徐 寧 張 迪 徐向藝

(山東大學(xué)管理學(xué)院)

1 研究背景

在不確定時代,面對外部環(huán)境的變化、動蕩、失序與重組,管理者是否具有長期主義導(dǎo)向成為企業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的必要因素。在學(xué)術(shù)界,時間透鏡是戰(zhàn)略管理研究中的一個重要視角[1],已有研究聚焦于管理者短視效應(yīng)方面[2],鮮有文獻(xiàn)涉及管理者長期主義。

對于時間導(dǎo)向的研究始于社會心理學(xué),之后延展到管理學(xué)領(lǐng)域。管理學(xué)視角下的研究指出,時間維度是構(gòu)成戰(zhàn)略制定的基本維度,管理者的決策過程建立在其時間價值體系之上[3]。管理者的時間趨向為其決策提供了主導(dǎo)邏輯,影響其對于決策結(jié)果的期望和評價,繼而影響其對于資源分配的優(yōu)先次序,以及對于決策活動的時間與緊迫性的認(rèn)知[4]。根據(jù)個體關(guān)注的時間范圍長度差異,時間導(dǎo)向可以分為長期導(dǎo)向和短期導(dǎo)向[5]。短期導(dǎo)向強調(diào)短期的目標(biāo)達(dá)成,注重決策的效率與短期收益的實現(xiàn)[6];長期導(dǎo)向則強調(diào)決策的有效性,決策目標(biāo)基于未來收益[7]。兩者的主要沖突體現(xiàn)在,某些基于短期的最優(yōu)決策有可能導(dǎo)致于長期而言次優(yōu)的結(jié)果[8]。縱觀已有文獻(xiàn),多數(shù)學(xué)者將長期導(dǎo)向看作是先天穩(wěn)定的個人特質(zhì),往往關(guān)注其作用后果。比如,長期導(dǎo)向有助于增強戰(zhàn)略決策的全面性、創(chuàng)造力和長期化[9],加快新產(chǎn)品的推出率[4],提升家族企業(yè)創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向[10],提升公司價值[11]等,卻忽視了其前因變量與形成路徑的研究。已有研究表明,激勵機制設(shè)計不合理是造成管理者短視主義的“罪魁禍?zhǔn)住敝籟6],而重視長期激勵機制是解決基于時間沖突的委托代理問題的關(guān)鍵[11]。在實踐中,現(xiàn)金類與股票權(quán)益類激勵契約失效的現(xiàn)象屢見不鮮。相較于上述顯性激勵,聲譽具有長期性與約束性等特征,可以成為管理者獲取長期收益的持久動力,但有關(guān)其效應(yīng)的研究也存在“有效契約假說”與“尋租效應(yīng)假說”的激烈爭論[12]。并且多數(shù)研究基于股權(quán)相對分散與資本市場較為完善的西方情境。因此,在中國獨特的制度與文化情境之下,探究管理者聲譽是否能夠引導(dǎo)管理者以長期價值為導(dǎo)向,從而構(gòu)建塑造長期主義者的激勵機制是現(xiàn)階段理論研究亟待解決的問題,也是企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的需要。

鑒于此,本研究基于跨期選擇理論,驗證管理者聲譽對長期主義導(dǎo)向的促進作用,并探究中國情境下影響聲譽塑造長期主義過程的文化與經(jīng)濟因素,繼而通過進一步的后果檢驗,揭示聲譽契約塑造長期主義管理者從而影響企業(yè)價值分配與價值創(chuàng)造行為的內(nèi)在邏輯。主要理論貢獻(xiàn)在于:①豐富了管理者長期主義的前因研究。將長期主義視為管理者對于時間的主觀認(rèn)知與行為模式,基于管理者聲譽塑造長期主義的內(nèi)在機制,探究了管理者長期主義的形成路徑,拓展了關(guān)于管理者時間導(dǎo)向發(fā)展觀在公司治理領(lǐng)域的應(yīng)用邊界。②基于文化與經(jīng)濟的雙維度視角,探討了中國情境下影響管理者聲譽與長期主義之間關(guān)系的宏觀環(huán)境因素,揭示了儒家文化與經(jīng)濟政策不確定性能夠顯著增強聲譽契約對于長期主義導(dǎo)向的塑造作用。③進一步探討了管理者聲譽通過塑造長期主義者繼而影響企業(yè)行為的邏輯鏈條,即聲譽契約通過塑造管理者長期主義導(dǎo)向,改善了企業(yè)在價值分配與價值創(chuàng)造方面的表現(xiàn),驗證了中國情境下管理者聲譽“有效契約效應(yīng)”的實現(xiàn)機制,有效回應(yīng)了聲譽“雙刃效應(yīng)”的理論悖論,拓展了公司治理理論的研究體系。④基于機器學(xué)習(xí)與文本分析的方法,實現(xiàn)對于管理者長期主義指標(biāo)的客觀度量,克服了問卷調(diào)查普適性較差以及現(xiàn)有二手?jǐn)?shù)據(jù)方法測度間接性的局限,為后續(xù)采用二手?jǐn)?shù)據(jù)測度管理者個體傾向的研究提供了方法論基礎(chǔ)。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 跨期選擇理論

現(xiàn)有委托代理問題的相關(guān)研究,主要集中在委托人和代理人之間在利益方面的分歧以及風(fēng)險偏好相關(guān)的代理沖突等方面。相比之下,公司所面臨的基于時間沖突的委托代理問題仍有待探索[11]。根據(jù)跨期選擇理論,成本與收益的權(quán)衡會由于計算時選擇的時間參照點的差異而不同。未來收益需要經(jīng)過貼現(xiàn)才能夠與現(xiàn)期收益的價值相等同,而貼現(xiàn)率則與不確定性密切關(guān)聯(lián)[13]?；诳缙谶x擇的生理學(xué)研究認(rèn)為,當(dāng)決策更多地為本能與感性所支配時,個體往往傾向于短期主義,追求收益的及時性;當(dāng)決策更多地為縝密的理性思維所支配時,則更多地追求長期主義,導(dǎo)致更多長期導(dǎo)向的行為表現(xiàn)。由此可知,短期主義往往位于人的深層次意識中,更像是一種順乎本能的自然反應(yīng)。但長期主義的實現(xiàn),則需要足夠的理性與克制,以及境界與格局。因此,長期主義具有明顯的情境化特征,管理者的人格特質(zhì)、教育與職業(yè)經(jīng)歷、被授予的激勵機制,以及外部的壓力等因素均會影響管理者假定的未來收益貼現(xiàn)率,從而影響管理者的長期主義導(dǎo)向。基于上述分析,良好的公司治理應(yīng)當(dāng)為長期主義提供合理的激勵機制,以及必要的情境條件。

2.2 管理者聲譽對長期主義導(dǎo)向的塑造作用

合理設(shè)計激勵契約可以促進代理人與委托人利益的趨同,從而緩解委托代理問題。在諸多激勵契約之中,聲譽是他人對個體品質(zhì)或行為的評價,持續(xù)伴隨管理者的整個職業(yè)生涯,能夠顯著影響管理者行為,通常被認(rèn)為是緩解代理問題,改善管理者短視傾向的重要激勵手段[14]。然而,由于聲譽存在“雙刃”效應(yīng)[12],過度扭曲的聲譽信息也可能會分散高管的注意力,引導(dǎo)其把時間和精力放在追求虛名的行為上,發(fā)生本末倒置的激勵錯位。本研究認(rèn)為,上述悖論并不是聲譽本身的屬性所決定的,而是由其作用機制及作用場景所決定的。

根據(jù)跨期選擇理論,管理者對未來收益的貼現(xiàn)率感知影響了其決策過程中的時間偏好。也就是說,聲譽機制如果能夠塑造管理者的長期主義導(dǎo)向,就會成為“有效契約”,從而對管理者行為產(chǎn)生激勵與約束作用。一方面,聲譽的長期性所帶來的未來物質(zhì)與精神的雙重利益引導(dǎo)管理者關(guān)注企業(yè)長期價值。管理者聲譽只有在企業(yè)長期實踐中才可以形成和建立,企業(yè)可持續(xù)發(fā)展才能夠獲得遠(yuǎn)期收益。另一方面,管理者對于既有職業(yè)聲譽的珍視,決定了其對企業(yè)長期持續(xù)發(fā)展的重視。研究表明,管理者的聲譽與其所在公司行為息息相關(guān),媒體往往將公司戰(zhàn)略行為與績效過度歸因于高管的個人特質(zhì)[15],通過塑造高管個人形象吸引公眾眼球,因此,管理者的聲譽與其就職企業(yè)密切相關(guān)。聲譽具有易損性,作為關(guān)鍵性的長期戰(zhàn)略資產(chǎn),其形成是一個長期的過程,而損毀卻可能就在朝夕之間,修復(fù)個人聲譽同樣也是一個長期的過程,這就為規(guī)范高管行為提供了隱性約束。聲譽機制同樣發(fā)揮著社會控制功能[16],高管將抑制自己的自利動機,避免打破社會信任損害自己來之不易的聲譽。辛宇等[17]驗證了問責(zé)制度的“事前威懾效應(yīng)”,即高管為避免問責(zé)帶來的經(jīng)濟成本以及聲譽損失等非經(jīng)濟成本,需要作出事前反應(yīng),包括提高經(jīng)營規(guī)范性、降低短視效應(yīng)等,這也是聲譽約束性的體現(xiàn)。由此可知,聲譽通過為管理者帶來更多的遠(yuǎn)期價值,緩解了其對由于時間折扣導(dǎo)致的價值損失的感知,影響了管理者對于未來收益的主觀認(rèn)知,促使其關(guān)注長期價值的實現(xiàn)?；诖?提出如下假設(shè):

假設(shè)1管理者聲譽與其長期主義導(dǎo)向顯著正相關(guān)。

2.3 管理者聲譽塑造長期主義導(dǎo)向的文化情境因素——儒家文化的調(diào)節(jié)作用

面對短期主義、道德風(fēng)險等委托代理問題,繼續(xù)探索西方經(jīng)驗的中國適應(yīng)性顯然是治標(biāo)不治本[18]。聲譽機制具有長期激勵作用,與管理者的長期化行為直接相關(guān)。正確道德倫理、意識形態(tài)的形成能夠提高管理者聲譽作用機制的有效性[19]。在中國文化情境之中,儒家思想作為最具代表性的傳統(tǒng)文化標(biāo)志,長期以來持續(xù)影響著個體或組織的價值觀、道德觀念、行為規(guī)范與處世之道,是中國哲學(xué)思想體系的關(guān)鍵構(gòu)成。根據(jù)跨期選擇理論,聲譽契約能夠?qū)﹂L期行為產(chǎn)生激勵作用的前提,是管理者預(yù)期“博弈”能夠持續(xù)進行下去,未來收益可觀,繼而產(chǎn)生以未來為導(dǎo)向的動力。如果企業(yè)位于受儒家思想深遠(yuǎn)的地區(qū),管理者受到外部價值觀與群體規(guī)范壓力的影響,其未來收益貼現(xiàn)率感知也會發(fā)現(xiàn)變化,對于未來收益的預(yù)期可能更高。因此,聲譽契約塑造長期主義管理者的效果會得到加強。

儒家文化作為一種哲學(xué)思想促使管理者關(guān)注人生的終極意義。已有研究證實了儒家文化在解決雙重委托代理問題上的積極作用,包括緩解股東與管理層之間的第一類代理沖突[20],以及抑制大股東資金占用等第二類代理問題[21]。儒家推崇“君子之道”,受儒家思想影響的管理者,更加以“君子”為榜樣處世。研究表明,儒家通過向代理人灌輸“慎獨”的“修身”觀念提高其自律性,從而減少監(jiān)督支出[20]。儒家文化在聲譽塑造長期主義的過程中將產(chǎn)生如下影響:①對于管理者來說,儒家向代理人烙印了“以義為利”的價值觀,犧牲股東利益是“不義”的,“先義后利”,管理者作為“君子”,應(yīng)通過合乎道德的方式獲得自己應(yīng)得的利益。管理者的職責(zé)是領(lǐng)導(dǎo)企業(yè)實現(xiàn)長期發(fā)展,因此,在職期間只有以企業(yè)長期發(fā)展為導(dǎo)向進行戰(zhàn)略決策,通過企業(yè)長期價值的實現(xiàn)為自己爭取更多的利益,才能契合“義以生利”的思想。②儒家思想為管理者灌輸了“忠”“信”的職業(yè)倫理。“忠信”倫理思想有助于代理沖突的緩解,使管理者更加關(guān)注股東的利益,關(guān)注企業(yè)長期利益的實現(xiàn),進而使長期主義的特質(zhì)根深蒂固。③儒家講求“居安思危”的觀點。作為君子,應(yīng)該眼光長遠(yuǎn),不因短期局勢安穩(wěn)而不顧長期的可持續(xù)性,儒家思想天然契合了長期主義的思路。鑒于上述分析,聲譽作為隱性契約必然嵌入到特定的文化與制度情境之中,而儒家文化這種非正式制度在聲譽塑造長期主義者的過程中發(fā)揮著重要的作用。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)2企業(yè)受儒家思想影響越深遠(yuǎn),管理者聲譽對其長期主義的正向影響越顯著。

2.4 管理者聲譽塑造長期主義導(dǎo)向的經(jīng)濟情境因素——經(jīng)濟政策不確定性的調(diào)節(jié)作用

經(jīng)濟政策不確定性指經(jīng)濟主體無法確切地對政府是否、何時以及如何改變現(xiàn)行的經(jīng)濟政策作出預(yù)知[22]。個體對宏觀環(huán)境不確定性的感知程度存在差異[23]。根據(jù)跨期選擇理論的相關(guān)觀點,個體對未來貼現(xiàn)率的感知差異,反映的是人們對未來經(jīng)濟增長率不確定性的判斷。在面臨大量不確定性的條件之下,管理者往往使用預(yù)防原則進行決策。因此,經(jīng)濟政策不確定性進一步增強了聲譽契約對長期主義導(dǎo)向的塑造效應(yīng)。

一方面,動蕩的外部環(huán)境會打破已有的均衡,并影響管理者的“懈怠”狀態(tài)。相對而言,穩(wěn)定的外部環(huán)境容易讓管理者“躺平”,企業(yè)利用過去及當(dāng)下的優(yōu)勢經(jīng)營,管理者在較長時間段內(nèi)聲譽產(chǎn)生損失的可能性較小,由于對過去的強烈依賴,及時抓住機遇的可能性也變小[24]。但外部經(jīng)濟政策不確定性增強加劇了外部環(huán)境的動蕩,使企業(yè)面對危險與不可知,急劇的變化可能使當(dāng)前有效的策略很快過時,當(dāng)下的優(yōu)勢或許稍縱即逝,管理者更加難以預(yù)測企業(yè)未來的發(fā)展前景。因此,出于對既有聲譽的損失規(guī)避及抓住發(fā)展機遇的動機,管理者可能會更加積極地對待有利于長期發(fā)展的變革措施,謹(jǐn)慎對待并購?fù)顿Y等行為[25],將決策重心轉(zhuǎn)移到能夠保持企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展的投資上面,從而避免未來政策波動使企業(yè)陷入困境。另一方面,不確定的經(jīng)濟環(huán)境因素為管理層增加了外部約束力,同時也增加了一定的心理壓力。有研究表明,在經(jīng)濟政策不確定性較高的時期,分析師會更加努力地工作,發(fā)布更準(zhǔn)確的研究報告[26]。分析師關(guān)注度的增加以及分析師報告準(zhǔn)確性的提升,均增加了管理者機會主義行為被發(fā)現(xiàn)的概率,給受到聲譽契約影響的管理者又疊加了一層來自外部資本市場的監(jiān)督,維系既有聲譽這項無形資產(chǎn)的難度加大。再者,經(jīng)濟不確定性增加了外部融資的成本,從而加劇了企業(yè)的財務(wù)約束[27],給管理者帶來較大的心理壓力。由此,提出如下假設(shè):

假設(shè)3外部經(jīng)濟政策不確定性越大,管理者聲譽對其長期主義的正向影響越顯著。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究選取2010～2020年A股上市公司作為初始研究樣本,探究個體聲譽如何塑造長期主義管理者。其中,管理層討論與分析數(shù)據(jù)來源于上市公司年報;管理者聲譽數(shù)據(jù)與孔廟所處位置的數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫;經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)來源于BAKER等[28]構(gòu)建的Economic Policy Uncertainty數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站(1)Economic Policy Uncertainty數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站的網(wǎng)址為http://policyuncertainty.com/china_epu.html。;其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)進行以下處理:剔除金融業(yè)公司樣本;剔除當(dāng)年ST、*ST以及PT的公司樣本;剔除同時在A股與B股或A股與H股上市的樣本;剔除當(dāng)年上市以及在樣本期間內(nèi)退市的公司樣本;剔除關(guān)鍵變量缺失樣本。經(jīng)以上處理,得到觀測值共22 467個,使用Python和Stata16.0進行數(shù)據(jù)處理和分析。為避免異常值或極端值對檢驗結(jié)果的影響,對連續(xù)變量在1%的水平上進行Winsorize縮尾處理。

3.2 變量定義

3.2.1被解釋變量

管理者長期主義(MLT)。文本語言是個體傾向的透鏡[29],年報作為上市公司年度強制性信息披露窗口,具備獲得性高的特點,且年報經(jīng)審計師審計,客觀性強、透明度高。年報中的“管理層討論與分析”板塊是管理者向公眾揭示公司過去的經(jīng)營狀況并結(jié)合實際對未來發(fā)展做出計劃與展望的窗口,能夠反映管理者對于公司發(fā)展的情感態(tài)度與戰(zhàn)略預(yù)期。鑒于此,本研究參考FLAMMER等[11]的研究,通過機器學(xué)習(xí)訓(xùn)練神經(jīng)網(wǎng)絡(luò),經(jīng)由文本分析的方法構(gòu)建中文情境下的管理者長期主義代理變量。

管理者長期主義代理變量的主要構(gòu)建過程如下:①研究者在閱讀大量財經(jīng)資料,了解財經(jīng)語料的寫作風(fēng)格及文本組織形式的基礎(chǔ)上,討論并制定能夠表現(xiàn)“管理者長期主義”特質(zhì)的關(guān)鍵詞種子詞集。種子詞包括“未來”“始終”“長遠(yuǎn)”“穩(wěn)定”“一直”和“長期”等。②通過構(gòu)建Word2Vec模型進行“管理者長期主義”關(guān)鍵詞詞集擴充。以“第一財經(jīng)”“東方財富網(wǎng)”等財經(jīng)網(wǎng)站為來源,獲取并刪除相似新聞文本,得到共計50萬余篇的財經(jīng)新聞?wù)Z料,以及經(jīng)文本清洗后的A股上市公司年報為基礎(chǔ),從而構(gòu)建財經(jīng)文本語料庫;此外,通過連續(xù)詞袋模型進行Word2Vec模型訓(xùn)練獲得詞向量模型。以上述種子詞集為基礎(chǔ),獲得每個種子詞對應(yīng)的詞向量相似度前10位的關(guān)鍵詞為候選詞。③邀請5位相關(guān)領(lǐng)域的專家對研究選取的種子詞集及候選詞是否能夠較好地體現(xiàn)“管理者個人特質(zhì)”進行討論與分析,確定能夠代表“管理者長期主義”的關(guān)鍵詞共計56個。④以深滬A股上市公司管理層討論與分析(MD&A)為原始文本,對文本進行數(shù)據(jù)清洗,以關(guān)鍵詞詞頻占經(jīng)文本清洗后的MD&A總詞頻的比例并乘以100作為衡量“管理者長期主義”的代理變量,該指標(biāo)數(shù)值越大,表示管理者長期主義傾向越明顯。

參考胡楠等[2]的研究,本研究對于管理者長期主義指標(biāo)構(gòu)建的有效性進行一定的探討與檢驗:①管理者長期主義特質(zhì)的連續(xù)性檢驗。采用測量內(nèi)部一致性信度的方式對管理者長期主義在時間上的連續(xù)性進行檢驗。以2010～2020年深滬A股公司為原始樣本,計算樣本期間內(nèi)未更換CEO的公司管理者長期主義水平的一致性,計算Cronbach’sα系數(shù)值為0.833,明顯高于信度有效的判斷標(biāo)準(zhǔn)0.7,說明構(gòu)建的管理者長期主義指標(biāo)一致性表現(xiàn)較好。②構(gòu)建指標(biāo)衡量的是管理者的長期主義特質(zhì),而不是公司的長期導(dǎo)向特征。比較樣本期間更換過CEO的公司計算所得管理者長期主義Cronbach’sα系數(shù)與未更換過CEO的公司計算所得對應(yīng)系數(shù)的大小,計算所得更換過CEO的Cronbach’sα系數(shù)值為0.795,顯著小于未更換CEO的Cronbach’sα系數(shù)值0.833,說明本研究構(gòu)建的指標(biāo)更好地體現(xiàn)了管理者長期主義,而不是企業(yè)的長期導(dǎo)向特征。

3.2.2解釋變量

管理者聲譽(REP)。媒體在管理者社會形象的建立與傳播過程中發(fā)揮重要作用,因此,本研究使用CNRDS數(shù)據(jù)庫中管理者的媒體輿論數(shù)據(jù),構(gòu)建Janis-Fader不平衡系數(shù)對管理者聲譽水平進行測量[12]。由于媒體新聞報道渠道來源包括紙質(zhì)媒體及網(wǎng)絡(luò)媒體,其中,紙質(zhì)媒體權(quán)威性強,但是相對于網(wǎng)絡(luò)媒體發(fā)行量少,而網(wǎng)絡(luò)媒體相較于紙質(zhì)媒體雖然權(quán)威性較弱,但是傳播廣泛。考慮兩種媒體特點不同但均為管理者聲譽構(gòu)建與傳播的重要載體,本研究分別根據(jù)紙質(zhì)媒體與網(wǎng)絡(luò)媒體新聞報道計算Janis-Fader不平衡系數(shù),對計算所得的兩個系數(shù)計算均值,作為最終的聲譽水平代理變量。Janis-Fader不平衡系數(shù)計算公式如下:

(1)

式中,P、N、V分表代表上市公司管理層當(dāng)年被正面報道、負(fù)面報道以及總報道的數(shù)量,據(jù)此計算得到聲譽系數(shù)。系數(shù)值介于-1～1之間,值越大,說明對于該年度管理者的報道越積極。

3.2.3調(diào)節(jié)變量

儒家文化(CFS)。本研究參考古志輝[20]的研究,通過公司注冊地半徑200公里內(nèi)孔廟的數(shù)量測度上市公司受儒家文化影響的程度,孔廟數(shù)量越多,說明當(dāng)?shù)貙τ谌寮椅幕街匾?上市公司受儒家思想影響越深遠(yuǎn)。

經(jīng)濟政策不確定性(EPU)。基于《南華早報》測算的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)對企業(yè)面臨的經(jīng)濟政策不確定性進行測度[28]。由于本研究適用年度數(shù)據(jù),因此對當(dāng)年的月度數(shù)據(jù)取平均值代表年度的經(jīng)濟政策不確定性,對所得數(shù)據(jù)取自然對數(shù)處理,以此作為本研究所用經(jīng)濟政策不確定性的代理變量。

3.2.4控制變量

參考以往的研究,在公司層面,本研究控制了包括企業(yè)規(guī)模(SIZ)、財務(wù)杠桿(LEV)、成長性(GRO)、股權(quán)集中度(TOP)、現(xiàn)金持有量(CAS)、公司年齡(AGE)變量;由于高管團隊特點對于高管個人特質(zhì)的塑造也會產(chǎn)生影響,因此,在高管團隊層面上控制了兩職合一(DUA)、董事會規(guī)模(BDS)、獨立董事比例(IDP)、高管規(guī)模(MS)、女性高管比例(GEN)、高管團隊成員平均年齡(TAG)在內(nèi)的變量,以緩解可能由于遺漏變量產(chǎn)生的偏差問題。此外,模型進一步控制了年份固定效應(yīng)(YEA)和行業(yè)固定效應(yīng)(IND)。

3.3 模型設(shè)計

通過構(gòu)建OLS多元線性回歸模型檢驗聲譽對管理者長期主義塑造的影響,并進行適用情境檢驗。首先構(gòu)建如下模型:

MLTi,t=β0+β1REPi,t+∑γjCONi,t+

∑IND+∑YEA+εi,t,

(2)

式中,i代表企業(yè);t代表年份;β0為常數(shù)項;β1、γj均為回歸系數(shù);CON為控制變量;ε為擾動項。

其次,構(gòu)建如下模型進行調(diào)節(jié)機制檢驗:

MLTi,t=β0+β1REPi,t+β2MODi,t+

β3REPi,t×MODi,t+∑γjCONi,t+

∑IND+∑YEA+εi,t,

(3)

式中,MOD為調(diào)節(jié)變量,在本研究中代表儒家文化(CFS)和經(jīng)濟政策不確定性(EPU),將調(diào)節(jié)變量分別加入模型回歸,以檢驗其在聲譽影響管理者長期主義過程中的調(diào)節(jié)作用;β2、β3均為回歸系數(shù)。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

本研究各主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。由表1可知,管理者長期主義平均值為1.784,最小值為0.445,最大值為5.679,最大值與最小值存在較大差距,標(biāo)準(zhǔn)差為0.663,說明樣本數(shù)據(jù)存在一定的差異性,進一步證明變量構(gòu)建有效。管理者聲譽平均值為0.062,總體上呈現(xiàn)出積極態(tài)勢,與現(xiàn)有研究保持一致,標(biāo)準(zhǔn)差為0.371,說明不同公司不同年份之間管理者獲得的外部評價存在一定的波動性。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有研究均呈現(xiàn)出一致性。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(N=22 467)

4.2 實證結(jié)果分析

為檢驗管理者聲譽對長期主義的影響,本研究采用模型(2)進行多元回歸分析(見表2)。由表2可知,管理者聲譽影響長期主義的回歸結(jié)果均在1%的水平上顯著為正,即管理者聲譽在長期主義者的塑造過程中發(fā)揮積極作用,假設(shè)1成立。由表2還可知,管理者聲譽與儒家文化的交乘項系數(shù)顯著為正,說明儒家文化在管理者聲譽塑造管理者長期主義過程中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用,公司受儒家文化影響越深,管理者聲譽對長期主義導(dǎo)向的積極作用越明顯,假設(shè)2得證;管理者聲譽與經(jīng)濟政策不確定性的交乘項系數(shù)顯著為正,說明經(jīng)濟政策不確定性正向調(diào)節(jié)管理者聲譽對于管理者長期主義的積極作用,經(jīng)濟政策不確定性越大,聲譽對于長期主義者的塑造效果越好,假設(shè)3成立。

表2 主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗回歸結(jié)果(N=22 467)

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1工具變量法(2SLS)

通過工具變量法緩解由于逆向因果、遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,選取當(dāng)年同行業(yè)除自身外其他企業(yè)的管理者聲譽均值和同地區(qū)除自身外其他企業(yè)的管理者聲譽均值作為工具變量。采用兩階段最小二乘法進行回歸檢驗,結(jié)果見表3列(1)。由列(1)可知,K-P LM統(tǒng)計量在1%的水平上顯著為正,拒絕工具變量不可識別的假設(shè);Hansen J統(tǒng)計量強烈不拒絕“所有工具變量均為外生”的原假設(shè),因此工具變量滿足相關(guān)要求。二階段回歸結(jié)果中,管理者聲譽系數(shù)顯著為正,說明在通過工具變量進行了內(nèi)生性處理之后,假設(shè)依舊成立,證明了結(jié)論的穩(wěn)健性。

4.3.2傾向得分匹配法(PSM)

為緩解樣本自選擇可能產(chǎn)生的偏誤以及遺漏變量偏差,通過傾向得分匹配法進行檢驗?；跇颖局泄芾碚呗曌u中位數(shù)將樣本分別歸入高聲譽組和低聲譽組,進行1∶1近鄰匹配,匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差均小于5%,遠(yuǎn)小于匹配前的偏差,說明匹配的質(zhì)量較好。使用匹配后的樣本進行主假設(shè)回歸檢驗,結(jié)果見表3列(2)。由列(2)可知,管理者聲譽對長期主義導(dǎo)向產(chǎn)生顯著的積極影響。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

4.3.3增加控制變量

為緩解遺漏變量對本研究結(jié)論的影響,加入其他可能影響管理者長期主義的因素以保證結(jié)論的穩(wěn)健性。鑒于不同的管理者激勵契約具有差異性[30],進一步加入薪酬激勵(SI)和股權(quán)激勵(EI)進行回歸。選取上市公司前3位高管薪酬總和取自然對數(shù)作為薪酬激勵的代理變量;根據(jù)上市公司公布的股權(quán)激勵計劃,構(gòu)建是否實施股權(quán)激勵的代理變量,對實施股權(quán)激勵的年度區(qū)間賦值為1,否則為0。將高管激勵變量加入模型(2)進行回歸,結(jié)果見表3列(3)。由列(3)可知,管理者聲譽對長期主義影響的系數(shù)在1%的水平上顯著為正,假設(shè)得到支持。

4.3.4替代變量——考慮紙媒與網(wǎng)媒差異

考慮紙質(zhì)媒體專業(yè)性更強,網(wǎng)絡(luò)媒體傳播更廣泛,兩種媒體報道特點具有一定的差異性。因此,進一步細(xì)分網(wǎng)絡(luò)媒體與紙質(zhì)媒體構(gòu)建管理者聲譽。分別將網(wǎng)絡(luò)媒體構(gòu)建的聲譽(RPN)和紙質(zhì)媒體構(gòu)建的聲譽(RPP)加入模型(2)進行回歸分析,結(jié)果見表3列(4)和列(5)。由列(4)、列(5)可知,兩種媒體構(gòu)建的聲譽系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正,說明本研究主要結(jié)論穩(wěn)健。

4.3.5延長觀測窗口

聲譽對長期主義的塑造作用可能存在一定的時滯性。因此,通過延長時間窗口的方式對管理者聲譽進行滯后一期處理(LRP),觀察聲譽激勵的長期性;同時,通過上述處理,能夠緩解由于可能存在的逆向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。回歸結(jié)果見表3列(6)。由列(6)可知,管理者聲譽的滯后項系數(shù)顯著為正,結(jié)論穩(wěn)健性得到證實。

5 進一步分析:管理者聲譽實現(xiàn)有效契約效應(yīng)的邏輯建構(gòu)

5.1 基于價值分配視角的管理者聲譽治理效應(yīng)及實現(xiàn)路徑:管理者長期主義的中介作用

公司治理的價值分配視角認(rèn)為,應(yīng)通過合理的結(jié)構(gòu)與機制設(shè)計,從而實現(xiàn)利益相關(guān)者之間的權(quán)力制衡和利益均衡,保證公司合法合規(guī),以實現(xiàn)公司整體利益最大化。本研究進一步探討基于價值分配視角的管理者聲譽治理效應(yīng)及實現(xiàn)機制,即管理者聲譽如何通過塑造長期主義導(dǎo)向,繼而產(chǎn)生在價值分配方面的積極治理效應(yīng)。具體而言,聲譽契約會促進管理者以企業(yè)長期價值為導(dǎo)向,更加關(guān)注企業(yè)經(jīng)營的持續(xù)合規(guī)性與價值分配的合理性,從而進一步抑制企業(yè)違規(guī)行為(BRE)、提升內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)、提高信息透明度(TRA)以及促進企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)(CSR)等,其檢驗結(jié)果見表4。由表4可知,在控制其他變量的情況下,聲譽通過塑造長期主義管理者,能夠通過減少公司違規(guī),提高內(nèi)部控制有效性、信息透明度以及對社會責(zé)任的承擔(dān)水平,從而發(fā)揮對價值分配的治理效應(yīng)。

表4 管理者聲譽治理效應(yīng):管理者長期主義的中介作用(N=22 467)

5.2 基于價值創(chuàng)造視角的管理者聲譽治理效應(yīng)及實現(xiàn)路徑:管理者長期主義的中介作用

基于公司治理理論,從價值分配到價值創(chuàng)造的演進,本研究將繼續(xù)探究基于價值創(chuàng)造視角的管理者聲譽治理效應(yīng)。長期主義者通常認(rèn)為,決策一旦作出,就應(yīng)該盡可能地解決對公司長期發(fā)展產(chǎn)生持久影響的問題,故希望投入的資源能夠在未來創(chuàng)造更大的價值[9]。因此,聲譽通過塑造管理者的長期主義導(dǎo)向,影響了其在價值創(chuàng)造方面的決策傾向,繼而影響技術(shù)創(chuàng)新(IN)、綠色創(chuàng)新(GI)、數(shù)字化轉(zhuǎn)型(DGT)以及高質(zhì)量發(fā)展(TFP)等決定企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展的重要行為表現(xiàn)。如表4所示,并結(jié)合主假設(shè)的檢驗可知,管理者聲譽通過塑造個體的長期主義而進一步推動了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新、綠色創(chuàng)新、數(shù)字化轉(zhuǎn)型以及高質(zhì)量發(fā)展,助力企業(yè)實現(xiàn)價值創(chuàng)造的目標(biāo)。

6 結(jié)語

綜上分析,本研究表明:①管理者聲譽能夠?qū)﹂L期主義產(chǎn)生顯著的正向影響,經(jīng)過一系列內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗之后,該結(jié)論依然成立;②在受儒家文化影響更加深遠(yuǎn)以及外部經(jīng)濟政策不確定性更強的企業(yè)中,管理者聲譽對于長期主義的塑造作用更好;③管理者聲譽能夠通過塑造長期主義者,進一步優(yōu)化企業(yè)在減少違規(guī)、增強內(nèi)控質(zhì)量、提高信息透明度、社會責(zé)任承擔(dān)等價值分配以及促進技術(shù)創(chuàng)新、綠色創(chuàng)新、數(shù)字化轉(zhuǎn)型、高質(zhì)量發(fā)展等價值創(chuàng)造方面的行為表現(xiàn)。

根據(jù)以上結(jié)論,本研究得出如下實踐啟示:①通過科學(xué)合理的高管聲譽評價機制及其配套的正式傳播機制,將聲譽塑造成管理者實現(xiàn)成就需要及自我實現(xiàn)需要等高層次需要的內(nèi)在追求,從而提升管理者的心理資本,完善管理者的激勵契約體系。②構(gòu)建充分競爭的經(jīng)理人市場,可以確保高管聲譽產(chǎn)生和傳輸?shù)臏?zhǔn)確性[24],給予高管真正由市場競爭產(chǎn)生的、而非人為制造的真實聲譽水平。③完善管理者聲譽相關(guān)的信息披露制度。在此基礎(chǔ)上,企業(yè)可以引導(dǎo)優(yōu)良的聲譽導(dǎo)向氛圍和價值理念,設(shè)立與戰(zhàn)略目標(biāo)和考核指標(biāo)相匹配的榮譽性激勵。④堅定文化自信,大力弘揚儒家文化。通過潛移默化的熏陶,促進管理者道德素養(yǎng)的提升,進一步加強聲譽對管理者長期主義塑造的效果。

本研究也存在一定的局限性:①基于A股上市公司樣本進行普適性的研究,但不同類型公司中聲譽對管理者長期主義的塑造效果可能存在差異,未來可對樣本做進一步細(xì)分討論;②基于文化與經(jīng)濟雙維度探討聲譽影響管理者長期主義的情境條件,而未考慮其他宏觀社會因素及公司微觀情境差異在長期主義管理者塑造過程中發(fā)揮的作用,未來可進一步探討其他因素的情境作用。