(中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長(zhǎng)沙，410083)

一、引言

文化是非正式制度安排的重要組成，對(duì)人們的價(jià)值觀念和行為模式能夠產(chǎn)生基礎(chǔ)性的指導(dǎo)作用，因此，文化在人們的日常社會(huì)生活中發(fā)揮著巨大的作用，它能夠通過(guò)道德習(xí)俗、規(guī)范禮儀等具體途徑轉(zhuǎn)化為人們的自覺(jué)行為。早在1905年，Max Weber 就在《新教倫理與資本主義精神》中指出，文化是能夠影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要決定因素，通過(guò)代際間的教育和模仿，文化一直被認(rèn)為是影響個(gè)體行為進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)績(jī)效的重要因素[1]。在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，一方面文化有助于參與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的社會(huì)成員間彼此信任的形成、企業(yè)文化的塑造以及企業(yè)家對(duì)信托責(zé)任的固守，另一方面，文化可以減少經(jīng)濟(jì)交易中的機(jī)會(huì)主義行為，降低道德風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，有利于合同契約的簽訂與履行。因此，文化既是法律、合同等正式制度產(chǎn)生的基礎(chǔ)，又對(duì)這些正式制度的實(shí)施效果有著一定的制約作用。

我國(guó)傳統(tǒng)儒家文化所倡導(dǎo)的“仁義禮智信”等道德規(guī)范在當(dāng)代商業(yè)倫理中依然具有很重要的地位，并逐漸形成了以“誠(chéng)信與仁愛(ài)”等道德規(guī)范為主要特征的中華民族特有的現(xiàn)代商幫文化。然而，誠(chéng)信、仁愛(ài)等道德規(guī)范均是社會(huì)資本的構(gòu)成要素，社會(huì)資本能夠通過(guò)協(xié)調(diào)的行動(dòng)來(lái)提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)效率的信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)[2]，因此，將以儒家文化為內(nèi)在特征的“現(xiàn)代商幫文化”視為當(dāng)前中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中的社會(huì)資本是合理而恰當(dāng)?shù)?。?duì)于法律實(shí)施不足的發(fā)展中國(guó)家，社會(huì)資本可以對(duì)市場(chǎng)和正式制度進(jìn)行有效的補(bǔ)充。社會(huì)資本的作用主要體現(xiàn)在資源配置和形成非正式制度方面，它能夠有效地彌補(bǔ)市場(chǎng)缺陷[3]，并具有較強(qiáng)的外部性，能夠降低風(fēng)險(xiǎn)、減少機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而促進(jìn)合作[4]，減少交易成本?，F(xiàn)代商幫文化也同樣具有社會(huì)資本的這些類(lèi)似功能，它對(duì)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)機(jī)制的正常運(yùn)行發(fā)揮著重要的“潤(rùn)滑”作用，并在一定程度上對(duì)法律等正式制度產(chǎn)生“補(bǔ)充甚至替代”作用。但目前學(xué)術(shù)界對(duì)商幫文化和公司經(jīng)濟(jì)行為之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究較少，其原因有，一是商幫文化在如何量化和替代變量的選取方面具有一定的操作性難度；二是商幫文化容易被視為一種共同的商業(yè)規(guī)范在整個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮作用，但實(shí)際上，當(dāng)前現(xiàn)代商幫文化對(duì)我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的滲透力或影響力在各地區(qū)或者企業(yè)家之間仍存在一定的差異性。

本文以我國(guó)A 股民營(yíng)上市公司為研究對(duì)象，檢驗(yàn)了當(dāng)前我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)代商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間的關(guān)系，并進(jìn)一步地考察了地區(qū)制度環(huán)境對(duì)兩者關(guān)系的潛在影響，從而提出了兩個(gè)重要的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題：(1)現(xiàn)代商幫文化是否依然秉承著利他主義的核心價(jià)值觀？(2)我國(guó)地區(qū)發(fā)展不平衡所導(dǎo)致的差異性制度環(huán)境是否以及如何影響現(xiàn)代商幫文化的作用機(jī)制？對(duì)這兩個(gè)問(wèn)題的回答，有助于學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界厘清和加深對(duì)我國(guó)傳統(tǒng)文化作用機(jī)制的認(rèn)識(shí)，從而促進(jìn)現(xiàn)代商幫文化在我國(guó)公司治理機(jī)制中“本土化”作用的發(fā)揮。本文的貢獻(xiàn)在于：(1)將“現(xiàn)代商幫文化”這一社會(huì)資本要素導(dǎo)入了企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為尤其是企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的研究之中，有助于進(jìn)一步完善我國(guó)“本土化”的公司治理機(jī)制；(2)通過(guò)構(gòu)造“地緣類(lèi)”的現(xiàn)代商幫文化代理變量，使得對(duì)商幫文化的研究和度量更加具體和嚴(yán)謹(jǐn)；(3)從企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的角度，回答了我國(guó)傳統(tǒng)文化尤其是商幫文化與地區(qū)制度環(huán)境之間的補(bǔ)充或替代關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

商幫文化作為我國(guó)傳統(tǒng)文化的重要組成部分，是以儒家文化為土壤形成的，并尊崇儒家文化體系中的“仁義禮智信”為核心價(jià)值觀，其對(duì)中國(guó)傳統(tǒng)商業(yè)文化的影響主要體現(xiàn)在商人在簽訂和履行合約過(guò)程中的誠(chéng)信或信任精神、信托責(zé)任、團(tuán)隊(duì)精神、奉獻(xiàn)仁愛(ài)等道德規(guī)范，進(jìn)而塑造了我國(guó)特有的商幫文化。雖然我國(guó)商幫派別較為繁雜，但是十大著名的商幫秉持的“經(jīng)營(yíng)之道”卻大部分脫胎于我國(guó)傳統(tǒng)文化，比如，徽商注重商業(yè)道德[5]，浙商繼承傳統(tǒng)儒家文化的“仁愛(ài)”而形成“仁合”[6]，“敢為人先，和氣生財(cái)，利己而不損人”的粵商精神則體現(xiàn)了家文化和嶺南文化特征[7]。由此可見(jiàn)，雖然我國(guó)傳統(tǒng)商幫文化下各商人群體具有他們各自特定的文化信念，但這些特定的文化信念都是建立在誠(chéng)實(shí)守信的契約精神基礎(chǔ)之上的。

從誠(chéng)信的角度來(lái)看，首先，誠(chéng)信契約精神是現(xiàn)代商幫文化從事經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的商業(yè)規(guī)則與倫理信條，現(xiàn)今的“行業(yè)協(xié)會(huì)”具有商幫組織的類(lèi)似功能，因此，考察我國(guó)各地區(qū)“行業(yè)協(xié)會(huì)”與企業(yè)之間的關(guān)系有助于加深對(duì)商幫文化的地緣性特征的理解與認(rèn)識(shí)。其次，誠(chéng)信是商幫文化的精髓與本質(zhì)，而企業(yè)誠(chéng)信主要體現(xiàn)對(duì)企業(yè)利益相關(guān)者的忠實(shí)履約程度，對(duì)消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)是其誠(chéng)信體系的重要組成部分。最后，金融生態(tài)環(huán)境、各省份誠(chéng)信文化以及個(gè)人誠(chéng)信文化等均與企業(yè)誠(chéng)信密切相關(guān)。從表1可以看出，在全國(guó)31 個(gè)省、自治區(qū)和直轄市中(不包括港澳臺(tái)地區(qū))，Panel A中浙江、廣東、安徽、山西2005—2009年“行業(yè)協(xié)會(huì)對(duì)企業(yè)幫助程度”的指數(shù)排名均比較靠前，得分較高，這說(shuō)明這些省份的行業(yè)協(xié)會(huì)仍在發(fā)揮著一定的“商會(huì)”類(lèi)似功能；Panel B 中浙江、廣東、安徽、山西2005—2009年“消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)”的指數(shù)排名也比較靠前，得分較高，因此，從消費(fèi)者的角度來(lái)看，這些省份的相關(guān)企業(yè)提供了較高質(zhì)量的產(chǎn)品以及服務(wù)，相關(guān)企業(yè)的誠(chéng)信水平相對(duì)較高；Panel C 中浙江、廣東、安徽、山西的2013—2014年“金融生態(tài)環(huán)境”“個(gè)人誠(chéng)信文化”“各省份誠(chéng)信文化”等指標(biāo)的省際排名相對(duì)靠前，這些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)說(shuō)明了浙江、廣東、安徽、山西等省際地區(qū)的企業(yè)誠(chéng)信水平呈現(xiàn)出一定的地緣性特征。

從信息披露的角度來(lái)看，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息作為一種自愿性信息披露內(nèi)容，是上市公司財(cái)務(wù)報(bào)告信息披露機(jī)制的延伸，其披露水平代表了企業(yè)對(duì)非財(cái)務(wù)利益相關(guān)者的需求關(guān)注度。但是我國(guó)有關(guān)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正式制度建設(shè)起步較晚，在通過(guò)正式制度規(guī)范企業(yè)信息披露行為的同時(shí)，更應(yīng)該關(guān)注我國(guó)在幾千年歷史沉淀中緩慢形成而影響深遠(yuǎn)的非正式制度。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)良好的文化氛圍可以培養(yǎng)出優(yōu)秀的會(huì)計(jì)信息披露主體[8]；環(huán)境保護(hù)作為企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的重要組成部分，其有關(guān)于環(huán)境信息的披露水平和質(zhì)量也得益于中華傳統(tǒng)文化的積極影響，呈現(xiàn)顯著提高的趨勢(shì)[9]；并且企業(yè)所在地的宗教信仰程度和文化氛圍越高，會(huì)計(jì)信息透明度也將越高[10]。由此可見(jiàn)，傳統(tǒng)文化的思想精髓不僅有利于社會(huì)生活的有序開(kāi)展，也對(duì)公司治理行為產(chǎn)生了道德約束的積極影響。

表1 現(xiàn)代商幫文化的事實(shí)描述

從社會(huì)責(zé)任的角度來(lái)看，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平作為企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任程度的重要衡量指標(biāo)，是國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界一直關(guān)注的重點(diǎn)。在我國(guó)社會(huì)轉(zhuǎn)型的特殊時(shí)期，傳統(tǒng)文化價(jià)值體系的深層次影響將有可能彌補(bǔ)正式制度失靈時(shí)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行、信息披露面臨的制度性困局。企業(yè)家應(yīng)該努力培養(yǎng)社會(huì)責(zé)任領(lǐng)導(dǎo)力，與組織內(nèi)外多方利益相關(guān)者建立并培養(yǎng)和維持相互信任的關(guān)系以推進(jìn)企業(yè)愿景的形成[11]，同時(shí)企業(yè)應(yīng)該本著“推己及人”的思想去組織日常經(jīng)營(yíng)，為社會(huì)創(chuàng)造財(cái)富的同時(shí)也要積極推動(dòng)其對(duì)利益相關(guān)者承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的義務(wù)履行[12]。我國(guó)的傳統(tǒng)文化比如孔孟主張的義利觀以及“親親仁孝、天人合一”的思想對(duì)于影響和建構(gòu)企業(yè)家及企業(yè)社會(huì)責(zé)任觀念都具有重要的現(xiàn)實(shí)意義和實(shí)踐意義。

根據(jù)上述理論分析，本文提出假設(shè)1：

H1：商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。

(二)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露：制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

制度環(huán)境對(duì)于組織的結(jié)構(gòu)和行為有著重要的影響，組織要獲得社會(huì)支持和存在的合法地位就必須遵循它所處的制度環(huán)境[1]。每個(gè)企業(yè)總是置身于特定的制度環(huán)境之中，并根據(jù)所處的制度環(huán)境來(lái)適時(shí)調(diào)整企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略，因此，制度環(huán)境在很大范圍內(nèi)影響著企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新活動(dòng)、社會(huì)責(zé)任的履行[13]，同時(shí)又以細(xì)微、普遍的方式影響著組織與個(gè)人的行為[14]，進(jìn)一步可以影響到企業(yè)的決策與戰(zhàn)略制定。

在轉(zhuǎn)型國(guó)家或新興經(jīng)濟(jì)體當(dāng)中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與制度環(huán)境改善并駕齊驅(qū)，因此，我國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程通常被研究者們作為地區(qū)制度環(huán)境的代理變量，由于我國(guó)改革開(kāi)放的不均衡性，導(dǎo)致不同地區(qū)之間在資源配置、政府干預(yù)程度等諸多方面存在顯著的差異。在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)，企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息水平與企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系[15]。這是因?yàn)樵谥贫劝才泡^為不發(fā)達(dá)的地區(qū)，企業(yè)披露的社會(huì)責(zé)任信息成了向利益相關(guān)者傳遞積極信號(hào)的一種非市場(chǎng)化戰(zhàn)略手段，其能夠有效彌補(bǔ)制度缺失環(huán)境中的信息不透明和缺乏有效監(jiān)督的不足[16]，從而降低交易成本，提升企業(yè)業(yè)績(jī)。相反在市場(chǎng)化程度較高的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，企業(yè)因受到更多的制度壓力而不得不履行社會(huì)責(zé)任，基于企業(yè)社會(huì)責(zé)任工具假說(shuō)，即便企業(yè)披露了社會(huì)責(zé)任信息，也傾向于象征性披露[17]，其目的是為了通過(guò)“洗綠”提高企業(yè)形象，進(jìn)而實(shí)施信息披露操控的自利行為。同時(shí)，在市場(chǎng)化進(jìn)程快的地區(qū)，市場(chǎng)規(guī)則較為明確，政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)更低，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)受到政策因素的影響更小[18]，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露帶來(lái)的邊際經(jīng)濟(jì)收益相對(duì)較低，這可能對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。相反，在市場(chǎng)化程度較低的制度環(huán)境中，基于合法性理論，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)可以通過(guò)披露社會(huì)責(zé)任信息提高組織合法性[19]，因此，在制度保障和資源供給都不占優(yōu)勢(shì)的情況下，其通過(guò)較高的社會(huì)責(zé)任信息披露水平，向利益相關(guān)者發(fā)出互惠承諾的信號(hào)，通過(guò)建立良好聲譽(yù)來(lái)降低交易成本，提高信息透明度以獲得投資者青睞，進(jìn)而提高規(guī)制合法地位，建立政治聯(lián)系，獲得政府扶持[20]。

我國(guó)現(xiàn)代商幫文化在本質(zhì)上是一種集體層面的市場(chǎng)性社會(huì)資本，隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的推進(jìn)，商幫團(tuán)體中的企業(yè)必然要與商業(yè)同行、上下游伙伴等市場(chǎng)主體之間產(chǎn)生越來(lái)越復(fù)雜的互動(dòng)交往行為，因此商幫團(tuán)體對(duì)“集體合作式互惠”的理念也越來(lái)越重視，一方面，由于其天然的“誠(chéng)信契約”屬性，使得商幫文化這種非正式制度逐漸演化為不成文的規(guī)范在社會(huì)中共享[21]。因此，當(dāng)正式制度尚不完備或無(wú)法充分發(fā)揮作用，此時(shí)商幫文化作為一種非正式制度，會(huì)成為重要的替代機(jī)制[22]，進(jìn)而成為企業(yè)普遍接受的價(jià)值觀和行為準(zhǔn)則，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益的同時(shí)，也將盡可能遵守“為富為仁”的文化傳統(tǒng)[23]，努力契合利益相關(guān)者期待，承擔(dān)社會(huì)責(zé)任信息披露的義務(wù)。另一方面，根據(jù)制度逃離理論，當(dāng)正式制度不健全使得企業(yè)的基本權(quán)力得不到保護(hù)時(shí)，其會(huì)尋求將經(jīng)營(yíng)活動(dòng)和資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到更加完善的環(huán)境中去[24]，因此受益于商幫文化的隱形積極作用，企業(yè)為了維持來(lái)之不易的外部規(guī)范化管理，勢(shì)必會(huì)約束自身的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)行為，承擔(dān)更多的社會(huì)責(zé)任。根據(jù)上述理論分析，本文提出假設(shè)2：

H2：制度環(huán)境緩解了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究模型與變量設(shè)計(jì)

假設(shè)H1 預(yù)測(cè)商幫文化與民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，本研究采用模型(1)進(jìn)行檢驗(yàn)：

假設(shè)H2 預(yù)測(cè)在民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露方面，商幫文化和地區(qū)制度環(huán)境之間存在替代效應(yīng)，本研究采用模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)：

因變量CSRD為民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平的代理變量。本文借鑒李志斌和章鐵生[25]的做法，以利益相關(guān)者理論為基礎(chǔ)，將企業(yè)利益相關(guān)者具體分為股東、債權(quán)人、環(huán)境、員工、供應(yīng)商、顧客、政府和社區(qū)等8 大類(lèi)，共涉及企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的12 個(gè)子項(xiàng)目的信息披露，以此為依據(jù)給每個(gè)具體的子項(xiàng)目賦值，若企業(yè)的企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告披露有關(guān)某一子項(xiàng)目的信息，則賦值為1，否則為0。將各個(gè)項(xiàng)目的啞變量加總得到反映樣本公司的社會(huì)責(zé)任信息披露總得分，在此基礎(chǔ)上獲得企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平這一變量。社會(huì)責(zé)任信息披露水平CSRD各項(xiàng)指標(biāo)具體定義如表2所示。在理論上，本研究中因變量CSRD的最小值為0，最大值為12，根據(jù)因變量特征，采用Ordered Logit 回歸方法。

費(fèi)孝通[26]在《鄉(xiāng)土中國(guó)》一書(shū)中提出“差序格局”的概念，形象地概括了中國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)的社會(huì)結(jié)構(gòu)和人際關(guān)系的特點(diǎn)，“差序格局”這個(gè)概念揭示了中國(guó)社會(huì)的人際關(guān)系是以己為中心、逐漸向外推移的，這一理論被中國(guó)的大多數(shù)社會(huì)學(xué)者所認(rèn)同?；凇安钚蚋窬帧崩碚摶A(chǔ)以及數(shù)據(jù)可得性的考慮，本研究以地緣關(guān)系為出發(fā)點(diǎn)構(gòu)建商幫文化變量MGC_R，基于地緣關(guān)系的商幫文化MGC_R替代變量的定義如下。

連續(xù)變量MGC根據(jù)我國(guó)明清時(shí)期“十大商幫”的相關(guān)信息進(jìn)行構(gòu)建；“十大商幫”具體包括：“晉商”“徽商”“粵商”“甬商”“龍游”“洞庭”“江右”“秦商”“魯商”以及“閩商”[27]。這十大商幫涵蓋中國(guó)38 個(gè)地理起源地，包括：平遙、祁縣、榆次、太谷和臨汾(晉商)；歙縣、休寧、婺源、祁門(mén)、黟縣、績(jī)溪(徽商)；廣州、潮州、汕頭、汕尾、梅州(粵商)；鄞縣、奉化、慈溪、鎮(zhèn)海、定海、象山(甬商)；龍游、常山、衢縣、開(kāi)化、江山(龍游)；吳縣(洞庭)；景德鎮(zhèn)、樟樹(shù)鎮(zhèn)、河口鎮(zhèn)、吳城鎮(zhèn)(江右)；涇陽(yáng)、三原(秦商)；周村(魯商)；福州、泉州、莆田(閩商)。在上述地理起源地的基礎(chǔ)上構(gòu)建MGC_R(R=20，40，60，80，100 km)，計(jì)算上市公司注冊(cè)地方圓Rkm 半徑內(nèi)的商幫地理起源地?cái)?shù)量[28]。

本文將樊綱等[29]提供的我國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化指數(shù)MKT 作為制度環(huán)境的替代變量，這一做法能夠在一定程度上刻畫(huà)我國(guó)各個(gè)地區(qū)間制度環(huán)境的客觀差異性。

表2 社會(huì)責(zé)任信息披露水平CSRD 具體定義表

借鑒Zhang et al[30]、Amato 和Amato[31]的做法，設(shè)置其他控制變量如下：ROE為當(dāng)年凈利潤(rùn)除以年初凈資產(chǎn)；SIZE為年初總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；LEV為年初資產(chǎn)負(fù)債率；CASH為年初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物與年初總資產(chǎn)的比率；FIRST為第一大股東的持股比例，用來(lái)控制大股東因素對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響；PC為政治聯(lián)

系變量，若董事長(zhǎng)或總經(jīng)理曾經(jīng)為政府官員、政協(xié)委員或人大代表，則取值為1，否則取值為0，用來(lái)控制政治聯(lián)系對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響[32]；GDP為各省年度人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)，用來(lái)控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響；INCOME為各省年度職工平均貨幣工資的自然對(duì)數(shù)，用來(lái)控制地區(qū)人均收入水平對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響；INDUST為20 個(gè)行業(yè)啞變量；YEAR為12 個(gè)年度啞變量。

四、樣本選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以2006—2017年我國(guó)A 股民營(yíng)上市公司為研究對(duì)象，并執(zhí)行如下的樣本選擇程序：(1)由于金融行業(yè)特殊性的影響剔除了金融行業(yè)樣本觀測(cè)值；(2)剔除了ST 類(lèi)、其他缺失數(shù)據(jù)的樣本觀測(cè)值；(3)剔除最終控制人為民營(yíng)控制(自然人控制)以外的樣本觀測(cè)值。國(guó)泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)中企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露數(shù)據(jù)起始于2006年，因此，本研究將2006年作為起始樣本期間；為了控制異常值對(duì)回歸結(jié)果的不利影響，對(duì)所有連續(xù)變量1%～99%分位數(shù)以外的觀測(cè)值進(jìn)行了Winsorize 處理；最終得到13 388 個(gè)樣本觀測(cè)值。本研究將上市公司最終控制人為自然人的情形界定為民營(yíng)控制。

本研究手工收集了上市公司注冊(cè)地的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)并計(jì)算了商幫文化變量，制度環(huán)境數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2016年報(bào)告》[29]，其他所有相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

根據(jù)表3，可以看出：(1)企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露水平CSRD的均值為1.067 6，這說(shuō)明民營(yíng)上市公司的社會(huì)責(zé)任信息披露內(nèi)容相對(duì)匱乏。(2)商幫文化變量MGC_R(R=20，40，60，80，100 km)的均值分別為0.106 4、0.214 7、0.360 7、0.541 9 和0.762 8，這說(shuō)明，平均來(lái)看，以民營(yíng)上市公司注冊(cè)點(diǎn)為中心、方圓100 km 以?xún)?nèi)，商幫文化起源地的個(gè)數(shù)較低。(3)ROE的均值為0.071 0(中位數(shù)為0.074 3)，這說(shuō)明樣本公司當(dāng)年凈資產(chǎn)收益率的均值為7.10%(中位數(shù)為7.43%)；公司規(guī)模SIZE的均值為21.508 6(中位數(shù)為21.404 1)、標(biāo)準(zhǔn)差為1.025 7；LEV的均值為0.377 2(中位數(shù)為0.360 0)，這說(shuō)明樣本公司年初財(cái)務(wù)杠桿的均值為37.72%(中位數(shù)為36%)；CASH的均值為0.218 0(中位數(shù)為0.168 9)；大股東持股比例FIRST的均值為0.326 6(中位數(shù)為0.305 1)；制度環(huán)境MKT的均值為7.906 2(中位數(shù)為8.060 0)。(4)GDP的均值為10.905 0、INCOME的均值為9.906 8，這分別說(shuō)明樣本公司所在各省份每年的人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值為54 447 元，職工人均貨幣收入為20 066 元；PC的均值為0.418 0，這說(shuō)明42%的觀測(cè)樣本的董事長(zhǎng)或總經(jīng)理具有政治聯(lián)系。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表4給出了各變量之間的Pearson 相關(guān)系數(shù)，可看出：(1)商幫文化變量MGC_R(R=20，40，60，80，100 km)與CSRD之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.065 3、0.042 5、0.029 9、0.049 7 和0.049 9，且均在1%的水平下顯著，說(shuō)明商幫文化與社會(huì)信任信息的披露水平顯著正相關(guān)，這與假設(shè)H1 的理論預(yù)測(cè)是一致的；(2)制度環(huán)境變量MKT與CSRD的相關(guān)系數(shù)為-0.016 5 且在10%的水平下顯著，MKT與MGC_R(R=20，40，60，80，100 km)的相關(guān)系數(shù)分別為0.134 7、0.137 0、0.160 3、0.210 3 和0.285 8 且均在1%的水平下顯著；(3)CSRD與控制變量FIRST、SIZE、CASH、LEV、ROE、PC之間均存在一定的相關(guān)性，在后續(xù)的回歸分析中需要控制這些變量對(duì)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的潛在影響。

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)商幫文化與社會(huì)責(zé)任信息披露水平

假設(shè)1 預(yù)測(cè)商幫文化與民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。表5則報(bào)告了因變量為CSRD時(shí)的OLOGIT 回歸結(jié)果。在OLOGIT 回歸下，列(1)的MGC_20 的回歸系數(shù)為0.451 8、Z值為2.843 8(1%水平顯著)；列(2)的MGC_40 的回歸系數(shù)為0.193 6、Z值為2.215 4(5%水平顯著)；列(3)的MGC_60 的回歸系數(shù)為0.072 4、Z 值為1.391 2(10%水平不顯著)；列(4)的MGC_80 的回歸系數(shù)為0.114 5、Z值為2.375 1(5%水平顯著)；列(5)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.101 2、Z值為2.277 0(5%水平顯著)。上述主要研究發(fā)現(xiàn)與假設(shè)H1 的理論預(yù)測(cè)是一致的，這說(shuō)明商幫文化與民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，商幫文化有助于提升民營(yíng)上市公司的社會(huì)責(zé)任信息披露水平，因此，商幫文化作為一種集體層面的市場(chǎng)性社會(huì)資本，對(duì)民營(yíng)企業(yè)提升社會(huì)責(zé)任信息披露水平具有一定的促進(jìn)作用，意味著現(xiàn)代商幫文化通過(guò)促進(jìn)企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任(社會(huì)責(zé)任信息披露)體現(xiàn)出了一定的社會(huì)利他性，這也是我國(guó)企業(yè)家的誠(chéng)信契約精神在商業(yè)實(shí)踐活動(dòng)中的重要體現(xiàn)。其他控制變量的相關(guān)結(jié)果如下：FIRST 的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，這說(shuō)明民營(yíng)企業(yè)集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平具有一定負(fù)面影響；SIZE 的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明大規(guī)模公司的社會(huì)責(zé)任信息披露水平更高；GDP 的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這在一定程度上說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響呈現(xiàn)出一定的負(fù)面效應(yīng)；除了第(5)列，INCOME 的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著正相關(guān)，這在一定程度上說(shuō)明地區(qū)人均收入水平對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的影響呈現(xiàn)出一定的正面效應(yīng)；PC 回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，這說(shuō)明董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的政治聯(lián)系有助于企業(yè)提高社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

表4 Pearson 相關(guān)系數(shù)矩陣

表5 商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的OLOGIT 回歸結(jié)果

(二)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露：制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

假設(shè)2 預(yù)測(cè)制度環(huán)境能夠削弱商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間的正相關(guān)關(guān)系，即地區(qū)制度環(huán)境與商幫文化之間存在替代關(guān)系。當(dāng)因變量為CSRD時(shí)，表6中采用交乘項(xiàng)MKT*MGC_R對(duì)這一研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)合表5關(guān)于假設(shè)1 的回歸結(jié)果，從表6中可看出：在OLOGIT 回歸下，列(1)的MKT*MGC_20 的回歸系數(shù)分別為-0.528 0、Z值為-3.146 9(1%水平顯著)；列(2)的MKT*MGC_40 的回歸系數(shù)分別為-0.220 7、Z值為-2.083 5(5%水平顯著)；列(3)的MKT*MGC_60 的回歸系數(shù)分別為-0.077 9、Z值為-1.516 4(10%水平下不顯著)；列(4)的MKT*MGC80 的回歸系數(shù)分別為-0.074 7、Z值為-1.773 8(10%水平顯著)；列(5)的MKT*MGC_100的回歸系數(shù)分別為-0.070 9、Z值為-1.918 6(10%水平顯著)。表6的回歸結(jié)果與假設(shè)H2 的理論預(yù)測(cè)是一致的，這說(shuō)明制度環(huán)境與商幫文化之間存在替代關(guān)系，即地區(qū)制度環(huán)境弱化了商幫文化對(duì)民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平的促進(jìn)效應(yīng)，表現(xiàn)為在較差的地區(qū)制度環(huán)境中，商幫團(tuán)體更能夠發(fā)揮其傳承的“誠(chéng)信契約精神”，以彌補(bǔ)制度環(huán)境約束力弱化的制度安排，從而更積極地幫助企業(yè)建立互惠互信的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而提高民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行意識(shí)。

表6 商幫文化、制度環(huán)境與社會(huì)責(zé)任信息披露水平的OLOGIT 回歸結(jié)果

六、進(jìn)一步檢驗(yàn)與分析

(一)進(jìn)一步討論

社會(huì)責(zé)任作為企業(yè)必須承擔(dān)的義務(wù)，其最基本的要求就是要考慮到利益相關(guān)者的需求，而股東、債權(quán)人、職工、供應(yīng)商與客戶作為企業(yè)最重要的利益相關(guān)者，對(duì)上述五類(lèi)主體負(fù)責(zé)是體現(xiàn)企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的基本標(biāo)準(zhǔn)，因此本文進(jìn)一步縮小社會(huì)責(zé)任信息披露內(nèi)容的涵蓋范圍，選擇將企業(yè)是否披露股東權(quán)益保護(hù)信息(SHDER)、是否披露債權(quán)人權(quán)益保護(hù)信息(CRTOR)、是否披露職工權(quán)益保護(hù)信息(EMPL)、是否披露供應(yīng)商權(quán)益保護(hù)信息(SUPP)以及是否披露客戶及消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)信息(CUST)等五項(xiàng)主要內(nèi)容作為企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的替代變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)相關(guān)假設(shè)。表7僅報(bào)告了商幫文化變量MGC_100 下的相關(guān)回歸結(jié)果。

在LOGIT 回歸下，列(1)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.114 7、Z值為2.410 5(5%水平顯著)；列(2)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.116 6、Z值為2.292 6(5%水平顯著)；列(3)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.113 0、Z值為2.382 7(5%水平顯著)；列(4)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.120 1、Z值為2.539 1(5%水平顯著)；列(5)的MGC_100 的回歸系數(shù)為0.107 5、Z值為2.219 6(5%水平顯著)。這說(shuō)明商幫文化均促進(jìn)了企業(yè)對(duì)股東、債權(quán)人、職工、供應(yīng)商與客戶的社會(huì)責(zé)任信息披露水平，這些回歸結(jié)果進(jìn)一步支持假設(shè)H1 的理論預(yù)測(cè)。

本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了當(dāng)因變量為社會(huì)責(zé)任信息披露的單項(xiàng)內(nèi)容時(shí)，制度環(huán)境對(duì)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間關(guān)系的影響。根據(jù)表8，可以看出：在LOGIT 回歸下，列(1)-列(5)中，MKT*MGC_100 的回歸系數(shù)為-0.070 0(Z值為-1.822 5、在10%水平下顯著)，-0.100 0(Z值為-2.716 6、在1%水平下顯著)，-0.066 9(Z值為-1.750 1、在10%水平下顯著)，-0.084 1(Z值為-2.245 8、在5%水平下顯著)，-0.064 1(Z值為-1.697 6、在10%水平下顯著)。上述結(jié)果進(jìn)一步表明，對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露行為而言，地區(qū)制度環(huán)境與商幫文化之間存在替代關(guān)系，假設(shè)H2 的理論預(yù)測(cè)進(jìn)一步得到支持。

(二)商幫文化的替代變量

本文借鑒Du[33]、Kanagaretnam et al[28]的做法，計(jì)算每個(gè)上市公司注冊(cè)地與上述地理起源地之間的距離，經(jīng)手工整理后上市公司的注冊(cè)地與地理起源地之間的距離共有38 個(gè)，本文選取其中前1～5 個(gè)最小距離的平均值，為保持與前文MGC_R的系數(shù)符號(hào)一致，本文進(jìn)行了負(fù)對(duì)數(shù)化處理。如表9所示，RMGC_DIS1、RMGC_DIS2、RMGC_DIS3、RMGC_DIS4、RMGC_DIS5 分別作為商幫文化連續(xù)變量MGC_R的替代變量，該值越大，說(shuō)明商幫文化起源地與民營(yíng)上市公司的平均距離越短，商幫文化的影響力越強(qiáng)。

表7 假設(shè)H1 商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平單項(xiàng)的LOGIT 回歸結(jié)果

如表9所示，在OLOGIT 回歸下，列(1)的RMGC_DIS1 系數(shù)為0.209 3、Z值為3.863 7(1%水平顯著)；列(2)的RMGC_DIS2 系數(shù)為0.227 1、Z值為 2.945 7(1% 水平顯著)；列(3) 的RMGC_DIS3 系數(shù)為0.234 2、Z值為2.819 5(1%水平顯著)；列(4)的RMGC_DIS4 系數(shù)為0.189 7、Z值為2.267 7(5% 水平顯著)；列(5) 的RMGC_DIS5 系數(shù)為0.176 8、Z值為2.035 3(5%水平顯著)。上述研究發(fā)現(xiàn)與假設(shè)H1 的理論預(yù)測(cè)一致，即商幫文化會(huì)增強(qiáng)民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任感，進(jìn)而促進(jìn)其社會(huì)責(zé)任信息披露水平，這說(shuō)明改變商幫文化的度量方式不影響本文結(jié)論。

表9 商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平的回歸結(jié)果：改變商幫文化度量方式

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

在本文中，商幫文化MGC_R均是基于上市公司以及商幫文化起源地的地理位置計(jì)算得到，考慮到上市公司注冊(cè)地的選擇受到地區(qū)外部環(huán)境的影響較大，為了克服上市公司注冊(cè)地的自選擇問(wèn)題對(duì)研究結(jié)論的不利影響，本文借鑒El Ghoul et al[34]的做法，選擇省際地區(qū)交通便利程度作為工具變量，其具體計(jì)算為省際人均高速公路總里程與省際鐵路營(yíng)業(yè)總里程之和。本文采用兩階段回歸控制潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，第一階段回歸模型如下：

表10中回歸結(jié)果顯示，當(dāng)因變量分別為連續(xù)變量MGC_R時(shí)，MEANMILE的回歸系數(shù)分別為13.167 6、11.436 0、12.372 7、12.232 7 和11.695 2，并且均在1%的水平上顯著，這說(shuō)明了地區(qū)交通便利程度在一定程度上影響了上市公司注冊(cè)地的選擇。

本文選擇工具變量法第一階段的商幫文化與工具變量擬合后得到的MGC_R 作為第二階段回歸的自變量，回歸結(jié)果如表11所示，在OLOGIT 回歸下，列(1)的MGC20、列(2)的MGC40、列(3)的MGC60、列(4)的MGC80 以及列(5)的MGC100 的回歸系數(shù)分別為0.391 3、0.450 5、0.416 4、0.421 2 和0.440 5 且均在5%的水平下顯著。上述研究發(fā)現(xiàn)與前文的理論預(yù)測(cè)是一致的，說(shuō)明假設(shè)H1 的結(jié)論不受內(nèi)生性影響。

表10 工具變量與商幫文化變量擬合回歸結(jié)果

表11 假設(shè)H1 工具變量法第二階段回歸結(jié)果

七、結(jié)論

我國(guó)傳統(tǒng)文化在當(dāng)前社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和日常生活中究竟發(fā)揮著多大的作用，社會(huì)學(xué)家和經(jīng)濟(jì)學(xué)者對(duì)這一問(wèn)題答案的探尋從未停止過(guò)，但經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的匱乏使得過(guò)多的理論爭(zhēng)鳴略顯無(wú)力，本文試圖從我國(guó)傳統(tǒng)商幫文化的研究角度入手，借助于國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的理論啟示與經(jīng)驗(yàn)做法，初步建立了我國(guó)現(xiàn)代商幫文化數(shù)據(jù)庫(kù)，同時(shí)基于上市公司經(jīng)濟(jì)地理特征，通過(guò)構(gòu)造現(xiàn)代商幫文化變量考察了商幫文化與民營(yíng)上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間的關(guān)系，以此來(lái)回答：我國(guó)傳統(tǒng)商幫文化發(fā)揚(yáng)、繼承至今，誠(chéng)信契約的核心價(jià)值觀與利他性是否依然是現(xiàn)代商幫文化所固守的內(nèi)在精神?在我國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的今天，地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程不均衡導(dǎo)致的制度環(huán)境的差異對(duì)現(xiàn)代商幫文化的作用機(jī)制產(chǎn)生了怎樣的影響？

本文基于2006—2017年我國(guó)A 股民營(yíng)上市公司的公開(kāi)披露數(shù)據(jù)，通過(guò)研究，較好地回答了上述問(wèn)題：(1)商幫文化與民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系，并且在較差的制度環(huán)境中，商幫文化更能發(fā)揮對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的促進(jìn)作用，從而說(shuō)明地區(qū)制度環(huán)境與商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的作用機(jī)制具有一定的替代性，這也在一定程度上說(shuō)明了地區(qū)制度環(huán)境的差異會(huì)對(duì)商幫文化氛圍下的民營(yíng)企業(yè)的社會(huì)責(zé)任履行意愿帶來(lái)不同程度的影響。(2)我國(guó)傳統(tǒng)商幫文化發(fā)揚(yáng)與繼承至今，在當(dāng)前轉(zhuǎn)型市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中仍在發(fā)揮著一定的積極作用，這有助于加深對(duì)于我國(guó)傳統(tǒng)文化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相結(jié)合的重要性的理解。(3)在對(duì)傳統(tǒng)商幫文化繼承和發(fā)揚(yáng)的基礎(chǔ)上，現(xiàn)代商幫文化仍然保持了利他性的商業(yè)倫理特征，作為一種“本土化”的公司治理機(jī)制在促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行方面仍在繼續(xù)發(fā)揮著一定的積極作用，并且這種文化有利于彌補(bǔ)正式制度安排地區(qū)差異化的缺陷。本文的研究啟示體現(xiàn)在：(1)商幫文化作為一種集體主義的市場(chǎng)性社會(huì)資本，傳承千年后仍舊保留了其利他性的核心價(jià)值觀，潛移默化地影響了民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)理念和經(jīng)濟(jì)行為，在我國(guó)民營(yíng)企業(yè)現(xiàn)代治理制度尚不規(guī)范的情況下，客觀理解現(xiàn)代商幫文化的影響作用，有助于拓展民營(yíng)企業(yè)相關(guān)治理問(wèn)題的研究思路。(2)從商幫文化的角度出發(fā)，探討其蘊(yùn)含的傳統(tǒng)文化底蘊(yùn)對(duì)民營(yíng)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行的積極作用，有利于提高民營(yíng)企業(yè)的市場(chǎng)地位和社會(huì)形象，為民營(yíng)企業(yè)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的社會(huì)定位提供了有益的實(shí)踐啟示。(3)商幫文化作為商幫團(tuán)體內(nèi)部自發(fā)形成的一種社會(huì)規(guī)范，其不僅是傳統(tǒng)儒家文化在商業(yè)領(lǐng)域的重要體現(xiàn)，更是一種具有社會(huì)責(zé)任感的企業(yè)倫理規(guī)范和經(jīng)營(yíng)準(zhǔn)則，因此，結(jié)合我國(guó)現(xiàn)代商幫文化特征來(lái)嘗試解釋民營(yíng)上市公司的社會(huì)信息披露水平，有助于我們加深理解商幫文化在參與公司治理過(guò)程中的具體路徑和作用機(jī)制，為進(jìn)一步提高我國(guó)傳統(tǒng)文化在社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中的地位和影響力提供有效的理論支持。

需要指出的是，本文的研究存在如下不足：一方面，現(xiàn)代商幫文化作為一種中國(guó)式本土化的外部公司治理機(jī)制，它如何直接作用于企業(yè)高管的價(jià)值觀形成，僅通過(guò)本文很難進(jìn)行系統(tǒng)的描繪和展現(xiàn)；另一方面，我國(guó)商幫在形成早期具有明顯的地緣特征，但在全球化和信息化的今天，企業(yè)經(jīng)營(yíng)和管理的地緣特征已不同于早期的商幫經(jīng)營(yíng)環(huán)境，未來(lái)可通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查等方法從高管人員核心價(jià)值觀、地緣特征等方面拓展商幫文化的衡量方法，這也是商幫文化的未來(lái)研究方向之一。