(中南大學(xué)商學(xué)院，湖南長沙，410083)

一、引言

文化是非正式制度安排的重要組成，對人們的價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生活中發(fā)揮著巨大的作用，它能夠通過道德習(xí)俗、規(guī)范禮儀等具體途徑轉(zhuǎn)化為人們的自覺行為。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)濟發(fā)展的一個重要決定因素，通過代際間的教育和模仿，文化一直被認為是影響個體行為進而影響經(jīng)濟績效的重要因素[1]。在經(jīng)濟社會中，一方面文化有助于參與經(jīng)濟活動的社會成員間彼此信任的形成、企業(yè)文化的塑造以及企業(yè)家對信托責(zé)任的固守，另一方面，文化可以減少經(jīng)濟交易中的機會主義行為，降低道德風(fēng)險和不確定性，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)，又對這些正式制度的實施效果有著一定的制約作用。

我國傳統(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“誠信與仁愛”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，誠信、仁愛等道德規(guī)范均是社會資本的構(gòu)成要素，社會資本能夠通過協(xié)調(diào)的行動來提高社會經(jīng)濟效率的信任、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”視為當前中國市場經(jīng)濟中的社會資本是合理而恰當?shù)摹τ诜蓪嵤┎蛔愕陌l(fā)展中國家，社會資本可以對市場和正式制度進行有效的補充。社會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，它能夠有效地彌補市場缺陷[3]，并具有較強的外部性，能夠降低風(fēng)險、減少機會主義行為，進而促進合作[4]，減少交易成本?，F(xiàn)代商幫文化也同樣具有社會資本的這些類似功能，它對我國市場經(jīng)濟機制的正常運行發(fā)揮著重要的“潤滑”作用，并在一定程度上對法律等正式制度產(chǎn)生“補充甚至替代”作用。但目前學(xué)術(shù)界對商幫文化和公司經(jīng)濟行為之間關(guān)系的經(jīng)驗研究較少，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)范在整個市場經(jīng)濟中發(fā)揮作用，但實際上，當前現(xiàn)代商幫文化對我國市場經(jīng)濟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A 股民營上市公司為研究對象，檢驗了當前我國市場經(jīng)濟中現(xiàn)代商幫文化與企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平之間的關(guān)系，并進一步地考察了地區(qū)制度環(huán)境對兩者關(guān)系的潛在影響，從而提出了兩個重要的現(xiàn)實問題：(1)現(xiàn)代商幫文化是否依然秉承著利他主義的核心價值觀？(2)我國地區(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制？對這兩個問題的回答，有助于學(xué)術(shù)界和實務(wù)界厘清和加深對我國傳統(tǒng)文化作用機制的認識，從而促進現(xiàn)代商幫文化在我國公司治理機制中“本土化”作用的發(fā)揮。本文的貢獻在于：(1)將“現(xiàn)代商幫文化”這一社會資本要素導(dǎo)入了企業(yè)經(jīng)濟行為尤其是企業(yè)社會責(zé)任履行的研究之中，有助于進一步完善我國“本土化”的公司治理機制；(2)通過構(gòu)造“地緣類”的現(xiàn)代商幫文化代理變量，使得對商幫文化的研究和度量更加具體和嚴謹；(3)從企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平的角度，回答了我國傳統(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)社會責(zé)任信息披露

商幫文化作為我國傳統(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”為核心價值觀，其對中國傳統(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程中的誠信或信任精神、信托責(zé)任、團隊精神、奉獻仁愛等道德規(guī)范，進而塑造了我國特有的商幫文化。雖然我國商幫派別較為繁雜，但是十大著名的商幫秉持的“經(jīng)營之道”卻大部分脫胎于我國傳統(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”而形成“仁合”[6]，“敢為人先，和氣生財，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，雖然我國傳統(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實守信的契約精神基礎(chǔ)之上的。

從誠信的角度來看，首先，誠信契約精神是現(xiàn)代商幫文化從事經(jīng)濟活動的商業(yè)規(guī)則與倫理信條，現(xiàn)今的“行業(yè)協(xié)會”具有商幫組織的類似功能，因此，考察我國各地區(qū)“行業(yè)協(xié)會”與企業(yè)之間的關(guān)系有助于加深對商幫文化的地緣性特征的理解與認識。其次，誠信是商幫文化的精髓與本質(zhì)，而企業(yè)誠信主要體現(xiàn)對企業(yè)利益相關(guān)者的忠實履約程度，對消費者權(quán)益保護是其誠信體系的重要組成部分。最后，金融生態(tài)環(huán)境、各省份誠信文化以及個人誠信文化等均與企業(yè)誠信密切相關(guān)。從表1可以看出，在全國31 個省、自治區(qū)和直轄市中(不包括港澳臺地區(qū))，Panel A中浙江、廣東、安徽、山西2005—2009年“行業(yè)協(xié)會對企業(yè)幫助程度”的指數(shù)排名均比較靠前，得分較高，這說明這些省份的行業(yè)協(xié)會仍在發(fā)揮著一定的“商會”類似功能；Panel B 中浙江、廣東、安徽、山西2005—2009年“消費者權(quán)益保護”的指數(shù)排名也比較靠前，得分較高，因此，從消費者的角度來看，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)的誠信水平相對較高；Panel C 中浙江、廣東、安徽、山西的2013—2014年“金融生態(tài)環(huán)境”“個人誠信文化”“各省份誠信文化”等指標的省際排名相對靠前，這些經(jīng)濟指標說明了浙江、廣東、安徽、山西等省際地區(qū)的企業(yè)誠信水平呈現(xiàn)出一定的地緣性特征。

從信息披露的角度來看，企業(yè)社會責(zé)任信息作為一種自愿性信息披露內(nèi)容，是上市公司財務(wù)報告信息披露機制的延伸，其披露水平代表了企業(yè)對非財務(wù)利益相關(guān)者的需求關(guān)注度。但是我國有關(guān)企業(yè)社會責(zé)任信息披露的正式制度建設(shè)起步較晚，在通過正式制度規(guī)范企業(yè)信息披露行為的同時，更應(yīng)該關(guān)注我國在幾千年歷史沉淀中緩慢形成而影響深遠的非正式制度。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)秀的會計信息披露主體[8]；環(huán)境保護作為企業(yè)承擔(dān)社會責(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[9]；并且企業(yè)所在地的宗教信仰程度和文化氛圍越高，會計信息透明度也將越高[10]。由此可見，傳統(tǒng)文化的思想精髓不僅有利于社會生活的有序開展，也對公司治理行為產(chǎn)生了道德約束的積極影響。

表1 現(xiàn)代商幫文化的事實描述

從社會責(zé)任的角度來看，企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平作為企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任程度的重要衡量指標，是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界和實務(wù)界一直關(guān)注的重點。在我國社會轉(zhuǎn)型的特殊時期，傳統(tǒng)文化價值體系的深層次影響將有可能彌補正式制度失靈時企業(yè)社會責(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)系以推進企業(yè)愿景的形成[11]，同時企業(yè)應(yīng)該本著“推己及人”的思想去組織日常經(jīng)營，為社會創(chuàng)造財富的同時也要積極推動其對利益相關(guān)者承擔(dān)社會責(zé)任的義務(wù)履行[12]。我國的傳統(tǒng)文化比如孔孟主張的義利觀以及“親親仁孝、天人合一”的思想對于影響和建構(gòu)企業(yè)家及企業(yè)社會責(zé)任觀念都具有重要的現(xiàn)實意義和實踐意義。

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)境來適時調(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、社會責(zé)任的履行[13]，同時又以細微、普遍的方式影響著組織與個人的行為[14]，進一步可以影響到企業(yè)的決策與戰(zhàn)略制定。

在轉(zhuǎn)型國家或新興經(jīng)濟體當中，經(jīng)濟發(fā)展與制度環(huán)境改善并駕齊驅(qū)，因此，我國各地區(qū)市場化進程通常被研究者們作為地區(qū)制度環(huán)境的代理變量，由于我國改革開放的不均衡性，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。在市場化程度較低的地區(qū)，企業(yè)披露的社會責(zé)任信息水平與企業(yè)財務(wù)績效之間呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系[15]。這是因為在制度安排較為不發(fā)達的地區(qū)，企業(yè)披露的社會責(zé)任信息成了向利益相關(guān)者傳遞積極信號的一種非市場化戰(zhàn)略手段，其能夠有效彌補制度缺失環(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。相反在市場化程度較高的經(jīng)濟環(huán)境中，企業(yè)因受到更多的制度壓力而不得不履行社會責(zé)任，基于企業(yè)社會責(zé)任工具假說，即便企業(yè)披露了社會責(zé)任信息，也傾向于象征性披露[17]，其目的是為了通過“洗綠”提高企業(yè)形象，進而實施信息披露操控的自利行為。同時，在市場化進程快的地區(qū)，市場規(guī)則較為明確，政府對市場的干預(yù)更低，當?shù)仄髽I(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動受到政策因素的影響更小[18]，企業(yè)社會責(zé)任信息披露帶來的邊際經(jīng)濟收益相對較低，這可能對企業(yè)社會責(zé)任信息披露質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。相反，在市場化程度較低的制度環(huán)境中，基于合法性理論，當?shù)仄髽I(yè)可以通過披露社會責(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)勢的情況下，其通過較高的社會責(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，通過建立良好聲譽來降低交易成本，提高信息透明度以獲得投資者青睞，進而提高規(guī)制合法地位，建立政治聯(lián)系，獲得政府扶持[20]。

我國現(xiàn)代商幫文化在本質(zhì)上是一種集體層面的市場性社會資本，隨著各地區(qū)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的推進，商幫團體中的企業(yè)必然要與商業(yè)同行、上下游伙伴等市場主體之間產(chǎn)生越來越復(fù)雜的互動交往行為，因此商幫團體對“集體合作式互惠”的理念也越來越重視，一方面，由于其天然的“誠信契約”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)范在社會中共享[21]。因此，當正式制度尚不完備或無法充分發(fā)揮作用，此時商幫文化作為一種非正式制度，會成為重要的替代機制[22]，進而成為企業(yè)普遍接受的價值觀和行為準則，在實現(xiàn)經(jīng)濟效益的同時，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，當正式制度不健全使得企業(yè)的基本權(quán)力得不到保護時，其會尋求將經(jīng)營活動和資產(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)為了維持來之不易的外部規(guī)范化管理，勢必會約束自身的生產(chǎn)經(jīng)營行為，承擔(dān)更多的社會責(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

假設(shè)H1 預(yù)測商幫文化與民營上市公司社會責(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)進行檢驗：

假設(shè)H2 預(yù)測在民營上市公司社會責(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)進行檢驗：

因變量CSRD為民營上市公司社會責(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，共涉及企業(yè)社會責(zé)任報告的12 個子項目的信息披露，以此為依據(jù)給每個具體的子項目賦值，若企業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任報告披露有關(guān)某一子項目的信息，則賦值為1，否則為0。將各個項目的啞變量加總得到反映樣本公司的社會責(zé)任信息披露總得分，在此基礎(chǔ)上獲得企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平這一變量。社會責(zé)任信息披露水平CSRD各項指標具體定義如表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。

費孝通[26]在《鄉(xiāng)土中國》一書中提出“差序格局”的概念，形象地概括了中國傳統(tǒng)社會的社會結(jié)構(gòu)和人際關(guān)系的特點，“差序格局”這個概念揭示了中國社會的人際關(guān)系是以己為中心、逐漸向外推移的，這一理論被中國的大多數(shù)社會學(xué)者所認同?；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)我國明清時期“十大商幫”的相關(guān)信息進行構(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38 個地理起源地，包括：平遙、祁縣、榆次、太谷和臨汾(晉商)；歙縣、休寧、婺源、祁門、黟縣、績溪(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、開化、江山(龍游)；吳縣(洞庭)；景德鎮(zhèn)、樟樹鎮(zhèn)、河口鎮(zhèn)、吳城鎮(zhèn)(江右)；涇陽、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)，計算上市公司注冊地方圓Rkm 半徑內(nèi)的商幫地理起源地數(shù)量[28]。

本文將樊綱等[29]提供的我國各地區(qū)的市場化指數(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我國各個地區(qū)間制度環(huán)境的客觀差異性。

表2 社會責(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為當年凈利潤除以年初凈資產(chǎn)；SIZE為年初總資產(chǎn)的自然對數(shù)；LEV為年初資產(chǎn)負債率；CASH為年初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與年初總資產(chǎn)的比率；FIRST為第一大股東的持股比例，用來控制大股東因素對企業(yè)社會責(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，用來控制政治聯(lián)系對企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平的影響[32]；GDP為各省年度人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)，用來控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對企業(yè)社會責(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數(shù)，用來控制地區(qū)人均收入水平對企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平的影響；INDUST為20 個行業(yè)啞變量；YEAR為12 個年度啞變量。

四、樣本選擇與描述性統(tǒng)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究以2006—2017年我國A 股民營上市公司為研究對象，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)樣本觀測值；(2)剔除了ST 類、其他缺失數(shù)據(jù)的樣本觀測值；(3)剔除最終控制人為民營控制(自然人控制)以外的樣本觀測值。國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫中企業(yè)社會責(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；為了控制異常值對回歸結(jié)果的不利影響，對所有連續(xù)變量1%～99%分位數(shù)以外的觀測值進行了Winsorize 處理；最終得到13 388 個樣本觀測值。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控制。

本研究手工收集了上市公司注冊地的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)并計算了商幫文化變量，制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2016年報告》[29]，其他所有相關(guān)數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

(二)描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

根據(jù)表3，可以看出：(1)企業(yè)社會責(zé)任披露水平CSRD的均值為1.067 6，這說明民營上市公司的社會責(zé)任信息披露內(nèi)容相對匱乏。(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，這說明，平均來看，以民營上市公司注冊點為中心、方圓100 km 以內(nèi)，商幫文化起源地的個數(shù)較低。(3)ROE的均值為0.071 0(中位數(shù)為0.074 3)，這說明樣本公司當年凈資產(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)、標準差為1.025 7；LEV的均值為0.377 2(中位數(shù)為0.360 0)，這說明樣本公司年初財務(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，這分別說明樣本公司所在各省份每年的人均國內(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，這說明42%的觀測樣本的董事長或總經(jīng)理具有政治聯(lián)系。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計

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，說明商幫文化與社會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社會責(zé)任信息披露水平的潛在影響。

五、實證結(jié)果分析

(一)商幫文化與社會責(zé)任信息披露水平

假設(shè)1 預(yù)測商幫文化與民營上市公司社會責(zé)任信息披露水平之間存在正相關(guān)關(guān)系。表5則報告了因變量為CSRD時的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)測是一致的，這說明商幫文化與民營企業(yè)的社會責(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上市公司的社會責(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性社會資本，對民營企業(yè)提升社會責(zé)任信息披露水平具有一定的促進作用，意味著現(xiàn)代商幫文化通過促進企業(yè)履行社會責(zé)任(社會責(zé)任信息披露)體現(xiàn)出了一定的社會利他性，這也是我國企業(yè)家的誠信契約精神在商業(yè)實踐活動中的重要體現(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，這說明民營企業(yè)集中的所有權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平具有一定負面影響；SIZE 的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明大規(guī)模公司的社會責(zé)任信息披露水平更高；GDP 的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著負相關(guān)，這在一定程度上說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平對企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平的影響呈現(xiàn)出一定的負面效應(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)，這在一定程度上說明地區(qū)人均收入水平對企業(yè)社會責(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，這說明董事長或總經(jīng)理的政治聯(lián)系有助于企業(yè)提高社會責(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)測制度環(huán)境能夠削弱商幫文化與企業(yè)社會責(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。當因變量為CSRD時，表6中采用交乘項MKT*MGC_R對這一研究假設(shè)進行檢驗。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)測是一致的，這說明制度環(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民營上市公司社會責(zé)任信息披露水平的促進效應(yīng)，表現(xiàn)為在較差的地區(qū)制度環(huán)境中，商幫團體更能夠發(fā)揮其傳承的“誠信契約精神”，以彌補制度環(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關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，進而提高民營企業(yè)的社會責(zé)任履行意識。

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

六、進一步檢驗與分析

(一)進一步討論

社會責(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，對上述五類主體負責(zé)是體現(xiàn)企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的基本標準，因此本文進一步縮小社會責(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)益保護信息(SHDER)、是否披露債權(quán)人權(quán)益保護信息(CRTOR)、是否披露職工權(quán)益保護信息(EMPL)、是否披露供應(yīng)商權(quán)益保護信息(SUPP)以及是否披露客戶及消費者權(quán)益保護信息(CUST)等五項主要內(nèi)容作為企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平的替代變量，進一步檢驗相關(guān)假設(shè)。表7僅報告了商幫文化變量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)。這說明商幫文化均促進了企業(yè)對股東、債權(quán)人、職工、供應(yīng)商與客戶的社會責(zé)任信息披露水平，這些回歸結(jié)果進一步支持假設(shè)H1 的理論預(yù)測。

本文進一步檢驗了當因變量為社會責(zé)任信息披露的單項內(nèi)容時，制度環(huán)境對商幫文化與企業(yè)社會責(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)果進一步表明，對民營企業(yè)社會責(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)測進一步得到支持。

(二)商幫文化的替代變量

本文借鑒Du[33]、Kanagaretnam et al[28]的做法，計算每個上市公司注冊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地與地理起源地之間的距離共有38 個，本文選取其中前1～5 個最小距離的平均值，為保持與前文MGC_R的系數(shù)符號一致，本文進行了負對數(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，說明商幫文化起源地與民營上市公司的平均距離越短，商幫文化的影響力越強。

表7 假設(shè)H1 商幫文化與企業(yè)社會責(zé)任信息披露水平單項的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)測一致，即商幫文化會增強民營企業(yè)的社會責(zé)任感，進而促進其社會責(zé)任信息披露水平，這說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

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算得到，考慮到上市公司注冊地的選擇受到地區(qū)外部環(huán)境的影響較大，為了克服上市公司注冊地的自選擇問題對研究結(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，其具體計算為省際人均高速公路總里程與省際鐵路營業(yè)總里程之和。本文采用兩階段回歸控制潛在的內(nèi)生性問題，第一階段回歸模型如下：

表10中回歸結(jié)果顯示，當因變量分別為連續(xù)變量MGC_R時，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)測是一致的，說明假設(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

我國傳統(tǒng)文化在當前社會經(jīng)濟活動和日常生活中究竟發(fā)揮著多大的作用，社會學(xué)家和經(jīng)濟學(xué)者對這一問題答案的探尋從未停止過，但經(jīng)驗證據(jù)的匱乏使得過多的理論爭鳴略顯無力，本文試圖從我國傳統(tǒng)商幫文化的研究角度入手，借助于國內(nèi)外相關(guān)文獻的理論啟示與經(jīng)驗做法，初步建立了我國現(xiàn)代商幫文化數(shù)據(jù)庫，同時基于上市公司經(jīng)濟地理特征，通過構(gòu)造現(xiàn)代商幫文化變量考察了商幫文化與民營上市公司社會責(zé)任信息披露水平之間的關(guān)系，以此來回答：我國傳統(tǒng)商幫文化發(fā)揚、繼承至今，誠信契約的核心價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?在我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟快速發(fā)展的今天，地區(qū)市場化進程不均衡導(dǎo)致的制度環(huán)境的差異對現(xiàn)代商幫文化的作用機制產(chǎn)生了怎樣的影響？

本文基于2006—2017年我國A 股民營上市公司的公開披露數(shù)據(jù)，通過研究，較好地回答了上述問題：(1)商幫文化與民營企業(yè)社會責(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)揮對民營企業(yè)社會責(zé)任履行的促進作用，從而說明地區(qū)制度環(huán)境與商幫文化對企業(yè)社會責(zé)任履行的作用機制具有一定的替代性，這也在一定程度上說明了地區(qū)制度環(huán)境的差異會對商幫文化氛圍下的民營企業(yè)的社會責(zé)任履行意愿帶來不同程度的影響。(2)我國傳統(tǒng)商幫文化發(fā)揚與繼承至今，在當前轉(zhuǎn)型市場經(jīng)濟活動中仍在發(fā)揮著一定的積極作用，這有助于加深對于我國傳統(tǒng)文化與經(jīng)濟發(fā)展相結(jié)合的重要性的理解。(3)在對傳統(tǒng)商幫文化繼承和發(fā)揚的基礎(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”的公司治理機制在促進企業(yè)社會責(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性社會資本，傳承千年后仍舊保留了其利他性的核心價值觀，潛移默化地影響了民營企業(yè)的經(jīng)營理念和經(jīng)濟行為，在我國民營企業(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，有助于拓展民營企業(yè)相關(guān)治理問題的研究思路。(2)從商幫文化的角度出發(fā)，探討其蘊含的傳統(tǒng)文化底蘊對民營企業(yè)社會責(zé)任履行的積極作用，有利于提高民營企業(yè)的市場地位和社會形象，為民營企業(yè)在我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的社會定位提供了有益的實踐啟示。(3)商幫文化作為商幫團體內(nèi)部自發(fā)形成的一種社會規(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)，更是一種具有社會責(zé)任感的企業(yè)倫理規(guī)范和經(jīng)營準則，因此，結(jié)合我國現(xiàn)代商幫文化特征來嘗試解釋民營上市公司的社會信息披露水平，有助于我們加深理解商幫文化在參與公司治理過程中的具體路徑和作用機制，為進一步提高我國傳統(tǒng)文化在社會經(jīng)濟領(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式本土化的外部公司治理機制，它如何直接作用于企業(yè)高管的價值觀形成，僅通過本文很難進行系統(tǒng)的描繪和展現(xiàn)；另一方面，我國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)營和管理的地緣特征已不同于早期的商幫經(jīng)營環(huán)境，未來可通過問卷調(diào)查等方法從高管人員核心價值觀、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研究方向之一。