民营企业家商会任职与连续慈善捐赠行为.pdf

第期双月刊总第 期中 南 财 经 政 法 大 学 学 报J OUR NA LO FZ HON GNANUN I V E R S I T YO FE C ONOM I C SAN DL AWN o,B i m o n t h l yS e r i a lN o 民营企业家商会任职与连续慈善捐赠行为修宗峰王敏(中南大学 商学院,湖南 长沙 )摘要:商会作为典型的社会网络组织,能够通过企业家商会任职的方式对企业决策行为产生影响.本文以我国证券市场 年A股民营上市公司为研究对象,实证检验了民营企业家(董事长或C E O)商会任职与企业连续慈善捐赠行为之间的关系.实证结果发现:企业家商会任职会促使民营企业从事连续慈善捐赠活动且捐赠规模更大,而且企业家任职商会种类越多,这一促进效应越明显;在分析师关注度较低、企业家兼职较少以及非国有企业等改制而来的民营企业中,企业家商会任职对连续慈善捐赠行为的促进作用更明显;企业家在工商联或行业协会、国家级或市县级及以下商会中担任关键职位,更可能进行连续慈善捐赠且捐赠规模更大.渠道分析表明,民营企业家商会任职通过将商会会规和宗旨融入企业经营活动以及维护企业声誉两个渠道促进企业连续慈善捐赠行为.本研究揭示了企业家商会关系网络对民营企业连续慈善捐赠行为的积极影响,提供了企业非功利性连续慈善捐赠行为驱动机制的经验证据,同时为我国商会组织有效地参与公司治理提供了政策启示.关键词:商会任职;慈善捐赠;企业家;民营企业中图分类号:F 文献标识码:A文章编号:()收稿日期:基金项目:国家社会科学基金一般项目“数据要素市场化配置增强企业韧性的 作 用机 理与 实 现路 径研 究”(B J Y )作者简介:修宗峰(),男,山东青岛人,中南大学商学院副教授;王敏(),男,江西九江人,中南大学商学院副教授,本文通讯作者.一、引言习近平总书记在 年月 日主持召开的中央财经委员会第十次会议中强调,“在高质量发展中促进共同富裕,正确处理效率和公平的关系,构建初次分配、再分配、三次分配协调配套的基础性制度安排”.至此,第三次分配首次被正式纳入基础性制度安排.第三次分配有别于初次分配和再分配,主要由高收入人群在自愿基础上,以募集、捐赠和资助等慈善公益方式对社会资源和社会财富进行分配,是对初次分配和再分配的有益补充,有利于缩小社会差距,实现更合理的收入分配.因此,第三次分配是由社会机制主导的资源配置活动,也是与人的社会性最为接近的资源分配方式.民营企业是第三次分配的重要参与主体,已成为推动我国慈善事业发展的重要力量.根据 年度中国慈善捐助报告,年我国共接收境内外款物捐赠 亿元.与欧美发达国家以个人捐赠为主的特征不同,企业捐赠是中国社会捐赠最主要的来源,而其中民营企业又是企业捐赠的主力军,其捐款额占年度企业捐赠总额的一半左右.由中国民营企业发起组成的中国光彩事业促进会统计显示,年全国光彩事业投资项目数总计 个,共有 位民营企业家参与,实际投资额 亿元,公益投入 亿元,辐射全国 个省(区、市),受益人数达 万人.中国光彩事业促进会仅仅是中国民营企业进行公益捐赠的实施机构之一,此外仍有数以万计的公益机构直接接收中国民营企业的慈善捐赠.中国民营企业的慈善捐赠在抗击非典、救援汶川地震和玉树地震等突发事件中都发挥了重要作用,社会影响力日益增大,并呈现出持续而全面的发展趋势.然而,在中国当前的情境下,企业慈善捐赠更可能是企业对其所处社会环境及社会文化的一种策略性回应,对民营企业来说更可能如此,因为民营企业受到相对“歧视”,受保护力度相对不足.为了得到市场和社会的认可,民营企业往往会通过各种途径来彰显其合法性和影响力.而作为中国典型的社会网络组织,商会组织具有重要的经济和社会治理功能,加入商会成为民营企业高管建立社会关系网络的一种重要策略.企业家通过兼任商会关键职务的方式建立商会关系,这种“兼职”甚至成为会员企业或者企业家个人参与经济和政治活动的“金名片”,从而提升了会员企业及企业家个人的社会影响力和声誉资本.同时,商会任职使得企业家以及会员企业受到商会会规和宗旨的影响以及社会公众的关注,这将如何影响企业社会责任的履行,尤其是非功利性慈善捐赠行为呢?现有文献对此鲜有探讨.企业家商会的影响不容忽视,尤其对正处于经济转型期的中国,商会不仅扮演着社会中介组织的角色,还发挥着承担经济服务与维护社会稳定的重要作用.我国商会组织具有一定的官方或半官方性质,因此,民营企业家在商会任职能够提高所在企业的社会地位和影响力,进而缓解单个企业因资源不足或影响力微弱而在对外关系中处于劣势地位的困境.同时,我国各类商会组织作为连接政府与市场的“第三部门”,受到了社会各界的广泛关注.因此,随着在商会任职的企业家的社会地位和影响力的提高,社会关注压力也促使他们及其所在企业积极回馈社会,而慈善捐赠则是企业履行社会责任、回馈社会最直接有效的方式.比如,年新冠肺炎疫情防控期间,全国工商联直属商会和各级工商联所属商会组织力量保障防疫产品供应,其会员企业踊跃捐款捐物,积极投身疫情防控阻击战.无论是工商联、行业协会还是同乡商会,这些商会组织对企业家及企业积极承担社会责任有着较强的政策响应度和实践引导性,促使会员企业履行更多的社会责任.企业慈善捐赠动机一般以功利性为主,例如为彰显企业经济实力和社会地位,或为获得地方政府和当地官员的信任,或者企业将慈善捐赠作为其社会责任缺失的遮羞布.与此不同的是,因为企业家“社会意识”和同理心较强,或受到我国传统文化 等因素的影响,企业也会从非功利性动机出发进行慈善捐赠,但目前学术界对企业非功利性慈善捐赠动机的研究相对较少.具体来说,相对于功利性慈善捐赠这一“择机”行为,若民营企业家基于非功利性动机从事慈善捐赠,那么该捐赠行为更可能是连续性的,他们捐赠的出发点更可能是遵循社会道德规范或朴素的一心向善的意愿,从而通过连续性利他行为来践行企业家利他主义的价值观.基于我国A股民营上市公司高管简历的公开披露数据,本文度量了董事长和C E O的商会任职经历,检验了民营企业家商会任职对企业连续慈善捐赠行为的影响,这将为推动我国商会发展、促进企业连续慈善捐赠以充分发挥民营企业在第三次分配中的重要作用,奠定相应的理论基础并提供经验证据支持.本研究的创新之处主要体现如下.()增进了企业慈善捐赠的影响因素研究.现有文献对企业慈善捐赠的影响因素研究集中在公司治理机制 以及高管个人特征(如政治身份、党员身份)等方面,本文从企业家商会任职这一角度对其进行了补充.()拓展了企业非功利性慈善捐赠的相关研究.关于企业慈善捐赠行为,现有文献更侧重于企业之间慈善捐赠行为的横截面对比分析,较少涉及企业慈善捐赠的连续性现象.本文通过研究企业家商会任职与企业连续慈善捐赠之间的关系,为我国民营企业非功利性慈善捐赠提供了新的证据支持.()本文区分了商会组织类型和商会行政层级.现有文献对商会研究缺乏细致分类或仅侧重于单一类型商会,如行业协会、异地商会等.本文研究发现商会类型和商会行政层级对企业连续慈善捐赠行为的影响均存在异质性,这为充分理解以及有效发挥我国商会组织的公司治理功能提供了启示和思路.()本文识别了企业家商会任职影响企业连续慈善捐赠的作用渠道,厘清了商会网络关系影响企业捐赠行为的理论逻辑和现实路径.本文其他部分的结构安排如下:第二部分为理论分析与研究假设;第三部分为实证研究设计,包括样本选择与数据来源、变量定义及实证模型等;第四部分为实证结果分析;第五部分为进一步分析与讨论;第六部分为结论与启示.二、理论分析与研究假设尽管追求政治资源和声誉等利己动机是企业进行慈善捐赠的重要动因,但慈善捐赠也可能只是企业回馈社会的利他行为.利他动机,主要是指公司受某些文化,如儒家文化或宗教等因素的影响,在公司文化建设中积极倡导关爱他人、推己及人、“己欲达而达人”等思想,从而积极承担社会责任.一方面,人们对需要帮助的人进行捐赠是人类天生的本性,是对身陷困境的人的一种同情,是人内心的原始本质特征.因此,进行连续慈善捐赠更可能是人们在非功利性动机下纯粹践行社会责任的行为.另一方面,企业是追求利益的经济体,赚取经济收益是企业生存和发展的根本手段.然而,慈善捐赠始终是企业的一项成本支出,且企业进行连续性捐赠是一项长期无偿性的活动,这将增加企业的成本,并且与公司盈利的目的背道而驰,这种超越功利主义目的的连续捐赠行为呈现出强烈的“利他”色彩.偶尔的一次慈善捐赠,并不能够说明该企业是有社会责任的,或许企业捐赠的背后隐藏了功利性动机;但是如果企业连续多年参与慈善捐赠,则可以认为该企业是具有社会责任感的,其捐赠行为是出于非功利性动机进行的纯公益活动.更进一步,如果企业是基于非功利性动机进行慈善捐赠,那么他们的捐赠行为将更可能是连续性的,他们捐赠的出发点更可能是遵循社会道德规范或朴素的一心向善的意愿.在非功利性慈善捐赠动机的驱动下,企业家或企业更可能将慈善捐赠作为一项利他行为持续进行,从而体现企业家利他主义价值观.我国商会组织主要包括工商业联合会(以下简称“工商联”)、行业协会与同乡商会三类.工商联的官方色彩较为浓厚,其组织机构完整,与各级政府互动频繁;行业协会与同乡商会则具有一定的业缘性与地缘性特征.商会作为公民社会组织,是政治经济体制渐进式改革的产物,自 年改革开放以来呈现出快速增长的趋势,“义利兼顾、以义为先”“服务至上”等利他思想逐渐发展为商会组织的核心理念.基于民营企业连续慈善捐赠的视角,本文的研究动机在于检验在商会任职的民营企业家所在企业从事慈善捐赠行为是否出于非功利性动机.第一,担任商会职务的民营企业家可能将商会组织的会规和宗旨融入企业经营管理中,从而促使企业积极从事非功利性的连续慈善捐赠活动.一方面,商会作为一种不以营利为目的的社会组织,其作用在于通过调动整个社会的资源来解决地方经济的发展问题,改善居民生活质量,实现社会公平,这体现出商会责任是实现社会公共利益的最大化.从这个意义上讲,履行社会责任可以说是商会组织的共同价值观,商会通过吸引众多具有社会责任感的企业家,用共同或类似的商会会规或宗旨引导企业积极承担社会责任.比如,江苏省安徽商会的宗旨为“服务,是商会的基本职能,是商会的兴盛之道,是立会之本、强会之基”,其引导会员企业及企业家践行“义利兼顾、以义为先”的理念,积极参与公益慈善活动和乡村振兴行动,以此回报社会;深圳市福田区工商联坚持“服务至上”的宗旨,重视发挥企业社会责任,积极发动会员企业参与社会公益活动,包括扶贫开发及其他慈善事业,增强企业社会责任感,为促进社会和谐做贡献.另一方面,虽然企业家并不总是“利他”,但当其在商会中担任职务后,受“义利兼顾、以义为先”“服务至上”等商会宗旨和会规的影响,其企业文化会更关注“利他主义”价值观,即使需要付出代价,但最终非利他主义的企业家也会无私地行动.因此,民营企业家在商会中担任职位后,能够将这些教人向善的商会宗旨和会规融入企业文化和经营管理中,促使企业出于非功利性动机从事连续慈善捐赠活动.同时,在商会任职的企业家在商会组织以身垂范和积极引导下,其自身诚信、感恩等价值观得到确立和巩固,也会引导企业做出积极践行社会责任的相关决策,增强其非功利性的慈善捐赠动机.第二,担任商会职务的民营企业家受到了更大的声誉约束,出于维护和提升个人和企业声誉的动机,其更有动力进行连续慈善捐赠.声誉被认为是一种稀缺的、不可复制的无形资源,对于组织而言,声誉通常被描述成一种关于组织特性的信息,这种信息能够代表社会公众对该组织的直观印象.一方面,声誉作为正式制度的补充机制,发挥着激励和约束组织成员的作用.民营企业家担任商会组织的关键职务会增加企业在社会公众面前的曝光度,促使其声誉与行业影响力上升,同时也会使其受到政府、公众和其他利益相关者的更高关注,这使得民营企业维持并增强社会公信力和社会声誉的动机也愈加强烈.因此,企业家商会任职产生的声誉激励会使企业勤勉经营、发挥行业“头羊效应”、积极回馈股东和社会.另一方面,声誉也具有传递性.如果个体在某一个群体中赢得了良好的声誉,随着社会交往的不断深入,该声誉资本将会不断累积并传递到其他群体之中,最终带来新的资源与发展机会,对企业家个人及企业也会产生一定程度的积极影响.在这种情况下,民营企业家商会任职使得企业为了不辜负社会各界的期望、维护来之不易的社会声誉,在经营中严格遵守法律法规和公司章程,积极践行企业社会责任.对于在商会组织中担任重要职位的企业家所在的企业而言,积极进行连续慈善捐赠可能并不是寻求自身利益最大化的表现,而更可能是在声誉机制的激励下,出于非功利性目的而主动承担企业社会责任的表现.综上所述,在商会任职的企业家出于非功利性动机更可能从事连续慈善捐赠活动,因此,本文提出如下假设:限定其他条件,在商会任职的企业家所在企业进行连续慈善捐赠的可能性和规模更大.三、实证研究设计(一)样本选择与数据来源本文选择 年我国沪深A股民营上市公司作为研究样本,剔除了金融类行业以及数据缺失的样本数据,共得到 个公司年度样本观测值.选取 年作为起始年的原因是在 年之前,上市公司对高管简历信息披露不完整,缺失较多,不能准确获取企业家商会任职数据.年 月 日,证监会发布关于修订 公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第号 年度报告的内容与格式 的通知(),强制要求上市公司披露现任董监高人员的主要工作经历信息和在除本单位外的其他单位的任职或兼职情况.上市公司董事长及C E O的商会任职数据来自C S MA R数据库高管简历的披露,并经手工搜集、整理赋值得出;其他财务数据也来自C S MA R数据库.为避免异常值对研究结论造成的不利影响,本文对所有连续变量进行了上下的W i n s o r i z e处理,并报告了公司层面聚类调整(f i r m l e v e l c l u s t e r i n g)的统计量.(二)变量定义因变量.()参考王小泳等()关于“连续”的定义,根据民营上市公司捐赠情况定义连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA),若企业连续年,即第t年、第t 年、第t 年和第t 年均进行了慈善捐赠,则I F D ONA取值为,否则为;()在哑变量(I F D ONA)基础上,构建企业连续慈善捐赠规模变量(A S S D ONA),若企业连续年,即第t年、第t 年、第t 年和第t 年均进行了慈善捐赠,则A S S D ONA等于第t年公司慈善捐赠金额除以年末总资产(乘以 ).自变量.企业家商会任职(C C),具体包括两类变量:()企业董事长或C E O商会任职哑变量(C C_DUM),若董事长或C E O在工商联、行业协会和同乡商会中担任会长、理事长、秘书长、理事等重要职位,则C C_DUM取值为,否则为;()在哑变量(C C_DUM)基础上,构建董事长或C E O商会任职种类变量(C C_NUM),若董事长或C E O同时在三种、两种和一种商会任职,分别赋值为、和,否则为.本文所关注的商会包括工商联、行业协会和同乡商会.控制变量.参考已有文献的做法,本文控制变量主要包括:()董事长或C E O个人特征变量,包括性别(CHA F EM)、年龄(CHAAG E)、学历(CHA E DU)、政治联系(CHA P C)、学术背景(CHAA C A);()企业财务特征变量,包括公司规模(S I Z E)、净资产收益率(R O E)、财务杠杆(L E V)、现金持有水平(C A S H);()公司治理变量,包括两职合一(DUA L)、第一大股东持股比例(F I R S T)、董事会人数(B OA R D);()其他变量,包括地级市人均(G D P)、地区市场化进程(MK T)、行业和年度哑变量.表变量定义变量名称变量符号衡量方式连续慈善捐赠哑变量I F D ONA若第t年至t 年企业均进行了慈善捐赠,则取值为,否则为连续慈善捐赠规模A S S D ONA若第t年至t 年企业均进行了慈善捐赠,则等于第t年慈善捐赠金额/年末总资产,并乘以 是否在商会任职C C_D UM董事长或C E O是否在工商联、行业协会和同乡商会中任职,若任职则取值为,否则为商会任职种类C C_NUM若董事长或C E O同时在三种、两种和一种商会任职,分别赋值为、和,否则为企业家性别C HA F EM董事长或C E O性别哑变量,若董事长或C E O为女性则赋值为,否则为企业家年龄C HAA G E董事长或C E O年龄企业家学历C HA E D U博士、硕士、本科、大专、中专(包括高中)及以下分别赋值为、,根据董事长或C E O第t年学历平均值计算企业家政治联系C HA P C若董事长或C E O具有各级政府部门、人大代表或者政协委员的任职经历则赋值为,否则为企业家学术背景C HAA C A若董事长或C E O具有高校任教、科研机构任教以及协会从事研究经历则赋值为,否则为公司规模S I Z E年末总资产的自然对数盈利能力R O E净利润/年末股东权益财务杠杆L E V年末总负债/年末总资产现金持有水平C A S H年末现金及现金等价物/年末总资产两职合一D UA L董事长与C E O两职合一时取值为,否则为第一大股东持股比例F I R S T年末第一大股东持股比例董事会规模B OA R D董事会人数的自然对数地级市人均G D PG D P企业注册地所在地级市人均G D P市场化进程MK T企业注册地所在省份市场化进程总指数,数据来源于王小鲁等著的 中国分省份市场化指数报告()年度哑变量Y E A R年度哑变量行业哑变量I N D U S T行业哑变量(根据 年证监会行业分类计算,并细分制造业)(三)实证模型为了检验本文假设,本文构建如下回归模型():I F DONAt(A S S DONAt)C CtCHA F EMtCHAAG EtCHA E DUtCHA P CtCHAA C AtS I Z EtRO EtL E Vt C A S Ht DUA Lt F I R S Tt B OAR Dt G D Pt MKTtI NDU S TY E ARt()模型()中的被解释变量I F DONA为企业连续慈善捐赠行为哑变量,采用L o g i t回归方法;被解释变量A S S DONA为企业连续慈善捐赠规模变量,采用T o b i t回归方法.如果企业家商会任职变量C C(包括C C_D UM与C C_N UM)的回归系数显著大于,则本文假设得到支持.四、实证结果分析(一)描述性统计表报告了本文主要变量的描述性统计结果,主要结果如下.()民营企业连续慈善捐赠哑变量(I F DONA)的均值为 ,这表明在样本期间内有 的样本公司进行了连续慈善捐赠;民营企业连续慈善捐赠规模(A S S DONA)的均值为 ,表明连续捐赠规模平均占总资产的 .()企业家商会任职哑变量(C C_DUM)的均值为 ,即企业家任职商会的比例平均达到,这表明超过三分之一样本企业的董事长或者C E O具有商会任职经历;同时,企业家商会任职种类变量(C C_NUM)的均值为 ,即企业家任职商会的种类数平均为,大于商会任职哑变量均值(),这说明部分董事长或C E O同时任职于两种或两种以上类型的商会组织.表描述性统计变量观测数均值标准差最小值 中位数 最大值I F D ONA A S S D ONA C C_D UM C C_NUM C HA F EM C HAA G E C HA E D U C HAA C A C HA P C S I Z E R O E L E V C A S H D UA L F I R S T B OA R D G D P MK T (二)相关性分析本文对主要变量进行了P e a r s o n相关性分析.其中企业家商会任职哑变量(C C_DUM)、商会任职种类变量(C C_NUM)与连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA)的相关系数分别为 和 ,且均在的水平上显著,这说明企业家商会任职与民营企业连续慈善捐赠的可能性存在正相关关系;企业家商会任职哑变量(C C_DUM)、商会任职种类变量(C C_NUM)与连续慈善捐赠规模(A S S D ONA)的相关系数分别为 和 ,且均在的水平上显著,这说明企业家商会任职与民营企业连续慈善捐赠的规模存在正相关关系,本文假设初步得到验证.限于篇幅,未报告相关结果,留存备索.(三)回归分析为了检验企业家商会任职对民营企业连续慈善捐赠行为的影响,本文对模型()进行了回归检验,相关回归结果如表所示.表民营企业家商会任职与连续慈善捐赠行为变量I F D ONA()()A S S D ONA()()C C_D UM ()()C C_NUM ()()C ON T R O L S控制控制控制控制I N D U S T/Y E A RF E控制控制控制控制N R 注:括号内为经过公司层面聚类调整的Z值和T值;、和分别表示在、和 的水平上显著(双尾);限于篇幅,控制变量的结果未列示,留存备索.下表同.根据表可以发现:()当因变量为连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA)时,第()列中企业家商会任职哑变量(C C_DUM)的回归系数为 ,第()列中企业家商会任职种类变量(C C_NUM)的回归系数为 ,且均在的水平上显著;()当因变量为连续慈善捐赠规模(A S S D ONA)时,第()列中企业家商会任职哑变量(C C_DUM)的回归系数为 ,第()列中企业家商会任职种类变量(C C_NUM)的回归系数为 ,且均在的水平上显著.上述结果与本文假设的理论预测一致,即企业家商会任职提升了民营企业连续慈善捐赠的可能性和捐赠规模,并且企业家商会任职种类越多,民营企业进行连续慈善捐赠可能性越高、捐赠规模越大.上述回归结果在一定程度上说明,商会组织的会规、宗旨和商会集体声誉共同激励组织内的企业家积极承担企业社会责任,同时商会任职也使企业家更有能力以非功利性连续慈善捐赠的方式追求高层次的尊重与自我价值的实现,企业家商会任职能够对民营企业连续慈善捐赠起到促进作用.(四)内生性讨论工具变量法.为了解决遗漏变量以及样本选择偏差造成的内生性问题,本文采用工具变量两阶段法重新检验研究假设.本文选取上市公司所在地的地形起伏度(WR D L S)作为企业家商会任职的工具变量.一方面,封志明等()指出中国大多数人口都集中居住在地形起伏度较低的地区.基于这一视角,当企业处在地形起伏度较低的地区时,董事长和总经理所掌握的关系网络应当更为庞大.此外,林伯强和谭睿鹏()发现地形起伏度是影响经济聚集的重要因素之一,地形起伏度高、区位不佳的地区往往受制于地理位置的可达性而受到经济文化发展的强力约束,进而影响地区内商会组织的形成与繁荣.因此,可以合理地相信,在地形起伏度较低的地区,当地的企业家可以获得更多的商会任职机会.另一方面,地形起伏度不大可能对企业连续慈善捐赠产生直接影响.地形起伏度数据来源于封志明等()构建出的中国地级及以上城市的地形起伏度,衡量方法为上市公司所在地级市地形起伏度原值.工具变量两阶段法中第一阶段的回归模型如下所示:C C_DUMtWR D L StCHA F EMtCHAAG EtCHA E DUtCHA P CtCHAA C AtS I Z EtR O EtL E Vt C A S Ht DUA Lt F I R S Tt B OA R Dt G D Pt MK Tt I N DU S TY E A R t()工具变量第一阶段的回归结果如表第()列所示.可以发现,当因变量为C C_DUM时,企业注册地所在省份地形起伏度(WR D L S)的回归系数为 ,在的水平上显著,这说明企业注册地所在省份地形起伏度(WR D L S)对企业家是否在商会任职产生一定的负向影响,即地形起伏度(WR D L S)越低,越有利于商会组织的形成和发展,从而促进企业家在商会任职.工具变量第二阶段的回归结果如表第()()列所示.可以发现,民营企业家商会任职或任职种类越多,越能提高企业连续慈善捐赠的概率和扩大捐赠规模,与本文假设的理论预测一致,说明本文研究结论不受内生性问题的影响,假设仍然成立.P S M D I D方法.本文采用P S M D I D方法重新检验研究假设.本文设定处理组为样本期间内企业家从无商会任职转变为有商会任职的样本企业,控制组为样本期间内企业家一直无商会任职的样本企业.针对每一个处理组的样本企业,本文以企业家进入商会任职的年份为基准,采用P S M方法,根据所有控制变量并按照邻近匹配原则,为其匹配了一个对应的控制组样本企业,最终得到了 个观测值.回归模型如下所示:I F D ONAt(A S S D ONAt)T R E ATtP O S TT R E ATtC ONT R O L St I N DU S TY E A R t()本文使用的模型属于使用虚拟变量作为双重差分标识变量的多时点双重差分模型.模型()中,T R E AT为处理组的虚拟变量,处理组取值为,控制组取值为,反映的是处理组企业家在商会任职之前与控制组企业连续慈善捐赠水平的差异,而年份固定效应(Y E A R)则被用以控制时间效应.T R E ATP O S T是标识变量,反映的是处理组企业在商会任职前后连续慈善捐赠水平的变化相比于控制组企业连续慈善捐赠水平变化的差异.如果T R E ATP O S T的回归系数()显著为正,则意味着企业家商会任职提升了民营企业连续慈善捐赠的可能性和规模.相关回归结果如表第()()列所示,可以发现:当因变量为连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA)时,第()列中T R E ATP O S T的回归系数在 的水平上显著为正;当因变量为连续慈善捐赠规模变量(A S S D ONA)时,第()列中T R E ATP O S T的回归系数在 的水平上显著为正.上述结果表明,在采用P S M D I D方法解决内生性问题后,本文假设仍然得到验证.表内生性检验变量C C_D UM()I F D ONA()()A S S D ONA()()I F D ONA()A S S D ONA()WR D L S ()C C_D UM ()()C C_NUM ()()T R E A TP O S T ()()T R E A T ()()C ON T RO L S控制控制控制控制控制控制控制I N DU S T/Y E A RF E控制控制控制控制控制控制控制N R 借鉴黄俊威和龚光明()检验平行趋势假定的方法,本文按照时段对样本进行划分并设置相应的虚拟变量.若样本处在公司发生企业家首次商会任职前的第年,则虚拟变量P O S T()赋值为,若样本处在公司发生企业家首次商会任职前的第年和第年,则虚拟变量P O S T()和P O S T()分别赋值为,若样本处在公司发生企业家首次商会任职当年,则P O S T()赋值为.同样地,若样本处在公司发生企业家首次商会任职后的第年、第年和第年,则虚拟变量P O S T()、P O S T()和P O S T()分别赋值为.由于P O S T()为进入标的名单前一年的临界值,本文将其作为基期处理.研究发现,在企业家首次商会任职之前,公司之间的连续慈善捐赠趋势无显著差异,这在一定程度上表明平行趋势假定得以满足.限于篇幅,未报告相关结果,留存备索.(五)稳健性检验替换因变量.重新构建企业连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA),若第t年至第t 年均进行了慈善捐赠,则I F D ONA 取值为,否则为.在此基础上,构建企业连续慈善捐赠规模变量(A S S D ONA),若第t年至第t 年均进行了慈善捐赠,则A S S D ONA 等于第t年企业慈善捐赠金额除以年末总资产(乘以 ).重新构建企业连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA),若第t年至第t 年均进行了慈善捐赠,则I F D ONA 取值为,否则为.在此基础上,构建企业连续慈善捐赠规模变量(A S S D O N A),若第t年至第t 年均进行了慈善捐赠,则A S S D O N A 等于第t年企业慈善捐赠金额除以年末总资产(乘以 ).相关回归结果如表第()()列所示,民营企业家商会任职变量对所在企业连续慈善捐赠变量的回归系数均在 的水平上显著为正,结果与本文假设的理论预测一致.表企业家商会任职与民营企业连续年和连续年慈善捐赠行为变量I F D ONA()()A S S D ONA()()I F D ONA()()A S S D ONA()()C C_D UM ()()()()C C_NUM ()()()()C ON T R O L S控制控制控制控制控制控制控制控制I N D U S T/Y E A RF E控制控制控制控制控制控制控制控制N R 重新构建企业连续慈善捐赠规模变量(AV E_A S S D ONA),若企业第t年至第t 年均进行了慈善捐赠,则AV E_A S S D ONA等于企业第t年至第t 年慈善捐赠的平均金额除以平均年末总资产(乘以 ).相关回归结果如表第()()列所示,企业家商会任职哑变量(C C_DUM)和商会任职种类变量(C C_NUM)的回归系数分别在和的水平上显著为正,上述结果与本文假设的理论预测一致.表企业家商会任职与民营企业连续慈善捐赠行为:替换因变量和自变量变量AV E_A S S D ONA()()I F D ONA()A S S D ONA()C C_D UM ()C C_NUM ()C C_D UM ()()C ON T R O L S控制控制控制控制I N D U S T/Y E A RF E控制控制控制控制N R 替换自变量.重新定义企业家商会任职哑变量(C C_DUM),若董事长或C E O在工商联、行业协会和同乡商会中任职会长、理事长或秘书长,则C C_DUM 取值为,否则为.相关回归结果如表第()()列 所 示,更 换 后 的 自 变 量(C C_DUM)与 连 续 慈 善 捐 赠 变 量(I F D ONA和A S S D ONA)的回归系数均在的水平上显著为正,上述结果与本文假设的理论预测一致.五、进一步分析与讨论(一)异质性分析:分析师关注外部监督是公司治理机制的重要组成部分,良好的外部监督有利于约束管理层短视行为,促使企业合规高效地制定和执行经营决策.分析师能通过自身的专业能力和职业操守对其关注的上市公司产生一定的治理和监督作用.分析师具备专业的信息搜索和处理能力,能够根据海量信息对企业价值做出预测和评级,一旦分析师发现管理者有短视等机会主义行为,则会降低对企业价值的预期,进而影响公司股价和市场价值估值,影响企业自身的社会形象,这将使管理者的机会主义行为受到约束.因此,企业在受到较强的分析师关注时,出于维持企业形象及声誉的考虑,会通过更为具体的管理活动来推动企业做出如连续慈善捐赠等有利于长远发展的战略决策.此时,民营企业家商会任职对企业连续慈善捐赠行为的促进作用则可能被弱化.为验证上述猜想,本文将样本企业按跟踪分析的研报数进行分组,跟踪分析的研报数高于行业年度平均值的定义为分析师关注高组,否则为分析师关注低组.分组回归的结果如表所示.可以发现,不论因变量为连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA),还是连续慈善捐赠规模变量(A S S D ONA),对于分析师关注高组,即第()()()()列,民营企业家商会任职变量的回归系数均不显著;对于分析师关注低组,即第()()()()列,民营企业家商会任职变量的回归系数均在的水平上显著为正.上述结果说明民营企业家商会任职与企业连续慈善捐赠之间的正相关关系在分析师关注度较高时不再显著,这意味着分析师关注弱化了民营企业家商会任职对企业连续慈善捐赠行为的促进作用.(二)异质性分析:企业家兼职除商会任职外,企业家通过在其他企业同时任职董事建立的直接和间接联结关系也会形成董事网络,该网络赋予了企业家“名利双收”的声誉资本,使企业家具备更高的社会声望.以此积累的个人声誉可能会对企业家商会任职所带来的声誉资本产生一定的替代作用.因此,当民营企业家兼职情况较多时,其因商会任职对连续慈善捐赠行为产生的促进作用可能被弱化.为验证上述猜想,本文将样本企业按董事长和C E O兼任外部董事的公司数量进行分组,董事长和C E O兼任外部董事的公司数量之和高于行业年度平均值的定义为企业家兼职高组,否则为企业家兼职低组.表异质性分析:分析师关注变量I F D ONA()()()()分析师关注高组分析师关注低组分析师关注高组分析师关注低组A S S D ONA()()()()分析师关注高组分析师关注低组分析师关注高组分析师关注低组C C_D UM ()()()()C C_NUM ()()()()C ON T RO L S控制控制控制控制控制控制控制控制I N DU S T/Y E A RF E控制控制控制控制控制控制控制控制D I F Fc h i P c h i P c h i P c h i P N R 分组回归的结果如表所示.可以发现,不论因变量为连续慈善捐赠哑变量(I F D ONA),还是连续慈善捐赠规模变量(A S S D ONA),对于企业家兼职高组,即第()()()()列,民营企业家商会任职对企业连续慈善捐赠的影响都较小且不显著(第()列除外);对于企业家兼职低组,即第()()()()列,民营企业家商会任职变量的回归系数均在的水平上显著为正.上述结果说明,企业家兼职形成的声誉资本弱化了民营企业家商会任职对连续慈善捐赠行为的促进作用.表异质性分析:企业家兼职变量I F D ONA()()()()企业家兼职高组企业家兼职低组企业家兼职高组企业家兼职低组A S S D ONA()()()()企业家兼职高组企业家兼职低组企业家兼职高组企业家兼职低组C C_D UM ()()()()C C_NUM ()()()()C ON T RO L S控制控制控制控制控制控制控制控制I N DU S T/Y E A RF E控制控制控制控制控制控制控制控制D I F Fc h i P c h i P c h i P c h i P N R (三)异质性分析:民营企业改制追溯我国民营企业产权的初始形成方式,大致上可以划分为两类:一类是由企业家个人或家族出资,白手起家创立并逐步发展起来的民营企业;另一类则是由国有、集体或全民所有制企业经过管理层收购或股权转让等方式转制而形成的民营企业.在后一类企业中,国有产权的背景使这些企业拥有更多的政府联系,面临的社会关注度也较高,在监督及声誉机制的约束下,这些企业更可能从事连续慈善捐赠活动以维持企业形象.受此影响,民营企业家商会任职对企业连续慈善捐赠行为的促进作用可能被弱化.为验证上述猜想,本文定义了民营企业改制类型哑变量(T Y P E),若民营企业是由国有企业等改制而来,则T Y P E赋值为,否则为.分组回归的结果如表所示.可以发现,对于由国有企业等改制而来的民营企业(T Y P E),企业家商会任职对连续慈善捐赠的作用不显著;对于由企业家个人或家族创办的民营企业(T Y P E),企业家商会任职对连续慈善捐赠行为及捐赠规模均具有显著的促进作用,验证了上述猜想.表异质性分析:民营企业改制变量I F D ONA()()()()T Y P ET Y P ET Y P ET Y P EA S S D ONA()()()()T Y P ET Y P ET Y P ET Y P EC C_D UM ()()()()C C_NUM ()()()()C ON T RO L S控制控制控制控制控制控制控制控制I N DU S T/Y E A RF E控制控制控制控制控制控制控制控制D I F Fc h i P c h i P c h i P c h i P N R (四)商会类型和商会层级的影响为进一步考察企业家任职商会的具体类型和任职层级对民营企业连续慈善捐赠行为的影响,本文定义了如下变量.()任职商会类型变量,分别为工商联任职哑变量(C C_F I C),若董事长或C E O在工商联任职,赋值为,否则为;行业协会任职哑变量(C C_I A),若董事长或C E O在行业协会任职,赋值为,否则为;同乡商会任职哑变量(C C_HA),若董事长或C E O在同乡商会任职,赋值为,