高管特征对文化企业承担社会责任的影响及对策研究

徐嘉琪 廖明月 任英

[基金项目]本文系国家社科基金一般项目“国有文化企业公司治理及评价研究”（17BGL268）的阶段性成果。

[提要] 近年来，随着中国文化产业的快速发展，文化企业的企业社会责任受到更多关注。本文基于高层梯队理论和企业社会责任理论，以2015—2018年中国沪深A股文化类上市公司为研究样本，就高管特征对企业社会责任的影响以及企业性质的调节作用进行了实证检验。研究结果显示：中国文化类企业中，高管受教育程度、平均任职时间对企业社会责任水平有积极影响，高管平均年龄、政治关联程度与企业社会责任呈负相关关系，而高管女性比例、文化专业背景对企业社会责任无显著影响。进一步研究发现，相比于国有文化企业，非国有文化企业中高管特征与企业社会责任之间的关系更为显著。

[关键词]高管特征;企业社会责任;企业性质;文化企业;高层梯队理论

[作者简介]徐嘉琪：中国传媒大学文化产业管理学院硕士研究生;廖明月：北京交通大学经济管理学院本科生;任英（通讯作者）：北京交通大学经济管理学院副教授，主要研究方向为公司治理、企业金融。

一引言

随着全球化的不断深入，世界各国之间的竞争逐渐从经济领域拓展到政治、文化等多领域，文化产业在世界范围内得到了更多的重视。相比国外，中国的文化产业起步较晚，但是对于文化产业发展的重视程度在不断提高。

文化类企业既有一般企业的共性也有其特殊性。首先作为一个企业，它秉承着利润最大化的运作原则，具有商品属性;而作为文化传播的媒介，它又有着特殊的意识形态属性，由此也产生了经济效益和社会效益两种效益。商品属性与经济效益相关，意识形态属性与社会效益相关，从表面上看，两者存在矛盾，但若处理得好，经济效益的提高可以为意识形态传播扩大平台、增加载体，社会效益的提高可以为文化产业增光添彩、赢得更大市场。因此，文化产业的商品属性和意识形态属性对立统一，相辅相成，统一于文化产品中。张娜.如何维护文化产业安全[N].光明日报，20140630（07）.已有研究在讨论文化企业的社会责任问题时，较多的是从其意识形态属性和社会效益的视角出发，而较少的同时考虑双重属性和两个效益。因此，本文将综合考虑文化企业双重属性，从公司治理的视角来研究这一问题。

企业为保持可持续发展，需要积极履行企业社会责任。相关研究表明，企业除谋取自身利益外，还需在战略规划中考虑社会责任，综合考量股东、员工、消费者、社区、政府等各方相关者的利益。Carroll，A.B..A Threedimensional Conceptual Model of Corporate Performance[J].Academy of Management Review，1979，（4）：497505.Freeman E..Strategic Management：A Stakeholder Approach[M].Boston：Pitman Press，1984.高管作为企业的直接管理层，是影响社会责任战略决策、执行过程的重要角色。根据高层梯队理论，高管能够根据公司环境因素制定并执行战略计划，且其人口统计学特征可以有效地反映价值观和认知水平，从而在一定程度上影响决策行为。Donald C.Hambrick，Phyllis A.Mason.Upper Echelons：The Organization as a Reflection of Its Top Managers[J].Academy of Management Review，1984（9）：193206.

鉴于此，本文以中国文化类上市公司为研究对象，研究其高管人员特征、企业性质对企业社会责任的影响，并在此基础上，提出如何从高管人员的角度出发更好地推动文化企业承担社会责任的对策建议。

二文献回顾

高管特征对企业社会责任的影响方面，以往学者通过对高管教育背景、年龄、任期与企业社会责任关系的研究得出了较为统一的结论。具体而言，Slater和DixonFowler（2009）Slater D.J.，Dixon Fowler H.R..CEO International Assignment Experience and Corporate Social Performance[J].Journal of Business Ethics，2009，（89）：473489.、李世刚（2017）李世刚.高管团队的国际化视野、企业社会责任履行与公司价值[J].当代财经，2017（11）：123132.均发现高管的海外背景即其国际化视野能够有效提升企业社会责任评分。韩飞（2017）研究得出高管年龄对企业社会责任有积极影响。韩飞.高管特征、内部控制与企业社会责任——来自2009—2015年上市公司的数据[J].财会通讯，2017（10）：1215.Manner（2010）发现随着高管的在职时间增加，其所作决策更倾向于提升企业的社会责任水平。Mikko H.Manner.The Impact of CEO Characteristics on Corporate Social Performance[J].Journal of Business Ethics，2010，93：5372.關于高管政治关联以及性别对社会责任的影响，已有结论仍存在一定的差异。衣凤鹏和徐二明（2014）认为高管政治关联程度与企业社会责任水平呈正相关关系衣凤鹏，徐二明.高管政治关联与企业社会责任——基于中国上市公司的实证分析[J].经济与管理研究，2014（05）：513.，王慧慧和郭岚（2019）却通过倾向得分匹配法得到相反的结论王慧慧，郭岚.高管政治关联变更与企业社会责任履行——来自PSM的分析证据[J].财会通讯，2019（21）：9194.。高管性别影响方面，翟华云和刘小文（2015）认为，女性高管的比例对企业社会责任水平的影响呈正U型关系翟华云，刘小文.女性高管特征对企业社会责任表现的影响研究——来自我国上市公司的经验证据[J].财会通讯，2015（15）：5863+129.，而更多研究表明，高比例的女性高管能够有效提升企业社会责任水平Bear S.，Rahman N.，Post C.，The Impact of Board Diversity and Gender Composition on Corporate Social Responsibility and Firm Reputation[J].Journal of Business Ethics，2010，97（2）：207221.。从研究对象来看，除少部分学者以单一行业如服务业李彬.企业高管伦理道德对企业社会责任影响实证研究[J].企业经济，2015，34（03）：99103.、化工行业娄祝坤，张川.政治关联与社会责任：自觉回馈还是战略选择[J].经济与管理，2014，28（02）：6671.企业为对象进行实证分析外，大部分文献选择所有行业的上市公司作为研究对象，缺少对特定行业领域的专业分析，针对性较弱。

徐嘉琪等：高管特征对文化企业承担社会责任的影响及对策研究《文化软实力》2020年第3期将研究问题聚焦到文化产业行业，已有文献在该领域对高管特征与企业社会责任关系的探讨较少。李颖和侯淑华（2016）以中国文化创意产业上市公司为样本，验证了女性高管对企业承担社会责任的影响力。李颖，侯淑华.公司女性高管与企业履行社会责任的关系研究——基于中国文化创意产业上市公司的实证分析[J].四川大学学报（哲学社会科学版），2016（06）：6775.黃桂琴和周晓宏（2018）采用中国上市文化企业公开数据，实证分析文化企业家不同价值偏好对文化企业的经济、法律、慈善、社会价值导向四方面社会责任的影响。黄桂琴，周晓宏.文化企业家价值偏好对文化企业社会责任承担的影响——基于我国上市文化企业公开数据的分析[J].西华大学学报（哲学社会科学版），2018，37（06）：6475.对于文化产业高管特征类型的研究有待增加。

企业性质对高管特征与企业社会责任关系的调节作用方面，现有研究表明，国有企业与政府的关系往往更为密切，受政府干预且拥有更多政府资源张兆国，向首任，曹丹婷.高管团队异质性与企业社会责任——基于预算管理的行为整合作用研究[J].管理评论，2018，30（04）：120131.，其企业高管往往会更加重视企业的社会形象，因而在制定决策时更加关注企业社会责任的履行。

基于上述分析，本文以中国文化类上市公司为研究对象，选取六项高管特征，探讨其对企业社会责任的影响，并进一步研究企业性质对二者关系的调节作用。

三理论分析与研究假设

（一）高管特征与企业社会责任

根据认知道德发展六阶段模型，随着年龄的增加，人们更加遵守普遍的伦理原则。近年来，良好履行企业的社会责任就是企业经营的普遍趋势。此外，由马斯洛需求层次论，相比较于青年人追求短期收益，年长者更倾向于通过承担社会责任等行为来实现自我价值。基于此，提出假设1：

H1：文化企业高管的平均年龄与企业社会责任呈正相关关系。

根据社会角色理论，女性被承载着更多抚养性的、亲社会的期望，而男性则被期望为竞争性、冒险性的。由此，女性往往具有更显著的关怀社会、关怀他人的心理品质。Byrnes等人（2001）认为，男性与女性在心理上的差异会产生不同的行为表现。Byrnes ML，Thickbroom GW，Phillips BA，Mastaglia FL.Longterm Changes in Motor Cortical Organisation after Recovery from Subcortical Stroke[J].Brain Res，2001，889：278287.由此可见，女性管理者能够在作决策时更好地全方面考虑到各方利益。同时，翟华云和刘小文（2015）的研究发现，管理层中女性过少时，女性高管的意见往往不会得到重视甚至被曲解，而随着女性比例增加，其话语权增强，对企业社会责任的正面影响逐渐增强。翟华云，刘小文.女性高管特征对企业社会责任表现的影响研究——来自我国上市公司的经验证据[J].财会通讯，2015（15）：5863+129.基于此，提出假设2：

H2：文化企业高管女性比例与企业社会责任呈正U型关系。

就高管政治关联而言，具有政治背景的高管往往会为企业社会责任带来正面影响。一方面，政府是企业的重要外部相关者，与政府的良好联系能够为企业争取到稀缺资源和有利优惠政策，有利于降低运营成本，增强企业竞争力。另一方面，具有政治关联的高管在社会责任的履行方面被赋予更高期望，其所在企业则会受到社会各界的更多关注。De Hoogh，A.H.，Den Hartog，D.N..Ethical and Despotic Leadership，Relationships with Leaders Social Responsibility，Top Management Team Effectiveness and Subordinates Optimism：A MultiMethod Study[J].The Leadership Quarterly，2008，19（3）：297311.基于此，提出假设3：

H3：文化企业高管政治关联度与企业社会责任呈正相关关系。

从高管受教育程度来看，第一，高学历赋予一个人更高专业技术水平的同时，也意味着良好价值观的形成，高学历高管具有更强的回馈社会意识。第二，高学历人才具有更好的思维模式，在规划战略性问题时更加理性与全面，能够合理权衡利益相关者的权益，实现企业社会责任水平的提升。基于此，提出假设4：

H4：文化企业高管受教育程度与企业社会责任呈正相关关系。

此外，具有文化专业背景的高管，也会对文化企业的社会责任履行起到正面影响。原因有二：一是对文化类企业运营模式、规律的掌握，使高管有更多精力与能力进行企业社会责任的决策投入;二是文化专业更多关注人类的教养与文化，能够培养一个人心系社会的情怀，具有文化专业背景的高管更倾向于积极承担社会责任。基于此，提出假设5：

H5：文化企业高管文化专业背景与企业社会责任呈正相关关系。

最后，随任职时间的增长，高管对企业的忠诚度提升，对企业文化认同感增强，能够更好地从长远角度为公司进行决策。同时，高管在公司的工作时间越长，越可能与企业内外部的个人与机构建立良好的关系网络，更好地了解利益相关者的需求，从而采取策略提升企业相关者的综合利益，实现企业长远发展。基于此，提出假设6：

H6：文化企业高管任职时间与企业社会责任呈正相关关系。

（二）企业性质与二者关系的调节作用

由委托代理理论，委托人与代理人之间的目标、利益不一致时，容易产生道德风险类博弈问题，使公司的运营成果偏离委托人期望。国有企业的设立通常是为了配合实现国家调节经济的目标，具有一定的公益性，更加重视社会责任的践行，对高管的考核标准通常会考虑到此方面。而非国有企业更加注重公司利润的提升，企业社会责任的承担意识不强，对高管在履行社会责任方面的监督与约束相对较弱，所以管理者对企业社会责任的关注度更加取决于个人的认知和价值观。基于此，提出假设7：

H7：与国有企业相比，非国有企业中高管特征与企业社会责任之间的关系更为显著。

四  研究设计

（一）样本选择与数据来源

文章选择我国2015—2018年沪深两市A股的文化类上市公司为研究样本。以国家统计局《文化及相关产业分类（2018）》、证监会《上市公司行业分类指引（2012）》为依据，将印刷和记录媒介复制业，文教、工美、體育和娱乐用品制造业，电信、广播电视和卫星传输服务，互联网和相关服务，新闻和出版业，广播、电视、电影和影视录音制作业，文化艺术业和娱乐业共8个文化产业行业企业归为文化类企业。剔除以下公司：（1）ST*、ST上市公司;（2）时间窗口内非连续上市的上市公司;（3）时间窗口内企业性质发生改变的上市公司;（4）数据不完整的上市公司。文化类公司创新性强、创业初期规模性不大，故保留创业板上市公司。最终得到104家上市公司共416个有效样本数据。

企业社会责任数据来自和讯网，上市公司财务数据和企业性质来源于国泰安数据库，高管特征数据通过国泰安数据库、和讯网、中国财经网、高管聘任公告和部分上市公司年报进行交叉搜索获得。 本文借鉴《中华人民共和国公司法（2018修正）》第二百一十六条规定，将高级管理人员界定为公司的经理、副经理、财务负责人、上市公司董事会秘书和公司年报中公示的其他人员。对于连续变量在4%和96%分位数上进行缩尾处理。

（二）变量设定

被解释变量：企业社会责任。本文选用和讯网公布的企业社会责任评级得分衡量企业社会责任水平，在后文用Csr表示。

解释变量：（1）平均年龄（Age）：样本所在年份高管团队年龄的算数平均数。（2）女性比例（Frate）：样本所在年份高管团队中女性数量占团队总人数的比例。（3）政治关联度（Gov）：将个人简历中含有中央级、省级、市级政府部门官员或政协委员、人大代表职务经历的高管定义为有政治关联，计算高管团队中有政治关联人数占团队总人数的比例。（4）平均受教育程度（Edu）：样本所在年份高管团队受教育程度的算术平均数，其中，赋值高中及以下为1、大专为2、本科为3、硕士为4、博士及以上为5。（5）文化专业背景比例（Cul）：将个人简历中曾学习广播电视学、新闻学、工业设计、电影、图书资料、语言文学、广告学等相关专业的高管定义为具有文化专业背景，计算高管团队中有文化专业背景的人数占团队总人数的比例。（6）平均任职时间（Dur）：样本所在年份高管团队任期的算数平均数，其中，任职时间为距离统计截止日期的任期，当在统计截止日期前已经离任的，则为距离离任日期的任期。

调节变量：企业性质。采用国泰安数据库中各公司的股权性质，将国企赋值为1，民营、外资和其他企业定义为非国企并赋值为0。在后文用Soe表示。

控制变量：为缓解除高管特征以外的其他因素对企业社会责任的影响，本文选取企业规模、财务风险等6个变量作为控制变量。具体如表1所示。表1变量设定表

变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量企业社会责任Csr通过和讯网整理得到的CSR评级得分解释变量高管团队平均年龄Age团队中高管年龄之和/团队总人数高管团队女性比例Frate高管团队女性人数/团队总人数高管团队政治关联度Gov高管团队中有政治关联的人数/团队总人数高管团队平均受教育程度Edu高管团队教育总水平/团队总人数高管团队文化专业背景比例Cul高管团队中有文化专业背景的人数/团队总人数高管团队平均任职时间Dur高管团队平均任职时间调节变量企业性质Soe虚拟变量，属于国企取1，否则为0控制变量企业规模Size公司年末总资产自然对数财务风险Lev资产负债率=年末总负债/年末总资产盈利能力Roa资产收益率=净利润/平均资产总额现金存量Cash年末货币资金总额/年末总资产成长能力Grow营业收入增长率年份Year以2015年为基准，设置3个虚拟变量

（三）模型构建

根据研究目标，本文设置以下模型来对假设进行检验：Csri，t=α0+α1Agei，t+α2Controli，t+εi，t（1）

Csri，t=α0+α1Fratei，t+α2Frate2i，t

+α3Controli，t+εi，t（2）

Csri，t=α0+α1Govi，t+α2Controli，t+εi，t（3）

Csri，t=α0+α1Edui，t+α2Controli，t+εi，t（4）

Csri，t=α0+α1Culi，t+α2Controli，t+εi，t（5）

Csri，t=α0+α1Duri，t+α2Controli，t+εi，t（6）

Csri，t=α0+α1Agei，t+α2Fratei，t+α3Frate2i，t+

α4Govi，t+α5Edui，t+α6Culi，t+α7Duri，t

+α8Controli，t+εi，t（7）模型（1）至（6）用于解释假设1至6，模型（7）用于解释各自变量对因变量的综合影响。其中，α0为截距，Control代表控制变量，ε为残差项。

五实证结果研究

（一）描述性统计

首先对数据进行统计分析，描述统计结果如表2所示。

变量样本量平均值标准差最小值最大值Csr41622.04114.682-18.4572.79Age41646.0824.27733.33355.5Frate4160.2090.16300.75Gov4160.0340.0800.5Edu4163.3480.39324.333Cul4160.1060.15700.8Dur41647.34225.2148.875161.429注：囿于篇幅，控制变量不在此列示。

企业社会责任方面。Csr评级得分标准差为14.682，说明中国文化类企业的社会责任履行程度差异较大。平均得分为22.04，表明国内文化企业对于企业社会责任的承担程度较低。

高管特征方面。高管年龄平均46岁，标准差为4.277，说明高管基本处于中年的年龄段。女性比例平均值为0.209，说明我国文企中高管性别比不平衡的情况较为严重。政治关联度平均值为0.034，公司中具有政治背景的高管在少数。教育水平平均值为3.348，标准差为0.393，企业高管普遍本科毕业，且倾向于继续深造。文化专业背景比例平均值为0.106，文化企业中曾学习文化专业的高管占少数。高管任职时间平均为4年左右，各高管的任期差异较明显。

（二）相关性分析

为检验各解释变量之间的多重共线性问题，对被解释变量、高管特征变量和控制变量进行Pearson相关性分析，分析结果见表3。

根据Pearson相关性分析结果，各解释变量之间相关系数的绝对值均不超过0.5，最大值为年龄与任职时间之间的相关系数0.409，说明本文构建的模型基本排除严重的多重共线性问题。

（三）多元回归分析

为检验高管特征与企业社会责任之间的关系，采用LSDV估计方法对模型（1）至模型（7）进行多元回归，回归结果如表4所示。表4高管特征与企业社会责任的多元回归结果

（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）CsrCsrCsrCsrCsrCsrCsrAge-0.218*-0.340**（-1.68）（-2.36）Frate-7.948-8.293（-1.13）（-1.18）Frate210.0111.76（-0.83）（-0.98）Gov-12.65*-11.37（-1.70）（-1.54）Edu2.826*3.125**（-1.96）（-2.1）Cul2.5924.764（-0.69）（-1.22）Dur0.01970.0561**（-0.85）（-2.1）N416416416416416416416r20.4540.4520.4540.4560.4510.4520.472F37.5733.4737.5837.7737.0937.1423.79注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平;括号内为t值;囿于篇幅，控制变量不在此列示。

从表4的回归结果可以发现，高管年龄对企业社会责任有显著的负向影响，假设1得到反对。这可能有两方面原因：一是企业社会责任是长期项目，需要经多年投入才能够得到回报，而随着年龄增加，高管面临退休等问题，更趋向于把握短期利益;二是青年人的创新意识较强，能够更好地运用和理解新平台与新技术，有利于帮助文化类企业更好地承担社会责任。

女性比例对企业社会责任的影响不显著，假设2没有得到验证。该结果的显著性和正负性均与翟华云和刘小文（2015） 翟华云，劉小文.女性高管特征对企业社会责任表现的影响研究——来自我国上市公司的经验证据[J].财会通讯，2015（15）：5863+129.的结果相同，说明女性比例与企业社会责任确实存在着潜在的正U型关系。但该关系在文化企业中不显著，这可能是由于文化类企业中女性高管比例过低，导致女性对企业社会责任的潜在影响力无法得到发挥。

高管政治关联度对企业社会责任有显著的负向影响，假设3得到反对。一方面，Ball等人（2000）认为，政治关联背后意味着较高的关系维护成本，企业为了享受“政府庇护”，会将本应投入社会责任项目的资金挪用于维护政府关系。 Amanda Ball，David L.Owen，Rob Gray.External Transparency or Internal Capture？The Role of Thirdparty Statements in Adding Value to Corporate Environmental Reports[J].Business Strategy and the Environment，2000，9（1）：123.另一方面，具有政治关联的企业可以利用政府关系避开监管部门与社会公众的调查 雷倩华，罗党论，王珏.环保监管、政治关联与企业价值——基于中国上市公司的经验证据[J].山西财经大学学报，2014，36（09）：8191.，从而“战略选择”地降低对社会责任的承担，获取更多经济收益。实证结果表明，中国文化企业中该不良现象较为严重。

高管学历水平对企业社会责任有显著的正向影响，假设4得到验证。高管的受教育程度提升，其眼界更加开阔，思维模式与专业技能得到更多锻炼，从而更有意识与能力去承担对环境、消费者等各方相关者的保护责任。

高管的文化专业背景对企业社会责任水平无显著影响，假设5没有得到验证。但从实证结果来看，方程（5）与方程（7）中文化专业背景变量的系数均为正，说明具有文化背景的高管能够在一定程度上促进企业承担社会责任，但效果不显著，这可能由于文化企业中具有文化专业背景的高管比例过低。此外，随着中央对文企承担企业社会责任重视程度的提高，高管们对于社会责任的承担意识普遍提升，导致文化专业背景因素的影响效果变得不显著。

高管的任期时间对企业社会责任有显著的正向影响，假设6得到验证。随着在公司任职时间的增加，高管对于企业的认同感与忠诚度提高，从而更多地从企业长期发展角度考虑，增加对社会责任的投入，保障企业可持续发展。

（四）进一步研究

为探究不同企业性质下各项高管特征对企业社会责任的影响，对样本分组并做进一步研究。首先通过均值差异检验，分析两组企业主要变量之间的差异，再通过分组回归，对假设7进行检验。

1.均值差异检验表5均值差异检验结果

变量国有企业非国有企业差异检验样本量均值样本量均值t值Csr11625.7230020.62-3.294***Age11649.1330044.90-10.485***Frate1160.1573000.2304.601***Gov1160.06103000.0240-3.464***Edu1163.4033003.326-2.211**Cul1160.2053000.0680-6.979***Dur11650.3530046.18-1.715*Size11622.8330021.99-6.966***Lev1160.3303000.3370.382Roa1160.04803000.00900-3.461***Cash1160.2683000.169-5.654***Grow1160.1263000.5603.065***注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

从表5的结果来看，国有企业和非国有企业的社会责任评分以及高管团队的平均年龄、女性比例、政治关联水平、受教育程度、文化专业背景、任期均有显著差异，控制变量中的企业规模、盈利能力、现金存量、成长能力也存在显著差别。由此可见，不同企业性质下高管特征的差异可能是导致国有企业和非国有企业社会责任水平不同的原因之一。

2.不同企业性质下的二者关系

对分组后的样本根据模型（1）至（7）进行多元回归分析，结果如表6、表7所示。表6国有企业下多元回归结果

（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）CsrCsrCsrCsrCsrCsrCsrAge-0.549*-0.814**（-1.67）（-2.10）Frate3.6597.417（-0.17）（-0.32）Frate2-19.91-34.94（-0.40）（-0.68）Gov-0.156-1.761（-0.01）（-0.12）Edu-3.191-1.751（-0.74）（-0.38）Cul-2.527-0.267（-0.36）（-0.04）Dur0.030.0769（-0.54）（-1.2）N116116116116116116116r20.3390.3250.3220.3250.3230.3240.359F6.046***5.053***5.591***5.681***5.612***5.638***3.737***注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平;括号内为t值;囿于篇幅，控制变量不在此列示。

（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）CsrCsrCsrCsrCsrCsrCsrAge-0.068-0.151（-0.43）（-0.88）Frate-10.93-12.87*（-1.42）（-1.68）Frate213.4518.52（-1.08）（-1.5）Gov-20.18**-21.05**（-2.06）（-2.14）Edu3.580**3.972**（-2.36）（-2.51）Cul7.45211.36**（-1.48）（-2.13）Dur0.02950.0623**（-1.14）（-2.11）N300300300300300300300r20.4930.4970.50.5020.4970.4950.526F31.35***28.51***32.24***32.54***31.79***31.6***21.05***注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平;括号内为t值;囿于篇幅，控制变量不在此列示。

对比表6、表7的回归结果可知，国有企业中，年龄对企业社会责任的负向影响更显著。原因可能是国有企业更具行政色彩，其高管倾向于在任职期间尽可能多地提高“政绩”。随着年龄增加，高管面临退休压力，会更多地选择短期项目，减少对社会责任这类长期项目的投入。

非国有企业中，政治关联度对企业社会责任的负向影响更显著。原因可能是非国企受到的监督较国企少，且对经济收益的需求更大，更可能发生利用政府关系逃避社会责任的现象。此外，高管教育水平、任职时间对企业社会责任的正向影响在非国有企业中更显著，性别与文化专业背景因素在非国企样本中对企业社会责任分别呈6显著的负向、正向影响。非国有企业对于高管的考核更多在于公司效益方面，故高管对待企业社会责任的态度，将更多地取决于个人的认知水平、对企业的忠诚度、心理品质、专业知识水平等因素。

综合上述分析，相较于国有企业，非国有企业的社會责任水平更多地依赖于高管个人特征，假设7得到验证。

（五）稳健性检验

为缓解研究中潜在的内生性问题和计量偏差问题，本文做以下稳健性测试：（1）对高管特征进行一阶滞后处理;（2）以净资产收益率（ROE）替换总资产收益率（ROA）表示企业盈利能力，对模型（7）分别进行全样本回归和分组回归，回归结果见表8。表8稳健性检验结果

（1）高管特征一阶滞后（2）替换变量全样本国企非国企全样本国企非国企Age-0.261*-0.993**-0.124-0.319**-0.816**-0.14（-1.67）（-2.15）（-0.68）（-2.22）（-2.11）（-0.82）Frate-5.24226.02-7.151-8.8188.538-13.54*（-0.69）（-0.86）（-0.88）（-1.25）（-0.37）（-1.77）Frate215.16-73.4318.5212.36-38.9719.46（-1.22）（-0.97）（-1.48）（-1.03）（-0.74）（-1.58）Gov-14.29*6.531-26.25**-10.18-2.411-20.28**（-1.80）（-0.36）（-2.51）（-1.38）（-0.16）（-2.06）Edu3.565**2.8793.994**3.235**-1.6644.126***（-2.23）（-0.58）（-2.37）（-2.17）（-0.36）（-2.61）Cul3.3850.7696.5035.5340.3112.01**（-0.79）（-0.09）（-1.1）（-1.43）（-0.04）（-2.26）Dur0.0709**0.1240.0737**0.0590**0.07290.0661**（-2.42）（-1.64）（-2.31）（-2.21）（-1.14）（-2.24）N31287225416116300r20.5280.4290.5780.4690.360.525F23.72***3.856***20.57***23.56***3.751***20.9***注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平;括号内为t值;囿于篇幅，控制变量不在此列示。

表8列出的稳健性检验结果与前文结果基本一致，说明本文的假设检验模型是稳健可行的。

六结论与对策建议

（一）本文结论

本文以2015—2018年我国文化上市公司为样本，实证研究高管特征对企业社会责任履行情况的影响。研究发现：我国文化类公司中高管年龄和政治关联度对企业社会责任有显著的负向影响;高管受教育程度、任职时间增加，均对企业社会责任水平有显著积极影响;女性比例、文化专业背景对社会责任无显著影响。进一步研究发现，高管特征对企业社会责任的影响在非国有企业中较国有企业更为显著。

（二）对策建议

基于以上研究结论，为促进中国文化企业履行企业社会责任，推动文化产业繁荣发展，本文从政府、企业、个人三个角度出发，提出如下建议：

第一，政府层面。加强顶层设计，通过加快出台《文化产业促进法》等政策法规，对文化企业发展予以保障和扶持;深化文化体制改革，积极建设立体多样、优势互补的现代文化产业体系;同时，采取产业基金、项目资助等方式，加大对文化企业的资金补贴、奖励扶持，让文化企业有更多能力和精力去承担社会责任;改进考核方式，特别是对非国有文化企业，要落实好对企业“社会效益”履行情况的考核标准，提高文化企业对社会责任的承担意识。

第二，企业层面。文化企业在选择高管人员时，要综合考量其年龄、政治背景、教育水平和专业背景，注重考察其对社会责任的认识理解和在履行社会责任方面的工作业绩;要注意提升女性高管的比例，改善高管团队性别结构;同时，要保障高管职位的稳定性，并通过教育培训和业务实践，不断提升管理人员对企业的忠诚度。此外，国有文化企业可以更多地聘请年轻高管，优化领导团队的年龄与知识结构，引入创新思维;非国有文化企业可将企业社会责任履行情况纳入高管的考核评价指标，从而推动高管履行社会责任，同时要注意与政府保持良性关联，充分利用好政府资源。

第三，个人层面。文化企业的高管要将企业社会责任与职业发展相融合，充分认识自身肩负的文化担当，积极提升履行社会责任的意识。文化产业模式、技术等更新速度快，高管要紧跟时代创新潮流，不断更新和完善自身知识结构，在作决策时正确衡量社会效益与经济效益，良好发挥其直接执行人的身份履行企业的社会责任。