(tuán)隊(duì)平均特征的影響，模型（3）考察管理層團(tuán)隊(duì)特征異質(zhì)性的影響。其中，ControlVariable為控制變量。本文首先將各人口背景特征變量單獨(dú)帶入模型進(jìn)行回歸，然后再將所有特征變量同時(shí)帶入模型進(jìn)行回歸。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，從絕對數(shù)值來看，公司平均印象管理水平為14.06，最大值（41.63）與最小值（0.013）差異較大，不同公司社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度不一。平均來看，管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡為49.61歲，學(xué)歷基本在本科以上（3.454），具有經(jīng)濟(jì)管理類專業(yè)背景的管理者占39.4%，在外兼職數(shù)量約1.261個(gè)，男性管理者占比約87.3%?？刂谱兞棵枋鲂越y(tǒng)計(jì)數(shù)值與現(xiàn)有研究基本保持一致，不再贅述。

（二）管理層背景特征與社會責(zé)任報(bào)告印象管理回歸結(jié)果分析

表3列示了模型（2）回歸結(jié)果，其中，第（1）至（5）列為各個(gè)特征變量單獨(dú)回歸結(jié)果，第（6）列為全部特征變量回歸結(jié)果。由表3可知，一方面，管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡（AGE）、學(xué)歷水平（DEGREE）、社會聲譽(yù)（REPUTATION）均與社會責(zé)任報(bào)告印象管理水平（IMPRESSION）顯著負(fù)相關(guān)。具體而言，年齡系數(shù)（-0.163和-0.169）在10%水平上顯著為負(fù)，表明管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡越高，更愿意真實(shí)披露公司社會責(zé)任表現(xiàn)。學(xué)歷系數(shù)（-1.448和-1.370）在10%水平上顯著為負(fù)，表明

高學(xué)歷的管理層團(tuán)隊(duì)通常更愿意真實(shí)披露公司社會責(zé)任表現(xiàn)。社會聲譽(yù)系數(shù)（-0.911和-0.904）在1%水平上顯著為負(fù)，表明管理層團(tuán)隊(duì)不會以犧牲自身聲譽(yù)來操縱公司社會責(zé)任報(bào)告披露內(nèi)容；另一方面，專業(yè)背景系數(shù)（3.070和4.360）分別在10%和5%水平上顯著為正，表明經(jīng)濟(jì)管理類專業(yè)的高管人數(shù)越多，團(tuán)隊(duì)整體越有可能更加注重公司經(jīng)濟(jì)效益而忽視社會效益，從而社會責(zé)任報(bào)告就更會成為管理層掩蓋財(cái)務(wù)表現(xiàn)不足、轉(zhuǎn)移注意力和美化公司形象的工具[29]。

（三）區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的對比分析

由于中國二元化所有制的存在，管理層團(tuán)隊(duì)背景特征在國有與非國有企業(yè)中存在的差異，可能對企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理產(chǎn)生的影響也不盡相同。

如表4，對于國有企業(yè)，管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡（AGE）、學(xué)歷（DEGREE）、社會聲譽(yù)（REPUTATION）與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度（IMPRESSION）均顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)，經(jīng)管類管理者占比越高（EDU）、男性管理者占比越高（MALE），社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度也顯著更高；對于非國有企業(yè)，僅有管理層團(tuán)隊(duì)平均學(xué)歷與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)，管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡，專業(yè)背景、聲譽(yù)和性別比例對于社會責(zé)任報(bào)告印象管理都沒有明顯的影響。

對比國有與非國有企業(yè)的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)二者之間存在以下相同之處：管理者團(tuán)隊(duì)高學(xué)歷是抑制社會責(zé)任報(bào)告印象管理的重要因素。同時(shí)，二者之間還存在以下差異：（1）國有企業(yè)回歸結(jié)果基本與全樣本一致，表明全樣本中的結(jié)論在國有企業(yè)中更具代表性和適用性；（2）國有企業(yè)中平均年齡、專業(yè)背景、社會聲譽(yù)與性別比例均顯著影響社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度，而在非國有企業(yè)中這些關(guān)系則不存在。

五、進(jìn)一步分析

（一）管理層背景特征異質(zhì)性與社會責(zé)任報(bào)告印象管理回歸結(jié)果分析

團(tuán)隊(duì)特征平均水平并不能解釋團(tuán)隊(duì)內(nèi)部差異對社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響，尤其當(dāng)各高管背景特征相差懸殊時(shí)，僅觀測平均水平的影響就失去了一定現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文進(jìn)一步考察了管理層團(tuán)隊(duì)內(nèi)部各背景特征離散程度，即異質(zhì)性對社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響。

表5列示了全樣本中各背景特征異質(zhì)性與社會責(zé)任報(bào)告印象管理的關(guān)系，由表5可以看出，管理層團(tuán)隊(duì)內(nèi)部學(xué)歷差異（DEGREE_SD）和專業(yè)背景差異（EDU_SD）越大，社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度（IMPRESSION）越高，說明在涉及公司社會責(zé)任事項(xiàng)決策時(shí)，學(xué)歷水平差異越大，管理者之間的認(rèn)知差異越大，矛盾分歧難以統(tǒng)一，這時(shí)社會責(zé)任報(bào)告作為各方利益的協(xié)調(diào)產(chǎn)物，印象管理程度會更高。同時(shí)，社會聲譽(yù)異質(zhì)性（REPUTATION_SD）越大，社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度（IMPRESSION）越低，一方面說明高聲譽(yù)管理者為維持聲譽(yù)會要求公司真實(shí)報(bào)告社會責(zé)任表現(xiàn)，另一方面也會促使低聲譽(yù)管理者為提升自己聲譽(yù)而客觀報(bào)告公司社會責(zé)任表現(xiàn)，最終表現(xiàn)為社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度的降低。團(tuán)隊(duì)性別結(jié)構(gòu)（MALE_SD）越分散，越能激發(fā)不同社會責(zé)任觀念的碰撞，促進(jìn)女性在社會責(zé)任表現(xiàn)方面發(fā)揮積極作用，促使管理層更為真實(shí)客觀報(bào)告公司社會責(zé)任表現(xiàn)。

（二）區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的對比分析

如表6，對于國有企業(yè)，PANEL A顯示，學(xué)歷異質(zhì)性（DEGREE_SD）、專業(yè)背景異質(zhì)性（EDU_SD）與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度（IMPRESSION）顯著正相關(guān)，而社會聲譽(yù)異質(zhì)性（REPUTATION_SD）、性別異質(zhì)性（MALE_SD）與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度（IMPRESSION）顯著負(fù)相關(guān)。對于非國有企業(yè)，PANEL B顯示，僅有學(xué)歷異質(zhì)性、專業(yè)背景異質(zhì)性與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度顯著正相關(guān)。

對比發(fā)現(xiàn)：（1）學(xué)歷異質(zhì)性與專業(yè)背景異質(zhì)性均與社會責(zé)任報(bào)告印象管理顯著正相關(guān)，知識結(jié)構(gòu)差異導(dǎo)致的認(rèn)知水平差異往往會加劇社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度；（2）年齡異質(zhì)性與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度無顯著關(guān)系。二者差異體現(xiàn)在：社會聲譽(yù)異質(zhì)性與性別異質(zhì)性僅在國有企業(yè)中與社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度顯著負(fù)相關(guān)，而在非國有企業(yè)中不存在。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠，本文進(jìn)行了以下幾方面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

第一，樣本為披露社會責(zé)任報(bào)告的重污染行業(yè)公司，可能存在“自選擇”問題。參考Dhaliwal等（2014）[30]研究，采用Heckman兩階段自選擇矯正模型進(jìn)行處理，在第一階段，對模型（4）進(jìn)行Probit回歸，計(jì)算出逆米爾斯比率（LAMBDA），并在第二階段將LAMBDA帶入模型（2）和模型（3）中。Heckman兩階段回歸結(jié)果與正文基本一致。

第二，評級機(jī)構(gòu)評分難免主觀，從而影響印象管理模型的正確性。借鑒黃藝翔和姚錚（2016）[3]的處理方法，對模型（1）中的RKS取自然對數(shù)，并按序等分為十等級并編碼1～10，生成離散變量RKSCODE，替代RKS并展開回歸分析，結(jié)論保持一致。

第三，考慮到管理層團(tuán)隊(duì)社會聲譽(yù)與社會責(zé)任報(bào)告印象管理之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問題：首先，分別將滯后一期與滯后兩期的管理層團(tuán)隊(duì)社會聲譽(yù)、社會聲譽(yù)異質(zhì)性變量帶入模型（2）和模型（3）進(jìn)行回歸，無論滯后與否結(jié)論不變；其次，滯后變量可能由于時(shí)間“路徑依賴”而影響結(jié)果正確性。因此，通過構(gòu)建聯(lián)立方程組進(jìn)一步考察，回歸結(jié)果與正文結(jié)論一致。

第四，除機(jī)構(gòu)投資者持股比例以外，分析師追蹤人數(shù)、媒體關(guān)注等外部關(guān)注因素同樣可以視作外部壓力而影響社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度，加入分析師追蹤人數(shù)（ANALYST）、媒體關(guān)注數(shù)量（MEDIA）等控制變量后，回歸結(jié)果保持不變。

六、結(jié) 論

以2009-2015年發(fā)布社會責(zé)任報(bào)告的A股重污染行業(yè)上市公司為研究對象，考察了管理層團(tuán)隊(duì)背景特征及其異質(zhì)性對企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理的影響。研究結(jié)論表明：無論是平均視角還是異質(zhì)性視角，不同背景特征對社會責(zé)任報(bào)告印象管理程度影響不一，且會因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)產(chǎn)生進(jìn)一步差異。

本文驗(yàn)證了高階梯隊(duì)理論在非財(cái)務(wù)領(lǐng)域的適用性和重要性，即管理層團(tuán)隊(duì)背景特征對非財(cái)務(wù)領(lǐng)域的戰(zhàn)略選擇與業(yè)績表現(xiàn)具有不可忽視的影響作用；拓展了企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告印象管理影響因素的研究。研究表明：利益相關(guān)者在關(guān)注和鑒別管理層是否印象管理社會責(zé)任報(bào)告時(shí)，管理層團(tuán)隊(duì)背景特征及其異質(zhì)性是不可忽略的重要影響因素。因此，應(yīng)有針對性的對不同特征的影響具體對待；研究結(jié)論對于企業(yè)選聘優(yōu)秀合適的高層管理團(tuán)隊(duì)優(yōu)化公司人力資源管理安排，提升公司社會責(zé)任表現(xiàn)具有一定指導(dǎo)意義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 吉利，張正勇，毛洪濤.企業(yè)社會責(zé)任信息質(zhì)量特征體系構(gòu)建[J].會計(jì)研究，2013（1）：50-56.

[2] 黃藝翔，姚錚.企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告、印象管理與企業(yè)業(yè)績[J].經(jīng)濟(jì)管理，2016（1）：105-115.

[3] 黃繼承，盛明泉.高管背景特征具有信息含量嗎？[J].管理世界，2013（9）：144-153+171.

[4] 盧馨，張樂樂，李慧敏，等.高管團(tuán)隊(duì)背景特征與投資效率——基于高管激勵(lì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017（2）：66-77.

[5] 池國華，楊金，鄒威.高管背景特征對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響研究——來自中國A股上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].會計(jì)研究，2014（11）：67-74.

[6] Hambrick D C， Mason P A. Upper echelons： the organization as a reflection of its top manager[J]. Academy of Management Review， 1984， 9（2）： 193-206.

[7] Rao K， Tilt C. Board compensation and corporate social responsibility： the role of diversity， gender， strategy and decision making[J]. Journal of Business Ethics， 2016， 138（2）： 1-21.

[8] 陳傳明，孫俊華.企業(yè)家人口背景特征與多元化戰(zhàn)略選擇——基于中國上市公司面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].管理世界，2008（5）：124-133.

[9] 吳成頌，黃送欽，錢春麗.高管背景特征對銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響——來自中國上市銀行的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2014（5）：3-14.

[10]呂英，王正斌，安世民.女性董事影響企業(yè)社會責(zé)任的理論基礎(chǔ)和實(shí)證研究述評[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2014，36（8）：14-22，32.

[11]Tata J， Prasad S. CSR communication： an impression management perspective[J]. Journal of Business Ethics， 2015， 132（4）： 765-778.

[12]Zang A Y. Evidence on the trade of between real activities manipulation and accrual—based earnings management[J]. The Accounting Review， 2011， 87（2）： 67-703.

[13]張正勇，邱佳濤.會計(jì)穩(wěn)健性與社會責(zé)任報(bào)告印象管理[J].證券市場導(dǎo)報(bào)，2017（3）：19-25.

[14]楊浩，陳暄，汪寒.創(chuàng)新型企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)背景教育與企業(yè)績效關(guān)系研究[J].科研管理，2015，36（1）：216-223.

[15]韓靜，陳志紅，楊曉星.高管團(tuán)隊(duì)背景特征視角下的會計(jì)穩(wěn)健性與投資效率關(guān)系研究[J].會計(jì)研究，2014（12）：25-31+95.

[16]楊瑞平，梁張穎.高管團(tuán)隊(duì)背景特征對內(nèi)部控制影響研究[J].經(jīng)濟(jì)問題，2016（9）：102-106.

[17]李端生，周虹.高管團(tuán)隊(duì)特征、垂直對特征差異與內(nèi)部控制質(zhì)量[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2017（2）：24-34.

[18]何威風(fēng)，劉啟亮.我國上市公司高管背景特征與財(cái)務(wù)重述行為研究[J].管理世界，2010（7）：144-155.

[19]劉睿智.人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、高管薪酬與盈余管理[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2017（5）：65-71.

[20]王士紅.所有權(quán)性質(zhì)、高管背景特征與企業(yè)社會責(zé)任披露——基于中國上市公司的數(shù)據(jù)[J].會計(jì)研究，2016（11）：53-60.

[21]張復(fù)生，馬勝男.高管背景特征與信息披露質(zhì)量的相關(guān)性研究述評[J].財(cái)會月刊，2016，27（1）：109-113.

[22]林新奇，蔣瑞.高層管理團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)財(cái)務(wù)績效關(guān)系的實(shí)證研究——以我國房地產(chǎn)上市公司為例[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)（人文社會科學(xué)版），2011（3）：190-197.

[23]Manner H M. The impact of CEO characteristics on corporate social performance[J]. Journal of Business Ethics， 2010， 93（1）： 53-72.

[24]張正勇，吉利.企業(yè)家人口背景特征與社會責(zé)任信息披露——來自中國上市公司社會責(zé)任報(bào)告的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中國人口資源與環(huán)境，2013，23（4）：131-138.

[25]金雪軍，鄭麗婷.誰能成為明星CEO——管理者聲譽(yù)的來源及影響[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2015（9）：86-100.

[26]Jian M， Lee K W. Does CEO reputation matter for capital investments？[J]. Journal of Corporate Finance， 2011， 17（4）： 929-946.

[27]Abbott L. Female board presence and the likelihood of financial restatement[J]. Accounting Horizons， 2012， 26（4）： 607-629.

[28]Harjoto M， Laksmana I， Lee R. Board diversity and corporate social responsibility[J]. Journal of Business Ethics， 2015， 132（4）： 641-660.

[29]權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，尹洪英.企業(yè)社會責(zé)任與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)：“價(jià)值利器”或“自利工具”？[J].經(jīng)濟(jì)研究，2015（11）：49-64.

[30]Dhaliwal D， Li O Z， Tsang A，et al. Corporate social responsibility disclosure and the cost of equity capital： the role of stakeholder orientation and financial transparency[J]. Journal of Accounting and Public Policy， 2014， 33（4）： 328-355.

（責(zé)任編輯：漆玲瓊）