企業(yè)社會責(zé)任、管理者能力與董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)

摘要：為有利于營造促進(jìn)和引導(dǎo)企業(yè)積極履行社會責(zé)任的環(huán)境機(jī)制，本文聚焦于企業(yè)的某種網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，以2011-2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)我國上市公司社會責(zé)任水平是否存在董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)，并考察管理者能力和企業(yè)的異質(zhì)性對同群效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)社會責(zé)任具有顯著的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)；管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)有抑制作用，且管理者能力在非國有企業(yè)中對同群效應(yīng)的抑制力比在國有企業(yè)中更強(qiáng)，在低股權(quán)集中度的企業(yè)中管理者能力對同群效應(yīng)的抑制力比在高股權(quán)集中度的企業(yè)中更強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：企業(yè)社會責(zé)任；同群效應(yīng)；管理者能力

中圖分類號：F272.3文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1001-148X（2023）03-0127-09

收稿日期：2022-08-23

作者簡介：劉源（1988-），男，黑龍江哈爾濱人，博士研究生，研究方向：企業(yè)管理。

中國式現(xiàn)代化是人與自然和諧共生、全體人民共同富裕、高質(zhì)量的現(xiàn)代化，因此，企業(yè)社會責(zé)任的履行形式、作用路徑、特征、水平等，對于我國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型下的高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。企業(yè)社會責(zé)任（CSR）是企業(yè)對股東、員工、供應(yīng)商、客戶、消費(fèi)者和自然環(huán)境等利益相關(guān)方盡責(zé)情況的綜合指標(biāo)。企業(yè)的“同群效應(yīng)”則是指多個(gè)存在某種網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的公司在企業(yè)行為決策上存在一定程度的相似性，即目標(biāo)企業(yè)在進(jìn)行決策時(shí)會受到同一網(wǎng)絡(luò)中其他企業(yè)行為決策的影響。董事網(wǎng)絡(luò)是企業(yè)間由于共有同一董事或高管而結(jié)成的企業(yè)網(wǎng)絡(luò)，網(wǎng)絡(luò)內(nèi)的企業(yè)間共享市場信息，互相學(xué)習(xí)借鑒公司治理策略。企業(yè)社會責(zé)任水平是企業(yè)對社會責(zé)任投入資源數(shù)量、投入方式等一系列治理決策的結(jié)果，因此企業(yè)社會責(zé)任也應(yīng)該具有董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)，其表現(xiàn)形式是企業(yè)履行社會責(zé)任的水平可能會受到董事網(wǎng)絡(luò)內(nèi)其他企業(yè)履行社會責(zé)任水平的外部影響。管理者是企業(yè)治理決策的制定者和執(zhí)行者，企業(yè)的運(yùn)營有賴于管理者的信息獲取能力、資源整合能力、學(xué)習(xí)能力、執(zhí)行力等多種綜合能力。有研究發(fā)現(xiàn)，管理者的能力與企業(yè)管理決策間有顯著的相關(guān)性，因此社會責(zé)任履行水平作為企業(yè)決策的重要組成部分與管理者能力也應(yīng)具有相關(guān)性。此外，能力水平高的管理者制定決策時(shí)往往更有大局意識和長遠(yuǎn)的目光，能夠更能強(qiáng)有力地制定和執(zhí)行對企業(yè)自身有利的決策。那么，管理者能力水平高的企業(yè)是否能一定程度上擺脫企業(yè)網(wǎng)絡(luò)中其他企業(yè)決策的影響？管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)是否也有類似的影響？這些問題值得進(jìn)一步的探討。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)社會責(zé)任與董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)

利益相關(guān)者理論認(rèn)為，股東、雇員、消費(fèi)者、供應(yīng)商、自然環(huán)境等利益相關(guān)方均在企業(yè)成長與發(fā)展過程中扮演著重要角色并提供了專用性資本，企業(yè)制定社會責(zé)任戰(zhàn)略就是要降低與利益相關(guān)者間的信息不對稱，提升各方的獲得感，實(shí)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)外部信息的有效溝通。莊旭東和段軍山（2022）認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任承擔(dān)行為存在保險(xiǎn)效應(yīng)，降低了企業(yè)面對內(nèi)外部環(huán)境的不確定性，顯著提升了企業(yè)的投資效率［1］。聲譽(yù)效應(yīng)理論也認(rèn)為，承擔(dān)企業(yè)社會責(zé)任有利于提升企業(yè)公眾形象，塑造正向的社會認(rèn)知［2］。Oikonomoui等（2014）發(fā)現(xiàn)承擔(dān)社會責(zé)任塑造的良好的企業(yè)社會形象可以幫助企業(yè)降低債權(quán)人對企業(yè)償債風(fēng)險(xiǎn)的評估水平，降低融資成本［3］?？梢娖髽I(yè)社會責(zé)任對企業(yè)發(fā)展具有重要影響，制定和執(zhí)行企業(yè)社會責(zé)任戰(zhàn)略是企業(yè)管理者重要的治理行為。

社會學(xué)習(xí)理論認(rèn)為在面對市場的不確定性時(shí)，人們會選擇性地接收信息并采用最簡便風(fēng)險(xiǎn)最低的方案。同群企業(yè)的決策屬于市場的公開信息，并且同群企業(yè)的行動是通過對市場和自身信息進(jìn)行分析和權(quán)衡之后的結(jié)果，具有一定的參考性，因此企業(yè)管理者很可能會選擇“搭便車”。這種模仿參照物的行為可以快速且有效減少決策過程中的隱藏風(fēng)險(xiǎn)，因此學(xué)者們發(fā)現(xiàn)許多企業(yè)治理行為都具有顯著的同群效應(yīng)。如公司的資本結(jié)構(gòu)以及負(fù)債結(jié)構(gòu)期限、高管薪酬、現(xiàn)金股利政策均存在明顯的行業(yè)同群效應(yīng)［4-5］；企業(yè)過度負(fù)債存在地區(qū)同群效應(yīng)［6］；企業(yè)高管薪酬同時(shí)具有地域同群效應(yīng)和行業(yè)同群效應(yīng)，且地域同群效應(yīng)的影響顯著高于行業(yè)同群效應(yīng)影響［7］。

同群概念不僅局限于行業(yè)和地域，基于社會嵌入理論，董事網(wǎng)絡(luò)是企業(yè)社會資本之一，處在董事網(wǎng)絡(luò)中的企業(yè)相互之間會更加信任，通過網(wǎng)絡(luò)企業(yè)間可形成有效的資源特別是信息資源流動，且這一非正式信息渠道的成本較低質(zhì)量較高，結(jié)果是令企業(yè)的行動目標(biāo)趨于一致，即形成同群效應(yīng)。與地域同群和行業(yè)同群相似，許多企業(yè)治理活動也顯著的存在董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)，如馮戈堅(jiān)，王建瓊（2019）實(shí)證檢驗(yàn)了我國上市公司創(chuàng)新活動（研發(fā)投入和專利產(chǎn)出）存在董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)［8］。

關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)的研究主要集中在同行業(yè)或同地區(qū)企業(yè)的社會責(zé)任實(shí)踐的相似性上。例如Liu和Wu（2016）以環(huán)境投入和企業(yè)是否有社會責(zé)任報(bào)告披露度量企業(yè)社會責(zé)任水平，發(fā)現(xiàn)企業(yè)是否披露社會責(zé)任報(bào)告受到同行業(yè)企的正向影響［9］。韓沈超和潘家棟（2018）采用《潤靈環(huán)球（RKS）企業(yè)社會責(zé)任CSR評級數(shù)據(jù)報(bào)告》所公布的2013年和2014?年所有上市公司的企業(yè)社會責(zé)任評級數(shù)據(jù)，以同地區(qū)（省域）和同行業(yè)為同群標(biāo)準(zhǔn)考察企業(yè)社會責(zé)任的同群效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)同地區(qū)企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)具有高度顯著的地域同群效應(yīng)［10］。綜上所述，現(xiàn)有研究已證明企業(yè)社會責(zé)任行為存在地域和行業(yè)同群效應(yīng)，但較少有人將董事網(wǎng)絡(luò)同群概念引入到企業(yè)社會責(zé)任行為的研究中來，企業(yè)董事、高管社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的存在，使得企業(yè)過去的行為決策更易被其他企業(yè)察覺，社會關(guān)系能夠幫助企業(yè)捕獲公開市場上難以觸及的有價(jià)信息，因此向董事網(wǎng)絡(luò)同群企業(yè)學(xué)習(xí)成為一條可行且有效的參照路徑，企業(yè)社會責(zé)任履行也應(yīng)該具有董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)?；诖?，提出如下假設(shè)：

H1：企業(yè)社會責(zé)任存在董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)，即企業(yè)社會責(zé)任水平（CSR）會受到董事網(wǎng)絡(luò)同群企業(yè)社會責(zé)任水平的正向影響。

（二）企業(yè)管理者能力與同群效應(yīng)

企業(yè)管理者在一定的資源約束條件下為企業(yè)創(chuàng)造收入的能力被稱之為管理者能力［11］。Hambrick和Mason?（1984）的高階理論認(rèn)為企業(yè)管理者經(jīng)常面對不確定的環(huán)境，在這種環(huán)境中，他們必須綜合信息做出復(fù)雜決策，這一過程會受到他們的經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀等個(gè)人特性的影響［12］。有研究表明，管理者能力的異質(zhì)性對企業(yè)的決策和績效有著至關(guān)重要的影響。

根據(jù)委托代理理論，在信息不對稱的條件下，一般的管理者基于私利考慮在決策時(shí)會傾向跟隨同行其他企業(yè)來規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，出于對聲譽(yù)和未來職業(yè)發(fā)展的考慮，管理者為了避免落后于同行其他企業(yè)也會有意模仿同行經(jīng)理人的行為。但從信息獲取與處理的角度看，管理能力強(qiáng)的企業(yè)管理者能夠更好地從公開市場中搜集和分析信息，排除行業(yè)及市場中冗多復(fù)雜的信息噪音，降低企業(yè)自主決策風(fēng)險(xiǎn)，因而更能從自身的經(jīng)營狀況出發(fā)制定策略，較少跟風(fēng)模仿，使管理者能力高的企業(yè)決策顯著的區(qū)別于同群企業(yè)的平均決策，一定程度地減少同群效應(yīng)。

一些學(xué)者的實(shí)證研究得出了相似的結(jié)論。如花俊國等（2021）發(fā)現(xiàn)管理者能力的提升會抑制企業(yè)創(chuàng)新投資同群效應(yīng)，且在非國有企業(yè)、股權(quán)集中度較低及管理者權(quán)力大的企業(yè)更明顯［13］。張敦力和江新峰（2021）發(fā)現(xiàn)管理者異質(zhì)性特征影響企業(yè)的決策及其資源配置，管理者能力對企業(yè)投資的羊群行為具有顯著抑制作用，該作用還將隨著管理者薪酬公平程度的提高而增強(qiáng)［14］。羅福凱等（2018）發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入顯著受同儕企業(yè)的影響，且具有更低市場地位、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平和融資約束程度的企業(yè)，其研發(fā)投入同儕效應(yīng)更顯著［15］。以上研究都提示管理者水平高的企業(yè)往往能做出獨(dú)立的決策，而與其他同群的企業(yè)顯示出差異。與一般的企業(yè)決策相比，制定企業(yè)社會責(zé)任策略具有周期長、耗資大、不確定性強(qiáng)的特點(diǎn)，有較高的信息成本，更容易突顯出管理者異質(zhì)性差異。基于上面的分析，本研究推斷管理能力強(qiáng)的企業(yè)能夠更好的發(fā)揮信息優(yōu)勢，制定自主的履行社會責(zé)任的策略，一定程度上抑制企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)。因此提出如下假設(shè)：

H2：企業(yè)管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)有抑制作用。即企業(yè)管理者能力與企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群水平呈反比例關(guān)系。

（三）企業(yè)異質(zhì)性、管理者能力與董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)

在企業(yè)異質(zhì)性特征下，管理者面對的成本效用分析和信息處理過程也會有所不同，因此管理者能力對同群效應(yīng)的影響也會展現(xiàn)出差異。本文分別從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)集中度兩方面異質(zhì)性來進(jìn)行分析，并提出研究假設(shè)。

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。我國國有企業(yè)與非國有企業(yè)的管理者由于決策獨(dú)立性、風(fēng)險(xiǎn)承受能力等方面存在差異使他們在公司治理與公司決策方面存在顯著的二元特征。

國有企業(yè)被認(rèn)為是政府的延伸，而其高管大多數(shù)同時(shí)具有企業(yè)家與政府官員的雙重身份，他們既對企業(yè)的盈利負(fù)責(zé)也要對政府治理目標(biāo)負(fù)責(zé)，所以更注重維持自己的政治聲譽(yù)，并且厭惡風(fēng)險(xiǎn)，即使是能力較強(qiáng)的管理者也喜歡穩(wěn)健保守的策略，從而傾向于制定與同群企業(yè)相同的社會責(zé)任策略［16］。

非國有企業(yè)以盈利為核心目標(biāo)，企業(yè)管理者權(quán)力來自于自身的專業(yè)知識和以往的經(jīng)營業(yè)績，個(gè)人利益在大多數(shù)情況下與股東一致，根據(jù)委托代理理論非國有企業(yè)的企業(yè)管理者能承受更高的風(fēng)險(xiǎn)，擁有更多獨(dú)立決策權(quán)。因而非國有企業(yè)里高管理能力的管理者更有可能制定獨(dú)立的社會責(zé)任策略，抑制董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)?，F(xiàn)有的一些研究也有相似的結(jié)論。如張敦力和江新峰（2016）在研究管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應(yīng)的抑制作用時(shí)考慮了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，他們發(fā)現(xiàn)在非國有企業(yè)中管理層權(quán)力的對投資決策同群效應(yīng)的抑制作用更加明顯［14］；花俊國等（2021）發(fā)現(xiàn)管理者能力的提升有助于緩解企業(yè)的創(chuàng)新投資同群效應(yīng)［13］。綜上所述，本研究提出如下假設(shè)：

H3a：相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中管理能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)的抑制力更強(qiáng)。

2.股權(quán)集中度（Shareholding?Concentration）。股權(quán)集中度是公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)的核心，是衡量公司治理結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)，股權(quán)集中度水平?jīng)Q定了監(jiān)督職能發(fā)揮的質(zhì)量和公司實(shí)際權(quán)力分布，影響到公司社會責(zé)任策略的制定［17］。代理理論認(rèn)為股權(quán)集中度高的企業(yè)中，企業(yè)決策所產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)向控股股東高度集中，控股股東對管理者的監(jiān)督控制能力也更強(qiáng)，可供管理人員自主決策的空間較小。而控股股東由于缺乏對行業(yè)和社會期待第一線的細(xì)微感知，面對投資數(shù)額大、周期長、不確定性較大且對企業(yè)業(yè)績、企業(yè)價(jià)值并不構(gòu)成直接影響的社會責(zé)任戰(zhàn)略更有可能采取跟隨同群企業(yè)策略的方案。而在股權(quán)集中度較低的企業(yè)中，單一股東的監(jiān)督成本更高，監(jiān)督意愿也較低，對企業(yè)管理者控制力較弱。能力強(qiáng)的企業(yè)管理者更能夠發(fā)揮自身較多的社會資源、良好的學(xué)習(xí)能力、較高的信息搜集與分析能力等優(yōu)勢，不必靠觀察行業(yè)中其他企業(yè)傳遞出的公共信息進(jìn)行決策，從而制定更符合企業(yè)自身需求的社會責(zé)任策略，體現(xiàn)出較少的同群效應(yīng)。綜上所述，本研究提出如下假設(shè)：

H3b：相比于股權(quán)集中度高的企業(yè)，在股權(quán)集中度低的企業(yè)中，管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)抑制作用更強(qiáng)。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

以2011-2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，構(gòu)建覆蓋滬深A(yù)股整體的基于企業(yè)核心管理層（董事、監(jiān)事、高管）連接的社會網(wǎng)絡(luò)，上市公司社會責(zé)任數(shù)據(jù)來自于和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責(zé)任報(bào)告，管理層數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)收集于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，管理層數(shù)據(jù)如有缺失，則通過巨潮資訊網(wǎng)和新浪財(cái)經(jīng)頻道補(bǔ)充。數(shù)據(jù)剔除金融保險(xiǎn)類企業(yè)樣本、報(bào)告期間ST公司樣本、部分相關(guān)數(shù)據(jù)缺失樣本，并對所有連續(xù)變量極端值進(jìn)行1%到99%的winsor縮尾處理，企業(yè)管理層的能力數(shù)據(jù)由MAXDEA和stata16計(jì)算得出，企業(yè)董事網(wǎng)絡(luò)同群數(shù)據(jù)由excel整理得出，最終到18232個(gè)企業(yè)-年度觀測值。

（二）變量定義（表1）

企業(yè)社會責(zé)任水平。和訊網(wǎng)基于上市公司的年報(bào)和社會責(zé)任報(bào)告構(gòu)建了社會責(zé)任報(bào)告專業(yè)評測體系，分別從股東責(zé)任、員工責(zé)任、供應(yīng)商客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任、環(huán)境責(zé)任、社會責(zé)任五個(gè)方面對企業(yè)社會責(zé)任進(jìn)行了較為科學(xué)且全面的評價(jià)，其評分較好地反映了企業(yè)社會責(zé)任的承擔(dān)狀況。本文參考馮麗艷（2016）的相關(guān)研究，采用和訊網(wǎng)發(fā)布的企業(yè)社會責(zé)任評價(jià)總得分作為被解釋變量企業(yè)社會責(zé)任水平CSR［18］。

同群企業(yè)社會責(zé)任水平。借鑒Larcker（2013）的方法，本文定義若上市公司的某一核心管理層（董事／CEO）同時(shí)在兩家上市公司任職，則判定這兩家公司屬于由董事網(wǎng)絡(luò)連結(jié)的同群企業(yè)［19］。同群企業(yè)社會責(zé)任水平CSR_Peer等于與該企業(yè)處于同一社會網(wǎng)絡(luò)中的其他企業(yè)的企業(yè)社會責(zé)任水平的平均值。

企業(yè)社會責(zé)任同群差異。借鑒趙穎（2016）的思路［7］，本研究用樣本企業(yè)的社會責(zé)任水平與其同群企業(yè)的社會責(zé)任水平的差異作為測度樣本企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)差異（Cohort?Differences，CD）的代理變量，企業(yè)的社會責(zé)任水平與其同群企業(yè)的社會責(zé)任水平的差異等于企業(yè)社會責(zé)任水平減同群企業(yè)平均社會責(zé)任水平后取絕對值。該值越大說明企業(yè)同群效應(yīng)越弱。即：

CD=|CSR－CSR_Peer|（1）

管理者能力。參考Dermerjian（2013）?等的思路［11］，本文分兩階段分別運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）和Tobit模型計(jì)算出管理者能力MA，?DEA的核心思想是在短期生產(chǎn)要素投入不變的情況下最大化產(chǎn)出，根據(jù)已有研究，本文采用公式（2）測算企業(yè)運(yùn)營全效率：

MAXθ=

SALE1COST+2SAGA+3PPE+4INTANG+5R&D+6GW（2）

其中，唯一的產(chǎn)出變量為企業(yè)的營業(yè)收入（SALE）；投入變量包括營業(yè)成本（COST）、銷售與管理費(fèi)用之和（SAGA）、固定資產(chǎn)凈值（PPE）、無形資產(chǎn)凈值（INTANG）、研發(fā)費(fèi)用（R&D）及商譽(yù)凈值（GW）；所有數(shù)據(jù)均取對數(shù)。

第二步使用Tobit模型進(jìn)行回歸，將管理者能力對企業(yè)產(chǎn)生的效率從企經(jīng)營的總效率中分離，計(jì)算如公式（3）：

θ=β0+β1Asset+β2MS+β3FPCP+β4Age+β5FCI+∑Year+∑Industry+ε（3）

其中，θ表示第一步得出的企業(yè)經(jīng)營的總效率值；Asset表示總資產(chǎn)數(shù)值取自然對數(shù)；?MS為營業(yè)收入/行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)營業(yè)收入之和；?PFCF表示企業(yè)自由現(xiàn)金流，大于0則為?1，小于?0?則為?0；?Age表企業(yè)的成立年限取自然對數(shù)；FCI?為匯兌差額，有則設(shè)為1，無則設(shè)0；?Year和?Industry分別表示年度和行業(yè)控制變量，所有的連續(xù)變量都取對數(shù)。?Tobit模型回歸結(jié)果的殘差值?ε即為管理者能力。

參考已有的相關(guān)研究并結(jié)合實(shí)際分析，本文還設(shè)置了如下的控制變量。

企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)來衡量，一般情況下公司的規(guī)模越大，盈利表現(xiàn)越好，企業(yè)社會責(zé)任意識越強(qiáng)。

財(cái)務(wù)杠桿（Leverage），用資產(chǎn)負(fù)債率進(jìn)行衡量，財(cái)務(wù)杠桿越大的企業(yè)經(jīng)營壓力越大，在履行企業(yè)社會責(zé)任時(shí)表現(xiàn)得更為謹(jǐn)慎。

公司成長性（Growth），衡量指標(biāo)是公司的總資產(chǎn)增長率。

總資產(chǎn)收益率（Roa），計(jì)算方法是當(dāng)期凈利潤除以企業(yè)資產(chǎn)總額。一般來講盈利能力較好的公司有較多的剩余現(xiàn)金流，更有意愿投身于企業(yè)社會責(zé)任建設(shè)。

固定資產(chǎn)規(guī)模（Fix），一般認(rèn)為輕資產(chǎn)公司和重資產(chǎn)公司的社會責(zé)任承擔(dān)水平也存在差異。

公司上市年齡（Age），處于不同成長階段的公司擁有的社會資源不同，所表現(xiàn)出來的社會責(zé)任承擔(dān)水平也存在差異。

此外，本研究還加入了地區(qū)、時(shí)間和行業(yè)虛擬變量，分別用Province、Year、Industry表示。

（三）回歸模型

為了驗(yàn)證假設(shè)H1，本文建立回歸模型（4）：

CSRi，t=β0+β1CSR_Peeri，t+β2Sizei，t+β3Leveragei，t+β4Growthi，t+β5ROAi，t+β6Fixi，t+β7Agei，t+∑Year+∑Industry+εi，t（4）

模型（4）中i、t分別代表企業(yè)和年份，?CSRi，t代表企業(yè)i在t年的社會責(zé)任評分，?CSR_Peeri，t為企業(yè)i的同群企業(yè)在t年的社會責(zé)任評分均值。Leveragei，t、?Growthi，t、?Roai，t、?Fixi，t、?Agei，t、∑Year、∑Industry分別為企業(yè)i在t年企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、公司成長性、總資產(chǎn)凈利潤率、固定資產(chǎn)、公司上市年齡、時(shí)間、行業(yè)的控制變量?εi，t為殘差。本文主要關(guān)注β1，若β1為正則說明企業(yè)社會責(zé)任水平具有董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)。

為了驗(yàn)證假設(shè)H2，本文建立回歸模型（5）：

CDi，t=β0+β1MAi，t+β2Sizei，t+β3Leveragei，t+β4Growthi，t+β5ROAi，t+β6Fixi，t+β7Agei，t+∑Year+∑Industry+εi，t?（5）

模型（5）中?CDi，t表示企業(yè)i在t年社會責(zé)任水平的同群差異水平，它等于企業(yè)i在t年的社會責(zé)任水平與同群企業(yè)的社會責(zé)任水平的差的絕對值，?CDi，t越大則說明企業(yè)i在t年的社會責(zé)任水平與同群企業(yè)的差異越大，說明同群水平越低。?MAi，t表示企業(yè)i在t年的管理水平，它由數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）和Tobit模型計(jì)算得出。模型（5）與模型（4）采用相同的控制變量。本文重點(diǎn)關(guān)注β1，當(dāng)β1為正時(shí)，說明較強(qiáng)的管理能力會擴(kuò)大樣本企業(yè)與同群企業(yè)的同群差異，既管理能力會抑制企業(yè)社會責(zé)任的同群效應(yīng)；當(dāng)β1為負(fù)時(shí)，說明管理能力會增強(qiáng)企業(yè)社會責(zé)任的同群效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)企業(yè)異質(zhì)性特征下管理能力對企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)的影響，對模型（5）按企業(yè)異質(zhì)性特征標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分組回歸。第一組將企業(yè)按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)，用以驗(yàn)證假設(shè)H3a；第二組按照企業(yè)第一大股東持股比例是否達(dá)到30%為標(biāo)準(zhǔn)，第一大股東持股比例高于30%為高股權(quán)集中度，小于30%則為低股權(quán)集中度。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2表示主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。我國企業(yè)的社會責(zé)任評分24.518，標(biāo)準(zhǔn)差為10.156，說明企業(yè)履行社會責(zé)任的水平較低，并且企業(yè)之間的差距也很大。企業(yè)對應(yīng)的社會網(wǎng)絡(luò)同群企業(yè)的社會責(zé)任水平均為24.365，標(biāo)準(zhǔn)差為10.006，說明在同一董事網(wǎng)絡(luò)中的企業(yè)社會責(zé)任水平是相近的，從側(cè)面印證了社會網(wǎng)絡(luò)中的其他企業(yè)會對樣本企業(yè)的社會責(zé)任策略產(chǎn)生影響。管理者能力MA由于是殘差，所以均值為0，最大值為?0.154，最小值為-0.091，方差為0.021，說明企業(yè)管理能力存在較大差異。

（二）相關(guān)性分析

表3為Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。從解釋變量的相關(guān)系數(shù)可以看出變量間相關(guān)系數(shù)絕對值最大為?0.538，小于?0.7?的經(jīng)驗(yàn)性閾值，因此判斷不存在明顯的多重共線性。從變量間顯著性水平看，主要變量CSR與CSR_Peer在99%的置信水平下顯著，說明企業(yè)社會責(zé)任水平與社會網(wǎng)絡(luò)同群中企業(yè)的社會責(zé)任水平是顯著的正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)結(jié)論相符。MA與CD的Pearson相關(guān)系數(shù)并不顯著，但考慮到CD是CSR與CSR_Peer差的絕對值，MA、CSR和CSR_Peer在99%置信區(qū)間水平下顯著相關(guān)，MA與CD應(yīng)該具有邏輯上的相關(guān)性，因此本研究認(rèn)為應(yīng)當(dāng)在完整的回歸模型條件下對其經(jīng)濟(jì)意義考察。Fix與CSR相關(guān)系數(shù)為0.001，與Leverage的相關(guān)系數(shù)也為0.007，說明固定資產(chǎn)規(guī)模與企業(yè)社會責(zé)任水平與杠桿水平關(guān)系并不顯著，但固定資產(chǎn)規(guī)模與其他變量均在99%的置信水平下顯著，因此決定在模型中保留。其余變量間均顯示了較好的相關(guān)性。

（三）企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)實(shí)證結(jié)果分析

表4中（1）是模型3的回歸結(jié)果。主要解釋變量CSR_Peer系數(shù)為0.096，且在1%的水平上顯著，說明企在同一董事網(wǎng)絡(luò)中的企業(yè)會通過信息共享的方式相互學(xué)習(xí)對方的社會責(zé)任策略，同群企業(yè)的社會責(zé)任水平越高，樣本企業(yè)的社會責(zé)任水平也就越高，假設(shè)H1成立?？刂谱兞恐?，企業(yè)規(guī)模（Size）系數(shù)為1.043，?1%的水平上顯著說明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)社會責(zé)任水平越高，更大的規(guī)模意味著更多的資源可以投入企業(yè)社會責(zé)任方面，結(jié)論與已有研究相符。企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿（Leverage）系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明沉重的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)會讓企業(yè)減少社會責(zé)任方面的投入。可持續(xù)增長率（Growth）系數(shù)為正，在5%的水平上顯著說明高自產(chǎn)增速的企業(yè)更愿意對承擔(dān)較高的社會責(zé)任水平。企業(yè)成立時(shí)間（Age）系數(shù)為負(fù)，說明企業(yè)在經(jīng)歷過快速發(fā)展期，進(jìn)入平穩(wěn)發(fā)展階段后，可能會忽視履行社會義務(wù)。總資產(chǎn)收益率（ROA）與固定自產(chǎn)規(guī)模（Fix）回歸結(jié)果并不顯著。

排除競爭性解釋。本研究以董事關(guān)系網(wǎng)絡(luò)來定義同群效應(yīng)，但有一種可能性是：擁有共同高管的兩家企業(yè)大概率是同一地區(qū)相同行業(yè)的企業(yè)，社會網(wǎng)絡(luò)同群與地區(qū)、行業(yè)同群存在重疊關(guān)系。因此CSR_Peer顯著有可能是地區(qū)、行業(yè)同群效應(yīng)造成的，而與社會網(wǎng)同群效應(yīng)無關(guān)。為了排除同地區(qū)、同行業(yè)造成的同群效應(yīng)的影響，本研究在模型（4）中加入一個(gè)新變量Peer_I&P構(gòu)成模型（6），Peer_I&P定義為：與樣本企業(yè)同行業(yè)且同地區(qū)的企業(yè)的社會責(zé)任水平的平均值，用來控制地區(qū)行業(yè)同群效應(yīng)。

CSRi，t=β0+β1CSR_Peeri，t+β2Peer_I&Pi，t+β3Sizei，t+β4Leveragei，t+β5Growthi，t+β6ROAi，t+β7Fixi，t+β8Agei，t+∑Year+∑Industry+εi，t（6）

表4中的（2）是模型（6）回歸結(jié)果，Peer_I&P系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明行業(yè)地域同群效應(yīng)的確會影響企業(yè)的社會責(zé)任水平，與已有的研究結(jié)論一致。在控制了同行業(yè)、同地區(qū)造成的同群效應(yīng)后，董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)變量系數(shù)為0.086，且在１％水平下顯著為正，結(jié)論仍然與假設(shè)H1相符，因此模型（4）是穩(wěn)健的。

（四）管理者能力對同群水平影響的實(shí)證結(jié)果分析

表5中的（1）是模型（4）的回歸結(jié)果。主要解釋變量管理者能力（MA）的系數(shù)為18.084，在1%的水平上顯著，表明隨著管理者能力上升，企業(yè)社會責(zé)任水平的同群差異（CD）也會上升，高水平的管理者會更多地通過自身的信息搜集和處理能力從企業(yè)自身利益出發(fā)做出社會責(zé)任決策，從而減少對同群內(nèi)其他企業(yè)的模仿，即管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任同群水平具有抑制作用，與假設(shè)H2的結(jié)論相符?？刂谱兞恐衅髽I(yè)規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Leverage）、固定資產(chǎn)水平（Fix）、企業(yè)成立時(shí)間（Age）系數(shù)都顯著為正，可能是因?yàn)橘Y產(chǎn)規(guī)模大、成立時(shí)間長、杠桿率比較高的企業(yè)一般都是業(yè)務(wù)發(fā)展比較成熟的企業(yè)，它們在行業(yè)中的地位已經(jīng)比較穩(wěn)固，管理上已經(jīng)普遍具有相對穩(wěn)定成熟的規(guī)章程序，管理人員在制定企業(yè)社會責(zé)任策略時(shí)更傾向于按照企業(yè)自身的規(guī)章制度行事，模仿同群企業(yè)的動機(jī)不強(qiáng)；公司成長性（Growth）總資產(chǎn)收益率（ROA）系數(shù)顯著為負(fù)則可能因?yàn)楦咚俪砷L期的企業(yè)更多地放在主營業(yè)務(wù)的增長方面，對企業(yè)社會責(zé)任方面的關(guān)注相對較少，企業(yè)內(nèi)部也未形成企業(yè)社會責(zé)任實(shí)施戰(zhàn)略，因此管理人員更傾向于模仿同群企業(yè)的社會責(zé)任中策略。

（五）企業(yè)異質(zhì)性特征下實(shí)證結(jié)果及分析

為了檢驗(yàn)企業(yè)異質(zhì)性特征下管理能力對企業(yè)社會責(zé)任董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)的影響，對模型4按企業(yè)異質(zhì)性特征標(biāo)準(zhǔn)將樣本分組后進(jìn)行回歸。第一組按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)；第二組按第一大股東持股比例是否超過30%，劃分為高股權(quán)集中度企業(yè)和低股權(quán)集中企業(yè)。

表5中（2）和（3）列出了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的回歸結(jié)果，管理者能力（MA）均在5%的水平上顯著為正，與假設(shè)H2保持一致。國有企業(yè)MA系數(shù)為12.227，非國有企業(yè)MA系數(shù)為14.449，非國有企業(yè)MA系數(shù)較大說明相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)對企業(yè)社會責(zé)任同群效用的抑制作用更強(qiáng)，驗(yàn)證了假設(shè)H3a。

表5中（4）和（5）列出了高股權(quán)集中度企業(yè)和低股權(quán)集中度企業(yè)分別回歸的結(jié)果，MA系數(shù)也均顯著為正，且低股權(quán)集中度系數(shù)大于高股權(quán)集中度系數(shù)，說明相較于高股權(quán)集中度企業(yè)，在低股權(quán)集中度的企業(yè)中管理能力對企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)的抑制更強(qiáng)，驗(yàn)證了假設(shè)H3b。

以上兩組對照回歸結(jié)果表明，管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)的作用受企業(yè)異質(zhì)性的影響。具體來說，管理者能力的作用在非國有企業(yè)比在國有企業(yè)內(nèi)更強(qiáng)；在低股權(quán)集中度企業(yè)中的作用比在高股權(quán)集中度企業(yè)中更強(qiáng)。對照結(jié)果顯示了管理者在企業(yè)內(nèi)權(quán)力大小的差異。在非國有企業(yè)中，管理者受更少的政府政策限制和監(jiān)督，擁有相對更大的權(quán)力；在低股權(quán)集中度的企業(yè)中，管理者受更少的股東監(jiān)督約束，也擁有相對大的權(quán)力。管理者權(quán)力越大，管理者決策的自由度就越高，越能充分發(fā)揮自身管理能力，減少對同群企業(yè)的模仿。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在前文中，本研究通過添加新變量同行業(yè)、同地區(qū)的企業(yè)的社會責(zé)任水平的平均值Peer_I&P用來控制地區(qū)行業(yè)同群效應(yīng)，排除了由董事網(wǎng)絡(luò)同群企業(yè)與同行業(yè)、同地區(qū)同群企業(yè)相重合導(dǎo)致的競爭性解釋，驗(yàn)證了假設(shè)H1的穩(wěn)健性。下面本文嘗試對其余幾個(gè)假設(shè)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。和訊網(wǎng)的企業(yè)社會責(zé)任評價(jià)體系中，社會責(zé)任（CSR_E）分項(xiàng)占總權(quán)重的20%，內(nèi)部包含所得稅占利潤總額比（10%）、公益捐贈金額（10%）兩個(gè)指標(biāo)，與其他分項(xiàng)不同，社會責(zé)任（CSR_E）分項(xiàng)包含更多的企業(yè)單向?yàn)樯鐣暙I(xiàn)的要素，能較好地排除企業(yè)行業(yè)、經(jīng)營狀況的要素，單純體現(xiàn)樣本企業(yè)承擔(dān)社會義務(wù)、承擔(dān)社會責(zé)任的主觀意圖，因此本文采用社會責(zé)任CSR_E分項(xiàng)作為企業(yè)社會責(zé)任CSR的替代變量對模型（4）進(jìn)行回歸，結(jié)論并未發(fā)生改變。

為了驗(yàn)證假設(shè)H2、H3a、H3b的穩(wěn)健性，本文嘗試用交互項(xiàng)的方式檢驗(yàn)MA對同群效應(yīng)的抑制作用：

CSRi，t=β0+β1MAi，t+α1CSR_Peeri，t+α2CSR_Peeri，t*MAi，t+β2Sizei，t+β3Leveragei，t+β4Growthi，t+β5ROAi，t+β6Fixi，t+β7Agei，t+∑Year+∑Industry+εi，t（7）

模型（7）在模型（4）的基礎(chǔ)上，添加管理者能力?MAi，t與同群企業(yè)社會責(zé)任均值的交互項(xiàng)?CSR_Peeri，t*MAi，t。其中，我們主要關(guān)注?α2，若?α2是負(fù)數(shù)，說明在同群企業(yè)社會責(zé)任均值不變的條件下，管理者能力MA越大企業(yè)社會責(zé)任水平越低，即管理者能力對同群效應(yīng)有抑制作用。

表6列出了采用交互項(xiàng)模型回歸的結(jié)果，交互項(xiàng)MA*CSR_Peer系數(shù)均為負(fù)，表示管理能力對同群效應(yīng)有抑制作用，與假設(shè)H2結(jié)論相符。非國有企業(yè)MA*CSR_Peer系數(shù)絕對值大于國有企業(yè)系數(shù)絕對值；股權(quán)集中度低的企業(yè)MA*CSR_Peer系數(shù)絕對值大于股權(quán)集中度高的企業(yè)系數(shù)絕對值，非國有企業(yè)MA系數(shù)較大說明相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)對企業(yè)社會責(zé)任同群效用的抑制作用更強(qiáng)；相較于低股權(quán)集中度企業(yè)，在高股權(quán)集中度的企業(yè)中管理能力對企業(yè)社會責(zé)任同群效應(yīng)的抑制更強(qiáng)。進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H2、H3a、H3b。

五、結(jié)論與啟示

本文以管理者能力為視角，研究了企業(yè)社會責(zé)任水平、董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)與企業(yè)異質(zhì)性的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)履行社會責(zé)任水平會受到董事網(wǎng)絡(luò)同群企業(yè)社會責(zé)任水平的正向影響。（2）企業(yè)管理者能力對企業(yè)社會責(zé)任的董事網(wǎng)絡(luò)同群效應(yīng)有抑制作用。（3）相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中管理能力對同群效應(yīng)的抑制力更強(qiáng)。（4）相比于股權(quán)集中度高的企業(yè)，在股權(quán)集中度低的企業(yè)中，管理者能力對企業(yè)同群效應(yīng)抑制作用更強(qiáng)。