文化與經濟雙重情境作用下管理者聲譽對長期主義的影響研究

徐 寧 張 迪 徐向藝

(山東大學管理學院)

1 研究背景

在不確定時代,面對外部環境的變化、動蕩、失序與重組,管理者是否具有長期主義導向成為企業實現可持續發展的必要因素。在學術界,時間透鏡是戰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方面[2],鮮有文獻涉及管理者長期主義。

對于時間導向的研究始于社會心理學,之后延展到管理學領域。管理學視角下的研究指出,時間維度是構成戰略制定的基本維度,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邏輯,影響其對于決策結果的期望和評價,繼而影響其對于資源分配的優先次序,以及對于決策活動的時間與緊迫性的認知[4]。根據個體關注的時間范圍長度差異,時間導向可以分為長期導向和短期導向[5]。短期導向強調短期的目標達成,注重決策的效率與短期收益的實現[6];長期導向則強調決策的有效性,決策目標基于未來收益[7]。兩者的主要沖突體現在,某些基于短期的最優決策有可能導致于長期而言次優的結果[8]?？v觀已有文獻,多數學者將長期導向看作是先天穩定的個人特質,往往關注其作用后果。比如,長期導向有助于增強戰略決策的全面性、創造力和長期化[9],加快新產品的推出率[4],提升家族企業創業導向[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,激勵機制設計不合理是造成管理者短視主義的“罪魁禍首”之一[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鍵[11]。在實踐中,現金類與股票權益類激勵契約失效的現象屢見不鮮。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,但有關其效應的研究也存在“有效契約假說”與“尋租效應假說”的激烈爭論[12]。并且多數研究基于股權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管理者以長期價值為導向,從而構建塑造長期主義者的激勵機制是現階段理論研究亟待解決的問題,也是企業實現高質量發展的需要。

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價值分配與價值創造行為的內在邏輯。主要理論貢獻在于: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知與行為模式,基于管理者聲譽塑造長期主義的內在機制,探究了管理者長期主義的形成路徑,拓展了關于管理者時間導向發展觀在公司治理領域的應用邊界。②基于文化與經濟的雙維度視角,探討了中國情境下影響管理者聲譽與長期主義之間關系的宏觀環境因素,揭示了儒家文化與經濟政策不確定性能夠顯著增強聲譽契約對于長期主義導向的塑造作用。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行為的邏輯鏈條,即聲譽契約通過塑造管理者長期主義導向,改善了企業在價值分配與價值創造方面的表現,驗證了中國情境下管理者聲譽“有效契約效應”的實現機制,有效回應了聲譽“雙刃效應”的理論悖論,拓展了公司治理理論的研究體系。④基于機器學習與文本分析的方法,實現對于管理者長期主義指標的客觀度量,克服了問卷調查普適性較差以及現有二手數據方法測度間接性的局限,為后續采用二手數據測度管理者個體傾向的研究提供了方法論基礎。

2 理論基礎與研究假設

2.1 跨期選擇理論

現有委托代理問題的相關研究,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險偏好相關的代理沖突等方面。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]。根據跨期選擇理論,成本與收益的權衡會由于計算時選擇的時間參照點的差異而不同。未來收益需要經過貼現才能夠與現期收益的價值相等同,而貼現率則與不確定性密切關聯[13]?；诳缙谶x擇的生理學研究認為,當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,導致更多長期導向的行為表現。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。但長期主義的實現,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、教育與職業經歷、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率,從而影響管理者的長期主義導向?；谏鲜龇治?良好的公司治理應當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向的塑造作用

合理設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或行為的評價,持續伴隨管理者的整個職業生涯,能夠顯著影響管理者行為,通常被認為是緩解代理問題,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[12],過度扭曲的聲譽信息也可能會分散高管的注意力,引導其把時間和精力放在追求虛名的行為上,發生本末倒置的激勵錯位。本研究認為,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。

根據跨期選擇理論,管理者對未來收益的貼現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向,就會成為“有效契約”,從而對管理者行為產生激勵與約束作用。一方面,聲譽的長期性所帶來的未來物質與精神的雙重利益引導管理者關注企業長期價值。管理者聲譽只有在企業長期實踐中才可以形成和建立,企業可持續發展才能夠獲得遠期收益。另一方面,管理者對于既有職業聲譽的珍視,決定了其對企業長期持續發展的重視。研究表明,管理者的聲譽與其所在公司行為息息相關,媒體往往將公司戰略行為與績效過度歸因于高管的個人特質[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密切相關。聲譽具有易損性,作為關鍵性的長期戰略資產,其形成是一個長期的過程,而損毀卻可能就在朝夕之間,修復個人聲譽同樣也是一個長期的過程,這就為規范高管行為提供了隱性約束。聲譽機制同樣發揮著社會控制功能[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]驗證了問責制度的“事前威懾效應”,即高管為避免問責帶來的經濟成本以及聲譽損失等非經濟成本,需要作出事前反應,包括提高經營規范性、降低短視效應等,這也是聲譽約束性的體現。由此可知,聲譽通過為管理者帶來更多的遠期價值,緩解了其對由于時間折扣導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知,促使其關注長期價值的實現?；诖?提出如下假設:

假設1管理者聲譽與其長期主義導向顯著正相關。

2.3 管理者聲譽塑造長期主義導向的文化情境因素——儒家文化的調節作用

面對短期主義、道德風險等委托代理問題,繼續探索西方經驗的中國適應性顯然是治標不治本[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。正確道德倫理、意識形態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文化標志,長期以來持續影響著個體或組織的價值觀、道德觀念、行為規范與處世之道,是中國哲學思想體系的關鍵構成。根據跨期選擇理論,聲譽契約能夠對長期行為產生激勵作用的前提,是管理者預期“博弈”能夠持續進行下去,未來收益可觀,繼而產生以未來為導向的動力。如果企業位于受儒家思想深遠的地區,管理者受到外部價值觀與群體規范壓力的影響,其未來收益貼現率感知也會發現變化,對于未來收益的預期可能更高。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思想促使管理者關注人生的終極意義。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,從而減少監督支出[20]。儒家文化在聲譽塑造長期主義的過程中將產生如下影響: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”,應通過合乎道德的方式獲得自己應得的利益。管理者的職責是領導企業實現長期發展,因此,在職期間只有以企業長期發展為導向進行戰略決策,通過企業長期價值的實現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”的職業倫理?！爸倚拧眰惱硭枷胗兄诖頉_突的緩解,使管理者更加關注股東的利益,關注企業長期利益的實現,進而使長期主義的特質根深蒂固。③儒家講求“居安思?！钡挠^點。作為君子,應該眼光長遠,不因短期局勢安穩而不顧長期的可持續性,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揮著重要的作用。由此,提出如下假設:

假設2企業受儒家思想影響越深遠,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向的經濟情境因素——經濟政策不確定性的調節作用

經濟政策不確定性指經濟主體無法確切地對政府是否、何時以及如何改變現行的經濟政策作出預知[22]。個體對宏觀環境不確定性的感知程度存在差異[23]。根據跨期選擇理論的相關觀點,個體對未來貼現率的感知差異,反映的是人們對未來經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,管理者往往使用預防原則進行決策。因此,經濟政策不確定性進一步增強了聲譽契約對長期主義導向的塑造效應。

一方面,動蕩的外部環境會打破已有的均衡,并影響管理者的“懈怠”狀態。相對而言,穩定的外部環境容易讓管理者“躺平”,企業利用過去及當下的優勢經營,管理者在較長時間段內聲譽產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]。但外部經濟政策不確定性增強加劇了外部環境的動蕩,使企業面對危險與不可知,急劇的變化可能使當前有效的策略很快過時,當下的優勢或許稍縱即逝,管理者更加難以預測企業未來的發展前景。因此,出于對既有聲譽的損失規避及抓住發展機遇的動機,管理者可能會更加積極地對待有利于長期發展的變革措施,謹慎對待并購投資等行為[25],將決策重心轉移到能夠保持企業長期穩定發展的投資上面,從而避免未來政策波動使企業陷入困境。另一方面,不確定的經濟環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,在經濟政策不確定性較高的時期,分析師會更加努力地工作,發布更準確的研究報告[26]。分析師關注度的增加以及分析師報告準確性的提升,均增加了管理者機會主義行為被發現的概率,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督,維系既有聲譽這項無形資產的難度加大。再者,經濟不確定性增加了外部融資的成本,從而加劇了企業的財務約束[27],給管理者帶來較大的心理壓力。由此,提出如下假設:

假設3外部經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 研究設計

3.1 樣本選取與數據來源

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據來源于上市公司年報;管理者聲譽數據與孔廟所處位置的數據來源于CNRDS數據庫;經濟政策不確定性指數數據來源于BAKER等[28]構建的Economic Policy Uncertainty數據庫網站(1)Economic Policy Uncertainty數據庫網站的網址為http://policyuncertainty.com/china_epu.html。;其他數據來源于CSMAR數據庫。對數據進行以下處理:剔除金融業公司樣本;剔除當年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;剔除當年上市以及在樣本期間內退市的公司樣本;剔除關鍵變量缺失樣本。經以上處理,得到觀測值共22 467個,使用Python和Stata16.0進行數據處理和分析。為避免異常值或極端值對檢驗結果的影響,對連續變量在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營狀況并結合實際對未來發展做出計劃與展望的窗口,能夠反映管理者對于公司發展的情感態度與戰略預期。鑒于此,本研究參考FLAMMER等[11]的研究,通過機器學習訓練神經網絡,經由文本分析的方法構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建過程如下:①研究者在閱讀大量財經資料,了解財經語料的寫作風格及文本組織形式的基礎上,討論并制定能夠表現“管理者長期主義”特質的關鍵詞種子詞集。種子詞包括“未來”“始終”“長遠”“穩定”“一直”和“長期”等。②通過構建Word2Vec模型進行“管理者長期主義”關鍵詞詞集擴充。以“第一財經”“東方財富網”等財經網站為來源,獲取并刪除相似新聞文本,得到共計50萬余篇的財經新聞語料,以及經文本清洗后的A股上市公司年報為基礎,從而構建財經文本語料庫;此外,通過連續詞袋模型進行Word2Vec模型訓練獲得詞向量模型。以上述種子詞集為基礎,獲得每個種子詞對應的詞向量相似度前10位的關鍵詞為候選詞。③邀請5位相關領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“管理者個人特質”進行討論與分析,確定能夠代表“管理者長期主義”的關鍵詞共計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,對文本進行數據清洗,以關鍵詞詞頻占經文本清洗后的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,該指標數值越大,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構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的連續性檢驗。采用測量內部一致性信度的方式對管理者長期主義在時間上的連續性進行檢驗。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系數值為0.833,明顯高于信度有效的判斷標準0.7,說明構建的管理者長期主義指標一致性表現較好。②構建指標衡量的是管理者的長期主義特質,而不是公司的長期導向特征。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系數與未更換過CEO的公司計算所得對應系數的大小,計算所得更換過CEO的Cronbach’sα系數值為0.795,顯著小于未更換CEO的Cronbach’sα系數值0.833,說明本研究構建的指標更好地體現了管理者長期主義,而不是企業的長期導向特征。

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揮重要作用,因此,本研究使用CNRDS數據庫中管理者的媒體輿論數據,構建Janis-Fader不平衡系數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媒體及網絡媒體,其中,紙質媒體權威性強,但是相對于網絡媒體發行量少,而網絡媒體相較于紙質媒體雖然權威性較弱,但是傳播廣泛?？紤]兩種媒體特點不同但均為管理者聲譽構建與傳播的重要載體,本研究分別根據紙質媒體與網絡媒體新聞報道計算Janis-Fader不平衡系數,對計算所得的兩個系數計算均值,作為最終的聲譽水平代理變量。Janis-Fader不平衡系數計算公式如下:

(1)

式中,P、N、V分表代表上市公司管理層當年被正面報道、負面報道以及總報道的數量,據此計算得到聲譽系數。系數值介于-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調節變量

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公里內孔廟的數量測度上市公司受儒家文化影響的程度,孔廟數量越多,說明當地對于儒家文化越重視,上市公司受儒家思想影響越深遠。

經濟政策不確定性(EPU)?；凇赌先A早報》測算的經濟政策不確定性指數對企業面臨的經濟政策不確定性進行測度[28]。由于本研究適用年度數據,因此對當年的月度數據取平均值代表年度的經濟政策不確定性,對所得數據取自然對數處理,以此作為本研究所用經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規模(SIZ)、財務杠桿(LEV)、成長性(GRO)、股權集中度(TOP)、現金持有量(CAS)、公司年齡(AGE)變量;由于高管團隊特點對于高管個人特質的塑造也會產生影響,因此,在高管團隊層面上控制了兩職合一(DUA)、董事會規模(BDS)、獨立董事比例(IDP)、高管規模(MS)、女性高管比例(GEN)、高管團隊成員平均年齡(TAG)在內的變量,以緩解可能由于遺漏變量產生的偏差問題。此外,模型進一步控制了年份固定效應(YEA)和行業固定效應(IND)。

3.3 模型設計

通過構建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。首先構建如下模型:

MLTi,t=β0+β1REPi,t+∑γjCONi,t+

∑IND+∑YEA+εi,t,

(2)

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

其次,構建如下模型進行調節機制檢驗:

MLTi,t=β0+β1REPi,t+β2MODi,t+

β3REPi,t×MODi,t+∑γjCONi,t+

∑IND+∑YEA+εi,t,

(3)

式中,MOD為調節變量,在本研究中代表儒家文化(CFS)和經濟政策不確定性(EPU),將調節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節作用;β2、β3均為回歸系數。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

本研究各主要變量的描述性統計結果見表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,標準差為0.663,說明樣本數據存在一定的差異性,進一步證明變量構建有效。管理者聲譽平均值為0.062,總體上呈現出積極態勢,與現有研究保持一致,標準差為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計結果與現有研究均呈現出一致性。

表1 變量的描述性統計(N=22 467)

4.2 實證結果分析

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揮積極作用,假設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揮正向調節作用,公司受儒家文化影響越深,管理者聲譽對長期主義導向的積極作用越明顯,假設2得證;管理者聲譽與經濟政策不確定性的交乘項系數顯著為正,說明經濟政策不確定性正向調節管理者聲譽對于管理者長期主義的積極作用,經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3成立。

表2 主效應及調節效應檢驗回歸結果(N=22 467)

4.3 穩健性檢驗

4.3.1工具變量法(2SLS)

通過工具變量法緩解由于逆向因果、遺漏變量等導致的內生性問題,選取當年同行業除自身外其他企業的管理者聲譽均值和同地區除自身外其他企業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,結果見表3列(1)。由列(1)可知,K-P LM統計量在1%的水平上顯著為正,拒絕工具變量不可識別的假設;Hansen J統計量強烈不拒絕“所有工具變量均為外生”的原假設,因此工具變量滿足相關要求。二階段回歸結果中,管理者聲譽系數顯著為正,說明在通過工具變量進行了內生性處理之后,假設依舊成立,證明了結論的穩健性。

4.3.2傾向得分匹配法(PSM)

為緩解樣本自選擇可能產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,匹配后所有協變量的標準化偏差均小于5%,遠小于匹配前的偏差,說明匹配的質量較好。使用匹配后的樣本進行主假設回歸檢驗,結果見表3列(2)。由列(2)可知,管理者聲譽對長期主義導向產生顯著的積極影響。

表3 穩健性檢驗結果

4.3.3增加控制變量

為緩解遺漏變量對本研究結論的影響,加入其他可能影響管理者長期主義的因素以保證結論的穩健性。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作為薪酬激勵的代理變量;根據上市公司公布的股權激勵計劃,構建是否實施股權激勵的代理變量,對實施股權激勵的年度區間賦值為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在1%的水平上顯著為正,假設得到支持。

4.3.4替代變量——考慮紙媒與網媒差異

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

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致的內生性問題?；貧w結果見表3列(6)。由列(6)可知,管理者聲譽的滯后項系數顯著為正,結論穩健性得到證實。

5 進一步分析:管理者聲譽實現有效契約效應的邏輯建構

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

公司治理的價值分配視角認為,應通過合理的結構與機制設計,從而實現利益相關者之間的權力制衡和利益均衡,保證公司合法合規,以實現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及實現機制,即管理者聲譽如何通過塑造長期主義導向,繼而產生在價值分配方面的積極治理效應。具體而言,聲譽契約會促進管理者以企業長期價值為導向,更加關注企業經營的持續合規性與價值分配的合理性,從而進一步抑制企業違規行為(BRE)、提升內部控制質量(IC)、提高信息透明度(TRA)以及促進企業社會責任承擔(CSR)等,其檢驗結果見表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,提高內部控制有效性、信息透明度以及對社會責任的承擔水平,從而發揮對價值分配的治理效應。

表4 管理者聲譽治理效應:管理者長期主義的中介作用(N=22 467)

5.2 基于價值創造視角的管理者聲譽治理效應及實現路徑: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造的演進,本研究將繼續探究基于價值創造視角的管理者聲譽治理效應。長期主義者通常認為,決策一旦作出,就應該盡可能地解決對公司長期發展產生持久影響的問題,故希望投入的資源能夠在未來創造更大的價值[9]。因此,聲譽通過塑造管理者的長期主義導向,影響了其在價值創造方面的決策傾向,繼而影響技術創新(IN)、綠色創新(GI)、數字化轉型(DGT)以及高質量發展(TFP)等決定企業長期可持續發展的重要行為表現。如表4所示,并結合主假設的檢驗可知,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技術創新、綠色創新、數字化轉型以及高質量發展,助力企業實現價值創造的目標。

6 結語

綜上分析,本研究表明:①管理者聲譽能夠對長期主義產生顯著的正向影響,經過一系列內生性與穩健性檢驗之后,該結論依然成立;②在受儒家文化影響更加深遠以及外部經濟政策不確定性更強的企業中,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,進一步優化企業在減少違規、增強內控質量、提高信息透明度、社會責任承擔等價值分配以及促進技術創新、綠色創新、數字化轉型、高質量發展等價值創造方面的行為表現。

根據以上結論,本研究得出如下實踐啟示:①通過科學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成就需要及自我實現需要等高層次需要的內在追求,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構建充分競爭的經理人市場,可以確保高管聲譽產生和傳輸的準確性[24],給予高管真正由市場競爭產生的、而非人為制造的真實聲譽水平。③完善管理者聲譽相關的信息披露制度。在此基礎上,企業可以引導優良的聲譽導向氛圍和價值理念,設立與戰略目標和考核指標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分討論;②基于文化與經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揮的作用,未來可進一步探討其他因素的情境作用。