王孝鈺 高 琪

一、引言

非正式制度與正式制度一同推進(jìn)著社會(huì)與經(jīng)濟(jì)的有序發(fā)展，尤其是對(duì)于正式制度不甚完善而傳統(tǒng)文化濃厚的轉(zhuǎn)型階段國(guó)家，非正式制度憑借其“靈活性”特征，可能發(fā)揮著更為重要的作用。在中國(guó)，如果忽略了博大精深、代代相承的中華文化，可能無(wú)法全面理解中國(guó)企業(yè)決策行為的特征。已有關(guān)于傳統(tǒng)文化對(duì)企業(yè)行為的影響，大多聚焦在宗教文化(陳冬華等，2013[1]；畢茜等，2015[2])、宗族文化(潘越等，2019a[3]、2019b[4]；吳超鵬等，2019[5])等，而很少有學(xué)者研究與商業(yè)行為有著莫大淵源的商幫文化。商幫文化是在長(zhǎng)期的商業(yè)實(shí)踐中逐漸形成的獨(dú)具地域特色的運(yùn)營(yíng)規(guī)范和價(jià)值觀念(周黎安，2011[6])，在幾個(gè)世紀(jì)以來(lái)極為穩(wěn)定(Williamson，2000[7])，并在無(wú)形之中提供了滋養(yǎng)企業(yè)發(fā)展的土壤。因此，探究古代商幫文化如何影響當(dāng)代企業(yè)，極具現(xiàn)實(shí)意義。

起源于西方責(zé)任倫理的企業(yè)社會(huì)責(zé)任提出，企業(yè)除了要保證股東權(quán)益，還必須承擔(dān)對(duì)其他利益相關(guān)者的責(zé)任。我國(guó)當(dāng)前的企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露，實(shí)行強(qiáng)制披露與自愿披露雙重披露制度。中歐國(guó)際商學(xué)院發(fā)布的《2021 A股上市公司企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告研究》指出：“我國(guó)A股上市公司在社會(huì)責(zé)任信息披露數(shù)量和質(zhì)量整體呈上升趨勢(shì)，但企業(yè)間差異較大。例如，2019年度披露CSR報(bào)告的A股上市公司中，最少的披露頁(yè)數(shù)僅為3頁(yè)，最多的披露頁(yè)數(shù)為183頁(yè)，并且報(bào)告頁(yè)數(shù)不足20頁(yè)的企業(yè)占比將近一半?！边@些都表明，我國(guó)企業(yè)對(duì)于社會(huì)責(zé)任信息披露正在形成廣泛共識(shí)，但仍有很大提升空間?，F(xiàn)有文獻(xiàn)指出，企業(yè)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任并對(duì)外披露社會(huì)責(zé)任信息能夠給企業(yè)帶來(lái)積極的經(jīng)濟(jì)后果，例如可以有效緩解企業(yè)的融資約束(何賢杰等，2012[8]；錢明等，2017[9])、促進(jìn)企業(yè)的投資效率(鐘馬和徐光華，2017[10]；Cook等，2019[11])、帶動(dòng)股票收益率并降低股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)(Lins等，2017[12]；宋獻(xiàn)中等，2017[13])。企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平不足將會(huì)極大地制約企業(yè)的發(fā)展，因此，有必要探究哪些因素有利于提高我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。但現(xiàn)有研究多側(cè)重于正式制度，本文深入探究我國(guó)是否存在一些獨(dú)特的非正式制度能夠在無(wú)形之中提高企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

本文探討了商幫文化是否有利于促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露。研究結(jié)果表明，企業(yè)受商幫文化影響程度越大，其社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高，并且這主要是通過(guò)環(huán)境熏陶機(jī)制產(chǎn)生的影響。進(jìn)一步探究了正式制度與商幫文化在影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面的互動(dòng)作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)正式制度弱化了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正相關(guān)關(guān)系，表明二者在一定程度上存在替代關(guān)系。通過(guò)對(duì)商幫文化的進(jìn)一步細(xì)分，發(fā)現(xiàn)相較于血緣為主的商幫，地緣為主的商幫文化更有利于提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

本文的研究存在以下貢獻(xiàn)：首先，拓展了商幫文化的相關(guān)研究。已有關(guān)于商幫文化的研究，大多以定性化的描述性分析為主。本文基于地緣性構(gòu)建商幫文化變量，利用實(shí)證研究法，分析商幫文化如何影響現(xiàn)代企業(yè)的經(jīng)營(yíng)行為。其次，從文化視角補(bǔ)充和豐富了企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露影響因素的研究。已有文獻(xiàn)大多從企業(yè)內(nèi)部公司治理或宏觀制度環(huán)境的角度，研究正式制度對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響。本文則以商幫文化這一非正式制度為切入點(diǎn)進(jìn)行研究。再次，本文為正式制度與非正式制度之間的互動(dòng)作用提供了新的依據(jù)。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)正式制度與非正式制度之間是替代關(guān)系還是互補(bǔ)關(guān)系存在不同觀點(diǎn)。本文研究發(fā)現(xiàn)在企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露這一場(chǎng)景下，正式制度與非正式制度是替代關(guān)系。最后，本文的研究也具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露整體表現(xiàn)一般，且企業(yè)大多因強(qiáng)制性規(guī)定而對(duì)社會(huì)責(zé)任信息進(jìn)行披露。從中國(guó)傳統(tǒng)商幫文化視角對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露進(jìn)行探究，有助于超越正式制度的范疇，溯及企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)及信息披露的根源，有效發(fā)揮文化等非正式制度的作用，增加正式制度執(zhí)行的有效性。

二、文獻(xiàn)回顧

(一)社會(huì)責(zé)任信息披露的相關(guān)研究

較多文獻(xiàn)基于企業(yè)自身微觀層面和外部宏觀環(huán)境層面的正式制度研究企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響因素。企業(yè)微觀層面，總體發(fā)現(xiàn)良好的公司治理，如管理層持股(鄭冠群等，2015[14])、有效的股權(quán)制衡(馮照楨和宋林，2013[15]；堅(jiān)瑞和戴春曉，2019[16])、完善的內(nèi)部控制(湯曉建，2016[17]；李志斌和章鐵生，2017[18])都會(huì)提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露。外部宏觀環(huán)境主要從制度環(huán)境層面著手，總體研究發(fā)現(xiàn)，制度環(huán)境越好，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露越好(湯曉建，2016[17]；黃雷等，2016[19])。也有一些文獻(xiàn)研究關(guān)系網(wǎng)絡(luò)(Giuli等，2014[20]；秦續(xù)忠等，2018[21])、文化(Mcguire等，2012a[22]；畢茜等，2015[2])等非正式制度對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響因素。本文突破傳統(tǒng)的制度理論框架，以商幫文化這一非正式制度為切入點(diǎn)，考察其對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，豐富了相關(guān)文獻(xiàn)。

(二)文化影響企業(yè)行為的相關(guān)研究

早期文獻(xiàn)通過(guò)Hofstede(1984[23]，2005[24])的社會(huì)文化維度的衡量指標(biāo)、或世界價(jià)值觀調(diào)查等方式構(gòu)建文化維度的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，檢驗(yàn)各個(gè)維度或某幾個(gè)維度對(duì)企業(yè)行為的影響(Li等，2013[25]；Eun等，2015[26]；Ahern等，2015[27])。近期學(xué)者開(kāi)始研究具體的歷史文化背景對(duì)于企業(yè)行為的影響。西方學(xué)者主要聚焦于宗教文化，研究總體發(fā)現(xiàn)宗教信仰能夠起到一定的公司治理作用，約束企業(yè)行為(Mcguire等，2012b[28]；Callen和Fang，2015[29]；Omer等，2018[30])，降低企業(yè)融資成本(El Ghoul等，2012[31])。我國(guó)學(xué)者則聚焦于宗教文化、儒家文化和宗族文化，同樣發(fā)現(xiàn)宗教傳統(tǒng)和儒家文化作為一種社會(huì)規(guī)范，有利于緩解代理問(wèn)題(陳冬華等，2013[1]；古志輝， 2015[32]；杜興強(qiáng)等，2016[33]；辛宇等，2016[34])。潘越等(2019a[3]，2019b[4])、吳超鵬等(2019)[5]研究發(fā)現(xiàn)，宗族文化有利于緩解融資約束，影響親屬參與公司治理的程度。商幫文化是在商業(yè)實(shí)踐中形成，應(yīng)該更容易影響現(xiàn)代公司的商業(yè)行為，但學(xué)術(shù)中卻鮮有相關(guān)的實(shí)證文獻(xiàn)。本文將探討商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響，為文化與財(cái)務(wù)領(lǐng)域研究做出有益的補(bǔ)充。

(三)商幫文化的相關(guān)研究

目前關(guān)于商幫文化的研究，描述性研究居多。較為經(jīng)典的是Greif(1989[35]，1993[36]，1994[37])對(duì)中世紀(jì)馬格里布商人與熱那亞商人的研究以及蔡洪濱等(2008)[38]對(duì)明清時(shí)期晉商與徽商的研究。研究表明，不同的文化信念會(huì)導(dǎo)致各商幫形成不同的治理模式，不僅如此，文化信念與治理模式之間相互支持和相互強(qiáng)化，不同的商幫因其治理模式的內(nèi)在特征會(huì)走上不同的發(fā)展道路。已有研究商幫文化的實(shí)證文獻(xiàn)較少。Du等(2017)[39]發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在地區(qū)的商幫文化與委托代理成本呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。修宗峰和周澤將(2018)[40]研究發(fā)現(xiàn)，在商幫文化濃厚的地區(qū)，企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多慈善捐贈(zèng)。王孝鈺等(2022)[41]認(rèn)為，商幫文化強(qiáng)調(diào)“誠(chéng)信義利”，能夠發(fā)揮無(wú)形的道德約束，有利于企業(yè)獲取商業(yè)信用，緩解融資約束。本文基于地緣性構(gòu)建商幫文化變量，在企業(yè)微觀層面上運(yùn)用實(shí)證分析，研究商幫文化在企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面如何影響現(xiàn)代企業(yè)。

三、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

商幫是以地緣、血緣和業(yè)緣為紐帶形成的商人群體(蔡洪濱等，2008[38])。我國(guó)傳統(tǒng)商幫誕生于宋朝，在明清時(shí)期蓬勃發(fā)展。已有文獻(xiàn)大多將其劃分為十大商幫，包括寧波商幫、龍游商幫、廣東商幫、山西商幫、徽州商幫、陜西商幫、福建商幫、江右商幫、洞庭商幫、山東商幫(Du等，2017[39]；張海鵬和張海瀛，1993[42]；吳琦等，2019[43])。商幫的發(fā)展不僅促進(jìn)了當(dāng)時(shí)的經(jīng)濟(jì)繁榮，對(duì)當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)文化也帶來(lái)了顛覆性影響。長(zhǎng)期的商業(yè)實(shí)踐表明，根植于商業(yè)活動(dòng)中的文化是影響企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的重要因素，其決定了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)哲學(xué)、經(jīng)營(yíng)理念，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)模式、經(jīng)營(yíng)方向產(chǎn)生持續(xù)的影響。商幫治理本質(zhì)作為一種激勵(lì)約束系統(tǒng)(蔡洪濱等，2008[38]；Holmstrom和Milgrom，1994[44])，其文化核心是“誠(chéng)信真善，義利并舉”，要求商人要有誠(chéng)信精神、信托責(zé)任、奉獻(xiàn)仁愛(ài)等。例如，晉商“珍惜信譽(yù)”，清人郭松燾說(shuō)：“山陜?nèi)耸朗厣藤Z之業(yè)，惟其心樸而心實(shí)也”。江右商人講究“賈德”，“待人以誠(chéng)”。光緒《清江楊氏五修族譜》記載，清江楊俊之，“貿(mào)易吳越閩粵諸地二十余年，雖童叟不或欺，遇急難不惜捐貲排解，嚴(yán)取予，敦然喏”?；丈讨鲝垺耙粤x獲利”“仁心為質(zhì)”?？?jī)溪《西關(guān)章氏族》中記載，績(jī)溪商人江通，因“以義獲利，為鄉(xiāng)所重”。嘉慶《休寧縣志》記載，清代休寧人吳鵬翔，僑寓漢陽(yáng)，時(shí)值漢陽(yáng)饑饉，“鵬翔適運(yùn)川米數(shù)萬(wàn)石至，計(jì)之可獲利數(shù)倍”，但吳鵬翔為救人于水火之中，“悉減值平糶，民賴以安”。

與法律法規(guī)等國(guó)家強(qiáng)制性正式制度相比，商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的作用，更多的是作用于人的意識(shí)形態(tài)，即商幫文化所蘊(yùn)含的待人以誠(chéng)、經(jīng)商守信等核心價(jià)值觀與道德倫理等，都潛移默化地塑造了企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者及企業(yè)員工對(duì)自己、對(duì)企業(yè)、對(duì)社會(huì)的態(tài)度。商幫文化的穩(wěn)定性、意識(shí)形態(tài)的難變更性都會(huì)使得這種正面態(tài)度在個(gè)人層面得到不斷強(qiáng)化，與此同時(shí)，在人與人的不斷交流中，這種積極態(tài)度也在地區(qū)層面廣為傳播。一方面，受商幫文化治理的影響，企業(yè)更有動(dòng)機(jī)通過(guò)履行社會(huì)責(zé)任來(lái)建立信任機(jī)制，向其他商業(yè)合作者釋放“值得信賴”的信號(hào)，以緩解委托代理問(wèn)題。另一方面，商幫文化強(qiáng)調(diào)的“義利并舉”也與企業(yè)對(duì)利益相關(guān)者承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的精神一致。此外，處于商幫文化濃厚地區(qū)的公眾，更可能受到商幫文化的耳濡目染，也更關(guān)注企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行情況，從而反向推動(dòng)企業(yè)承擔(dān)更多社會(huì)責(zé)任并進(jìn)行披露。因此，本文認(rèn)為，企業(yè)所在地區(qū)商幫文化濃厚，企業(yè)可能承擔(dān)更多社會(huì)責(zé)任，同時(shí)為了降低信息不對(duì)稱性，企業(yè)更可能對(duì)社會(huì)責(zé)任信息進(jìn)行公開(kāi)披露?；诖耍岢霰疚牡难芯考僬f(shuō)1：

H1：企業(yè)受商幫文化影響程度越大，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。

(二)商幫文化與正式制度在影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面的互動(dòng)作用

自2006年開(kāi)始，我國(guó)陸續(xù)出臺(tái)了一系列關(guān)于企業(yè)社會(huì)責(zé)任的律法和條規(guī)，尤其是在2008年“三鹿毒奶粉”事件曝光后，證交所更是強(qiáng)制要求部分上市企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任報(bào)告，但企業(yè)違反社會(huì)責(zé)任的行為還是屢禁不止。究其本因，律法、條規(guī)等正式制度規(guī)定的只是企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)的下限，這使得企業(yè)在承擔(dān)社會(huì)責(zé)任時(shí)抱有僥幸心理，導(dǎo)致正式制度并不能夠很好地約束企業(yè)行為。非正式制度對(duì)于社會(huì)的影響力往往強(qiáng)于正式制度，尤其是在受傳統(tǒng)文化影響較深的國(guó)家中尤為顯著。因此，從與企業(yè)有著莫大淵源的商幫文化出發(fā)，探究其與正式制度的互動(dòng)作用，或許可以為企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露提供一個(gè)有效的全新解讀。

陳冬華等(2013)[1]在研究不同正式制度情形下宗教傳統(tǒng)對(duì)公司治理的影響時(shí)，提出正式制度與非正式制度可能會(huì)由于行為人最終目標(biāo)的不同而呈現(xiàn)出不同的作用方向，或是無(wú)關(guān)、或是一致、或是替代。具體地，如果行為人的最終目標(biāo)只是為了滿足正式制度的最低要求，那么，非正式制度只對(duì)正式制度起替代作用，即在正式制度薄弱時(shí)，商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正向作用更為強(qiáng)烈。如果行為人的最終目標(biāo)不僅僅是為了滿足最低要求，還在披露成本與披露收益之間進(jìn)行權(quán)衡，導(dǎo)致企業(yè)為了獲得更大的潛在利益，愿意承擔(dān)額外成本，那么，非正式制度與正式制度呈現(xiàn)互補(bǔ)作用，即完善的正式制度強(qiáng)化了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正相關(guān)關(guān)系。

本文認(rèn)為企業(yè)在社會(huì)責(zé)任承擔(dān)和信息披露的過(guò)程中，外部法制環(huán)境水平以及內(nèi)部公司治理水平這種正式制度與商幫文化這種非正式制度更可能存在替代效應(yīng)。這是因?yàn)?，目前大多?shù)企業(yè)并不重視社會(huì)責(zé)任的履行和信息披露。中歐國(guó)際商學(xué)院發(fā)布的《2021A股上市公司企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告研究》指出：“我國(guó)A股上市公司社會(huì)責(zé)任信息披露報(bào)告頁(yè)數(shù)不足20頁(yè)的企業(yè)占比將近一半。從行業(yè)分布來(lái)看，金融業(yè)公司披露水平最高，這主要還是法規(guī)監(jiān)管強(qiáng)制披露導(dǎo)致的。”也就是說(shuō)，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任并披露相關(guān)信息雖然有一部分原因是從獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)等角度出發(fā)進(jìn)行的自發(fā)行為，但更多是為了滿足正式制度的最低要求，如遵守安全生產(chǎn)、保護(hù)勞動(dòng)者合法權(quán)益等。因此，基于此類行為目標(biāo)，商幫文化和外部法制環(huán)境水平、公司治理水平這種正式制度對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響應(yīng)是替代效應(yīng)。此外，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任成本較高，在既定成本約束的前提下，正式制度會(huì)弱化商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的促進(jìn)作用。即較高的法制環(huán)境水平、較高的公司治理水平，會(huì)弱化商幫文化的作用；而在法制環(huán)境水平較低的地區(qū)，公司治理水平較差的公司，商幫文化可以彌補(bǔ)正式制度的不足，在企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露中發(fā)揮較大的作用?；诖?，提出本文的研究假說(shuō)2：

H2：商幫文化與正式制度在影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面存在替代作用，具體地，外部法制環(huán)境水平與內(nèi)部公司治理水平削弱了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正相關(guān)關(guān)系。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2008—2019年披露了社會(huì)責(zé)任信息的上市公司為研究對(duì)象，并遵循以下原則對(duì)樣本進(jìn)行處理：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除變量存在缺值的公司；(3)剔除ST及*ST等財(cái)務(wù)狀況異常公司；(4)對(duì)樣本連續(xù)變量的上下各一分位的極端值進(jìn)行縮尾處理。

數(shù)據(jù)來(lái)源：企業(yè)社會(huì)責(zé)任披露數(shù)據(jù)來(lái)自潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)公司(RKS)，該評(píng)級(jí)被何賢杰等(2012)[8]、宋獻(xiàn)中等(2017)[13]等廣泛使用。商幫發(fā)源地?cái)?shù)據(jù)主要來(lái)源于張海鵬和張海瀛主編的《中國(guó)十大商幫》(張海鵬和張海瀛，1993[43])一書及該書中參考的古籍。法制環(huán)境指數(shù)來(lái)自中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)。上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR 數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)模型構(gòu)建

本文采用模型(1)對(duì)假說(shuō)1進(jìn)行檢驗(yàn)，采用模型(2)和模型(3)對(duì)假說(shuō)2進(jìn)行檢驗(yàn)：

CSR=β0+β1MGC+Controls+ε

(1)

CSR=β0+β1MGC+β2MKT+β3MGC×MKT

+Controls+ε

(2)

CSR=β0+β1MGC+β2GOV+β3MGC×GOV

+Controls+ε

(3)

(三)變量定義

1.被解釋變量。

CSR(Corporate Social Responsibility)表示企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露質(zhì)量，采用潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)公司的綜合評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)來(lái)衡量，得分越高，企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。

2.解釋變量。

表1 商幫文化發(fā)源地

3.調(diào)節(jié)變量。

參考陳冬華等(2013)[1]的做法，本文采用法律制度環(huán)境指數(shù)來(lái)衡量企業(yè)外部法制環(huán)境水平。MKT表示企業(yè)所在地區(qū)的法制環(huán)境水平，具體為市場(chǎng)化指數(shù)中“市場(chǎng)中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”這一分指標(biāo)的得分。MKT值越大，表明企業(yè)所在地區(qū)的法制環(huán)境越好。

參考何賢杰等(2016)[47]的做法，本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)角度選取前五大股東持股比例，從董事會(huì)治理效率角度選取獨(dú)立董事比例和董事會(huì)持股比例之和來(lái)衡量公司治理水平。前五大股東持股比例越低、獨(dú)立董事比例越高、董事會(huì)持股比例越高，公司治理越好。Share1_5表示前五大股東持股比例之和，PID表示獨(dú)立董事比例，若公司的獨(dú)立董事比例大于中位數(shù)，則PID取1，否則取0。BSH表示董事會(huì)持股比例之和。

4.控制變量。

參考畢茜等(2015)[2]、李志斌和章鐵生(2017)[18]的做法，對(duì)公司層面和地區(qū)層面指標(biāo)進(jìn)行控制。公司層面，控制公司規(guī)模(Size)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Solvency)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、前五大股東持股比例之和(Share1_5)、獨(dú)立董事比例(PID)和董事會(huì)持股比例(BSH)；地區(qū)層面，控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDP)和法制環(huán)境水平(MKT)。此外，本文還控制了年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)及分析

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露CSR的最高得分是76.14分，最低得分是17.22分，標(biāo)準(zhǔn)差是12.56，說(shuō)明我國(guó)不同企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露存在很大差異。商幫文化MGC的最大值是-0.05，最小值是-5.71，標(biāo)準(zhǔn)差是1.29，說(shuō)明我國(guó)不同企業(yè)所受的商幫文化影響程度存在一定差異。其他變量的詳細(xì)情況如表2所示。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)主回歸結(jié)果及分析

表3報(bào)告了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的回歸結(jié)果。MGC的回歸系數(shù)為0.574 8，在1%的水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)受商幫文化影響程度越大，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。這支持了本文的第一個(gè)研究假說(shuō)，即商幫文化有助于提高企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息的披露。

表3 商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

表4報(bào)告了商幫文化、正式制度與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的回歸結(jié)果。其中，列(1)列示了法制環(huán)境水平這一外部正式制度對(duì)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露關(guān)系的影響。結(jié)果顯示，MGC×MKT系數(shù)為-0.093 3，在1%水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明，相對(duì)于外部正式制度完善的地區(qū)，在外部正式制度薄弱的地區(qū)，商幫文化促進(jìn)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息的作用更明顯。列(2)～列(4)分別列示了前五大股東持股比例之和、獨(dú)立董事比例、董事會(huì)持股比例這三個(gè)層面的內(nèi)部公司治理水平對(duì)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露關(guān)系的影響。結(jié)果顯示，MGC×Share1_5的系數(shù)為0.019 8，MGC×PID的系數(shù)為-0.500 9，MGC×BSH的系數(shù)為-1.691 0，均在1%的水平上顯著。這說(shuō)明，相對(duì)于內(nèi)部公司治理水平較高的企業(yè)，商幫文化促進(jìn)內(nèi)部公司治理較差的企業(yè)的社會(huì)責(zé)任信息披露的作用更明顯。這驗(yàn)證了本文的第二個(gè)研究假說(shuō)，商幫文化與正式制度在影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面存在替代作用。

表4 商幫文化、正式制度與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

(三)商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響機(jī)制檢驗(yàn)

文化對(duì)企業(yè)行為的影響可能是家鄉(xiāng)的紐帶，通過(guò)內(nèi)部的傳承影響企業(yè)家的行為，即內(nèi)部傳承機(jī)制；也可能通過(guò)社會(huì)環(huán)境氛圍潛移默化地影響人們的行為，即環(huán)境熏陶機(jī)制(吳超鵬等，2019[5])。本文進(jìn)一步區(qū)分商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響是基于內(nèi)部傳承機(jī)制還是環(huán)境熏陶機(jī)制。具體地，本文檢驗(yàn)在企業(yè)家出生地商幫文化氛圍較弱的子樣本中(即MGC_D=0)，企業(yè)所在地的商幫文化濃厚程度對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露是否有顯著影響；以及在企業(yè)所在地商幫文化氛圍較弱的子樣本中(即Profound=0)，企業(yè)家出生地的商幫文化濃厚程度對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露是否有顯著影響。如果企業(yè)董事長(zhǎng)或總經(jīng)理出生地屬于十大商幫地區(qū)，可以認(rèn)為企業(yè)家原本受商幫文化影響較深，則MGC_D取1；出生于其他地區(qū)可以認(rèn)為企業(yè)家原本受商幫文化影響較淺，則MGC_D取0。Profound表示企業(yè)所在地商幫文化是否濃厚，如果企業(yè)辦公地屬于十大商幫地區(qū)，則認(rèn)為企業(yè)所在地商幫文化氛圍較濃厚，Profound取1；否則認(rèn)為企業(yè)所在地商幫文化氛圍較弱，Profound取0。以商幫發(fā)源地所屬省份作為商幫地區(qū)，包括安徽省、浙江省、廣東省、福建省、江西省、山東省、山西省、陜西省、江蘇省。表5列(1)顯示，在MGC_D=0的子樣本中，Profound系數(shù)為2.018 5，在1%的水平上顯著為正。表5列(2)顯示，在Profound=0的子樣本中，MGC_D系數(shù)為-0.483 8，并不顯著。這一結(jié)果說(shuō)明，企業(yè)家即使原本并未受到商幫文化較多影響，但其將企業(yè)開(kāi)設(shè)到受商幫文化影響較深的地區(qū)后，會(huì)受到社會(huì)中商幫文化潛移默化的影響，披露更多的社會(huì)責(zé)任信息。而企業(yè)家出生于商幫文化較濃厚的地區(qū)，并不能夠?qū)ζ髽I(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露產(chǎn)生顯著影響。這在一定程度上說(shuō)明商幫文化影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露主要是社會(huì)環(huán)境氛圍潛移默化地影響人們的行為，即環(huán)境熏陶機(jī)制。

表5 商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響機(jī)制

(四)商幫“亞文化”與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

受宋代戰(zhàn)爭(zhēng)爆發(fā)及人口遷移等因素的影響，中國(guó)的宗族文化分布呈現(xiàn)出“南盛于北、東強(qiáng)于西”的特征(潘越等，2019a[3])。部分商幫，如徽州商幫、廣東商幫、福建商幫、寧波商幫、龍游商幫的宗族聚居和宗族制度在整體上更為發(fā)達(dá)，其首要的一個(gè)特征是依托宗族勢(shì)力開(kāi)展商業(yè)活動(dòng)。例如，傅衣凌(1956)[48]很早就發(fā)現(xiàn)徽商多具有宗族合伙的特點(diǎn)，徽州商號(hào)的高層伙計(jì)一般由宗族子弟擔(dān)任。張海鵬和張海瀛(1993)[42]總結(jié)認(rèn)為，寧波商幫、廣東商幫、福建商幫都呈現(xiàn)依靠宗族勢(shì)力經(jīng)營(yíng)的現(xiàn)象。而山西商幫、陜西商幫、洞庭商幫、江右商幫、山東商幫受宗族文化影響相對(duì)較弱，主要是以地緣關(guān)系為基礎(chǔ)進(jìn)行商業(yè)活動(dòng)。例如晉商的“東伙制”“股奉制”，陜西商幫的“東西制”，以及山東商幫股東之間“先立合伙合同”等都體現(xiàn)了其基于地緣關(guān)系開(kāi)展商業(yè)活動(dòng)的特性。袁枚的《小倉(cāng)山房文集》中記載，乾隆年間，曹州(古山東地名)劉姓大典當(dāng)商，就曾雇用了河南虞城縣人張某出任經(jīng)理。

蔡洪濱等(2008)[38]認(rèn)為，各商幫受宗族文化等影響程度的不同，導(dǎo)致其在各商幫信任半徑上存在巨大差異。以血緣為主的商幫，由于其宗族文化的強(qiáng)大，導(dǎo)致對(duì)族人的信任往往會(huì)擠出對(duì)陌生人的信任(王陳豪等，2020[49])；而以地緣為主的商幫，信任范圍不僅限于宗親，還擴(kuò)大到鄉(xiāng)邦，其信任范圍更大，即整體信任環(huán)境水平更高。唐亮等(2018)[50]、聶軍和冉戎(2020)[51]研究表明，在社會(huì)信任程度更高的地區(qū), 企業(yè)更愿意遵守社會(huì)道德規(guī)范，履行社會(huì)責(zé)任。血緣為主的商幫具有“熟人社會(huì)”特征，企業(yè)往往掌握了獨(dú)有的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資本；而地緣為主的商幫，企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息能通過(guò)信號(hào)傳遞效應(yīng)、聲譽(yù)效應(yīng)等渠道，與利益相關(guān)者建立積極、有益的關(guān)系，從而獲取更多的社會(huì)資本。因此本文認(rèn)為，相較于依托宗族勢(shì)力開(kāi)展商業(yè)活動(dòng)的以血緣為主的商幫，以地緣為主的商幫的文化特征更有利于促進(jìn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任的承擔(dān)和披露。

具體地，本文將我國(guó)十大商幫分為兩類，一類是以地緣為主的商幫，包括山西商幫、陜西商幫、洞庭商幫、江右商幫、山東商幫；另一類是以血緣為主的商幫，包括徽州商幫、廣東商幫、福建商幫、寧波商幫、龍游商幫。公司離某類商幫發(fā)源地越近，則受此類商幫文化影響越大。若公司距離最近的商幫發(fā)源地屬于以地緣為主的商幫，Sub取1；若公司距離最近的商幫發(fā)源地屬于以血緣為主的商幫，Sub取0。表6列示了商幫“亞文化”對(duì)于商幫文化影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的影響。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)MGC×Sub的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，為0.467 2。這說(shuō)明相對(duì)于血緣為主的商幫，地緣為主的商幫文化更能夠顯著促進(jìn)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息。

表6 商幫“亞文化”與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露

(五)商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露關(guān)鍵績(jī)效指標(biāo)回歸分析

參考張蕊和蔣煦涵(2019)[52]的做法，根據(jù)不同的考察角度，依次選取四個(gè)關(guān)鍵績(jī)效指標(biāo)。公司經(jīng)營(yíng)披露方面，選取年度凈利潤(rùn)披露情況(CSR1)；行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)披露方面，選取反商業(yè)賄賂信息披露情況(CSR2)；環(huán)境責(zé)任披露方面，選取碳減排量披露情況(CSR3)；社會(huì)貢獻(xiàn)與慈善披露方面，選取公益捐贈(zèng)披露情況(CSR4)。這四個(gè)變量均為虛擬變量，即當(dāng)披露了相關(guān)信息時(shí)取值為 1，否則為 0。表7報(bào)告了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露關(guān)鍵績(jī)效指標(biāo)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，MGC的系數(shù)均顯著為正。這表明，商幫文化能夠顯著促進(jìn)企業(yè)在經(jīng)營(yíng)狀況、行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、環(huán)境責(zé)任、社會(huì)貢獻(xiàn)與慈善這四大方面的信息披露。

表7 商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露關(guān)鍵績(jī)效指標(biāo)

(六)內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用人口密度PD(Population Density)作為工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。吳琦等(2019)[43]在探究地方宗族與明清商幫的興起時(shí)發(fā)現(xiàn)，人地矛盾尖銳程度越高的地區(qū)，越有可能興起商幫。因此，參考吳琦等(2019)[43]的做法，以人口密度衡量人地矛盾的尖銳程度，本文選取洪武二十六年的人口密度作為工具變量。選擇這一工具變量是因?yàn)楫?dāng)土地一定時(shí)，人口密度越高，每單位的人口產(chǎn)出就越少，在賦稅嚴(yán)重的情形下，棄農(nóng)從商者就會(huì)增多，因此人口密度越高的地區(qū)，越有可能興起商幫，商幫文化也就越濃厚。而人口密度理論上并不會(huì)影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息的披露。洪武二十六年的人口密度數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)人口史·明時(shí)期》(曹樹(shù)基，2000[53])。由于洪武二十六年的行政區(qū)域劃分與現(xiàn)在的行政區(qū)域劃分存在明顯不同，本文手工進(jìn)行一一對(duì)應(yīng)，以符合現(xiàn)在的省份劃分。表8報(bào)告了兩階段回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果如列(1)所示。列(1)中人口密度與商幫文化在1%的水平上顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.000 8，這表明，人口密度越高的地區(qū)，商幫文化越濃厚。列(2)報(bào)告了控制內(nèi)生性問(wèn)題后的商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的回歸結(jié)果。列(2)中，MGC-hat的回歸系數(shù)是8.900 4，在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)受商幫文化影響程度越大，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露越好，進(jìn)一步支持了本文的第一個(gè)研究假說(shuō)。

表8 工具變量檢驗(yàn)

(七)穩(wěn)健性檢驗(yàn)(2)由于篇幅所限，本文未列示穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分的結(jié)果，需要者可向作者索取。

1.替換被解釋變量。

何賢杰等(2012)[8]在對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露變量選取衡量指標(biāo)時(shí)提及，企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的頁(yè)數(shù)，一定程度上反映了企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的含量，因此，本文采用企業(yè)社會(huì)責(zé)任報(bào)告的頁(yè)數(shù)作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果依然存在。

2.排除宗教文化、宗族文化的干擾。

為了排除宗教文化與宗族文化的干擾，在回歸模型中加入宗教文化因素(Religion)和宗族文化因素(Clan)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參考Du等(2014)[54]的做法，利用上市公司所在地200千米范圍內(nèi)的寺廟數(shù)(取對(duì)數(shù))作為宗教文化的代理變量(Religion)。參考潘越等(2019a，2019b)[3][4]的做法，宗族文化濃厚程度(Clan)為每百萬(wàn)人擁有的族譜數(shù)(取對(duì)數(shù))，具體計(jì)算數(shù)據(jù)使用的是明朝至1990年的族譜數(shù)據(jù)以及1990 年各城市的人口數(shù)?；貧w結(jié)果與前文回歸結(jié)果一致。

六、結(jié)論與啟示

本文以2008—2019年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為研究對(duì)象，探討作為非正式制度的商幫文化對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的作用。研究結(jié)果表明，企業(yè)受商幫文化影響程度越大，企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平越高。并且商幫文化主要通過(guò)環(huán)境熏陶機(jī)制影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。進(jìn)一步將正式制度細(xì)分為內(nèi)部正式制度(公司治理)與外部正式制度(法制環(huán)境水平)，探究正式制度與商幫文化在影響企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露方面的互動(dòng)作用，發(fā)現(xiàn)正式制度弱化了商幫文化與企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露的正相關(guān)關(guān)系，表明正式制度與商幫文化這種非正式制度在一定程度上存在替代關(guān)系。通過(guò)對(duì)商幫文化的進(jìn)一步細(xì)分，發(fā)現(xiàn)相較于血緣為主的商幫，地緣為主的商幫文化更有利于提升企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露水平。

本文研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。雖然我國(guó)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露表現(xiàn)近幾年呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但還有很多企業(yè)主要是出于強(qiáng)制性規(guī)定而對(duì)社會(huì)責(zé)任信息進(jìn)行披露，仍有很大的提升空間。從中國(guó)傳統(tǒng)的商幫文化視角對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任信息披露進(jìn)行探究，有助于超越正式制度的范疇，溯及企業(yè)社會(huì)責(zé)任承擔(dān)及信息披露的根源。本文研究發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)商幫文化有利于促進(jìn)企業(yè)披露社會(huì)責(zé)任信息，因此，從國(guó)家和社會(huì)的層面來(lái)說(shuō)，有必要推動(dòng)中華傳統(tǒng)文化的傳承，充分發(fā)揮文化等非正式制度的作用，從而達(dá)到提升正式制度執(zhí)行有效性的目的。