周澤將
(安徽大學 商學院,安徽 合肥 230601)
女性董事在資本市場上已成為普遍現(xiàn)象,《中國企業(yè)家》雜志發(fā)布的上市公司女性高管2010年度報告顯示,聘任女性董事的公司數(shù)目達983家,約占總數(shù)的59.65%。大量研究表明,與男性董事相比較,女性董事在處理公司日常事務時會表現(xiàn)出明顯的性別差異(Adams和Ferreira,2009;Byoun等,2011),究其本質而言,這一現(xiàn)象是女性內在特質在董事會財務決策中的集中體現(xiàn)。Gilligan(1993)系統(tǒng)地闡述了女性關懷主義倫理的相關理論(feminine ethics of care),他認為女性傾向于將道德定義為避免傷害和實現(xiàn)關懷,在進行決策時更多地體現(xiàn)為關懷個體、關懷生命和關心他人,這一決策模式已經對公司財務行為產生了重要影響(Stanwick P.和 Stanwick S.,1998)。具體到慈善事業(yè)領域,女性正在逐漸超越男性(Williams,2003),而在女性關懷主義倫理的支配下,女性更加注重和諧的關系和幫助他人(Betz等,1989),因此,女性關懷主義倫理是否會影響到女性董事在公司慈善捐贈行為中的決策值得關注。進一步來分析,國有企業(yè)面臨的激勵約束機制和經營環(huán)境與民營企業(yè)存在較大不同(李曉玲等,2012),這一企業(yè)性質差異將如何影響女性董事與慈善捐贈行為的關系同樣值得深入探究。為回答上述問題,本文利用中國資本市場中女性董事日益增多的自然實驗機會、以2003-2010年上市公司作為樣本展開實證分析。
本文可能的貢獻體現(xiàn)在以下四個方面:(1)盡管已有文獻關注到女性關懷主義倫理對個體決策行為的影響(Sevenhuijsen,2003),但是這方面的研究大多是描述性的,關于公司決策方面的經驗證據(jù)較少,本文有助于加深對董事性別如何影響公司行為這一問題的理解,為女性關懷主義倫理的經濟后果提供了增量的經驗證據(jù)。(2)董事會結構會影響企業(yè)的經濟行為,但是較少有研究從董事會成員性別角度展開分析,本文的女性董事視角豐富了董事會結構與企業(yè)經濟行為尤其是捐贈行為之間的關系研究。(3)在中國的理論界和實務界,獨立董事是否已經在公司決策中擁有充分的話語權、獨立客觀地發(fā)表第三方意見一直備受爭議,本文的研究結論表明女性獨立董事沒有顯著影響公司慈善捐贈,這從性別視角增進了對獨立董事功用的理解。(4)產權性質與企業(yè)經濟行為之間的關系備受關注,本文的經驗證據(jù)揭示出在國有企業(yè)決策中女性關懷主義倫理受到了制約,有助于加深對于產權性質經濟后果這一重要理論問題的理解,進而表明企業(yè)制度安排可以在一定程度上克服基于個人情感的主觀行為。
與男性處理問題時所采用的普遍道德原則不同,女性處理問題時更注重感情、實際關系和分析具體所處情境,呈現(xiàn)出女性關懷主義倫理(Gilligan,1993)。慈善捐贈是公司關心他人、回報社會的重要途徑,當公司擁有女性董事時,女性關懷主義倫理理應在公司決策中有所體現(xiàn),增加慈善捐贈水平亦在情理之中。實際上,傳統(tǒng)的經濟學觀點認為企業(yè)通過同外部其他廠商的競爭以獲取自身利益最大化,忽略了外部合作的重要性,而在企業(yè)的現(xiàn)實經營中,合作往往占據(jù)了絕大多數(shù),F(xiàn)reeman和Gilbert (1992)更是進一步指出企業(yè)的本質是同外部利益相關者各種關系的集合,在企業(yè)追求自身利潤最大化的過程中,應當以各利益相關者對公司的影響作為決策依據(jù)(陳瑋,2006)。慈善捐贈是企業(yè)樹立正面外部形象、獲得社會認同的重要途徑之一(Fombrun等,2000),在中國社會,由于父權觀念的影響,女性往往更多的是扮演順從、溫婉的家庭角色。盡管近些年來這一局面有所轉變,女性白領逐漸增多,但一個不可忽視的現(xiàn)實是,女性相對于男性而言更渴望通過工作和表現(xiàn)獲取社會認同(朱健剛和曋凱,2001)。因此,可以合理地預測當公司的女性董事增多時,相應地公司女性董事更樂意通過增加慈善捐贈這一符合女性關懷主義倫理的方式回饋政府、公眾等利益相關者的隱性訴求,以獲取社會認同。此外,女性董事的加入有助于改善公司治理(Adams和Ferreira,2009),而公司治理則會對企業(yè)社會績效產生積極的正面影響(Wang和Coffey,1992),慈善捐贈是影響企業(yè)社會績效的關鍵因素之一,因此女性董事增加慈善捐贈是有效促進公司社會績效提升的重要手段(Zhang等,2009)。綜上所述,本文提出假設1:
H1:限定其他條件,女性董事顯著提升了慈善捐贈水平。
在我國,上市公司董事會成員按照其在公司決策中發(fā)揮的功用不同可以劃分為兩種類型:獨立董事和非獨立董事。由于獨立董事通常扮演咨詢專家角色,而大股東實際掌握的獨立董事聘任權往往又會導致獨立董事的獨立性嚴重不足,這導致其在決策中應有的作用難以有效發(fā)揮。部分經驗研究顯示獨立董事對企業(yè)經營業(yè)績無顯著影響(Hermalin和Weisbach,1991;李常青和賴建清,2004),支持了上述觀點。而非獨立董事在國內則完全不同,他們往往同時兼任企業(yè)高管、直接參與實際的經營管理,掌握了更多的內部信息和企業(yè)決策權。薛有志等(2010)的研究表明執(zhí)行董事人數(shù)比例和持股比例越高,有損企業(yè)績效的經營多元化程度會越低,進一步的分析發(fā)現(xiàn)執(zhí)行董事可以降低經營多元化對企業(yè)績效的負面影響。按照上述邏輯,女性獨立董事由于缺乏足夠的話語權往往難以對慈善捐贈產生顯著影響,而女性非獨立董事則可以充分利用自身的職權和影響力,促進慈善捐贈水平的提升。綜上所述,本文提出假設2:
H2:限定其他條件,女性非獨立董事顯著提升了慈善捐贈水平,而女性獨立董事對慈善捐贈水平無顯著影響。
進一步地,由于國有企業(yè)和民營企業(yè)之間面臨的經營環(huán)境迥然不同,從而在一定程度上會直接影響慈善捐贈行為。國有企業(yè)由于產權性質而產生的“父愛主義”,與政府部門之間具有天然關系,往往直接導致大量的行政審批資源向國有企業(yè)傾斜,而民營企業(yè)則完全不同,它們缺乏與國有企業(yè)同等的待遇,往往在行業(yè)準入、稅收政策、財政補貼等方面受到歧視(郭劍花和杜興強,2011),在這一情形下,民營企業(yè)往往會采用戰(zhàn)略性捐贈方式以建立政治聯(lián)系(薛爽和肖星,2011),以最大程度獲得政府相關的政策傾斜,謀取自身利益最大化。Zhang等(2009)的經驗證據(jù)表明民營企業(yè)不僅在汶川大地震中捐贈相對較多,而且在日常性捐贈中,民營企業(yè)的捐贈水平也高于國有企業(yè)(李曉玲等,2012)。同樣,國有企業(yè)相對較少的慈善捐贈行為符合經濟理性邏輯,由于其與政府之間的天然聯(lián)系,他們采用慈善捐贈方式以獲取政府層面相關支持的動力顯著降低。基于上述分析,可以合理地預期在國有企業(yè)中,受到經濟理性的制約,女性董事由于關懷主義倫理而對慈善捐贈產生的促進效應顯著降低。綜上所述,本文提出假設3:
H3:限定其他條件,國有企業(yè)女性董事(女性非獨立董事)對于慈善捐贈的促進效應顯著減弱。
為了檢驗女性董事與慈善捐贈之間的關系,即假設1,借鑒Zhang等(2009)的研究設計,構建如下模型:
DONA=0+1FEMALE+2MKT+3ROA+4LEV+5SIZE
(1)
在模型(1)中,被解釋變量慈善捐贈DONA,等于企業(yè)捐贈額/當期營業(yè)收入×1000,被解釋變量乘以1000的原因在于增大回歸系數(shù)的數(shù)量級以便于分析,但不會影響回歸分析的實質性結果。主要測試變量女性董事FEMALE存在虛擬變量(FDUM,若董事會成員中包含女性董事,賦值為1,否則為0)、賦值變量(FNUM,等于董事會成員中女性的人數(shù))和比例變量(FRAT,等于女性董事人數(shù)/董事會總人數(shù))三種形式??刂谱兞恐?,MKT代表地區(qū)制度環(huán)境,采用樊綱等(2010)提供的上市公司注冊地所在省份的市場化進程指數(shù)加以衡量,由于缺乏2008年至2010年間的各地區(qū)市場化進程指數(shù)且各年度之間變化較小,以2007年該地區(qū)的市場化進程指數(shù)近似替代;ROA代表資產收益率,等于凈利潤/期末總資產;LEV代表資產負債率,等于期末負債/期末總資產;SIZE代表公司規(guī)模,等于期末總資產的自然對數(shù);AGE代表研究年度的公司上市年限;INDUS和YEAR分別代表行業(yè)虛擬變量(涉及12個行業(yè),設置11個虛擬變量)和年度虛擬變量(涉及8個年度,設置7個虛擬變量),其中行業(yè)分類參照中國證監(jiān)會的標準。
為了檢驗不同類型女性董事對慈善捐贈的影響,即假設2,本文在模型(1)的基礎上,構建如下模型:
DONA=0+1FIND+2FEXE+2MKT+3ROA+4LEV
(2)
在模型(2)中,將女性董事區(qū)分為女性獨立董事FIND和女性非獨立董事FEXE兩種類型,同樣,F(xiàn)IND和FEXE包括虛擬變量、賦值變量和比例變量三種度量方法,分別對應FDIND、FNIND、FRIND和FDEXE、FNEXE、FREXE等度量方法,其余的變量定義與模型(1)相同。
為了比較國有企業(yè)和民營企業(yè)中女性董事對慈善捐贈的影響差異,本文在模型(3)中放入企業(yè)性質NATURE(若最終控制人性質為國有,賦值為1,否則為0)及其同女性董事FEMALE的交乘項,按照假設3的預期,交乘項FEMALE×NATURE項的系數(shù)1顯著為負。
DONA=0+1FEMALE+1FEMALE×NATURE+2NATURE+2MKT
(3)
在模型(3)中,將女性董事進一步區(qū)分為女性獨立董事FIND和女性非獨立董事FEXE,并將其依次同企業(yè)性質NATURE相乘,以觀察不同性質企業(yè)中不同類型女性董事對慈善捐贈的影響差異。
本文以2003-2010年滬深兩市的全部A股上市公司作為初始研究對象,并按照如下原則進行樣本選擇:(1)剔除ST、*ST、PT等交易狀態(tài)異常的公司;(2)剔除金融保險行業(yè)的公司;(3)剔除資不抵債的公司(資產負債率大于1);(4)剔除同時在B/H/N股上市的公司;(5)剔除數(shù)據(jù)缺失的公司;最終得到6 149個樣本觀測值。為了消除極端值可能帶來的影響,我們對所有連續(xù)變量上下1%分位進行了Winsorize縮尾處理。女性董事數(shù)據(jù)和慈善捐贈數(shù)據(jù)系對CSMAR數(shù)據(jù)庫中高管動態(tài)及報表附注數(shù)據(jù)手工整理所得,企業(yè)性質數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫,其余數(shù)據(jù)均從CSMAR數(shù)據(jù)庫中直接獲取。
表1報告了本研究所涉及的各變量描述性統(tǒng)計結果。從表1可以看出:(1)DONA的均值為0.641,標準差為1.766,約為均值的2.76倍,說明中國上市公司內部慈善捐贈存在著較大差距。(2)FNUM的均值為1.109,F(xiàn)NIND和FNEXE的均值分別為0.418和0.691,說明盡管女性董事已較為普遍,但是人數(shù)相對較少。女性董事比例FRAT的均值僅為0.110,亦印證了這一點。(3)地區(qū)制度環(huán)境MKT的最小值為0.790,最大值為11.710,反映我國不同地區(qū)之間的市場化進程和經濟發(fā)展水平差異明顯。NATURE的均值為0.601,說明在中國上市公司內部國有企業(yè)仍然占據(jù)了大多數(shù)。此外,公司的平均上市年齡約為7年左右。
表1 變量的描述性統(tǒng)計
主要變量的Pearson相關性分析結果顯示(限于篇幅略去具體結果):(1)DONA與FDUM、FNUM、FRAT分別在5%、1%、1%的顯著性水平上正相關,初步支持了本文的假設1,即女性董事顯著提升了慈善捐贈水平。(2)DONA與FDIND、FNIND、FRIND的相關性不顯著,與FDEXE、FNEXE、FREXE均在1%水平上顯著正相關,上述結果符合“女性獨立董事對慈善捐贈無顯著影響、女性非獨立董事顯著促進了慈善捐贈水平提升”的預測,支持了假設2。(3)DONA與NATURE在1%水平上顯著負相關,反映國有企業(yè)的慈善捐贈水平較低,同假設3中的理論分析相符。上述現(xiàn)象僅由單變量分析所揭示,更確切的研究結論有待下文的多元回歸分析。
表2報告了女性董事、女性董事類型和企業(yè)慈善捐贈的OLS回歸結果,所有模型均經過White異方差調整,其中Panel A沒有區(qū)分董事類型,Panel B將女性董事區(qū)分為女性獨立董事FIND和女性非獨立董事FEXE。各模型均在1%水平上顯著,說明模型整體上有意義。
表2 女性董事、女性董事類型與企業(yè)慈善捐贈
注:*、**和***分別代表在10%、5%和1%水平上顯著(雙尾),括號中報告的是經過White調整的T值。下同。
表2的Panel A第(1)列顯示,F(xiàn)DUM與DONA在10%水平上顯著正相關(系數(shù)=0.069,T值=1.695),說明當公司擁有女性董事時,慈善捐贈水平會相應增加。進一步地,如第(2)和(3)列所示,F(xiàn)NUM與DONA在5%水平上顯著正相關(系數(shù)=0.045,T值=2.176),F(xiàn)RAT與DONA在5%水平上顯著正相關(系數(shù)=0.557,T值=2.504),表明女性董事人數(shù)越多、所占比例越大,企業(yè)慈善捐贈水平越高。上述經驗證據(jù)聯(lián)合支持了假設1,即女性董事顯著促進了公司慈善捐贈的增加。原因在于:在情境決策中,女性和男性之間有顯著差別。女性由于天然的關懷主義倫理而更傾向于幫助別人,而男性則往往更關注掙錢和獲得職位提升(Betz等,1989;Bernardi和Arnold,1997),男女之間迥異的處事風格會進一步影響女性董事的相關決策行為,表現(xiàn)在慈善捐贈上,女性關懷主義倫理必將使女性董事做出幫助他人的決策,進而促進了慈善捐贈行為。此外,相對而言,女性更加注重外在表現(xiàn)(Fishman,1978),慈善捐贈的增加無疑有助于樹立企業(yè)的外部形象,在促使女性董事獲得心理滿足感的同時,也有助于企業(yè)績效的改善(杜興強和杜穎潔,2010),因此增加慈善捐贈符合女性的決策風格。
表2中Panel B的第(4)列表明,女性獨立董事虛擬變量FDIND與DONA負相關但不顯著(系數(shù)=-0.057,T值=-1.305),F(xiàn)DEXE與DONA在10%水平上顯著正相關(系數(shù)=0.076,T值=1.819);與第(4)列呈現(xiàn)的結果相類似,第(5)、第(6)列中女性獨立董事賦值變量FNIND、女性獨立董事比例變量FRIND的回歸系數(shù)均不顯著,女性非獨立董事賦值變量FNEXE、女性非獨立董事比例變量FREXE的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正。上述發(fā)現(xiàn)聯(lián)合揭示在女性董事內部主要是女性非獨立董事促進了慈善捐贈水平的顯著提升,支持了假設2。造成這一現(xiàn)象的原因不難理解,在我國名義上獨立董事的聘任權屬于全體股東,但是實際上往往掌握在非獨立董事等大股東的代言者手中,因而在實際履行職責時,獨立董事往往難以發(fā)揮實質性作用,鑒于此,女性獨立董事難以對慈善捐贈產生顯著影響。
控制變量方面,MKT與DONA均在5%水平上顯著負相關,說明當上市公司所處地區(qū)的制度環(huán)境越好,慈善捐贈水平越低,造成這一現(xiàn)象的原因可能在于當制度環(huán)境完善時,公司通過捐贈形成和加強政治聯(lián)系的動機減弱(羅黨論和唐清泉,2009)。ROA與DONA均在5%水平上顯著正相關,LEV與DONA均在1%水平上顯著負相關,反映當公司盈利能力越強、資產負債率越低時,財務壓力較小,因此進行慈善捐贈的能力相應增強。此外,公司規(guī)模顯著降低了慈善捐贈水平,而上市年限對慈善捐贈水平無顯著影響。
表3報告了在不同性質企業(yè)中女性董事及其不同類型對慈善捐贈影響差異的OLS多元回歸分析結果,所有模型總體上均在1%水平上顯著。Panel A第(1)列中FDUM×NATURE在5%水平上顯著小于0(系數(shù)=-0.187,T值=-2.164),第(2)列中FNUM×NATURE在5%水平上小于0(系數(shù)=-0.086,T值=-1.990),第(3)列中FRAT×NATURE在5%水平上小于0(系數(shù)=-0.975,T值=-2.156)。上述經驗證據(jù)聯(lián)合表明在國有企業(yè)中,女性董事提升慈善捐贈水平的程度顯著下降,假設3得到支持。第(1)至第(3)列中,女性董事均在5%水平上與慈善捐贈正相關,假設1進一步得到支持。此外,NATURE與DONA均呈現(xiàn)顯著負相關關系,符合假設3的邏輯推理。Panel B中第(4)至第(6)列的回歸結果顯示,F(xiàn)EXE×NATURE的系數(shù)在5%水平上顯著為負,F(xiàn)IND×NATURE的系數(shù)為正但不顯著,進一步支持了假設3。同時應注意到,F(xiàn)EMEXE的系數(shù)分別在5%、1%和1%水平上大于0,F(xiàn)EMIND項系數(shù)小于0但不顯著,這與假設2的理論預期一致。控制變量中結果基本與表2保持一致,不再贅述。
上述研究表明,縱使女性關懷主義倫理已經使女性董事對企業(yè)的慈善捐贈決策產生影響,但是企業(yè)性質將會對這一影響起到明顯的約束作用。國有企業(yè)與政府之間的天然聯(lián)系致使慈善捐贈戰(zhàn)略的重要性有所下降,從而在國有企業(yè)中女性董事對慈善捐贈的正面促進效應相應減弱。
表3 企業(yè)性質、女性董事與企業(yè)慈善捐贈
在上市公司中,可能不僅只是董事會對慈善捐贈行為產生影響,經理人員、監(jiān)事等其他高管人員同樣也會對企業(yè)的相關決策發(fā)揮重要作用(杜興強和馮文滔,2012)。為了使研究結論更加穩(wěn)健,進一步擴大高管范圍,將監(jiān)事和其他高管也納入測試范圍,本文構建女性高管FEM變量,包括虛擬變量FEMDUM、賦值變量FEMNUM和比例變量FEMRAT三種度量方式,其余變量定義與上文相同,重復上文的研究,回歸結果顯示(限于篇幅略去具體結果):在檢驗女性高管與慈善捐贈的關系時,F(xiàn)EMDUM(系數(shù)=0.112,T值=2.426)、FEMNUM(系數(shù)=0.026,T值=2.142)和FEMRAT(系數(shù)=0.774,T值=2.874)的系數(shù)均顯著大于0;當進一步觀察企業(yè)性質的交互影響時,F(xiàn)EMDUM×NATURE(系數(shù)=-0.214,T值=-2.152)和FEMRAT×NATURE(系數(shù)=-1.119,T值=-2.309)的系數(shù)均在5%水平上顯著小于0,F(xiàn)EMNUM×NATURE(系數(shù)=-0.037,T值=-1.338)的系數(shù)小于0但不顯著。上述結果表明假設1和假設3得到進一步支持。
女性在現(xiàn)代經濟發(fā)展中發(fā)揮的作用日益重要,在公司治理中女性所特有的關懷主義倫理是否會影響微觀企業(yè)行為尤其是慈善捐贈值得關注。本文以2003-2010年滬深兩市A股上市公司為樣本,實證檢驗了女性董事及其不同類型對慈善捐贈的影響,以及女性董事的關懷主義倫理是否會在不同性質企業(yè)中有所差異。研究結果表明,總體上女性董事顯著促進了慈善捐贈水平的提升,劃分女性董事類型后發(fā)現(xiàn),女性非獨立董事有助于慈善捐贈的增加,而女性獨立董事作用不明顯。在國有企業(yè)中,由于受到經濟理性的限制,女性董事/女性非獨立董事對于慈善捐贈的促進作用顯著減弱。
本文的研究結果具有如下政策啟示:(1)鑒于女性董事的關懷主義倫理影響企業(yè)慈善捐贈等公司行為,因此企業(yè)在未來選聘董事和管理人員的過程中,應結合經營實際,合理發(fā)揮女性董事及女性高管的性別優(yōu)勢,為增進企業(yè)形象、改善市場聲譽等服務,最終促進企業(yè)績效的提升。(2)女性獨立董事與企業(yè)慈善捐贈之間無顯著的相關性,一定程度上揭示了獨立董事在中國目前的資本市場上可能的作為仍然有限。因此,相關部門應促進獨立董事的履職環(huán)境、選聘機制等配套措施的完善,使獨立董事在企業(yè)決策中真正有所作為,而不再只是“花瓶”。(3)國有企業(yè)同民營企業(yè)相比,慈善捐贈水平較低且女性董事(女性非獨立董事)對慈善捐贈的正面促進作用顯著減弱,反映國有企業(yè)通過慈善捐贈建立政治聯(lián)系的動機較弱,側面佐證了不同性質企業(yè)之間可能存在政策歧視,未來應進一步在政策層面為不同性質企業(yè)提供公平的發(fā)展機會,以防止因政策歧視而帶來負面經濟后果。
主要參考文獻:
[1]陳瑋. 論利益相關者利益最大化財務目標[J]. 會計研究,2006,(4).
[2]杜興強,杜穎潔. 公益性捐贈、會計業(yè)績與市場績效:基于汶川大地震的經驗證據(jù) [J]. 當代財經,2010,(2).
[3]杜興強,馮文滔. 女性高管、制度環(huán)境與慈善捐贈[J]. 經濟管理,2012,(11).
[4]樊綱,王小魯,朱恒鵬. 中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2009年報告[M].北京:經濟科學出版社,2010.
[5]郭劍花,杜興強. 政治聯(lián)系、預算軟約束與政府補助的配置效率[J]. 金融研究,2011,(2).
[6]李常青,賴建清. 董事會特征影響公司績效嗎[J]. 金融研究,2004,(5).
[7]李曉玲,任宇,劉中燕. 大股東控制、產權性質對慈善捐贈的影響[J]. 安徽大學學報,2012,(6).
[8]羅黨論,唐清泉. 中國民營上市公司制度環(huán)境與績效問題研究[J]. 經濟研究,2009,(2).
[9]薛爽,肖星. 捐贈:民營企業(yè)強化政治關聯(lián)的手段[J]. 財經研究,2011,(11).
[10]薛有志,彭華偉,李國棟. 執(zhí)行董事、多元化程度與公司績效的研究[J]. 經濟問題探索,2010,(4).
[11]朱健剛,曋凱. 工作、權力與女性認同的建構[J]. 清華社會學評論,2001,(1).
[12]Adams R.A., Ferreira D. Women in the Boardroom and Their Impact on Governance and Performance [J]. Journal of Financial Economics, 2009, 94(2): 291-309.
[13]Betz J., O’Connell L., Shepard J.M. Gender Difference in Proclivity for Unethical Behavior [J]. Journal of Business Ethics, 1989, 8(5): 321-324.
[14]Bernardi R.A., Arnold D.F. An Examination of Moral Development within Public Accounting by Gender, Staff Level and Firm [J]. Contemporary Accounting Research, 1997, 14(4): 653-668.
[15]Byoun S., Chang K., Kim Y. Does Corporate Board Diversity Affect Corporate Payout Policy [EB/OL]. 2011, http://papers.ssrn.com/sol3/papers.cfm?abstract_id=1786510.
[16] Fishman P.M. Interaction: The Work Women Do [J]. Social Problems, 1978, 25(4): 397-406.
[17] Fombrun C.J., Gardberg N.A., Barnett, M.L. Opportunity Platforms and Safety Nets: Corporate Citizenship and Reputational Risk [J]. Business & Society Review, 2000, 105(1): 85-106.
[18] Freeman R.E., Gilbert D.R. Jr. Business, Ethics and Society: A Critical Agenda [J]. Business & Society, 1992, 31(1): 9-17.
[19]Gilligan C.In a Different Voice: Psychological Theory and Women’s Development [M].Cambridge,Mass.:Harvard University Press,1993.
[20]Hermalin B.E.,Weisbach M.S. The Effects of Board Composition and Direct Incentives on Firm Performance [J]. Financial Management, 1991, 20(4): 101-112.
[21]Sevenhuijsen S. The Relevance of the Feminist Ethics of Care for Social Policy [J]. Feminist Theory, 2003, 4(2): 179-197.
[22]Stanwick P.A., Stanwick S.D. The Determinants of Corporate Social Performance: An Empirical Examination [J]. American Business Review, 1998, 16(1): 86-93.
[23] Wang J., Coffey B.S. Board Composition and Corporate Philanthropy [J]. Journal of Business Ethics, 1992, 11(10): 771-778.
[24] Williams R.J. Women on Corporate Boards of Directors and Their Influence on Corporate Philanthropy [J]. Journal of Business Ethics, 2003, 42(1): 1-10.
[25] Zhang R., Rezaee Z., Zhu J. Corporate Philanthropic Disaster Response and Ownership Type: Evidence from Chinese Firms’ Response to the Sichuan Earthquake [J]. Journal of Business Ethics, 2009, 91(1): 51-63.