一、引言

对社会负责的企业，才能在激烈的市场竞争中占据优势并且获得长久发展，社会责任的有效履行也对企业创新提出了新的挑战。企业只有将社会责任提升到战略层面，纳入研发创新的战略框架中，以社会问题、社会需求来寻找市场需要，通过解决社会问题、满足与创造社会需求来引领企业创新方向、扩展企业创新领域，才能提供具有企业社会责任属性的产品或服务，从而满足利益相关者需求，提升资源利用率，减少对生态环境的破坏，提升企业的社会声誉。例如，美国的英特尔公司将发展战略调整为“社会问题—产品或服务—研发—社会责任”，代替了原来的“研发—产品或服务—社会问题”，在创新中体现对利益相关者的社会责任。

研发创新活动作为企业的一项主动战略决策，不仅受到企业内外部环境的影响，还受到管理者价值观、认知方式和风险偏好的影响。Hambrick和Mason（1984）提出高层阶梯理论，该理论认为企业的战略决策受到管理者特质的影响，即高管人口统计学特征通过影响其心理认知过程来影响战略决策的制定。因此，与传统战略理论认为的管理者是能够做出最优决策的完全理性经纪人不同，现实当中的决策者（企业高管）往往是受到高管特征影响的有限理性的管理者。关于高管特征和企业社会责任之间关系的研究，大都集中在高管特征如年龄、学历、任期、性别、职能背景等与企业社会责任的直接关系上，对于高管特征对企业社会责任的影响途径和作用机理尚不明确，仍需进一步研究和探讨。本文认为CEO特征可能会对研发这一行为产生影响，进而作用于企业的社会绩效。据此，本文以研发投入为中介视角，构建了“特征-战略决策-社会绩效”的研究框架，研究CEO特征如何通过研发投入影响企业社会责任，以期在CEO特征与企业社会责任之间搭建桥梁，打开三者之间关系的黑匣子。

本文可能的贡献在于：（1）以中介变量研发投入为切入点，探讨CEO的个人特征对社会责任是否有影响、有何影响以及影响路径，遵循的研究框架是“特征—战略决策—社会绩效”，弥补了已有研究省略“战略决策”这一环节的不足，并为后续研究开拓了新的方向。（2）使用Bootstrap检验代替Sobel检验，克服了Sobel检验需要服从正态分布的局限，检验效力更高，增强了检验结果的可靠性和可信性。

本文后续安排如下：第二部分是相关文献回顾与研究假设的提出，对已有文献进行论述并基于理论分析提出相关假设；第三部分为研究设计，分别阐述了数据来源与样本选择、变量定义和模型构建；第四部分为实证结果与分析，并进行了稳健性检验；第五部分为研究结论和相关建议。

二、文献综述与假设提出

国内外大多数学者都将CEO特征相关研究放在Hambrick和Mason（1984）提出的高层阶梯理论框架中进行，用人口统计学特征变量来表征高管特征，研究其与企业战略决策或绩效之间的关系。基于我国公司治理环境，CEO往往掌控和配置企业实现战略目标的关键资源，在企业中发挥着重要作用（许晓明和李金早，2007）。因此，本文基于高层阶梯理论和研发投入视角，从生理特征（如年龄、性别）、背景特征（如任期、学历、职能背景）和权力特征（如自主权）等三个维度对CEO特征与企业社会责任之间的关系进行研究。

（一）CEO特征对企业社会责任的影响

根据高层阶梯理论，高管特征影响着其战略决策。Carroll（1979）、Wood（1991）都认为管理者的个人特征和组织特征会影响管理者对社会责任履行的决策。Waldman和Siegel（2008）、Steiner（1971）也指出企业承担社会责任受到高管的影响。Huang（2013）将企业高管的阅历、认知水平等人口统计学因素作为心理特征的代理变量，解释了社会责任的驱动因素。郑冠群等（2015）发现高管特征是影响企业社会责任信息披露质量的重要因素，履行企业社会责任是高管实现个人利益的策略性行为。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：CEO特征会对企业社会责任产生显著影响。

Forte（2004）认为随着高管年龄的增大，丰富的阅历会提高其认知水平和价值观的成熟度，从而提高其对事件或行为的道德评价标准，对履行企业社会责任也更为积极。Wiersema和Bantel（1992）认为高管团队的平均年龄越大，对风险的厌恶程度越高，战略选择会越保守，加强了对企业违规行为的控制和监督。履行社会责任是企业降低风险的有力保证，因为违规行为一旦被发现，企业将付出巨大的治理成本去弥补损失和恢复名誉。韩飞（2017）研究发现，高管年龄与企业社会责任有显著的正相关关系。根据以上分析，本文提出如下假设：

H1a：CEO年龄越大，企业履行社会责任的行为越积极。

很多研究发现，高管学历会对其思考、创新、判断等能力的锻炼和进步产生明显的影响。Cacioppe等（2008）发现，企业伦理和社会责任会受到具有较高教育程度的管理者的格外关注。孙德升（2009）认为管理者的教育水平越高，越有可能承担社会责任，原因在于：第一，学历越高的管理者的人生观和价值观更加完善；第二，管理者的学历越高，越能做出客观和理性决策，更多地考虑利益相关者的诉求；第三，学历高的管理者在满足了低层次的需求后，更关注员工健康安全、环保等社会问题。李菲（2014）研究发现高管团队的教育背景对企业社会责任支出有促进作用。根据上述分析，本文提出如下假设：

H1b：CEO学历越高，企业履行社会责任的行为越积极。

苏然（2016）提出，管理者任职时间对企业社会责任主要有两方面的影响：第一，管理者任职时间越长，为企业全身心投入越多，越愿意以长远的眼光把握企业的发展方向和整体战略，而履行社会责任虽然可能在短期内影响企业绩效，但从长期看会促进企业发展，增加企业价值，提升企业竞争力；第二，任期较长的管理者对企业利益相关者的需求具有更加充分的认识和更加科学的判断，更可能在进行履行社会责任决策时考虑其利益。孙德升（2009）也认为高管任职时间越长，越有可能增加对企业的投入和认可企业的价值观，从而越愿意从长远角度做出有利决策。根据以上分析，提出如下假设：

H1c：CEO任期越长，企业履行社会责任的行为越积极。

研究表明女性高管在管理企业时，在行为特征上与男性高管存在差别，主要原因在于他们有着不同的风险偏好、战略关注点和对成就感的追求（陈传明和孙俊华，2008）。Tihanyi等（2000）通过研究发现女性高管比例较高的企业，社会捐赠更多，原因在于女性高管相对男性高管更加厌恶风险，因此通过捐赠来提高企业声誉从而降低风险发生的可能性。Hafsi和Turgut（2012）发现CEO为女性时，由于其独特的思维和视角，对社会问题的重视程度更高，从而产生更高的社会绩效。吴德军和黄丹丹（2013）研究发现，女性高管有助于提高公司的环境绩效。邵洁（2014）实证研究发现，女性高管有助于企业积极承担社会责任。基于以上研究结论，本文提出如下假设：

H1d：CEO为女性，企业履行社会责任的行为更积极。

不同职能背景的高管会做出不同的战略决策（苏然，2016）。有学者把企业员工职能背景分为输出型职能与生产型职能两类（Katz和Kahn，1966）。输出型职能包括市场营销和产品研发等，生产型职能包括生产、流程开发和财务等。Gupta（1984）认为，一方面，输出型职能背景的高管与利益相关者接触更为广泛，更了解消费者的需求、社区的利益等，具有更强的意识和能力承担社会责任；另一方面，拥有市场、销售等输出型职能背景的企业家在不确定性较强和不可控因素较多的环境中会更加游刃有余。陈守明等（2012）也得出拥有输出型职能背景的企业家更倾向于承担社会责任，企业的社会绩效更高的结论。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1e：CEO具有输出型职能背景，企业履行社会责任的行为更积极。

陶文杰和金占明（2015）实证研究发现，企业的社会—环境问题在CEO组织权力集中时更易解决。原因在于：第一，企业承担社会责任可以提高高管自身的声誉和社会地位；第二，履行企业社会责任不仅是一种管理利益相关群体的企业战略，还能增强企业竞争力（Porter和Kramer，2006）。在高管拥有较大自主权时，更愿意为企业的长期价值最大化服务，而履行企业社会责任是有效工具（陶文杰和金占明，2015）。本文选择CEO是否同时任董事长来考察CEO的自主权对企业社会责任的影响，据以提出如下假设：H1f：CEO自主权越大，企业履行社会责任的行为越积极。

（二）CEO特征对研发投入的影响

根据高层阶梯理论，高管特征如年龄、学历等会对战略选择产生影响。Thomas等（1991）实证研究发现，高管的年龄、学历、任期会对企业技术创新产生显著影响。Wally和Baum（1994）、Barker和Mueller（2002）、熊艳和梁莱歆（2009）等也得到了类似的结论。李国勇等（2012）得出了CEO受教育水平、CEO任期和CEO自主权与企业研发投入水平显著正相关的结论。王青松（2014）发现CEO性别、学历、任期与研发投资显著相关。因此，本文提出如下假设：

H2：CEO特征会对企业研发投入产生显著影响。

年龄是CEO特征的一个重要的衡量标准，在一定程度上反映管理者的阅历和风险倾向，从而影响其对战略的偏好和选择（陈传明和孙俊华，2008）。众多学者的研究表明，高管平均年龄越大，越倾向于规避风险。首先，对于年长的高管来说，财务安全、工作顺利、绩效稳定尤为重要，他们更倾向于维持现状和规避风险，保持企业战略决策的稳定（张盟盟和段海艳，2015）。其次，由于年长管理者的体力和精力有限，耗资巨大的研发项目一旦实行，其难以全程跟进进行监督检查，而且投资回收期长，如果年长的高管在退休前只剩几年的任期，那么在其任期内可能很难收到投资回报，其业绩并未因此得到有效提升，所以他们很可能不会进行研发投资（文芳，2008）。Hitt和Tyler（1991）也指出高管年龄越小，越倾向于冒险的战略决策，越愿意去追求创新而不是寻求稳定。基于以上分析，提出如下假设：

H2a：CEO越年轻，企业越倾向于进行研发投入。

CEO受教育水平是其管理企业的基础和保障。Hambrick和Mason（1984）发现CEO学历与研发支出显著正相关。Wally和Baum（1994）发现，高管的信息处理能力受其学历教育的影响，即学历教育有助于信息处理能力的提高，从而更加重视创新能力。Tihanyi等（2000）也发现，高管的受教育水平越高，获得有效信息和对信息的认知及处理能力越强，因而越有可能制定有利于企业发展的战略。Kaplan（2011）认为，受教育程度高的管理者对企业创新更有利。张璇（2015）发现CEO学历与研发投入显著正相关。因此，CEO的受教育水平越高，越能够发现战略机遇，对变革和创新的接受度越高，创新能力越强。基于以上分析，提出如下假设：

H2b：CEO学历越高，企业越倾向于进行研发投入。

高管任期越长，对公司的控制性越强（Allen，1981）。公司高管会制定包括研发创新在内的符合企业可持续发展的长期战略规划，主要依据的是自身丰富的知识、社会经验、经营阅历及企业所处环境信息（王路，2016）。刘运国和刘雯（2007）实证研究了高管任期与研发投入之间的关系，发现高管任期显著正向影响研发投入，即高管任期越长，越倾向于进行研发。Canarella（2008）也认为，管理者任期与企业研发投入正相关，因为随着任期增加，高管对企业的资源配置和经营流程有了全面且深入的了解，其所支配的权力增强，对创新活动的开展有更大的话语权。相对而言，任期较短的管理者，其获取信息的渠道和沟通机制尚不完善，对企业内外部环境的洞察力不足，容易将经营重心放在短期财务绩效上，而忽略长期的研发投资（王路，2016）。基于以上分析，提出如下假设：

H2c：CEO任期越长，企业越倾向于进行研发投入。

女性和男性高管在思维方式和关注点上有较大差异。Harris等（2006）发现女性相对而言更加厌恶风险。因此，对于研发等风险较大的战略决策，女性高管可能会尽量避免（Croson和Gneezy，2009）。雷辉和刘鹏（2013）实证结果表明，高管团队女性参与比例与企业技术创新显著负相关。王清和周泽将（2015）得到女性高管由于厌恶风险从而降低研发投入的结论。基于以上分析，提出如下假设：

H2d：CEO为女性，企业更倾向于不进行研发投入。

管理者以往的任职经验会影响其对事情的看法和处理问题的方式，管理者在分析和解读现有情形时可能会特意关联到其以往的工作活动和目标（Dearborn和Simon，1958）。Barker和Mueller（2002）研究发现，拥有市场营销或工程技术等输出型职业经历的CEO更愿意进行研发创新。Cho和Hambrick（2006）以35家大型航空公司为样本，实证研究发现高管团队中具有销售等输出型工作经历的人员越多，企业越倾向于战略变革，从而更可能进行研发创新。基于以上分析，本文提出如下假设：

H2e：CEO具有输出型职能背景，企业更倾向于进行研发投入。

现代企业中，解决管理者与股东之间委托代理问题的关键是授予管理者适宜的自主权（钱德勒，1987）。Hambrick和Finkelstein（1987）研究发现，管理者拥有较大的自主权，对公司的各项决策具有更大影响，更可能加大创新活动的投入。吴淑琨等（1998）研究表明董事长与总经理两职合一能促进企业的创新自由度。苏文兵等（2011）也发现，经理自主权对企业研发投入强度有显著的正面影响，经理自主权越大，研发投入越多。薛跃和陈巧（2013）也得到了同样的结论。本文选择CEO是否同时任董事长来考察CEO的自主权对研发投入的影响，基于以上分析，本文提出如下假设：

H2f：CEO自主权越大，企业越倾向于进行研发投入。

（三）研发投入对CEO特征与企业社会责任关系的影响企业研发强度代表一个企业的创新能力和创新水平，是企业未来竞争力和经济效益的保障。但是随着市场经济的发展，企业开始面临各种各样的社会问题，社会责任的履行对企业创新提出了新的挑战。研究表明，研发能力较强的企业大都具有良好的社会绩效（Hull等，2008）。国内外学者对研发投入与企业社会责任关系的研究主要是从利益相关者角度出发的。纪光欣（2013）、刘琳（2013）都认为企业在核心产品或服务方面不断创新，以此来满足利益相关者的需求，并在社会问题上起一定的积极作用，是其履行社会责任的表现方式，以利于企业实现可持续发展。McWilliams和Siegel（2001）认为企业加大创新投资提高或改变了产品或服务的性能，使产品具有高质量的同时形成差异化优势，从而为消费者提供了性价比高的产品或服务，这样一来，产品或服务不仅具备了社会责任属性，也为企业赢得了良好的口碑。所以，积极从事研发活动通过满足顾客的期望提高了企业的社会绩效。Robert和Galan（2010）也得出了相同的结论。余子鹏和杨宏略（2014）从关键利益相关者角度出发，分析发现我国企业创新导致无形资产增加、收入增长和资产扩大，对企业社会责任具有正向效应。潘佳和刘益等（2014）基于利益相关者理论，实证研究发现企业在技术上不断革新，促进了市场、环境、社会以及管理方面的绩效。梁彤缨等（2016）实证结果表明企业社会责任与研发强度存在明显的正相关关系，社会责任行为应该纳入到企业的创新决策中，通过产生创新成果满足利益相关者的需求，从而提高社会表现。

基于以上分析，结合假设2，CEO特征对研发投入具有显著影响，研发投入又显著影响企业社会责任，因此研发投入在CEO特征对社会责任的影响中可能发挥中介效应。据此，本文提出假设3：

H3：研发投入在CEO特征对企业社会责任的影响中发挥了中介效应。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文选取2011～2015年发布企业社会责任报告且纳入润灵环球责任评级的沪深两市A股上市公司为初选样本，采用面板数据检验我国上市公司CEO特征、研发投入与企业社会责任的关系。为了保证数据的可靠性和结果的可信性，本文对样本进行了如下筛选：（1）剔除金融类公司；（2）剔除数据异常或数据不全的样本；（3）剔除ST、*ST等非正常交易状态的公司。最后得到的有效样本数据为1 844个。

本文的样本数据主要来自于润灵环球责任评级和国泰安数据库，对于部分缺失数据依据上市公司年度财务报告进行了手工搜集和整理。本文运用的统计软件包括Excel 2013、SPSS 19.0和Stata 13.0。此外，本文对连续变量进行了1%的双边缩尾处理，以避免异常值对回归结果的影响。

（二）变量设计

1.被解释变量

企业社会责任（CSR）：采用润灵环球（RKS）对上市公司社会责任报告的MCTi社会责任报告评价体系的总评分结果。

2.解释变量

（1）CEO年龄（Age）：截至样本期当年，CEO的实际年龄。

（2）CEO学历（Education）：本文按照国泰安数据库对学历的衡量方式，将学历划分为五个等级，中专及中专以下学历、大专学历、本科学历、硕士研究生学历、博士研究生学历分别取值为1～5。

（3）CEO任期（Tenure）：截至样本期当年，现任CEO在本企业担任CEO的时间总和。

（4）CEO性别（Gender）：如果CEO为女性，取值为1，否则为0。

（5）CEO职能背景（Exp）：市场、销售、产品研发等为输出型职能背景，取值为1；生产、财务、法律、流程开发等为生产型职能背景，取值为0。

（6）CEO自主权（Duality）：如果CEO同时任董事长，取值为1，否则为0。

3.中介变量研发投入（RDI）：本文选择研发支出与营业收入的比值来衡量研发投入强度。

4.控制变量

本文根据数据的可获得性以及参考相关实证研究的做法，主要选取企业规模、资本结构、成长性、盈利能力、经营活动现金流、上市年数、股权集中度、控股权性质、市场竞争程度、独立董事比例、行业和年份作为控制变量。变量的符号、具体取值方法参见表1。

（三）模型构建

本文采用温忠麟和叶宝娟（2014）提出的新的中介效应检验流程来验证中介效应，其主要思想为先进行依次检验（如图1所示），如果结果不显著再做Bootstrap检验。具体分为如下五个步骤：

第一步，检验模型（Ⅰ）的系数c是否显著，若显著则按中介效应立论，若不显著按遮掩效应立论。但是系数c是否显著不是中介效应存在的前提条件，因此还要继续后续步骤。

第二步，检验模型（Ⅱ）的系数a和模型（Ⅲ）的系数b，如果a和b都显著，说明存在中介效应，需要进行第四步检验，否则转到第三步。

第三步，当a和b中至少有一个不显著时，用Bootstrap法检验H0：ab=0，若接受原假设，则转到第四步，否则不存在中介效应。

第四步，检验模型（Ⅲ）的系数c’是否显著。若不显著，说明不存在直接效应，且存在唯一的中介变量。若显著，说明存在直接效应，但可能存在其他中介变量，需要继续进行第五步检验。

第五步，若ab和c’同号（或abc’>0），说明存在部分中介效应，需要计算中介效应占总效应的比例ab/c。若ab和c’异号（或abc’<0），说明存在遮掩效应，需要计算中介效应与直接效应的比例|ab/c’|。

上述步骤中，所谓直接效应，是指变量X可以直接作用于变量Y；间接效应，即中介效应，是指变量X通过影响变量M影响变量Y。中介效应又可以分为完全中介效应、部分中介效应和遮掩效应。其中，完全中介效应是指变量X通过影响唯一的变量M影响变量Y，不存在直接效应和其他的中介变量；部分中介效应是指变量X会通过影响变量M影响变量Y，但是还存在与其作用方向相同的直接效应，还可能存在其他的中介变量；遮掩效应是指变量X会通过影响变量M影响变量Y，但是存在与其作用相反的直接效应或其他中介变量。

基于本文提出的假设，构建以下三个依次检验模型。CEO特征对企业社会责任的回归模型（1）：

CEO特征对企业研发投入的回归模型（2）：

CEO特征、研发投入对企业社会责任的回归模型（3）：

四、实证结果与分析

（一）描述性统计和相关性分析

本文对主要变量进行了描述性统计分析，统计结果如表2所示。

关于CEO特征：（1）年龄方面，CEO的年龄跨度非常大，从30岁到78岁不等，平均年龄为49.58岁，说明大多数公司的CEO年龄较大，具有能够胜任此职位的知识和经验；（2）学历方面，平均值为3.69，说明整体而言CEO达到了本科学历，具有带领公司发展和成长的素质与能力；（3）任期方面，虽然最长任期达到21.75年，但平均值只有4.32年，说明CEO存在一定流动性；（4）性别方面，平均值只有0.05，说明样本公司的CEO中女性只占很小的比重，以男性为主；（5）职能背景方面，平均值为0.42，说明从事过研发或销售类工作的企业CEO占比不到50%；（6）自主权方面，平均值为0.19，说明平均只有19%的样本企业CEO和董事长由同一人担任，我国的公司治理结构整体上较为合理。

样本企业研发投入的最大值和最小值相差较大，但中位数和平均值均为3%，说明研发投入的整体水平达到3%；企业社会责任得分的最大值是最小值的5.52倍，平均值为39.13，说明我国上市公司社会责任的整体表现并不理想，且企业间差异较大。

表3给出了主要变量的相关系数，其中左下半部分为Pearson相关系数，右上半部分为Spearman相关系数。表3中的相关系数均未超过0.6，可以认为不存在严重的多重共线性问题。此外，本文还进行了VIF检验，各变量的VIF值在1～3之间，远远小于10，同时三个模型的平均VIF值也比10小得多，表明解释变量间不存在严重的多重共线性问题。

（二）回归分析根据表4，调整后的判定系数R2为0.297，说明模型 （1）的拟合度较好。F值为26.151，且在1%的水平上显著，说明CEO特征整体对企业社会责任具有解释力。具体而言，CEO学历越高，企业社会绩效越好，表明CEO学历水平可以显著促进社会绩效，假设1b得到支持；CEO为女性时更能够显著提高企业的社会绩效，假设1d得到验证；CEO职能背景对企业履行社会责任有显著正向影响，即当CEO具有输出型职能背景时企业的社会绩效更好，假设1e得到支持。同时，我们也注意到，CEO年龄、任期和自主权未对企业社会责任产生显著影响，说明假设1得到了部分支持。根据中介效应检验流程的第一步，CEO学历、性别和职能背景按中介效应立论，CEO年龄、任期和自主权按遮掩效应立论，但都需要进行后续检验。

控制变量方面，企业规模、股权集中度和市场竞争程度与企业社会责任存在显著的正相关关系，说明规模较大的上市公司更容易利用丰富的资源满足利益相关者的需求；股权越集中，股东对公司管理的涉入程度越深，越能促使企业更好地履行社会责任、维护利益相关者的权益；市场竞争程度越高，企业为了获取竞争优势越会尽可能满足利益相关者的需求，社会绩效越好。而资本结构、盈利能力及上市年数均与社会绩效显著负相关，说明负债水平较高的公司更看重企业的财务绩效而非社会绩效；企业盈利能力越强，越看重经营管理带给企业的收益，而忽视对自身社会责任的履行；企业上市时间越短，越会积极履行社会责任，以塑造良好的公众形象。

从表5看出，模型（2）调整后的判定系数R2为0.348，说明该模型具有较好的拟合度，能够有效验证CEO特征与研发投入的关系。由于联合检验的F值是显著的，说明CEO特征整体对研发投入具有解释力。从回归结果看，CEO学历越高，研发投入越大，且两者的回归系数为0.004，表明每当CEO学历提高一个等级，研发投入提高0.4%，假设2b成立。该结果与Wally和Baum（1994）的研究结论一致，表明高学历CEO因具备更高的思维水平和分析能力而更愿意去研发与创新。CEO任期与研发投入显著正相关，表明CEO任期越长，越能够对企业进行正确的战略定位，并为实现企业的长期发展而加强研发投入，假设2c得到支持。CEO职能背景与研发投入在1%水平上显著正相关，表明具有研发、销售等输出型职能背景的CEO更注重企业研发与创新，假设2e成立。CEO自主权与研发投入显著正相关，表明CEO的自主权越大，越会加大研发投入强度，因为此时更便于其进行创新战略决策，假设2f得到支持。同时，CEO年龄和性别的回归系数并不显著，假设2a和2d未得到支持。

从表6可以看出，模型（3）的拟合度较好，调整后判定系数R2为0.299，较模型（1）略有提高。F值为25.523，在1%水平上显著。模型（3）的回归结果显示，研发投入、CEO学历、CEO性别都与企业社会责任显著正相关。

根据中介效应检验流程的第二步，模型（2）中CEO学历、任期、职能背景和自主权对研发投入的回归系数显著，模型（3）中研发投入对企业社会责任的回归系数显著，说明CEO学历、任期、职能背景和自主权的间接效应显著。根据温忠麟和叶宝娟（2014）的解释，若第一步按遮掩效应立论，且间接效应显著，则按遮掩效应解释结果。因此，研发投入对CEO任期和自主权与企业社会责任之间的关系存在遮掩效应。由于在模型（3）中的CEO任期和自主权回归系数不显著，所以CEO任期和自主权对企业社会责任的影响并不是只有研发投入这一个中介路径，还存在其他作用相反的中介变量。根据第四步，模型（3）中CEO职能背景的回归系数不显著，说明研发投入是CEO职能背景对企业社会责任影响的唯一中介变量，即不存在直接效应，只有唯一的中介效应。而模型（3）中CEO学历的回归系数显著，说明直接效应显著，还可能存在其他中介变量。通过进行第五步的检验可知，模型（2）中CEO学历的回归系数0.004和模型（3）中研发投入的回归系数16.209的乘积为正，与模型（3）中CEO学历的回归系数0.791同号，说明存在部分中介效应，中介效应占总效应的比例为0.004×16.209/0.849×100%=7.64%。

根据第二步，模型（2）中CEO年龄和性别的回归系数不显著，需要进行Bootstrap检验。本文参照Preacher和Hayes（2004）提出的Bootstrap方法，使用SPSS统计软件进行检验，设定样本量为5 000，采用偏差校正的非参数百分位法进行取样，置信度设置为95%。

对CEO年龄进行Bootstrap检验的结果如表7所示，首先判断是否存在中介效应，结果显示置信区间（LLCI=-0.0067，ULCI=0.0042）包含0，中介效应不显著，即研发投入在CEO年龄与企业社会责任之间不存在中介效应。对CEO性别进行Bootstrap检验的结果如表8所示，置信区间（LLCI=-0.1950，ULCI=-0.0023）不包含0，说明间接效应显著，中介效应的大小为-0.0767。控制了中介变量研发投入后，CEO性别对企业社会责任回归系数的置信区间（LLCI=1.4534，ULCI=5.6894）不包含0，直接效应显著，大小为3.5714。由于间接效应-0.0767与直接效应3.5714符号相反，说明存在遮掩效应，间接效应与直接效应的比例的绝对值为|-0.0767/3.5714|×100%=2.15%。

（三）稳健性检验

1.以研发支出占总资产的比重来衡量研发投入

本文调整衡量指标，将研发支出占总资产的比重作为研发投入的替代变量，来验证研发投入是否对CEO特征与企业社会责任具有中介效应，模型（1）至模型（3）的回归结果如表9所示，Bootstrap检验结果如表10和11所示，均表明研究结论是稳健的。

对表9分析可知，模型（1）中CEO学历、性别和职能背景与企业社会责任之间存在显著相关性，按中介效应立论，CEO年龄、任期和自主权则按遮掩效应立论。CEO学历、任期、职能背景和自主权在模型（2）中的回归系数显著，且模型（3）中研发投入的回归系数显著，说明其间接效应显著，其中研发投入在CEO任期和自主权对企业社会责任的影响中起到遮掩作用。由于CEO职能背景在模型（3）的回归系数不显著，研发投入起到完全中介作用；CEO学历在模型（3）的回归系数显著，且与模型（2）中相应的回归系数和模型（3）中研发投入的回归系数的乘积同号，说明存在部分中介效应，中介效应占总效应的比例为0.001×29.731/0.849×100%=3.50%。

对于CEO年龄，置信区间（LLCI=-0.0003，ULCI= 0.0081）包含0，说明间接效应不显著，不存在中介效应。对于CEO性别，置信区间（LLCI=-0.2187，ULCI=-0.0116）不包含0，说明中介效应显著，而CEO性别对企业社会责任的回归系数的置信区间（LLCI=1.6010，ULCI=5.8067）不包含0，表明直接效应显著。由于两者符号相反，说明存在遮掩效应，间接效应与直接效应的比例的绝对值为|-0.0898/3.7039|×100%=2.42%。

2.以两分法来衡量CEO学历

本文用两分法代替前文的五分法来衡量CEO学历，即本科以上学历取值为1，否则为0，以验证研发投入是否对CEO特征与企业社会责任具有中介效应，回归结果如表12所示，Bootstrap检验结果如表13和14所示，均表明研究结论是稳健的。

由表12可知，CEO学历、性别和职能背景与企业社会责任之间存在显著正相关，按中介效应立论，而CEO年龄、任期和自主权按遮掩效应立论。CEO学历、任期、职能背景和自主权间接效应显著，其中研发投入在CEO任期和自主权对企业社会责任的影响中起到遮掩作用。由于CEO职能背景在模型（3）的回归系数不显著，研发投入起到完全中介作用；CEO学历在模型（3）的回归系数显著，且与模型（2）中相应的回归系数和模型（3）中研发投入的回归系数的乘积同号，说明存在部分中介效应，中介效应占总效应的比例为0.004×16.629/1.381×100%=4.82%。

对于CEO年龄，置信区间（LLCI=-0.0063，ULCI= 0.0044）包含0，说明间接效应不显著，不存在中介效应。对于CEO性别，置信区间（LLCI=-0.2073，ULCI=-0.0036）不包含0，说明中介效应显著，而CEO性别对企业社会责任的回归系数的置信区间（LLCI=1.4534，ULCI=5.6894）不包含0，表明直接效应显著。由于两者符号相反，说明存在遮掩效应，间接效应与直接效应的比例的绝对值为|-0.0767/3.5714|×100%=2.15%。

五、结论和建议本文以2011～2015年沪深A股上市公司为样本，以研发投入为研究视角，遵循“特征—战略决策—社会绩效”的框架，实证检验了研发投入对CEO特征与企业社会责任之间关系的中介效应，从而为企业高管特征如何影响企业战略决策和提升企业社会绩效提供实证证据。

本文主要得出以下结论：（1）CEO学历、性别和职能背景与企业社会责任显著正相关，CEO年龄、任期和自主权对企业社会责任没有显著影响。（2）CEO学历、任期、职能背景和自主权与研发投入显著正相关，CEO年龄和性别与研发投入不存在显著相关性。（3）研发投入在CEO五个特征（包括CEO学历、任期、性别、职能背景、自主权）与企业社会责任之间存在中介效应。其中，研发投入在CEO职能背景对企业社会责任的影响中存在完全中介效应；在CEO学历与企业社会责任的关系中存在部分中介效应；在CEO任期、性别、自主权与企业社会责任间存在遮掩效应，即存在作用相反的直接效应或其他中介变量。而研发投入在CEO年龄与企业社会责任之间不发挥中介效应。

通过研究，我们提出如下建议：（1）现代企业履行社会责任、进行研发投入和创新对企业实现可持续发展至关重要，而社会绩效的高低、研发投入的多少受到CEO特征的影响。因此，应将CEO具体特征对社会责任履行、研发投入的影响纳入CEO的选聘考量中，如适当选择受教育程度高或者具有输出型职能背景的CEO等。（2）企业应建立完善的高管培训机制，让高管人员持续不断学习，提高信息识别和处理能力，增强高管对岗位的适应能力，提升高管个人素质，促进研发投入进而提升社会绩效。（3）鉴于研发投入有利于提升企业绩效，一方面，政府应该加大对企业研发的支持力度，如对于研发投入较多、效果较好的企业给予适当的税收减免或奖励，使企业能有更多的资金投入到研发中；另一方面，企业要有谋求长远发展的战略定位与布局，注意加大研发经费与人才投入，在提升企业经济绩效的同时，更好地履行社会责任。

CEO Features and Corporate Social Responsibility： The Mediating Effect of R&D Investment

GENG Yun-jiang， CHANG Jin-xiao

（责任编辑 杨亚彬）