制度压力、高层管理者与企业社会责任行动抉择

制度压力、高层管理者与企业社会责任行动抉择

一、企业社会责任—问题的提出根据之前的研究，公司的社会责任措施虽然有短期成本，但可以为公司带来长期回报。然而,现实中不同企业社会责任水平还是存在很大差异,表明在一定条件下企业社会责任可能会受到一些因素的影响。DiMaggio&Powell(1983)等曾经提出制度理论,认为企业或个人行为将受制于包括社会标准和社会认知等因素在内的社会结构或社会制度的影响,这些因素的作用效果通过一系列制度、规范、条例等不同压力形式,作用于同一组织场内的组织行为和相应的组织结构。随后,学者将制度理论应用到解释企业承担社会责任的行动中,认为在分析企业社会责任动因时,不能忽视制度因素的诱发影响。制度环境中社会需要和公众社会责任意识紧迫性的增强,利益相关者更为严格的监督和非政府组织隐性规制的提高,领导企业竞争性示范效应的加强,社会行动高公共关系价值的形成等,表明仅就行动所受到的制度性压力作用过程来说,企业实施社会责任行动的抉择具有复杂多变的联合效应。Terlaak曾研究发现,一些企业之所以愿意进行环保(如ISO14000)行动认证,并非屈从于主管部门或环保组织的压力,而仅仅为应对来自行业内其他已经获得该证书企业的竞争性压力。因此,企业社会责任究竟是为了模仿行业领导企业的从众行为,还是为提高企业社会合法性(legitimacy)的合规行动?制度环境中不同压力的影响效用、作用范围和程度是否一致?相对于企业社会责任行动结果的研究成果而言,这些影响因素作用的中间过程、方式以及程度等问题都值得进一步研究明确。已有研究表明,企业社会责任问题的实质是企业高层管理者如何处理与企业有关的社会性问题,他们对待所处理问题的态度可以用于理解和预测其具体行为的发生。例如,Petrick&Scherer曾经研究了企业内部各层级管理者对待企业社会责任问题的态度,结果发现与外部环境接触较多的高层管理者对企业社会责任态度更为积极;从事内部事务的管理者,他们的社会责任倾向则相对较弱。二、理论研究和假设(一)环保行为的决策和责任Teoh&Shiu通过企业经理对企业SRI(社会责任投资)的态度,以及对该行动支持行为之间关系的研究发现,两者之间有显著正向关联。他们的研究还显示,企业高层管理者的态度对于其所在企业环保行为的决策选择有积极作用。Cordano&Frieze甚至认为,企业高层管理者对于企业社会责任行动态度,是预测他们对该行动支持的一个重要因素,高层管理者的态度对于其所在企业具体社会责任行动的采纳有显著正向影响。Buchholtzet.al.也曾经对企业资源投入与企业社会责任(以慈善责任为对象)之间的关系进行了研究,他们发现高层管理者(对企业慈善行为)的判断及决策,在企业资源对该行为的影响过程中起完全中介作用,说明高层管理者对这类责任表现有非常重要的影响。基于以上认识及分析,本文提出H1:高层管理者的社会责任态度对其社会责任参与行动有正向影响。(二)压力与企业社会责任按照DiMaggio&Powell的制度理论,制度环境压力一般可以分为模仿性、强制性和规范性压力。制度理论进一步解释了模仿性行为压力,主要通过直接影响企业管理者对于类似行动的态度,以及相应的决策参与行动来发挥作用。Logsdon&Yuthas认为,当企业的高层管理人员制定和开展对利益相关者产生影响的政策和行动时,通常会参照同行企业(尤其是产业内领导企业)的行为,以此作为指导自己行为的标杆。Bansal&Roth的实证研究进一步表明,企业高层管理者感受到模仿其他企业行为的压力时,会影响他们对于该行动的认知程度,及形成相应的理性动机和行动。从企业社会责任的相关研究来说,已有的研究表明当某些企业的社会责任行为进入该行业并且成为产业规范时,会成为行业内其他企业仿照的标准,后者会参照模仿该规范而表现出更多的社会责任行为。基于以上认识,本文提出H2a:制度环境中模仿性压力对高层管理者的社会责任态度有正向影响;H2b:制度环境中模仿性压力对高层管理者的社会责任参与行动有正向影响。Epstein(1987)和Sethi(1987)指出,企业利益相关者们能够通过政治途径,对企业的不道德甚至违法行为施加强制性压力甚至是惩罚措施。这种强迫性压力建立起关于对企业开展社会责任行动的某种社会性期待,并且会得到社会成员的支持,以便共同迫使企业调整行为,采取符合社会期待的责任行为。Campbell认为,通过对企业增加这样的强迫性压力,可以帮助形成一种履行企业社会责任的行动共识,这将有利于政府制定和执行有关企业社会责任相应的法律制度。Herman认为,由于高层管理者处于企业组织结构中的重要战略性地位,因此他们处于企业感受利益相关者联系和压力感知的中心地位。在这样的情景下,他们往往对感知到的强制性压力做出直接反应,代表企业做出许多行动决策。以此推论可知,企业高层管理者往往只是被动地对外部要求企业履行社会责任的强制性压力形成行动反应,因此较难判断他们是否会在这样的压力作用下,形成对待社会责任问题支持与否的态度。基于上述认识,本文提出H3:制度环境中强制性压力对高层管理者的社会责任参与行动有正向影响。已有研究表明,作为组织边界管理者的企业高层管理者,将不可避免地受到他们个人网络内规范的直接影响,这些规范将指导他们采取何种具体行动来适应组织所处环境内的规范和要求。从企业社会责任承担方面来说,尽管缺乏法律等制度强制惩罚性功能,但是规范性压力仍然能够影响到企业的行为。企业如果抵触来自所处环境中的规范压力,那么可能被商业客户停止交易行为,被逐出行业组织或失去未来交易机会等方式的惩罚。Aguileraet.Al发现,以法律制度为基础建立起来对企业行为约束的标准在现实中可能难以很快实现,但是,它们会通过影响惯例、规则、习惯等规范性力量推动企业社会责任的开展。因为这些规范性压力能够在企业外部构建对企业承担责任行动的实际氛围,以此来约束企业社会责任行为。基于以上认识,本文提出H4a:制度环境中规范性压力对高层管理者社会责任态度有正向影响;H4b:制度环境中规范性压力对高层管理者社会责任参与行动有正向影响。根据以上理论假设推导,本文给出了具体的研究假设模型及路径(见图1):三、学习方法(一)企业社会责任通过文献查找发现没有直接测量企业社会责任行动受到的外部制度性压力(包括强制性、模仿性和规范性压力)量表,本文将借鉴其他领域研究中,基于制度理论使用较为成功的测量企业外部制度性压力的量表。Teoetal研究了企业对组织间联盟采纳行为,并开发用于测量企业行为感受到外部模仿性、强制性和规范性压力的量表,获得了较好效果,得到其他学者在其研究领域的验证,被作为本研究变量测量的基础。此外,Davis(1973)较早对高层管理者企业社会责任态度进行研究,以后大部分该问题的测量题项都直接或间接来自他的研究。研究者们也会根据自己的需要,针对具体问题进行适当的修改。Chatterjeeetal曾研究高层管理者在企业发起信息系统构建活动中的参与行为。他的测量题项所反映的内容与Cochen(1995)所提出的高层管理者对于某项企业行动具体的参与支持内容基本一致,因此借以用来作为开发高层管理者企业社会责任行动变量量表。因此,在以上理论和实证研究的基础上,本研究发展了以下测量量表(见表1):(二)测量模型的建立与验证本研究将采用结构方程模型(SEM)实证研究方法,利用Spss15.0软件进行探索性因子分析,构建合适的变量测量模型;通过Amos15.0软件进行验证性因子分析,检验测量模型的信效度;最后使用Smartpls2.0软件对各变量之间的结构关系进行检验,验证各项研究假设。四、数据分析和结果(一)直接发放企业问卷发放采用两种形式,选择在复旦大学1个EMBA班级集中发放,另外采用直接向企业进行发放,都有专人负责回收。发放时间为11月底至次年1月中旬。两种方式一共发放了300份问卷,回收173份,剔除无效问卷20份,有效问卷153份,有效回收率为51%。(二)处理数据1.中层管理者问卷使用本文研究基于企业高层管理者视角,在选择被测量对象时,尽量做到选择企业主和高层管理者这两类对象,其余(将近25%的样本)为企业中层管理者。本文对高层管理者和中层管理者填写问卷的部分测量项进行独立样本T检验,结果没有发现有显著性差异,因此仍将中层管理者样本问卷数据保留一起使用。此外,本研究样本的发放时间跨度较长,因此对早期和晚期问卷中主要的企业特征变量以及关键研究变量的均值进行了独立样本T检验,结果没有显著性差异,说明调研过程没有发生显著的相应偏差。2.结构模糊的影响因素对制度压力变量进行探索性因子分析,分析样本的KMO值为0.869,大于一般建议值0.6;Bartlett球体检验的χ2值为904.192(自由度为91),显著度(P<0.001),表明研究样本适合进行因素分析。然后采用了最大方差法正交旋转,提取了3个结构清晰的因子,分别是强制性压力、模仿性压力和规范性压力(见表2)。高层管理者用于分析样本的KMO值为0.817,Bartlett球体检验的χ2值为768.020(自由度为28),显著度(P<0.001),表明研究样本适合进行因素分析。采用了最大方差法正交旋转,提取了2个结构清晰的因子,分别是高层管理者企业社会责任态度及其参与行动(见表3)。3.验证性因子分析对探索性因子分析所提取的制度压力及高层管理者变量的测量项目的信度、效度及变量结构等进一步检验,使用AMOS15.0软件进行验证性因子分析。结果21个测量项目最终只有17个项目通过验证得以保留,χ2/df、GFI、CFI、RMSEA等拟合度指标均符合测量模型要求(见表4)。4.结构方程模型在确定了所构建的变量测量模型符合理想要求后,接着需要对各组变量之间的结构关系进行检验。本部分将运用基于偏最小二乘法(PartialLeastSquare:PLS)的结构方程模型来分析,使用的软件是Smartpls2.0。经过检验,各变量之间的标准化路径系数和研究假设结果如图2所示。五、结论和结论(一)主要结论1.企业社会责任态度基于制度理论提出的三种不同制度性压力,对高层管理者的社会责任参与行动施加了积极的影响作用。但这三种制度性压力对于高层管理者的影响作用程度和方式存在一定差异。具体分析如下:(1)模仿性压力对高层管理者的社会责任态度没有显著关系,回归系数为0.014(p>0.1),假设H2a没有得到验证;(2)模仿性压力与高层管理者的社会责任行动有显著正向关系,回归系数为0.149(p<0.1),假设H2b得到验证。以上说明模仿性压力对于高层管理者的社会责任影响程度较小,并且没有影响高层管理者的社会责任态度。(3)强制性压力与高层管理者的企业社会责任行动有显著正向关系,回归系数为0.299(p<0.01),假设H3得到了验证。表明强制性压力对于高层管理者的企业社会责任行动影响作用程度明显。(4)规范性压力与高层管理者的企业社会责任态度有显著正向关系,回归系数为0.225(p<0.05),假设H4a得到了验证。(5)规范性压力与高层管理者的企业社会责任行动有显著正向关系,回归系数为0.330(p<0.01),假设H4b得到了验证。与前面两种制度性压力的作用程度和范围相比,规范性压力对于高层管理者的影响范围最大,同时影响高层管理者的企业社会责任态度和具体的参与行动。2.高层管理者与企业社会责任基于本文样本数据的实证结果,并没有支持关于企业高层管理者的社会责任态度,会正向影响其对该行为参与支持行动的假设(假设H1)。结果显示两者呈负向关系(路径系数为-0.134,p>0.1)。虽然许多学者的研究结论表明态度是预测行为的重要因素之一,但是本文研究结论说明,至少在对待企业社会责任问题上,高层管理者的态度和与他们具体参与行动之间的关系尚不明确。这可能是因为在高层管理者对待社会责任态度与实际参与行动之间可能会受到一些其他调节因素的作用,进而影响到高层管理者对待企业社会责任态度的强度。(二)学习激励1.企业社会责任的整体表现能力低,不能为企业自身服务本文研究结论表明,当企业高层管理者在对本企业具体社会责任行动进行抉择时,受到来自于企业外部制度环境中各种可能因素的综合作用。其中,制度环境中强制性和规范性压力扮演了主要的作用,而模仿性压力作用效果依赖于企业及管理者在一定程度上自身的感知能力和对企业社会责任的认知程度。就企业社会责任表现而言,目前中国企业社会责任仍处于起步者初期阶段,整体表现水平还不高,除电网行业处于领先者阶段,大半行业仍处于旁观者阶段,难以为本行业的其他企业做出良好的榜样,也就难以对其他企业形成模仿性压力。同时,既然外部制度压力不可避免,企业特别是高层管理者也应该