連鎖董事與社會責任報告披露:基于組織間模仿視角

韓 潔，田高良，李留闖

1西安交通大學 管理學院，西安710049

2西北工業大學 管理學院，西安710072

1 引言

一人同時在兩家或兩家以上企業任職董事即連鎖董事［1］，連鎖董事作為企業間可靠低成本的信息傳遞機制，已被證明是企業重要的社會網絡關系之一［2］。近年來，學術界開始關注連鎖董事的信息傳遞功能所引起的組織間模仿行為以及這種模仿最終導致的企業間經濟行為和經濟后果的相似性［3］。眾多研究表明，在決策環境不確定時，如果連鎖公司做出某一行為決策，如并購溢價決策［2-3］、股票期權回溯［4］、會計師事務所的選擇［5］和盈余管理［6］等，目標公司隨后會做出相似決策。特別地，陳仕華等［7］以中國上市公司為樣本研究高管聯結對企業社會責任履行的影響，發現目標公司與連鎖公司在慈善捐款方面表現出高度的一致性。

履行社會責任并定期披露社會責任報告是企業保持可持續發展的重要舉措。2002年普華永道開展的國際性調查發現，約70%國際知名公司的CEO認為披露社會責任報告有助于提高企業的長期收益［8］。近年來，中國政府及監管部門發布一系列文件鼓勵上市公司披露社會責任報告，并強制要求深證100和上證治理等指數樣本股公司從2008年起披露社會責任報告。監管機構強制要求披露社會責任報告的是極少數公司，大部分公司的社會責任報告依然采取自愿披露政策。已有研究表明，連鎖董事以組織間模仿的方式影響企業社會責任的履行［7］，然而尚未有研究探索連鎖董事如何影響企業社會責任報告的自愿披露。鑒于這方面研究的缺失，本研究基于組織間模仿視角，以中國上市公司為樣本探索連鎖董事對企業社會責任報告自愿披露的影響。

2 相關研究評述

2.1 連鎖董事與組織間模仿行為

組織間模仿行為是指一個或多個組織的某一實踐的應用提高了與該組織相聯系的其他組織采用這一實踐的可能性［2］。組織間模仿在組織行為理論和實踐中扮演著重要角色，如組織學習理論、戰略選擇理論、后現代制度理論等均涉及組織間模仿;在組織管理實踐中，新產品的開發和新技術的引入等也涉及組織間模仿行為［3］。組織間模仿行為的發生需滿足3個條件［2］，①公司A首先發生了行為X，X可以是公司的管理實踐、組織結構變更或戰略決策等;②公司B與公司A存在某種組織間的聯結;③公司B在隨后時間發生了行為X。組織間模仿行為發生的先決條件之一是公司之間必須具備某種聯結，這種聯結是公司之間信息傳遞的渠道，即模仿的信息渠道，如果公司B無法獲得公司A發生行為X的信息，則模仿行為不會發 生。Haunschild［2］和Shropshire［9］認 為，連 鎖董事是一種可靠、快速、低成本的信息傳遞渠道，是組織間模仿行為發生的重要機制。

已有研究探索了基于連鎖董事的組織間模仿行為的發生。Davis［10］首次從組織間模仿視角研究連鎖董事對公司戰略的影響，發現在美國上市公司中連鎖董事提高了公司對反收購防御計劃的采用，包括毒丸計劃和黃金降落傘等;Haunschild［2］將這一領域的研究從公司戰略層面擴展到公司并購活動中，以美國上市公司并購事件作為樣本，發現如果兩個公司存在連鎖董事關系，其中一個公司會在其并購決策中模仿另一個公司已發生的并購活動，包括并購頻繁程度、并購類型、并購價格等，導致存在連鎖董事關系的公司在并購活動方面表現出高度相似性;陳仕華等［3，5］以中國上市公司的并購溢價數據作為樣本得出相同結論，并發現在中國上市公司中，存在連鎖董事關系的兩家公司在選擇會計師事務所時表現出一致性，即二者傾向于選擇同一事務所;Chiu等［6］和Shi等［11］側重研究連鎖董事對公司盈 余 管 理的影響，發現如果連鎖公司操縱盈余，目標公司操縱盈余的可能性會加大。關于連鎖董事對公司自愿披露決策的影響，Cai等［12］探索連鎖董事對美國上市公司季度業績指引自愿披露的影響，發現如果連鎖公司停止披露季度業績指引，目標公司隨后更有可能停止披露季度業績指引;Richardson等［13］以美國上市公司為樣本，研究發現存在連鎖董事的兩個公司在管理層盈余預測的自愿披露行為方面也表現出一致性。需特別說明，不同于并購活動中的目標公司(target firm)，本研究中涉及的目標公司(focal firm)是重點考察的焦點公司，與連鎖公司(interlock firm)是一組相關聯概念，當兩個公司存在連鎖董事關系時，屬于一對聯結公司，重點關注的一方為目標公司，另一方則為連鎖公司［2-3］。如當董事M同時在公司A和公司B任職董事時，意味著公司A和公司B存在連鎖董事關系，二者屬于一對聯結公司，由于連鎖董事是一種雙向聯系［14］，當重點關注公司A的模仿行為時，公司A是目標公司，公司B則是連鎖公司;同樣，當重點關注公司B的模仿行為時，公司B是目標公司，公司A則是連鎖公司。

綜上所述，關于連鎖董事與組織間模仿行為的研究表現出3個重要特征。①連鎖董事不僅會引起“好的”公司行為決策的模仿，同時也會引起“壞的”公司行為決策的模仿，如盈余管理和財務重述等;②連鎖董事不僅影響公司間經濟行為的一致性，也影響公司間經濟后果的一致性，如并購溢價等;③關于連鎖董事是否會導致企業社會責任報告自愿披露決策的模仿，鮮少有學者做出直接探索。但Cai等［12］和Richardson等［13］以美國上市公司為樣本，從組織間模仿視角探索了連鎖董事對季度業績指引和管理層盈余預測等自愿披露決策的影響。

2.2 企業社會責任報告自愿披露的影響因素

利益相關者理論［15］認為，為股東創造利潤是公司的主要目標，但不是唯一目標，利潤的創造依賴于公司與其他利益相關者的關系，依賴于公司與環境和社會的關系。履行并披露社會責任可減小公司與利益相關者之間的信息不對稱程度，最終獲得股東利益的持續穩定增長。企業社會責任報告自愿披露的影響因素一直是學術界、監管者和市場參與者關注的重點問題［16］，關于企業社會責任報告披露影響因素的研究，大部分學者主要關注公司基本特征以及外部環境的壓力特征等，如公司規模、盈利能力和行業競爭程度等［16-17］。另有學者開始關注管理層特征對社會責任報告自愿披露的影響，包括女性董事比例、獨立董事比例、董事會主席的連鎖關系和連鎖董事的數量等［18-20］。Haniffa等［19］認為董事會主席在公司披露政策上有更大的話語權和影響力，如果董事會主席同時在其他公司任職董事，意味著其擁有更強的信息優勢和聲譽，最終影響到社會責任報告的 披 露 決 策;Hashim 等［20］和 Razek［21］進 一 步 研 究 發現，董事會中連鎖董事的比例和社會責任報告披露有顯著的正向關系。這些研究進一步擴展了社會責任報告披露的影響因素，并將社會責任報告披露的決策主體的社會資本特征(連鎖董事)納入影響因素體系。

以上研究表明，連鎖董事的確影響企業社會責任報告的自愿披露，但這些研究僅探索連鎖董事的存在或者數量對社會責任報告披露的影響，研究設計中連鎖董事大多以虛擬變量的形式呈現，并沒有深入研究連鎖董事對社會責任報告披露的影響機理和方式。基于此，本研究基于連鎖董事的信息傳遞功能，從組織間模仿視角探索連鎖董事影響企業社會責任報告自愿披露的作用機理。

3 假設提出

根據 Lieberman 等［22］和陳仕華等［3］的研究成果，組織間模仿行為的發生依賴于兩個方面，一是模仿動因，即為什么要模仿;二是信息渠道，即如何接觸到模仿源。公司管理層做出的任何決策都是對未來可能發生的各種環境狀態下收益預測的期望。大部分決策都面臨著風險，即使未來各種環境狀態發生的概率可以預測，但各環境狀態下可獲得的真實收益也無法準確預測［22］。各環境狀態發生的概率預測與宏觀環境、國家政策、制度變化等息息相關，當管理層缺少必要的信息預測未來各種環境狀態發生的概率時，決策的不確定性更大。這時管理層傾向于采取更為簡單直接的方式來降低不確定性，即通過模仿外部參照物的相似決策［2］，決策環境的不確定性是模仿行為發生的重要動因［3］。模仿行為要成功發生，除具備模仿動因外，還需具備信息渠道，即目標公司只有通過一定的信息渠道(如連鎖董事)接觸到模仿源，模仿行為才可能發生。

事實上，連鎖董事并非是企業間唯一的信息傳遞渠道，企業也可通過行業協會、審計師、證券分析師和各種傳媒等途徑獲得其他公司的信息［12］，然而，連鎖董事特有的信息傳遞機制決定了其比其他信息傳遞渠道有著更為重要的影響力［2，9，12］。連鎖董事曾親自參與連鎖公司的決策制定過程，當目標公司面臨相似決策時，連鎖董事會提供連鎖公司曾經發生的決策方案作為參考，目標公司因此獲得連鎖公司相關決策的重要私有信息。與公眾傳媒等其他間接信息傳遞途徑相比，這種由連鎖董事親自參與決策獲取的信息更為直接和生動，因而更具說服力，且影響更為穩定和深遠［3］;與其他信息傳遞途徑相比，連鎖董事是更為可靠、快速、低成本的信息傳遞機制［9］。連鎖董事在上市公司的普遍性也決定了其重要性，根據陳仕華等［3］的研究，中國上市公司中約一半以上的企業擁有連鎖董事關系。

社會責任報告的自愿披露旨在反映上市公司履行其對社會和環境等利益相關者的責任所付出的一系列努力［21］，事實上企業的任何經濟活動(包括行為決策)均需要付出成本，包括人力的、非人力的資源以及這些資源的整合［19］。是否披露社會責任報告是管理層對與之相關的成本與期望收益的衡量，但社會責任報告披露決策充斥著大量不確定因素。首先，與固定資產等投資可在較短期轉化為公司的收益相比，企業披露社會責任報告并投資與之相關的社會責任項目不能為企業取得立竿見影的收益，與披露社會責任報告相關的收益存在不確定性和延遲性［23］。如果企業選擇披露社會責任報告需要在當期付出成本，但是這種成本的付出卻并不能轉化為當期的收益，需要長期的收益來彌補當期成本。毋庸質疑，管理層預測較長期環境狀態的發生概率以及各種環境狀態下與社會責任報告披露相關收益的不確定性更大。其次，中國尚處于制度轉型時期，制度的不健全和不完善導致企業面臨的經營環境更為復雜多變，企業無法準確預知未來宏觀政策和制度環境等的變化［24］，因而與社會責任報告披露決策相關的未來各種環境狀態發生的概率也更加難以確定。

這種情況下，社會責任報告披露的決策主體董事會降低不確定性、快速有效做出決策的方法之一就是在現實情境中尋找參照物，模仿其他公司已發生的披露決策。已有研究表明，通過連鎖董事聯結的公司是目標公司決策的理想參照物［3］。連鎖董事曾親自參與連鎖公司社會責任報告披露決策的制定過程，在目標公司面臨相似決策時，會給出連鎖公司曾經的決策方案作為參考，使目標公司獲得連鎖公司與社會責任報告披露決策相關的重要私有信息，為模仿提供信息渠道。除此之外，連鎖公司的社會責任報告披露決策也會影響目標公司對自身決策是否符合社會規范的評價［25］。如果連鎖公司沒有披露社會責任報告，目標公司很可能以此作為自身不披露社會責任報告的道德合法性依據;相反，如果連鎖公司披露社會責任報告，目標公司會基于社會影響和公眾評論等考慮披露社會責任報告，從而導致目標公司社會責任披露決策與連鎖公司社會責任披露決策的相似性。綜上所述，目標公司在做出社會責任報告披露決策時會模仿連鎖公司曾經發生的社會責任報告披露行為。基于此，本研究提出假設。

H1在其他條件不變的情況下，若連鎖公司披露社會責任報告，目標公司披露社會責任報告的可能性更大。

參照陳運森等［26］的研究，中國作為新興資本市場國家，在董事監管、董事獨立性等方面不同于發達國家，因而，在中國涉及連鎖董事的研究中需要區分執行董事和獨立董事。另外，在企業社會責任報告披露決策中，執行董事和獨立董事的話語權和發揮的作用也不相同［19］。當連鎖董事將其在連鎖公司了解到的信息輸入到目標公司之后，其在目標公司的董事類型也可能影響組織間模仿行為的發生。

2001年，中國證監會要求中國上市公司建立獨立董事制度，董事會中獨立董事比例不得低于三分之一。但即使經過十多年的發展和完善，獨立董事在公司決策中發揮的作用依然有限［27］。Yuan等［27］的研究認為，中國監管法規要求上市公司的獨立董事比例不低于三分之一，很少有公司愿意聘請高于三分之一比例的獨立董事，這限制了獨立董事在董事會的話語權和影響力;中國獨立董事的組成主要來自學術機構的學者等，他們大部分缺少運營公司的實際經驗，這也使他們的建議容易被董事會忽略。而與獨立董事相比，執行董事負責公司的日常運營，更加了解公司的各項活動［28］。所有這些導致包括社會責任報告披露決策在內的公司決策中執行董事的話語權和影響力要高于獨立董事。Haunschild［2］的研究發現，由于執行董事對公司決策的影響力更大，如果連鎖董事在目標公司任職執行董事，組織間模仿行為更易發生。因而，在社會責任報告的披露決策中，如果連鎖董事在目標公司任職執行董事，其對模仿行為的影響更大。基于此，本研究提出假設。

H2在其他條件不變的情況下，當連鎖董事在目標公司任職執行董事時，連鎖公司的社會責任報告披露對目標公司社會責任報告披露的正向影響更大。

根據Tarde［29］提出的組織間模仿定律的先內后外律，模仿行為遵循先本域文化后外域文化的規律。企業在搜尋模仿對象時會優先選擇與自身擁有相似組織文化特征的企業。這是由于具有相似文化特征的企業面臨的外部經營環境相似，行為準則和價值規范等相似，因而企業之間更容易了解和認同彼此，模仿行為也更易發生［3］。

企業的地域特征一向被認為是企業文化特征的一個重要方面［30］。與經營處于不同地域的企業相比，處于相同地域的企業更可能擁有相同的文化特征，在行為決策等方面也表現出相似特征［31］。根據先內后外律，在公司社會責任報告的披露決策中，目標公司更傾向于首先模仿與其存在相似文化特征的公司的社會責任報告披露行為。與目標公司和連鎖公司屬于不同地域相比，二者屬于同一地域時企業文化特征的相似程度更高，此時連鎖公司的社會責任報告披露決策對目標公司社會責任報告披露決策有更強的影響。基于此，本研究提出假設。

H3在其他條件不變的情況下，當目標公司與連鎖公司屬于同一地域時，連鎖公司的社會責任報告披露對目標公司社會責任報告披露的正向影響更大。

4 研究設計

4.1 樣本選擇和數據來源

從CSMAR數據庫中可獲得上市公司2008年至2013年的社會責任報告披露數據。由于考察模仿行為要求目標公司的社會責任報告披露情況需滯后連鎖公司至少一年［2］，因此本研究選取2009年至2013年中國滬、深兩市A股上市公司作為初始研究樣本。由于本研究重點考察連鎖董事是否以組織間模仿的方式影響企業社會責任報告披露，參照 Haunschild［2］和陳仕華等［3，25］的研究，需將樣本限定在存在連鎖董事關系的兩兩公司之間。在構建公司之間的連鎖董事關系時，為控制內生性，如果兩個公司在樣本考察期的上一年年末存在相同董事，則為一對連鎖董事聯結公司，一為目標公司，一為連鎖公司［3］。然后，保留由連鎖董事聯結的公司對，按以下標準篩選樣本。①由于本研究考察上市公司社會責任報告的自愿披露，刪除目標公司屬于上證治理、上證海外、上證金融和深證100板塊被強制要求披露社會責任報告的樣本;②刪除目標公司或連鎖公司屬于金融行業的樣本;③刪除目標公司或連鎖公司是ST或*ST公司的樣本;④刪除控制變量缺失的樣本。最終獲得7 522對樣本。

本研究的所有數據均來自CSMAR數據庫，連鎖董事數據通過每個公司與其他所有上市公司的董事信息以姓名、性別、年齡和簡歷一一配對得到，如果董事信息一致則認為兩個公司之間存在連鎖董事關系。為消除極端值對實證結果的影響，對所有連續型變量進行雙向1%winsorize處理。

4.2 變量定義

(1)因變量的衡量

本研究的因變量是目標公司是否在第t年披露社會責任報告，如果目標公司披露社會責任報告取值為1，否則取值為0。

(2)自變量的衡量

本研究的自變量是連鎖公司是否在第(t-1)年披露社會責任報告，如果連鎖公司披露社會責任報告取值為1，否則取值為0。為確保滿足模仿行為的發生條件［2］，本研究對目標公司和連鎖公司社會責任報告披露的先后時間進行了控制，目標公司的社會責任報告披露需滯后連鎖公司1年。

(3)調節變量的衡量

關于連鎖董事在目標公司董事類型的衡量，如果連鎖董事在目標公司任職執行董事取值為1，如果連鎖董事在目標公司任職獨立董事取值為0。

關于地域同質性的衡量，如果目標公司與連鎖公司屬于同一地方政府管轄取值為1，否則取值為0。

(4)控制變量的衡量

除連鎖公司的披露行為，公司規模和盈利能力等公司特征以及行業競爭程度等環境特征也可能影響企業社會責任報告的自愿披露，因此本研究借鑒已有研究［32-33］，在實證檢驗中控制影響企業社會責任報告披露的其他潛在因素。

所有變量定義見表1。

4.3 模型設定

根據已有研究并結合中國上市公司社會責任報告披露的實際情況，本研究采用3個Probit回歸方程檢驗H1～H3。

為檢驗H1，構建Probit回歸方程分析連鎖董事是否以組織間模仿的方式影響企業社會責任報告的自愿披露，即

其中，α0為截距項，α1～α13為各變量對應的估計系數，ε1為隨機擾動項。

為檢驗H2，將連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量(I_CSRt-1)與連鎖董事在目標公司董事類型(Inside)的交互項引入(1)式，構建Probit回歸方程，分析連鎖董事在目標公司的董事類型對目標公司與連鎖公司社會責任報告披露關系的影響，即

其中，β0為截距項，β1～β15為各變量對應的估計系數，ε2為隨機擾動項。

為檢驗H3，將連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量(I_CSRt-1)與地域同質性(Same_region)的交互項引入(1)式，構建Probit回歸方程，分析目標公司與連鎖公司的地域特征對目標公司與連鎖公司社會責任報告披露關系的影響，即

表1 變量定義Table 1 Definition of Variables

其中，γ0為截距項，γ1～γ15為各變量對應的估計系數，ε3為隨機擾動項。

5 實證研究結果

5.1 描述性統計分析

(1)樣本分布

表2給出樣本的分年度分布概況，包括連鎖董事樣本概況以及社會責任報告自愿披露樣本概況。

從2009年至2013年，存在連鎖董事關系的目標公司樣本共4 344個。但連鎖董事公司對有7 522對，其大于目標公司數的原因在于，①個別目標公司與多個公司同時存在連鎖董事關系，即可構建多對連鎖董事公司對，目標公司將在樣本中多次出現;②同一公司既可能以目標公司的身份出現在樣本中，也可能以連鎖公司的身份出現在樣本中。如公司A與公司B和公司C同時存在連鎖董事關系，當考察公司A的模仿行為時，可構建兩對連鎖董事公司對，公司A將作為目標公司在樣本中出現兩次。并且，當考察公司B的模仿行為時，由于公司B和公司A存在連鎖董事關系，公司B將作為目標公司，公司A作為連鎖公司再次出現在樣本中。在7 522對樣本公司中，自愿披露社會責任報告的目標公司有876個，且自愿披露社會責任報告的公司呈逐年遞增趨勢。

表2 樣本分布Table 2 Sample Distribution

表3 變量的描述性統計Table 3 Descriptive Statistics for Variables

(2)樣本描述性統計分析

所有變量的描述性統計分析見表3。目標公司自愿披露社會責任報告的樣本有876個，占總樣本的11.646%;連鎖公司自愿披露社會責任報告的樣本有1 661個，占總樣本的22.082%。本研究中披露社會責任報告的樣本數少于李正等［34］研究的原因在于，本研究只關注自愿披露社會責任報告的公司，已將強制披露的公司剔除。連鎖董事在目標公司任職執行董事的樣本有1 943個，占總樣本的25.831%;目標公司和連鎖公司屬于同一地域管轄的樣本有3 922個，占總樣本的52.140%;目標公司屬于國有企業的樣本有3 155個，占總樣本的41.944%;目標公司屬于重污染行業的樣本有2 621個，占總樣本的34.844%。其余變量不再贅述。

5.2 實證檢驗結果

本研究首先測試每個模型中變量的VIF值，所有變量的VIF值均小于5，排除了多重共線性問題。然后，以目標公司社會責任報告披露虛擬變量為因變量，基于(1)式～(3)式進行Probit回歸分析，得到H1～H3的檢驗結果。由于樣本中個別目標公司與多個公司存在連鎖董事關系，為避免序列相關問題的影響，在回歸分析中以目標公司代碼進行cluster調整。H1～H3的檢驗結果見表4。

模型(1)為基于對(1)式的回歸結果，檢驗H1。在控制了影響目標公司社會責任報告自愿披露的其他因素后，連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量的估計系數在1%水平上顯著為正，說明目標公司社會責任報告披露與連鎖公司社會責任報告披露顯著正相關，即目標公司在社會責任報告的自愿披露決策中參考了連鎖公司的相似決策，H1得到驗證。

模型(2)在模型(1)的基礎上引入連鎖董事在目標公司董事類型及其與連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量的交互項，基于對(2)式的回歸檢驗H2。連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量的估計系數在1%水平上顯著為正，連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量與連鎖董事在目標公司董事類型交互項的估計系數在5%水平上顯著為正。表明當連鎖董事在目標公司任職執行董事時，目標公司與連鎖公司社會責任報告披露的正相關關系更強，即連鎖公司對目標公司的社會責任報告披露決策有更強的影響，H2得到驗證。

模型(3)在模型(1)的基礎上引入地域同質性及其與連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量的交互項，基于對(3)式的回歸檢驗H3。連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量的估計系數在1%水平上顯著為正，連鎖公司社會責任報告披露虛擬變量與地域同質性交互項的估計系數也在1%水平上顯著為正，表明當目標公司與連鎖公司處于同一地域時，目標公司與連鎖公司社會責任報告披露的正相關關系更強，即目標公司對處于同一地域的連鎖公司社會責任報告披露決策的模仿程度更高，H3得到驗證。

表4 Probit回歸結果Table 4 Results of Probit Regression

5.3 穩健性檢驗結果

(1)樣本選擇性偏差

本研究中目標公司和連鎖公司的樣本構建依據是二者之間的連鎖董事關系，即所有不存在連鎖董事的樣本已被剔除，這可能導致樣本選擇性偏差［3］。為考察樣本選擇性偏差是否影響研究結論的穩健性，本研究進行一對一配對和傾向性得分配對兩種配對樣本進行測試。

一對一配對方法依據Kang等［35］的研究，選擇與連鎖公司屬于同一行業、同一年份、公司規模(以總資產衡量)最接近連鎖公司、但與目標公司不存在連鎖董事關系的非連鎖公司作為對照組，將原樣本和對照組樣本縱向合并組成新樣本，由于7 522個樣本均配對成功，因而樣本數是原樣本數的兩倍，獲得15 044個樣本，基于(4)式～(6)式重新估計H1～H3。

其中，η0、φ0和λ0為截距項，η1～η15、φ1～ φ17、λ1～λ17為各變量對應的估計系數，ε4～ε6為隨機擾動項。CSRt-1為虛擬變量，是將原樣本與對照組樣本縱向合并后總體樣本的社會責任報告披露情況，既包括連鎖公司也包括配對得到的非連鎖公司，當在第(t-1)年披露社會責任報告時取值為1，否則取值為0。如果企業之間的模仿存在羊群效應，則該變量的估計系數應顯著為正。Interlock為虛擬變量，連鎖公司取值為1，非連鎖公司取值為0。CSRt-1與Interlock交互項的系數即為連鎖公司對目標公司社會責任報告披露的影響。其他變量定義同表1，回歸結果見表5的模型(4)～模型(6)。

表5 穩健性檢驗結果1Table 5 Robustness Test Results 1

模型(4)為基于對(4)式的回歸結果，檢驗H1，CSRt-1的估計系數不顯著，說明將連鎖公司與非連鎖公司的社會責任報告披露情況混合在一起后，其對目標公司社會責任報告披露的影響不顯著，也表明在企業的社會責任披露決策中羊群效應的影響不顯著。但CSRt-1與Interlock交互項的估計系數在1%水平上顯著為正，即連鎖公司社會責任報告披露對目標公司社會責任報告披露的影響依然顯著，H1成立。模型(5)在模型(4)的基礎上引入Inside及其與CSRt-1·Interlock的交互項，基于對(5)式的回歸檢驗H2。CSRt-1的估計系數不顯著，CSRt-1·Interlock的估計系數在1%水平上顯著為正，CSRt-1·Interlock與Inside交互項的估計系數在5%水平上顯著為正，H2成立。模型(6)在模型(4)的基礎上引入Same_region及其與CSRt-1·Interlock的交互項，基于對(6)式的回歸檢驗H3。CSRt-1的估計系數不顯著，CSRt-1·Interlock的估計系數在10%水平上顯著為正，CSRt-1·Interlock與Same_region交互項的估計系數在1%水平上顯著為正，H3成立。通過一對一配對方法控制了樣本選擇性偏差后，H1～H3依然成立。

傾向性得分配對方法不僅可控制樣本選擇性偏差，還可在一定程度上控制內生性問題［36］。本研究首先依據Shi等［11］的研究，以2009年至2013年中國所有上市公司為樣本，基于(7)式通過Probit回歸預測公司存在連鎖董事(Director_Interlock)的發生概率，即

其中，θ0為截距項，θ1～θ9為各變量對應的估計系數，ε7為隨機擾動項。Director_Interlock為虛擬變量，當公司和任一上市公司存在連鎖董事時為連鎖樣本，取值為1;否則為非連鎖樣本，取值為0。Boardsize為公司董事會人數，List為公司上市天數的自然對數，Share1為第一大股東持股比例。

以(7)式預測的Director_Interlock的發生概率為基礎，為本研究原樣本中的目標公司配對一個與其概率最接近的非連鎖公司。由于中國上市公司的連鎖樣本比例高于非連鎖樣本，傾向性得分配對一般需將最大距離限制在3%以內［36］，因而并不能保證原樣本中所有目標公司匹配成功。最終有5 296個樣本匹配成功，再將原樣本中匹配成功的樣本和配對樣本縱向合并，獲得10 592個樣本。分析方法同一對一配對方法，基于(4)式～(6)式重新檢驗H1～H3，所得結果見表5的模型(7)～模型(9)。模型(7)為基于對(4)式的回歸結果，檢驗H1，CSRt-1與Interlock交互項的估計系數顯著為正，H1成立。模型(8)為基于對(5)式的回歸結果，檢驗H2，CSRt-1·Interlock與Inside交互項的估計系數顯著為正，H2成立。模型(9)為基于對(6)式的回歸結果，檢驗H3，CSRt-1·Interlock與Same_region交互項的估計系數顯著為正，H3成立。

可見，即使使用不同方法選取配對樣本，結果依然成立，排除樣本選擇性偏差問題。

(2)國家政策的影響

近年來，企業社會責任的履行及披露受到中國政府及相關監管部門的重視，除要求深證100等指數樣本股公司強制披露社會責任報告外，2008年1月國務院國資委頒布《關于中央企業履行社會責任的指導意見》，鼓勵中央企業披露社會責任報告。因而，國有企業社會責任報告的披露可能會受到國家政策的影響，為避免國家政策對本研究結果的影響，將目標公司屬于國有企業的樣本剔除，僅保留原樣本中目標公司屬于非國有企業的4 367個樣本，基于(1)式～(3)式重新檢驗H1～H3，回歸結果見表6的模型(10)～模型(12)。剔除國有企業樣本后，I_CSRt-1、I_CSRt-1·Inside和I_CSRt-1·Same_region的估計系數均顯著為正，H1～H3的結果依然穩健。

(3)連鎖董事的內生性

Firm-Director-Matching理論認為，在某方面特征相似的公司更可能聘任相同董事［14］。那么，連鎖公司社會責任報告披露影響目標公司社會責任報告披露的另一種原因可能是，相似度較高的公司更可能存在連鎖董事關系，相似度較高的公司之間也更容易互相模仿，目標公司與連鎖公司之間的連鎖董事現象以及二者的模仿行為很可能是公司相似性的影響。為控制這一內生性問題，本研究借鑒Larcker等［14］的研究，從連鎖董事外生改變的角度考慮，僅保留原樣本中目標公司在上一年度不存在連鎖董事、在本年度首次存在連鎖董事的3 873個樣本，基于(1)式～(3)式重新檢驗H1～H3，回歸結果見表6的模型(13)～模型(15)。I_CSRt-1、I_CSRt-1·Inside和I_CSRt-1·Same_region的估計系數均顯著為正，可見，考慮連鎖董事的內生性后結果依然穩健。

(4)連鎖董事的方向性

目標公司與連鎖公司之間的連鎖董事關系天然是一種雙向聯系［14］，為避免這種雙向聯系在實證檢驗中夸大連鎖董事對企業經濟行為和經濟后果的影響，Haunschild［2］人為地將連鎖董事以單向的形式呈現在樣本中，即如果一個公司已經在樣本中以目標公司的身份出現，將不再以連鎖公司的身份出現。為避免連鎖董事方向的影響，本研究借鑒Haunschild［2］的研究，重新定義樣本，如果公司A與公司B存在連鎖董事關系，僅保留公司A是目標公司、公司B是連鎖公司的樣本，將公司B是目標公司、公司A是連鎖公司的樣本刪去。最終有4 561個樣本滿足條件，基于(1)式～(3)式重新進行估計，以檢驗H1～H3，回歸結果見表7的模型(16)～模型(18)。I_CSRt-1、I_CSRt-1·Inside和I_CSRt-1·Same_region的估計系數均顯著為正，可見考慮連鎖董事的方向后結果依然穩健。

(5)共同控制人的影響

當連鎖董事在目標公司擔任執行董事時，如果目標公司和連鎖公司由同一實際控制人控制，意味著二者隸屬于同一企業集團［37］。隸屬于同一企業集

團的目標公司和連鎖公司在披露社會責任報告方面的一致性可能并不是組織間模仿行為的影響，而是由集團內部的戰略決定。為避免共同控制人對本研究結果的影響，對于原樣本中連鎖董事在目標公司任職執行董事的1 943個樣本，剔除目標公司和連鎖公司由同一實際控制人控制的樣本，得到1 517個樣本，基于(1)式重新檢驗H1。回歸結果見表7模型(19)，I_CSRt-1的估計系數在1%水平上顯著為正，可見剔除共同控制人的影響后結果依然穩健。

表6 穩健性檢驗結果2Table 6 Robustness Test Results 2

表7 穩健性檢驗結果3Table 7 Robustness Test Results 3

(6)相同地域的影響

Burris［31］發現，位于相同地域的企業，也可能互相模仿。由于主樣本基于連鎖董事構建，無法分離連鎖董事和相同地域的影響，為檢驗由相同地域引起的社會責任報告披露的模仿存在時基于連鎖董事的模仿是否還重要，本研究以一對一配對樣本和傾向性得分配對樣本為基礎，在(6)式中加入CSRt-1與Same_region的交互項，該交互項的估計系數即衡量相同地域的模仿。回歸結果表明，即使控制了相同地域的模仿，連鎖董事引起的模仿依然顯著，并且相同地域對于連鎖董事的模仿有顯著的正向調節作用，可見考慮相同地域模仿的影響后結果依然穩健。篇幅所限，結果不再列示。

6 結論

本研究以2009年至2013年中國存在連鎖董事關系的A股上市公司7 522對年度數據為樣本，基于組織間模仿理論，探索連鎖董事對企業社會責任報告自愿披露的影響，并進一步探索連鎖董事類型和地域同質性對二者關系的調節作用。研究結果表明，①連鎖董事作為一種重要的信息傳遞機制，改變了企業的行為決策路徑，存在連鎖董事關系的企業在社會責任報告的自愿披露決策上存在模仿行為，如果連鎖公司披露社會責任報告，目標公司披露社會責任報告的可能性更大。②由連鎖董事所形成的社會責任報告披露的模仿行為受到連鎖董事在目標公司董事類型的影響，當連鎖董事在目標公司任職執行董事時，表明其在董事會的話語權和影響力更大，這時模仿行為也更顯著。③連鎖董事所形成的社會責任報告披露的模仿行為還受到地域同質性的影響，當目標公司與連鎖公司處于同一地域時，意味著二者的文化特征更為相似，彼此的認同感更強，從而模仿行為更易發生。

本研究對于上市公司監管部門以及關注企業社會責任報告的利益相關者的決策有重要借鑒作用。已有研究主要從公司的基本特征和外部環境壓力等方面研究上市公司社會責任報告的自愿披露，本研究發現連鎖董事同樣會影響企業社會責任報告的自愿披露，因而在解釋上市公司有關社會責任的決策時也應關注企業管理層的連鎖董事特征。同時，本研究豐富了連鎖董事與企業間模仿行為這一領域的研究成果，除已有研究發現的連鎖董事會導致企業在公司戰略、并購活動、盈余管理等方面的模仿外，本研究發現連鎖董事也會影響企業間披露政策尤其是社會責任報告自愿披露的模仿。

本研究主要從組織間模仿視角探討連鎖董事對社會責任報告披露的影響，后續研究將深入探索連鎖董事是否會導致企業社會責任績效的相似性，并進一步研究連鎖董事對社會責任報告鑒證活動的影響。

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