一、引言

近年来，中共中央强调企业改革要以承担企业社会责任等为重点，强化企业社会责任立法，促使企业履行社会责任由“软约束”向“硬约束”转变，可见企业社会责任将逐步成为企业管理创新的重要内容（张振刚等，2016）。企业高管人员作为企业的重要组成部分，负责企业的日常经营决策、战略计划和发展（Wooldridge、Floyd，1990；李芳英等，2008），进而对企业履行社会责任产生至关重要的影响（Barnea、A.Rubin，2010）。

已有文献基于利益相关者理论研究发现，单个高管变更与企业社会责任之间存在着交互影响，单个高管的不同变更方式会对企业社会责任的履行产生不同的影响（Khurana、Nohria，2000；Kato、Long，2006；陈丽蓉、韩彬，2015）。然而，这些研究大多基于个体而非群体稳定性的视角，侧重讨论单个高管变更对企业社会责任的影响，鲜少从高管团队的整体角度考虑。理论与实践证明，单个高管所具备的专业知识和技能并不能保证其完成企业经营过程中所面临的所有复杂任务，企业的衰败不再依赖于一个英雄模范式的人物，更多地需要以团队的方式进行高效的运作，以适应激烈的市场竞争（Simons T.、Pelled L.H.、Smith K.A.，1999；杨林，2014）。因此，有必要从高管团队稳定性角度考察对企业社会责任影响。

本研究通过2‐DG联合Met作用于人肝癌HepG2细胞，考察二者的协同抗肿瘤作用，同时对AMPK及mTOR进行了考察。结果发现，2‐DG联合Met可以降低细胞线粒体膜电位，增加细胞内活性氧的产生，诱导细胞发生凋亡，发挥协同抗肿瘤作用。说明在HepG2细胞中，针对肿瘤细胞的能量代谢特点，利用糖酵解过程中己糖激酶的竞争性抑制剂2‐DG抑制肿瘤细胞过度依赖的糖酵解的产能方式，同时联合氧化磷酸化过程中复合体I的抑制剂Met防止氧化磷酸化的产能方式重启，具有可行性。

从经营活动的持续性角度看，稳定高效的高管团队具有稀缺性和难以模仿性，是促进企业可持续发展的核心竞争力。稳定的高管团队所具有的行为整合度高、人力资本积累丰富以及高团队绩效的优点才是企业持续稳定发展的稳固基石（赵士军，2010）。而企业履行社会责任产生的影响并不是一蹴而就的，它是一个渐变的过程（张兆国，2013）。企业社会责任对企业发展而言是一项长期战略（Husted，2010）。基于上述分析可知，如果不考虑高管团队的稳定性，就难以从深层次认识企业社会责任的驱动因素。

在进一步分析中，文章将从高管成员私人关系和地理空间经济效应的角度揭露其深层次的驱动因素。高管人员的私人关系对高管团队稳定性会产生什么样的影响？比如高管人员之间的校友关系。以往的研究发现，高管与审计师之间的校友关系会影响到公司财务报告的审计质量（Hwang、Kim，2009；Cohen，2010），高管与基金经理之间的校友关系对企业股票价值产生影响（杨世杰，2012；申宇等，2016）。因此，在高管成员中存在校友关系的情况下，高管团队的稳定性是否会影响企业社会责任的履行？如果存在影响，高管团队稳定性又会对企业社会责任履行产生怎么样的影响呢？除了考察高管成员私人关系对高管团队稳定性与企业社会责任履行的影响，本文还从地理经济学这一外部因素角度，考察空间经济效应下地区经济发展差距对高管团队稳定性与企业社会责任履行的影响。

基于上述分析，本文将以我国2011～2016年沪深两市A股上市公司为研究样本，考虑高管团队稳定性对企业社会责任履行的影响。基本思路如下：首先，运用信息决策理论分析高管团队稳定性对企业社会责任履行的影响。然后，结合我国上市的制度背景，考察上述两个方面在国有控股和非国有控股上市公司是否存在差异。在进一步分析中，考虑高管团队校友关系和地理空间经济效益，分析校友关系和地理空间经济效益与高管团队稳定性的相关关系，这能为进一步深化我国企业人事改革和优化股权结构提供经验证据。

二、理论分析与研究假设

Tihanyi等（2010）认为，一个具有多样性的高管团队结构能够拓宽企业业务活动范围，使企业进入更为复杂多变的环境中，高管团队组织结构多样性与企业的战略扩张存在正向关系。王雪莉等（2013）通过研究我国信息技术行业高管团队成员的任职经历发现，高管团队成员任职经历的多样性有助于提高企业的创新绩效。通过上述分析可知，不稳定的高管团队会给企业来带多样性，对企业的决策及绩效产生有利的影响。基于上述分析，本文提出研究假设1：

信息决策理论认为，在集体决策中，不同境遇、兴趣或特征的个体有着不同的观点和信息。面对复杂而多变的环境，这些多样性的个体将有助于全面理解和深入认识决策问题，从而有助于提高决策质量（Pelz，1956；Cox，1994；苪明杰，2005）。可见，在稳定的高管团队中，成员的知识、信息和技能容易被固化，从而阻碍高管团队之间的信息交流和沟通，这样就会对企业的战略制定与实施产生影响。大量的研究也证实了这一点，杨林（2014）通过对2006～2010年中小板创业型企业的高管团队教育经历研究发现，高管团队教育经验的多样性能够对创业战略产生积极、正面的影响，促进企业战略不断完善，从而推进企业发展。Sessa、Jackson（2015）发现，当高管团队的认知多样性较高时，不同认知层次的高管人员组合在一起，就能够让企业具有更加广阔的社会资源网络，从而有利于企业的长期持续发展。

企业社会责任的履行是企业做大、做强、做久的“软性”竞争力（徐兴业，2010），企业社会责任具有目标一致性、项目专用性、前瞻性、权变性以及可见性等特点（Burke、Logsdn，1996；陈丽蓉等，2015），具有深刻的战略属性（Porter、Kramer，2006）。同时，企业履行社会责任所产生的影响并不是一蹴而就的，而是一个渐变的过程（张兆国，2013），企业社会责任对企业发展而言是一项长期战略（Husted，2010）。高管人员由于其特殊的工作内容和性质，决定了高管团队稳定性会对企业的发展战略产生影响（张必武等，2006；徐向艺，2008），从而影响到企业社会责任的履行。

1.描述性统计结果。表2是主要变量的描述性统计结果。由表2可以看出，企业社会责任CSR的均值为36.32，标准差为12.23，说明企业履行社会责任的水平较低，企业履行社会责任的差异较大。高管团队稳定性的均值为0.85，接近1，方差为0.325，说明企业高管团队的稳定性较好，且企业之间高管团队稳定性的差异较小。此外，资产收益率的均值为0.049，主营业务收益率的均值为0.151，说明企业的盈利能力比较弱。公司成长性的均值为0.269，托宾Q的均值为1.344，说明企业的成长性较高，发展前景较好。企业规模的均值为22.91，说明企业的发展规模较大。资产负债率的均值为0.519，说明企业的负债比率整体偏高。

我国资本市场存在着国有和非国有两类产权性质的企业，在这两类产权性质的企业中，高管团队的稳定性对企业社会责任履行的影响可能存在一定的差异。从企业社会责任的角度看，相比非国有企业，国有企业会承担更多的社会责任。一方面，政府作为国有企业的所有者，会要求国有企业更多地去承担社会责任，比如提供就业、公共基础设施建设等服务（刘丹等，2016）。另一方面，在政策监管上，企业社会责任履行情况是国有企业绩效考核体系的重要内容，直接促使国有企业积极履行社会责任。从高管团队稳定性的角度看，相比非国有企业高管，国有控股公司中，高管的任免、退休和薪酬都会受到政府的管制（黄福广等，2011），而非国有企业高管团队的任免主要是受到业绩的影响，进而会对二者高管团队的结构和稳定性产生不同的影响。基于上述分析，本文提出研究假设2：

小学语文是学生终身学习的基础，其中“读”的能力培养不容忽视。这种能力的培养有很多方法，需要教师不断在教学实践中去发现和创新。

2.变量设计。

三、研究设计

1.研究样本与数据来源。本文选择2011～2016年沪深两市A股类上市公司为研究样本。首先进行如下筛选：剔除金融类上市公司、ST和∗ST公司、数据异常的公司以及相关数据缺失的公司。通过筛选最终得到样本公司2848家，其中国有上市公司2027家，非国有上市公司821家。接着为了消除极端值的影响，对变量进行了Winsorize处理。本文数据均来自国泰安（CSMAR）、Wind数据库以及上市公司财务报告。

2014年11月，习近平在全军政治工作会议上发表重要讲话，提出“要提高政治工作信息化、法治化、科学化水平”［8］，也为思想政治工作的改革指明了前进的方向。

H2：在国有企业和非国有企业中，高管团队稳定性对企业社会责任履行的影响存在一定差异。

（1）被解释变量。对企业社会责任的衡量，本文借鉴权小锋等（2015）的做法，采用润灵环球对上市公司社会责任报告的评分结果进行研究。润灵环球责任评级结果采用MCT社会责任报告评价体系，从整体性、内容性和技术性三个零级指标出发，设计一级指标和二级指标对企业社会责任报告进行全面评价，该评分结果可衡量企业社会责任报告中所反映的社会责任履行以及披露情况。

（2）解释变量。对高管团队稳定性的衡量，本文借鉴Crutchley（2002）的做法，采用团队稳定性指数SI来衡量高管团队的稳定性，其计算公式如下：

从图1中可以看出，当称样量在0.25～1.50g之间变化时，EDTA标准溶液滴定体积与称样量线性相关，说明氟化钙的溶解度基本保持不变。通过计算可得图1中钙(以碳酸钙计)质量变化的最大值约为9.4mg，即两次称样量之间碳酸钙的质量差在9.4mg之内都能满足实验方法分析要求。

式中：St-1，t+1表示公司年报中披露的高管成员在t-1年末任职、在t+1年末不任职的高管人数，即t年高管团队中离职成员的人数；St+1，t-1表示公司年报中披露的高管成员中在t-1年末不任职、在t+1年末任职的高管人数，即t年高管团队中内新增的高管成员人数；M表示企业年报中披露的高管团队成员人数；Mt+1表示在t+1年末高管成员的人数；Mt-1表示在t-1年末高管成员的人数；t表示高管团队发生变化当年的年份。SI表示团队稳定性，利用以上公式得出SI的取值范围为（0，1），数值越大表示高管团队的稳定性越好。其中，高管团队指高层管理团队，由组织的经营决策人员和战略制定人员构成。本文研究的高管团队稳定性中所说的高管团队主要包括所有的董事、董事会秘书、监事、总经理和财务总监等。

（3）控制变量。根据以往文献，本文选用公司规模、企业业绩、资本结构、公司成长性、现金持有、公司年龄以及行业和年度作为控制变量。上述各变量的定义如表1所示。

3.模型建立。本文建立模型（1）来考察高管团队稳定性与企业社会责任之间的关系。

上式中，i代表行业个体，t表示年度标识，ε表示随机扰动项，在回归中运用了稳健性标准误。

四、实证结果分析

H1：高管团队稳定性与企业社会责任履行情况呈负相关关系。

表1 变量定义

变量类型被解释变量解释变量变量名称变量符号变量定义企业社会责任高管团队稳定性SIt-1，t+1 CSR企业业绩ROA LEV控制变量资本结构公司成长性托宾Q研发投资公司规模资本性支出比例年份tob invest Size busines Growth Year行业差异是否两职合一Ind Dual来自于润灵环球社会责任评分结果借鉴 Crutchley（2002）的研究，采用团队稳定性指数SI来衡量高管团队的稳定性资产收益率=净利润/平均资产总额资产负债率=负债总额/资产总额公司营业收入增长率托宾Q=公司的市场价值/资产重置成本研发支出额/营业收入上市公司总资产的自然对数购建无形资产、固定资产和其他资产的现金/资产总额哑变量，如为2010年度则为1，否则为0哑变量，如属于某一行业则为1，否则为0哑变量，如总经理和董事长是一个人则为1，否则为0

（2）关于变量度量误差的内生性问题的解决。为了降低变量测量误差所引起的内生性问题，本文采用变量替换的方法来提高结论的稳健性。考虑到行业差异会对高管团队稳定性和企业社会责任产生影响，因此，本文利用行业年度均值对高管团队稳定性和企业社会责任进行调整，以消除行业固定效应差异对回归结果的影响。具体的衡量方法为，将高管团队稳定性和企业社会责任指标分别减去该指标的行业年度均值，得出调整后的高管团队稳定性和企业社会责任指标。通过表5中Part-C的结果可以发现，变量替换检验结果与全样本检验的结果一致。

表2 相关变量描述性统计

注：∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下同。

Variable CSR SIt-1，t+1 ROA Growth Lev invest tob Size busines全样本国有样本非国有样本Mean 36.32 0.850 0.0490 0.269 0.519 5.201 1.344 22.91 0.151 Std.Dev.12.28 0.325 0.0425 0.529 0.200 4.482 1.090 1.412 0.177 Min 21.57 0-0.0069-0.319 0.148 0.320 0.180 20.81-0.0442 Max 67.01 1 0.151 1.918 0.845 16.05 4.199 25.89 0.622 Mean 37.74 0.857 0.0440 0.245 0.551 5.071 1.144 23.25 0.153 Std.Dev.12.93 0.315 0.0406 0.513 0.195 4.497 0.979 1.423 0.186 Min 21.57 0-0.0069-0.319 0.148 0.320 0.180 20.81-0.0442 Max 67.01 1 0.151 1.918 0.845 16.05 4.199 25.89 0.622 Mean 32.82 0.832 0.0615 0.329 0.442 5.521 1.837 22.10 0.146 Std.De.9.661 0.349 0.0446 0.561 0.192 4.431 1.190 0.990 0.154 Min 21.57 0-0.0069-0.319 0.148 0.320 0.180 20.81-0.0442 Max 67.01 1 0.151 1.918 0.845 16.05 4.199 25.41 0.622均值检验国有vs非国有4.917∗∗0.025∗-0.017∗∗-0.084∗∗0.109∗∗-0.451∗∗-0.693∗∗1.150∗∗0.007

表3 相关变量Personal与Spearman的相关性

CSR SIt-1，t+1 ROA Growth Lev invest tob Size busines CSR 1 0.151∗∗∗-0.0428∗-0.129∗∗∗0.198∗∗∗-0.0594∗∗-0.216∗∗∗0.478∗∗∗0.113∗∗∗SIt-1，t+1 0.0916∗∗∗1 0.0714∗∗∗-0.0266 0.0570∗∗0.198∗∗∗-0.116∗∗∗0.0324 0.0582∗∗ROA-0.00782 0.100∗∗∗1-0.00647-0.479∗∗∗0.0570∗∗0.520∗∗∗-0.179∗∗∗0.410∗∗∗Growth-0.108∗∗∗0.00440 0.0329 1 0.0941∗∗∗-0.479∗∗∗0.0310-0.0880∗∗∗0.0347 Lev 0.139∗∗∗0.00565-0.479∗∗∗0.0431∗1 0.0941∗∗∗-0.647∗∗∗0.532∗∗∗-0.0815∗∗∗Invest-0.0544∗∗0.00495 0.198∗∗∗0.0748∗∗∗-0.0124 1 0.167∗∗∗-0.0231 0.122∗∗∗tob-0.210∗∗∗-0.0399∗0.503∗∗∗0.0640∗∗∗-0.735∗∗∗-0.0124 1-0.564∗∗∗0.0935∗∗∗Size 0.370∗∗∗-0.00304-0.167∗∗∗-0.0990∗∗∗0.525∗∗∗-0.735∗∗∗-0.647∗∗∗1 0.199∗∗∗busines 0.0786∗∗∗0.0633∗∗∗0.619∗∗∗0.0611∗∗-0.184∗∗∗0.525∗∗∗0.147∗∗∗0.106∗∗∗1

Wooldridge B.， Floyd S.W.．The Strategy Process， MiddleManagementInvolvement， and Organizational Performance［J］．Strategic Management Journal，1990（3）．

3.多元回归结果分析。从表4中我们可以看出，高管团队稳定性的系数为-2.268，在1%的水平上显著，说明高管团队稳定性与企业社会责任呈显著负相关关系，即高管团队越不稳定，企业履行社会责任的情况越好，这验证了假设1。相比非国有企业，国有企业高管团队稳定性与企业社会责任的负相关关系更加显著，验证了假设2。而出现这种差异的主要原因是，相比非国有企业，国有企业会被要求更多地履行社会责任，比如提供就业、社区建设等服务（李志斌，2014）。同时，国有企业高管任免的影响因素较多，其任职的期限会比较固定，高管团队的人员变动会较小；而非国有企业高管的任免主要是以业绩为考察对象，高管团队的变动都是以业绩为标准，因此高管团队的稳定性就会降低（宋晶、孟德芳，2012）。

4.稳健性检验。根据计量经济学理论，存在遗漏变量以及变量度量误差产生的内生性问题会影响研究结果的稳健性。本文针对内生性的问题进行了稳健性检验，以提高研究结果的有效性。

（1）关于遗漏变量的内生性的解决。自选择问题和企业特定的异质性是导致遗漏变量的主要原因。企业社会责任是一个复杂的问题，在模型的设计中难以包含所有的影响因素，因此遗漏变量极有可能引发内生性问题。本文采用工具变量的方法来解决遗漏变量问题。借鉴Kais的做法，选取属于同一行业的高管团队稳定性的均值和高管团队稳定性的滞后一期值作为工具变量。行业相同的企业由于具有相似的竞争环境，其高管团队的稳定性具有趋同性。同一行业高管团队稳定性与单个企业高管团队稳定性相关，与企业社会责任无关，对于单个企业来说是外生的。此外，高管团队稳定性与其滞后变量相关，然而高管团队稳定性的滞后变量属于前定变量，与当期扰动项不相关，因此滞后变量是具有外生性的。工具变量的检验方法通常采用两阶段最小二乘法（2SLS），在球型扰动项假定下，2SLS是最有效的方法。然而扰动项存在自相关或异方差时，广义矩估计（GMM）最有效。弱工具变量的检验结果表明，Sheas partial R2的值为55.54%，F值为276.29，大于10，p值接近于0，拒绝原假设，说明不存在弱工具变量。过度识别检验的p值为0.3494大于0.1，接受所有工具变量都是外生的假设。通过表5中Part-A和Part-B的结果可以发现，工具变量检验的结果与全样本检验的结果一致。

表4 高管团队稳定性与企业社会责任回归结果

注：括号内数字为t值，下同。

变量SIt-1，t+1 ROA Growth Lev invest tob Size busines cons YEAR IND Dual R2 N全样本-2.268∗∗∗（-2.84）13.357∗∗（2.05）-1.082∗∗∗（-2.93）0.224（0.17）-0.161∗∗∗（-3.75）1.208∗∗∗（4.73）4.533∗∗∗（21.51）-3.820∗∗（-2.24）-63.690∗∗∗（-6.52）YES YES YES 0.337 2848国有样本-3.251∗（-1.74）18.213∗∗（2.09）-1.083∗∗（-2.29）1.713（1.00）-0.209∗∗∗（-3.95）1.036∗∗∗（3.03）4.434∗∗∗（18.28）-3.271（-1.50）-60.476∗∗∗（-5.24）YES YES YES 0.350 2027非国有样本-0.267（-0.29）16.731∗（1.82）-0.806（-1.40）-1.696（-0.86）-0.0610（-0.88）1.535∗∗∗（3.82）3.273∗∗∗（6.15）-8.747∗∗∗（-3.86）-45.684∗∗（-2.00）YES YES YES 0.227 821

从产权性质角度来看，国有企业与非国有企业在各项数据上存在着明显的差距。在企业社会责任方面，国有企业社会责任的均值大于非国有企业的社会责任均值，非国有企业社会责任显著低于国有企业社会责任，说明国有企业履行社会责任的情况更好。这可能是因为，国有控股公司会受更多的政府干预，承担更多的社会责任（张春敏、刘文纪，2007）。在高管团队稳定性方面，国有企业显著高于非国有企业，表明国有企业高管团队相对稳定，主要是因为在国有企业中高管人员的任期有一定的时间限制，高管任免需要考虑的因素较多。

五、进一步分析

上文基于人力资本理论和信息决策理论，分析了高管团队稳定性对企业社会责任的影响，仅对“是否产生影响”做出解释，并未揭露深层次机理。下文将进一步从高管成员私人关系和空间地理经济学角度分析高管团队稳定性是如何对企业社会责任产生影响的。

1.高管成员之间的校友关系。高管私人关系网历来受到学术界的关注，目前的研究主要集中在政治关系（Fan等，2007；邓新明，2011）、家族关系（Olson D.H.，2000；Chrisman J.等，2007；陈士慧等，2014）以及商业关系（Ingmar B.等，1995；尹洪娟等，2008）等因素分析，鲜见对校友关系的研究。随着企业高管成员学习经历的不断丰富，高管之间的校友关系也会不断增多。那么，校友关系会对企业行为产生影响吗？

高管成员学习生涯中共同的经历、共同的记忆，构成了他们关系网中特殊的节点，使得他们之间具有共同情感。这种校友之间的共同情感会对高管团队稳定性产生影响。当高管团队存在校友关系时，团队的稳定性就会越好，他们之间会形成很好的默契，彼此之间会保持公司政策的稳定性，这对制定企业的发展战略将起到积极的作用。

Shue（2013）针对哈佛大学 MBA的教育计划进行研究，发现当MBA学生成为高管后，他们所设计的薪酬计划以及并购战略与校友关系显著相关。Engelberg（2013）利用2000～2007年的美国上市公司数据，证实上市公司高管与其他上市公司高管存在的校友关系与薪酬显著正相关，高管的校友关系每增加一个，其薪酬增加17000美元。Fracassi、Tate（2012）选取2000～2007年的美国上市公司数据，运用高管是否加入MBA来度量高管的社会网络关系，发现权力越大的CEO越可能任命与自己有关的董事；CEO关系网络越广的公司，并购不良资产的可能性越大；关系网络削弱了董事会对CEO的监管，降低了公司的价值。Cohen等（2008）就基金经理和公司董事成员的共同教育背景进行了研究，发现基金经理的重仓股中存在校友关系的公司占比明显较高。由此可见，校友关系在制定企业的发展战略中发挥着重要的作用，而企业社会责任作为企业的长期发展战略会受到它的影响。因此，本文认为高管成员之间的校友关系能够对高管团队稳定性与企业社会责任起到积极的调节作用。为了理清它们之间的关系，本文建立模型（2）做进一步分析。

表5 回归结果稳健性检验

变量Part-A两阶段最小二乘法（2SLS）Part-B广义矩估计（GMM）Part-C行业年度均值调整后变量的替换SIt-1，t+1 ROA Growth Lev invest tob Size busines cons YEAR IND Dual R2 Wlad chi2 N全样本-4.472∗∗（-2.00）11.56（1.40）-1.203∗∗（-2.46）1.499（0.83）-0.145∗∗∗（-2.68）1.324∗∗∗（3.57）4.638∗∗∗（20.19）-5.084∗∗（-2.53）-71.744∗∗∗（-12.10）YES YES YES 0.347 1089 2000国有样本-19.087∗∗（-2.34）19.346∗（1.86）-1.190∗∗（-1.99）3.302（1.49）-0.210∗∗∗（-3.28）1.115∗∗（2.29）4.501∗∗∗（16.65）-5.572∗∗（-2.27）-68.075∗∗∗（-9.51）YES YES YES 0.357 871.7 1476非国有样本0.0450（0.02）8.535（0.65）-1.496∗（-1.70）-0.422（-0.13）0.0460（0.46）1.862∗∗∗（3.22）3.288∗∗∗（6.15）-7.795∗∗（-2.24）-50.941∗∗∗（-4.11）YES YES YES 0.220 171.6 524全样本-4.421∗∗∗（-3.02）11.78（1.44）-1.164∗∗∗（-2.63）1.459（0.86）-0.143∗∗∗（-2.72）1.319∗∗∗（4.00）4.646∗∗∗（18.30）-5.174∗∗（-2.54）-71.976∗∗∗（-11.11）YES YES YES 0.347 1119 2000国有样本-19.196∗∗（-2.04）19.555∗（1.83）-1.168∗∗（-2.01）3.278（1.54）-0.209∗∗∗（-3.38）1.113∗∗∗（2.63）4.506∗∗∗（15.65）-5.635∗∗（-2.22）-68.187∗∗∗（-9.16）YES YES YES 0.357 986.2 1476非国有样本0.0340（0.03）8.481（0.67）-1.504∗∗（-2.12）-0.401（-0.14）0.0500（0.53）1.852∗∗∗（3.22）3.275∗∗∗（4.69）-7.800∗∗（-2.56）-50.557∗∗∗（-3.11）YES YES YES 0.220 189.0 524全样本-2.151∗∗∗（-2.71）12.867∗∗（1.98）-1.061∗∗∗（-2.89）0.229（0.17）-0.165∗∗∗（-3.84）1.239∗∗∗（4.86）4.539∗∗∗（21.56）12.867∗∗（1.98）-112.302∗∗（-21.25）YES YES YES 0.221国有样本-3.265∗（-1.77）17.291∗∗（1.98）-1.071∗∗（-2.28）1.738（1.01）-0.213∗∗∗（-4.03）1.091∗∗∗（3.20）4.444∗∗∗（18.32）17.291∗∗（1.98）-110.249∗（-17.70）YES YES YES 0.219非国有样本-0.158（-0.17）17.050∗（1.86）-0.763（-1.34）-1.783（-0.90）-0.0640（-0.93）1.511∗∗∗（3.78）3.278∗∗∗（6.14）17.050∗（1.86）-91.911∗∗（-7.50）YES YES YES 0.193 2848 2027 821

模型（2）中，校友关系的衡量采用Freeman（1979）的中心度理论，借鉴Hochberg（2007）、陈运森和谢德仁（2011）以及申玉（2015）的研究方法，选取所有公司董事长或总经理作为网络节点，将他们的毕业院校作为网络关系，运用程度中心指数来表示高管校友维度，即董事长或总经理i直接与其他高管j相关的数量。该指标值越大说明高管校友资源越丰富，校友关系网络越广。具体计算公式如下：

式中：i表示董事长或总经理；j表示其他高管成员；X表示i、j的网络连接，若存在一个校友关系则为1，两个为2，以此类推。

Key words: the status quo of OSCE applied; undergraduate examination

由表6 Part-A的回归结果可以看出，在全样本中高管团队稳定性与企业社会责任呈负相关关系且显著，SIt-1，t+1×Degree的系数为正但不显著，说明校友关系对企业社会责任与高管团队稳定性的关系有正向调节作用。在国有样本和非国有样本中，国有样本的校友关系对高管团队稳定性与企业社会责任关系的正向调节作用会更加显著。

表6 校友关系与地区经济发展的调节作用

变量SIt-1，t+1 Part-B地区经济发展的调节作用全样本-4.274∗∗∗（-4.23）国有样本-6.695∗∗∗（-3.09）非国有样本-0.847（-0.60）SIt-1，t+1×Degree Degree Part-A校友关系的调节作用全样本-2.886∗∗∗（-3.08）0.375（-1.61）-0.265（-0.79）国有样本-3462∗∗∗（-1.72）0.258（-0.49）-0.00300（-0.01）非国有样本-1.728（-1.40）0.693∗∗（-2.00）-0.552∗（-1.86）SIt-1，t+1×Place Place ROA Growth Lev invest tob Size busines cons YEAR IND Dual R2 N 13.219∗∗（2.03）-1.183∗∗∗（-2.88）0.156（0.12）-0.168∗∗∗（-3.63）1.159∗∗∗（4.55）4.499∗∗∗（21.41）-3.966∗∗（-2.26）-63.665∗∗∗（-11.97）YES YES YES 0.338 2848 18.238∗∗（2.09）-1.092∗∗（-2.28）1.650（0.97）-0.237∗∗∗（-3.87）1.006∗∗∗（2.94）4.394∗∗∗（18.14）-3.365（-1.51）-59.37∗∗∗（-9.29）YES YES YES 0.350 2027 15.752∗（1.70）-0.8425（-1.33）-1.624（-0.83）-0.0625（-0.87）1.519∗∗∗（3.76）3.316∗∗∗（6.22）-8.39∗∗∗（-3.83）-46.436∗∗∗（-3.80）YES YES YES 0.227 821 0.770∗∗∗（3.13）0.0970（0.49）17.766∗∗∗（2.76）-1.275∗∗∗（-3.50）0.537（0.40）-0.186∗∗∗（-3.86）1.074∗∗∗（4.20）4.265∗∗∗（19.95）-4.593∗∗∗（-2.72）-58.698∗∗∗（-10.88）YES YES YES 0.348 2848 1.101∗∗∗（3.64）-0.0750（-0.31）21.303∗∗（2.47）-1.287∗∗∗（-2.75）2.473（1.46）-0.235∗∗∗（-4.05）0.920∗∗∗（2.68）4.152∗∗∗（16.93）-3.548∗（-1.65）-54.263∗∗∗（-8.17）YES YES YES 0.363 2027 0.319（0.74）1.044∗∗∗（2.94）21.365∗∗（2.39）-1.094∗（-1.94）-2.355（-1.17）-0.0683（-1.01）1.425∗∗∗（3.64）3.123∗∗∗（6.03）-11.147∗∗∗（-4.97）-45.973∗∗∗（-3.85）YES YES YES 0.240 821

2.地理空间经济效应。经济发展水平的差距为人才流动提供了环境动力（吴树男，2005）。单纯的人力资本投入在任何时候都不能形成生产能力，人力资本只有与物质资本相匹配，与其他适当的人力资本相互补，才能真正体现人力资本的效能和价值（黄涛，2007）。根据马太效应，越是人才稀缺的区域，人才流失量越大，而人才相对丰富的地区却总是人才济济。经济发达的地区凭借地理位置优势、基础设施优势、市场化优势、产业集聚优势、人才收益优势等，集聚了大量人才，使得经济增长速度不断加快。较快的经济增长为人才提供了更多的机会和更丰厚的收益，进一步吸引更多的人才流入，如此形成了良性循环（Wong、Yip，1999；Carr等，2005；赵曙明等，2015）。经济落后地区虽然整体教育水平在不断提高，但是由于持续不断的人才流失，创新能力较弱，经济增长相对缓慢，使得人才的收益和机会相对较少，进一步加速了人才的流失，从而进入了恶性循环（吕同超、陈万明，2006）。高管团队人员作为一种人力资源，需要与特定的物资资本相配合，借助一定组织的人力资本群体优势，才能有所作为（吴素金，2015）。人力资本的这一属性决定了高管人员向物质资本雄厚、生产要素先进、文化积淀丰厚的经济发达地区聚集。

一般而言，经济落后地区的地理位置不佳，政府对其资金投入少，导致市场发育缓慢、基础设施落后，这些因素都严重影响了高管人员的流入。与此相比，经济较为发达的地区，吸引投资较多，市场更为健全，企业对人才的容量也会更大，这些因素都促进了高管人员的流入。这样就会造成经济发展水平低的地区高管团队的稳定性较好，而经济发展水平高的地区高管团队的稳定性较差。因此，当地理空间的经济发展水平较高时，高管团队人员的流动性就会加快，高管团队的稳定性就会降低，这样就会使企业社会网络资源遭到破坏，进而对企业信息决策和资源的交换产生一系列的影响。此时高管团队成员之间的信息交流加快，能够为高管团队提供更多的有效信息和资源，从而提高企业履行企业社会责任的水平。因此，地理空间经济效应能够对高管团队稳定性与企业社会责任起到积极调节作用。为了分析它们之间的关系，本文建立了模型（3）：

地理空间经济效应的衡量，本文借鉴王化成（2016）的做法以及根据我国区域经济发展战略，将我国各地区划分为以下几个部分：①“东部率先”地区［天津、山东、浙江、福建、广东（除广州市和深圳市）、河北、江苏、海南）；②“中部崛起”地区（江西、安徽、湖北、湖南、河南、山西］；③“西部大开发”地区（重庆、四川、贵州、广西、云南、西藏、新疆、内蒙古、陕西、甘肃、宁夏）；④“东北振兴”地区（黑龙江、吉林、辽宁）；⑤经济发达地区（北京、上海、广州、深圳）。根据公司的经营所在地将公司分为以上五类，公司经营所在地在“东北振兴”地区取值为1；在“西部大开发”地区取值为2；在“中部崛起”地区取值为3；在“东部率先”地区取值为4；在经济发达地区取值为5。

由表6 Part-B的回归结果可以看出，在全样本中高管团队稳定性与企业社会责任呈负相关关系，而SIt-1，t+1×Place交叉项的系数显著为正，说明经济发展水平对高管团队稳定性与企业社会责任的关系具有正向调节作用。相比非国有样本，国有样本中地区经济发展水平对高管团队稳定性与企业社会责任关系的正向调节作用会更加显著。主要是因为相比非国有企业，地区经济发展的差异对国有企业的影响会更大（隋泽华，2014），国有企业履行社会责任的情况更好。

六、结论与启示

本文以2011～2016年沪深两市A股类上市公司为研究样本，实证检验了产权性质、高管团队稳定性与企业社会责任之间的关系。结果表明，高管团队稳定性与企业社会责任的履行情况呈负相关关系；与非国有企业相比，国有企业的高管团队稳定性与企业社会责任的负相关关系更加显著。在进一步的分析中，从高管团队成员之间的校友关系和地区空间的经济效应两方面进行分析发现：校友关系对高管团队稳定性与企业社会责任之间的关系起到了正向调节作用，这种调节作用在国有企业中更加显著；地区空间的经济效应对高管团队稳定性与企业社会责任之间的关系起到了正向调节作用，这种调节作用在国有企业中更加显著。

本研究的意义如下：①促进企业更好地履行社会责任。通过优化高管团队的校友关系和协调地区经济发展，能促使企业更好地履行社会责任，使得企业利益与社会利益趋于统一，进而实现持续发展。②有助于政府改善与企业的关系。政府既要依法执政提高效率，又要建立公平的资源分配环境，为企业积极履行社会责任创造良好的外部环境。

主要参考文献：

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一次泥石流过流总量按照《泥石流灾害防治工程勘查规范》(DT/T 0220-2006)附录I提供的计算公式进行计算：

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2.相关性分析。表3是主要变量Personal和Spearman的相关性分析结果。可以看出，在不考虑其他控制变量的情况下，企业社会责任与高管团队稳定性呈显著正相关关系，与假设1不一致。其中主要的原因是在相关性分析中未引入相关控制变量。公司的成长性Growth、托宾Q和企业的水平投资均与企业社会责任呈显著负相关关系，说明处于成长期的企业履行社会责任的水平较低。公司的规模和负债率与企业社会责任呈正相关关系，说明企业规模越大、负债率越高，企业履行社会责任的水平就越高。此外，多重共线性的检验显著方差膨胀因子VIF的均值为2.71，小于经验临界值10，表明模型不存在严重的多重共线性问题。

糖尿病患者除了生命质量和生命年的损失外，还伴有沉重的疾病经济负担。为抵御疾病经济风险，在中国的基本医疗保险主干层的基础上，2012年7月，重庆市将城镇居民基本医疗保险制度和新型农村合作医疗制度合二为一，称为“城乡居民基本医疗保险”，城乡居民参加该医疗保险不再以户籍划分，并按两个档次的个人缴费水平自主选择，政府按实际参保人数每人每年提供财政补助。在此医疗保险政策背景下，本文研究糖尿病患者的疾病经济风险，讨论政策实施中存在的障碍和局限，并提出相应建议。

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陈丽蓉，韩彬，杨兴龙．企业社会责任与高管变更交互影响研究——基于A股上市公司的经验证据［J］．会计研究，2015（8）．

涮涮锅经营者是一对中年夫妻，对他们来说，不景气的年代能生意兴隆是相当不易的，营业额可说是每日挑战。一个女儿使夫妻俩，蜡烛两头烧，租下店面之后，虽然利用门口外的骑楼空间，卖起水果赚外快，仍不敌女儿的教育费。因为两夫妻的异于常人，让研发的汤头不受消费者欢迎，乏人问津的食材自菜单上，一一删除，只愿把属性相同的归为同一类，卖卖看，节省成本。

利用Epidata3.0软件录入所有的数据，采用SPSS20.0统计学软件对本次研究的观察指标进行统计，计量资料用（±s）表示，组间比较采用t检验，计数资料用n（%）表示，组间比较采用χ2检验，P＜0.05为差异具有统计学意义。

微信服务目前在起步阶段，大部分已经开通了微信服务的中学图书馆，也只是仅仅开通了而已，并没有提供实质性的服务内容。究其原因，首先中学图书馆的师生都以高考和会考为主要目标，并不十分重视图书馆的相关工作；其次中学图书馆服务人员和管理人员的水平有限，在提升服务层次，优化服务技术方面力不从心；再次许多中学在管理过程中，以学习为第一要务，禁止学生携带手机，微信服务又离不开手机运营，造成该服务的受众不明朗；最后开发运营图书馆微信服务客户端，还需要投入资金支持和技术支持，需要校领导的重视和支持。中学图书馆要升级理念，改善服务还有很长的路要走。

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在进行数据传输和信息资源分配时，要有一定的合理性，如果不能进行有效的信息分配，会造成系统资源的浪费，阻碍了系统的性能，甚至会影响到数据的传输，对广播电视节目的安全性无法有效保障，影响观众的体验。

成立于2008年的Susan Brown’s Baby苏珊布朗宝贝是来自美国的高端护肤品牌，专注于婴童的问题肌护理，特别适用于干性肌肤。其产品纯天然、无添加、易吸收，富含初榨的荷荷巴油、辣木油等天然植物精华，对于婴童的肌肤有着极强的保湿、锁水和修复作用，受到了美国好莱坞众多影星的喜爱。

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