一、问题提出

作为追求利益最大化的市场行动主体，企业以股东价值最大化为根本目标；相比之下，慈善是公共管理的重要组成部分，是社会发展的内在需求，两者存在不同的利益导向。根据Carroll(1991) 的社会责任模型，慈善是企业在实现短期利润最大化目标的前提下，自愿将财物或服务提供给社会，以增加社会福利的行为，是最高层次的社会责任。慈善捐赠本身属于物质利益的让渡，能够做出利益让渡行为的关键在于捐赠者的精神理念(周怡和胡安宁，2014)。在我国，企业捐赠是慈善事业发展的中坚力量，作为社会的第三次分配方式，承担着救济社会弱势群体、减轻社会经济负担的责任，有利于缓和社会矛盾、促进社会公平。作为一种企业行为，慈善捐赠必是在一定的理念指导下完成，这些理念将直接影响企业捐赠的策略，并形成企业自身的捐赠决策机制(梁建等，2010)。除生活环境、工作环境、制度环境之外(贾明和张喆，2010；Malmendier等，2011；高勇强等，2011；郭剑花，2012；唐跃军等，2014；戴亦一等，2014；Benmelech和Frydman，2015；李维安等，2015；李增福等，2016；许年行和李哲，2016)，慈善捐赠理念的形成在很大程度上还受到商业伙伴、竞争对手等社会关系网络的影响。可惜的是，鲜有文献探究社会关系网络对慈善捐赠的影响，因此现有慈善捐赠研究存在“社会化”不足的缺陷。这为本文提供了研究契机。那么，基于何种社会关系网络研究慈善捐赠呢？综观各类社会关系网络，企业中一个重要的关系网络就是董事网络，因为董事网络可以发挥社会资本的转化功用，是企业间可靠和低成本的交流渠道，通过与联结企业的沟通和交流实现资源相互获取和信息共享，使得联结企业行为表现出趋同性和一致性，即“同群效应”。^①本文将基于社会嵌入理论，从董事网络视角考察联结企业之间的慈善捐赠行为。

① “同群效应”易与“从众效应”、“锚定效应”混淆。所谓“同群效应”，指一个人的行为不仅受到价格、收入等因素的影响，也会受到周围与其地位相同的他人影响，成为“同群”中“他人”的关键在于地位相似或相同(Ding和Lehrer，2007)。所谓“从众效应”，指人们不自觉地以大多数人的意见为准则，做出判断、改变自身态度与行为的心理过程(郭镇之和徐培喜，2006)。人性本善决定了企业家对待慈善捐赠具有一致的判断，进而不存在改变自身态度与行为的心理过程。这是“从众效应”与“同群效应”的最大区别。所谓“锚定效应”，指个体在不确定性情境下的判断和决策过程中，以最先呈现的信息(数据或其他参数)为参照来调整对事件的估计，使最后的估计结果趋向于开始的锚定值(Tversky和Kahneman，1974)。决策环境中的不确定性是导致锚定效应的一个必要条件。在不确定性的决策环境中，行为人可能无法估计各种状态发生的概率，或者根本就无法估计出所有可能状态及其结果(Milliken，1987)。一方面，人性本善、人心向善决定了企业家本身就具有从事慈善捐赠的动机，因而以很小的概率选择参照物决定是否进行慈善捐赠；另一方面，与其他决策相比，慈善捐赠产生的结果是相对确定的，或者说至少不会对企业产生负面影响。因此，从动机和结果来看，“同群效应”与“锚定效应”存在本质区别。

目前，从社会嵌入理论解释企业慈善捐赠的研究较少，从董事网络嵌入角度解释企业慈善捐赠的研究更少，仅有陈仕华和马超(2011) 分析了高管联结对汶川地震后捐款的影响。本文与其存在如下关系：相同之处在于，两篇文章均从管理层连锁任职角度分析了联结企业间的慈善捐赠行为一致性。不同之处在于，陈仕华和马超(2011) 基于汶川地震这一特殊事件，分析了偶发事件下高管联结对上市公司震后捐款一致性的影响；而本文分析的是一般情形下董事联结企业之间慈善捐赠的同群效应，研究结论的普适性更强，并进一步分析了同群捐赠的动机。这既拓展了陈仕华和马超(2011) 的研究，又为理解上市企业慈善捐赠提供了董事网络视角。本文将研究董事网络下企业慈善捐赠是否存在同群效应以及经济后果如何。本文的主要贡献在于：(1) 鲜有研究从社会嵌入理论角度解释企业慈善捐赠，本文尝试从董事网络视角解释因社会互动而产生的慈善捐赠趋同性，这为研究企业慈善捐赠动机提供了新视角；(2) 不拘泥于“网络位置→企业行为”的研究逻辑，本文遵循“联结企业→网络位置→企业行为”的作用渠道，突破现有以网络位置为核心的董事网络研究思路，首次提出了董事网络同群效应，从而深化了现有董事网络研究；(3) 在资源稀缺的条件下，本文为企业构建董事网络、证监会监督连锁任职提供了理论参考。

二、文献回顾与研究假设

(一) 董事网络与慈善捐赠

作为一种企业行为，慈善捐赠必是在一定的理念指导下完成，这些理念将直接影响企业捐赠的策略，并形成企业自身的捐赠决策机制(梁建等，2010)。这些理念最终源于管理层的个人意志，因而对管理层个人意志的理解和分析是揭开企业捐赠决策机制“黑箱”的关键。除生活环境、工作环境、制度环境之外(贾明和张喆，2010；Malmendier等，2011；高勇强等，2011；郭剑花，2012；唐跃军等，2014；戴亦一等，2014；Benmelech和Frydman，2015；曹春方和傅超；2015；李维安等，2015；李增福等，2016；许年行和李哲，2016)，慈善捐赠理念的形成在很大程度上还受到社会关系网络的影响，陈仕华和马超(2011) 提供了高管联结的证据。

回顾现有文献，我们发现嵌入同一董事网络的企业往往在信息沟通、信任程度、行动目标以及道德判断等方面更易达成一致。董事网络是企业间可靠和低成本的交流渠道，通过与联结企业的沟通和交流实现资源相互获取和信息共享，最终表现为联结企业行为的一致性，即“同群效应”。在董事网络所形成的同一群体中，同群行为对个体行为是否产生影响、如何影响以及影响程度等问题亟待解决。Bouwman(2011) 从公司治理实践趋同的角度提出并证实了董事网络发挥同群效应的作用机理。尽管公司试图从公司治理特征相似的企业中选聘董事，但是这种公司治理实践匹配并不完美，因为其他因素同样会影响董事选聘，如熟悉其他公司治理实践的董事会影响其任职公司向那些公司的治理状况发展。最终，网络效应使公司治理实践逐渐趋同。此外，仅有少量文献考察了董事网络的同群效应：Fracassi(2017) 利用公司间的董事网络数据检验了其对投资决策的影响，发现两个公司之间的董事网络越丰富，投资决策(研发支出、现金持有等)差异性越小，相似度越高；在国内，陈仕华和马超(2011)、陈仕华和卢昌崇(2013)、韩洁等(2015) 以及刘永涛等(2015) 分别从慈善捐赠、并购决策、社会责任以及会计政策选择等方面进行了研究。上述研究均证实董事网络嵌入下的企业决策存在显著的同群效应。因此，本文提出以下假设：

假设1：董事网络嵌入下的企业慈善捐赠存在显著的同群效应。

(二) 慈善捐赠的经济后果

从个人动机看，作为一种自由裁量行为，慈善捐赠能够为管理层攫取私人利益提供便利。贾明和张喆(2010) 提供了私人收益证据，郑志刚等(2012) 提供了建设形象工程的证据，Brown等(2006) 提供了经理人提高声誉或社会地位的证据，Wang和Coffey(1992) 提供了代理成本证据。从组织动机看，梁建等(2010)、高勇强等(2011)、薛爽和肖星(2011)、高勇强等(2012)、戴亦一等(2014)、唐跃军等(2014)、李维安等(2015) 以及李增福等(2016) 提供了民营企业利用慈善捐赠实现政治参与、建立和强化政治关联、与政府资源互惠以及寻求政治庇护等目的的证据。按照权小锋等(2015) 的观点，企业承担社会责任主要出于管理层主义和股东主义，前者认为企业承担社会责任是服务于管理层利益而非股东利益，后者则认为企业社会责任体现的并不是管理层利益，而是股东自身的利益。

此外，同群效应下的慈善捐赠还可能是受网络同群企业慈善捐赠的“感化”，既不出于管理层主义也不出于股东主义，即为捐赠而捐赠。这就是奉献主义，也即Zhang等(2010) 提出的利他动机，体现了企业不求回报的高尚道德品质。例如，“富好行其德”的范蠡，“为富且仁”的胡雪，创立“老牛基金会”的牛根生，多次获得“中华慈善奖”的许家印。因此，因嵌入董事网络而进行的慈善捐赠会出于管理层主义、股东主义以及奉献主义三个动机。无论出于何种动机，同群捐赠都会对管理层利益和股东利益产生一定影响。考虑到奉献主义的特殊性，^①本文提出以下假设：

① 与管理层主义和股东主义相比，奉献主义具有如下特点：(1) 具有无私奉献精神的管理层更可能得到褒奖，从而可能获取更高薪酬，该特点同样符合管理层主义；(2) 具有无私奉献精神的管理层更不愿意享受过高的在职消费，该特点与管理层主义完全相反；(3) 具有无私奉献精神的企业更可能得到投资者认可，从而企业绩效表现可能更好，该特点同样符合股东主义；(4) 具有无私奉献精神的企业更可能得到地方政府认可，从而更可能获得地方政府的奖励，该特点同样符合股东主义。

假设2a：受个人动机影响，慈善捐赠的同群效应为管理层获取私利提供了便利。

假设2b：受组织动机影响，慈善捐赠的同群效应有助于增进组织利益。

综上分析，基于社会嵌入理论，本文将企业慈善捐赠、董事网络以及同群效应三个概念融为一体，分析了企业慈善捐赠的同群效应。具体来看，本文从以下方面对现有文献进行了拓展，寻找到企业慈善捐赠、董事网络以及同群效应的交集：一是将企业慈善捐赠研究从“社会化”不足情境拓展至社会互动情境；二是将董事网络研究从以网络位置为核心拓展至以同群企业为核心；三是将同群效应研究从社会学拓展至管理学，从行业或地域视角拓展至关系网络视角。上述拓展有助于推动企业社会责任理论、社会嵌入理论以及网络治理理论的有效融合。

三、研究设计与统计分析

(一) 样本选取与数据来源

鉴于上市公司自2003年开始披露慈善捐赠数据，我们选择2003－2015年为样本期间。我们分三步构建数据库。第一步，构建董事网络数据库，由于现有数据库中董事个人特征的信息披露不完全，我们根据CSMAR数据库中上市公司董事个人特征对同名不同人的董事进行比对，并通过新浪财经、网易财经以及和讯财经等进行核实，构建了年度“董事—公司”二模矩阵。根据二模矩阵，我们运用UCINET软件构建了“公司—公司”一模矩阵。第二步，构建慈善捐赠数据库，数据来源于CSMAR数据库中上市公司财务报表附注“营业外收入或支出”。第三步，我们根据前两步匹配得到的上市企业代码选取其他数据，实际控制人数据来源于CCER数据库，市场化指数来源于樊纲等(2011) 及王小鲁等(2017)，其他企业数据来源于CSMAR数据库。此外，我们剔除了以下样本：金融保险业；ST、PT以及退市观测值；慈善捐赠数据缺失的观测值；资产负债率小于0或大于1的观测值；其他相关数据缺失的观测值。最终，我们获得15 514个观测值。为了剔除异常值，我们对主要连续变量在1%的水平上进行了winsorize处理。

(二) 模型构建与变量选取

为检验董事网络联结企业间是否存在慈善捐赠的同群效应(为简便起见，下文简称“同群捐赠”)，我们构建了如下模型：

$\begin{array}{l} do{n_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}pee{r_{it}} + {\alpha _2}boar{d_{it}} + {\alpha _3}ownershi{p_{it - 1}} + {\alpha _4}compan{y_{it - 1}} + {\alpha _5}marke{t_{it - 2}}\\ \quad \quad \quad \quad \quad \quad \quad \quad \quad \quad + \sum {consumer + \sum {year + {\varepsilon _{it}}} } \end{array}$

(1)

对于被解释变量don，借鉴Brown等(2006)、贾明和张喆(2010)、徐莉萍等(2011) 以及戴亦一等(2014)，我们采用捐赠规模(don1) 与捐赠比例(don2) 来衡量企业慈善捐赠行为。其中，don1用于衡量慈善捐赠的绝对水平，等于ln(捐赠额+1)。若上市企业年报披露了公益性或非公益性捐赠数值，则将两者相加作为捐赠额；若未披露该信息，则捐赠额取0。^①don2用于衡量慈善捐赠的相对水平，等于捐赠额/营业收入×100。主要解释变量peer用于衡量上市企业网络同群的慈善捐赠行为。同群指标的计算方法如下：根据“公司—公司”一模矩阵，我们首先将与该上市企业存在连锁董事的企业认定为同群企业，然后计算同群企业慈善捐赠指标的均值，即为peer。我们分别计算了don1的同群指标peer1以及don2的同群指标peer2。^②借鉴山立威等(2008)、贾明和张喆(2010)、徐莉萍等(2011)、戴亦一等(2014) 以及唐跃军等(2014)，我们还控制了如下变量：(1) 董事会特征board，包括CEO是否兼任董事长(dual，1=兼任，0=不兼任)和董事会独立性(ind，等于独立董事占比)；(2) 股权结构ownership，主要包括第一大股东持股比例s1、管理层持股比例mh以及实际控制人性质(soe，1=国有企业，0=民营企业)；(3) 财务指标company，主要包括实际税率(tax，等于所得税费用/税前利润总额)、资产收益率roa、资产负债率lev、现金流(ocfr，等于经营活动产生的现金流量净额/总资产)以及总资产(lna，等于总资产的自然对数)。为了消除潜在内生性，我们将股权结构和财务指标取滞后一期值。另外，我们还控制了企业的行业属性(consumer，1=产品与服务直接与消费者接触，0=其他)^①和各地区市场化指数(market)。^②为了获得稳健的研究结论，我们采用考虑个体和时间的双重Cluster估计。

① 参照山立威等(2008) 对行业属性的界定标准，以证监会公布的行业代码为准，下列行业的公司为产品直接与消费者接触的公司：“C4370日用化学产品制造业”、“C4830日用橡胶制品业”、“C4930日用塑料杂品制造业”、“C7505汽车制造业”、“C7510摩托车制造业”、“C7515自行车制造业”、“C7620日用电器制造业”、“C7825钟表制造业”、“C13服装及其他纤维制品制造业”、“C55日用电子器具制造业”、“F09航空运输业”、“H11零售业”、“C0食品、饮料”、“Ⅰ金融、保险业”、“J房地产业”、“K社会服务业”、“L传播与文化产业”。

② 由于王小鲁等(2017) 仅披露了2010年、2012年和2014年各省市场化指数，我们分别以2012年数据替代2011年的缺失数据，2014年数据替代2013年的缺失数据。参考唐跃军等(2014)，我们将市场化指数取滞后两期值引入回归模型。

① 鉴于样本企业非零捐赠占比高导致非正态分布、自愿性披露导致样本有偏的缺陷，为了保证研究结论的稳健性，我们仅以披露捐赠信息的上市企业为样本进行分析，对下文所有的回归结果重新进行了检验，所得结论基本一致。感谢匿名审稿专家的建议。

② 具体过程如下：第一步，构建“董事—公司”二模矩阵，即任职关系矩阵，矩阵元素包括0和1两种，0表示不存在任职关系，1表示存在任职关系；第二步，根据任职关系矩阵，利用UCINET软件，我们可以得到公司之间的联结关系矩阵，即构建“公司—公司”一模矩阵，矩阵元素包括0和1两种，0表示不存在相同董事，1表示存在相同董事；第三步，“公司—公司”一模矩阵乘以慈善捐赠列向量，其中慈善捐赠列向量中的元素是公司的慈善捐赠指标，所得列向量即为同群指标，列向量中的元素即为公司的同群指标。

(三) 统计分析

表 1给出了主要变量的统计分析结果。对于慈善捐赠，don1的均值和中值分别为8.414和11.225，标准差为6.056；don2的均值和中值分别为3.896和0.421，标准差为10.228。这表明不同企业的捐赠规模存在较大差异。对于网络同群企业的慈善捐赠，peer1的均值和中值分别为8.276和8.742，标准差为4.164；peer2的均值和中值分别为3.919和1.581，标准差为7.061。这表明网络同群企业的平均捐赠规模同样存在较大差异。对于董事会特征，两职兼任的样本占18.041 %，董事会独立性的均值和中值分别为0.414和0.375，标准差为0.117。对于股权结构，第一大股东持股比例的均值和中值分别为0.376和0.360，标准差为0.156；管理层持股比例的均值和中值分别为0.084和0，标准差为0.179。实际税率的均值和中值分别为0.173和0.151，标准差为0.241；资产收益率的均值和中值分别为0.042和0.038，标准差为0.053；资产负债率的均值和中值分别为0.452和0.462，标准差为0.206；现金流的均值和中值分别为0.046和0.046，标准差为0.078；lna的均值和中值分别为21.700和21.542，标准差为1.180；各省市场化指数的均值和中值分别为7.897和8.190，标准差为2.005。

主要变量相关性分析结果(限于篇幅未列示)表明，对于慈善捐赠，peer1和peer2均与don1显著正相关，也与don2显著正相关。这在统计上表明企业慈善捐赠存在显著的同群效应。对于其他变量，董事会独立性、管理层持股、资产收益率、现金流和市场化程度均与慈善捐赠显著正相关，第一大股东持股比例和国有控股性质均与慈善捐赠显著负相关。

表 2给出了是否嵌入董事网络下的慈善捐赠差异性分析。未嵌入董事网络的don1均值为7.466，don2的均值为3.416。T检验表明嵌入董事网络下的捐赠规模更大、捐赠比例更高，并且在1%的水平上显著；Wilcoxon检验也表明嵌入董事网络下的捐赠规模更大、捐赠比例更高，并且在1%的水平上显著。这表明董事网络显著影响了样本企业的捐赠行为。

四、同群捐赠的存在性检验

(一) 同群捐赠的存在性检验

表 3列示了企业慈善捐赠是否存在同群效应的回归结果。列(1) 和列(2) 报告了未加入控制变量的回归结果，peer1的系数为0.211，在1%的水平上显著，表明网络同群企业的捐赠规模整体增加1个百分点，单个企业的捐赠规模将增加0.211个百分点；peer2的系数为0.087，同样在1%的水平上显著，表明网络同群企业的捐赠比例整体增加1个百分点，单个企业的捐赠比例将增加0.087个百分点。这表明网络同群企业的慈善捐赠表现越积极，单个企业的慈善捐赠表现也越积极，即企业慈善捐赠存在显著的同群效应。引入控制变量后，列(3) 和列(4) 显示，peer1和peer2的系数仍然显著为正。因此，单个企业的慈善捐赠行为显著受到网络同群企业整体慈善捐赠行为的影响，表现出强烈的同群效应。这证实了假设1。

控制变量的回归结果与现有文献基本一致。第一大股东持股比例越高，慈善捐赠表现越不积极，这与戴亦一等(2014) 的结论一致；国有企业慈善捐赠表现显著弱于民营企业，这与山立威等(2008) 及唐跃军等(2014) 的结论一致；绩效越好，企业慈善捐赠表现越积极；管理层持股比例、实际税率、资产负债率、现金流以及市场化程度会对捐赠规模产生显著的促进作用；与山立威等(2008) 的结论一致，企业规模越大，捐赠比例越低。

(二) 同群捐赠的差异性检验

考虑到现有文献中国有企业和民营企业慈善捐赠的影响因素存在较大差异，我们分别考察了网络同群企业对不同类型企业慈善捐赠的影响。表 4给出了不同实际控制人企业的回归结果。列(1) 和列(2) 显示，peer1的系数为0.170，在1%的水平上显著；peer2的系数为0.066，同样在1%的水平上显著。列(3) 和列(4) 显示，peer1的系数为0.118，在1%的水平上显著；peer2的系数为0.078，同样在1%的水平上显著。这表明，国有企业和民营企业的慈善捐赠表现均显著受到网络同群企业的影响，即近朱者赤的现象并不因企业身份而异。

(三) 稳健性检验

为了确保上述研究结论的可靠性，我们做了以下稳健性检验(限于篇幅，结果未列示)：

1.一方面，人性本善、人性向善的道德品格使企业家愿意通过慈善捐赠来回报社会；另一方面，慈善捐赠能够为企业家提升社会地位、为企业提高声誉和获得政策补贴带来极大帮助。因此，企业家和企业有极大动力关注、模仿以及学习其他企业的慈善捐赠行为，即存在为获得慈善捐赠信息而主动构建董事网络的动机，因而董事网络构建与企业慈善捐赠之间存在双向因果关系。为了消除这种内生性问题，借鉴Larcker等(2013) 以及王营和曹廷求(2014) 的方法，我们分别考察了董事会规模不变与结构不变两种情形下企业慈善捐赠同群效应是否依然存在。回归结果表明，在消除内生性的条件下，企业慈善捐赠的同群效应依然存在。

2.考虑到样本期间包含汶川地震和玉树地震，我们将样本分为地震发生期间(2008年和2010年)和地震未发生期间进行分析。回归结果表明，无论地震发生与否，企业慈善捐赠的同群效应始终存在。

3.2008年，新修订的《企业所得税法》将公益性捐赠的税前扣除上限由之前的“应纳税所得额的3%”变更为“利润总额的12%”。这会显著影响企业慈善捐赠的积极性，因此我们将样本期间分为2003-2007年和2008-2015年进行分析。回归结果表明，《企业所得税法》修订前后，网络同群企业的慈善捐赠都会对单个企业的慈善捐赠产生显著的促进作用。

4.剔除注册地所在城市为直辖市(北京、天津、上海和重庆)的样本。上述4个直辖市属于省级，包含这四个城市的样本观测值可能会导致研究结果有偏(戴亦一等，2014)。研究结论与上文基本一致。

5.区分连锁董事类型。考虑到内部董事与外部董事的功能差异，我们将连锁关系分为三种类型：第一种类型，连锁董事全部为内部董事；第二种类型，连锁董事既包括内部董事也包括独立董事；第三种类型，连锁董事全部为独立董事。^①我们仅分析了两种极端情况下的连锁关系类型，研究结论与上文基本一致。

① 对企业A而言，假设j个董事存在连锁任职，其中i个董事为内部董事，(j-i)个董事为独立董事。若i=j，则连锁关系属于第一种类型；若i＜j，则连锁关系属于第二种类型；若i=0，则连锁关系属于第三种类型。感谢匿名审稿专家的建议。

五、同群捐赠的经济后果检验：管理层私利还是组织利益？

上文分析表明，同群效应会激发企业的慈善捐赠热情。因嵌入董事网络而进行的慈善捐赠会出于管理层主义、股东主义以及奉献主义三个动机。鉴于奉献主义的特殊性，为分析经济后果，我们将分别从管理层私利和组织利益进行研究。

(一) 同群捐赠的经济后果：管理层私利

对于管理层私利，我们从货币薪酬和在职消费两个角度进行分析。参考权小锋等(2010) 的方法，我们构建了如下模型：

$\begin{array}{l} \ln pa{y_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}ln{a_{it}} + {\alpha _2}ro{a_{it}} + {\alpha _3}ro{a_{it - 1}} + {\alpha _4}areawag{e_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad + {\alpha _5}centra{l_{it}} + {\alpha _6}wes{t_{it}} + \sum {industry} + \sum {year} + {\vartheta _{it}} \end{array}$

(2)

其中，areawage为上市公司注册地所在省份的城镇职工平均工资；central和west均为虚拟变量，分别表示上市公司是否处于中部地区和西部地区；industry为行业虚拟变量，根据《上市公司行业分类指引(2001)》的大类确定。为剔除正常货币薪酬，我们对模型(2) 进行回归，实际货币薪酬与正常货币薪酬的差值即为货币性私有收益unpay。

$\frac{{perk{s_{it}}}}{{asse{t_{it - 1}}}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}\frac{1}{{asse{t_{it - 1}}}} + {\alpha _2}\frac{{\Delta sal{e_{it}}}}{{asse{t_{it - 1}}}} + {\alpha _3}\frac{{pp{e_{it}}}}{{asse{t_{it - 1}}}} + {\alpha _4}\frac{{in{v_{it}}}}{{asse{t_{it - 1}}}} + {\alpha _5}{\rm{ln}}{e_{it}} + {\tau _{it}}$

(3)

其中，perks为在职消费总额，等于管理费用减去董事监事高管年度薪酬总额、计提的坏账准备、存货跌价准备以及无形资产摊销额的差值；Δsale为主营业务收入变动额；ppe为固定资产净值；inv为存货总额；lne为员工规模的自然对数。为剔除正常在职消费，我们对模型(3) 进行回归，实际在职消费与正常在职消费的差值即为非货币性私有收益unperks。

我们在模型(2) 和模型(3) 的基础上构建了如下模型：

$\begin{array}{l} unpa{y_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}peerdo{n_{it}} + {\alpha _2}ro{a_{it}} + {\alpha _3}re{t_{it}} + {\alpha _4}{\rm{ln}}{a_{it}} + {\alpha _5}le{v_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad + {\alpha _6}growt{h_{it}} + {\alpha _7}ris{k_{it}} + {\alpha _8}soe{w_{it}} + \sum {industry} + \sum {year} + {\rho _{it}} \end{array}$

(4)

$\begin{array}{l} unperk{s_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}peerdo{n_{it}} + {\alpha _2}{\rm{ln}}pa{y_{it}} + {\alpha _3}ro{a_{it}} + {\alpha _4}re{t_{it}} + {\alpha _5}{\rm{ln}}{a_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad + {\alpha _6}le{v_{it}} + {\alpha _7}growt{h_{it}} + {\alpha _8}ris{k_{it}} + {\alpha _9}soe{w_{it}} + {\alpha _{10}}m{h_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad \sum {industry} + \sum {year} + {\kappa _{it}} \end{array}$

(5)

其中，peerdon为同群捐赠(模型(1) 中的α₁peer_it，其经济含义为同群效应所引致的慈善捐赠)；ret为市场绩效，等于股票年度收益率；growth为成长性，等于营业收入增长率；risk为经营风险，等于截至年末之前24个月股票日收益的波动率；soew为上市公司注册地所在省份国有企业的年度平均工资。其他变量含义与上文一致。

表 5给出了同群捐赠对管理层私利的回归结果。对于货币性私有收益，全样本的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.023和0.008，并且前者在5 %的水平上显著；国有企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.018和0.001；民营企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.030和0.016，均至少在10 %的水平上显著。因此，同群捐赠提升了管理层的货币性私有收益，民营企业尤为明显。对于非货币性私有收益，全样本的peerdon1和peerdon2的系数均为0.002，但并不显著；国有企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.002和0.003，并且后者在1 %的水平上显著；民营企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.001和-0.006，并且后者在5 %的水平上显著。因此，同群捐赠在一定程度上为管理层获取非货币性私有收益提供了便利，国有企业尤为明显。由于薪酬管制的存在，国有企业管理层具有以在职消费替代货币薪酬的强烈动机。总之，同群捐赠在一定程度上为管理层攫取私利提供了便利，这种作用具有结构性特点，民营企业管理层攫取货币性私有收益，国有企业管理层攫取非货币性私有收益。这证实了假设2a。

(二) 同群捐赠的经济后果：组织利益

我们将从资源获取和绩效提升两个角度检验慈善捐赠的组织利益动机。我们构建了如下模型：

$\begin{array}{l} su{b_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}peerdo{n_{it}} + {\alpha _2}s{1_{it}} + {\alpha _3}ro{a_{it}} + {\alpha _4}le{v_{it}} + {\alpha _5}re{v_{it}} + {\alpha _6}tg{b_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad + {\alpha _7}growt{h_{it}} + {\alpha _8}{\rm{ln}}ag{e_{it}} + {\alpha _9}{\rm{ln}}{e_{it}} + {\alpha _{10}}{\rm{ln}}{a_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad \sum {industry} + \sum {year} + {\kappa _{it}} \end{array}$

(6)

$\begin{array}{l} ro{a_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}do{n_{it}} + {\alpha _2}s{1_{it}} + {\alpha _3}le{v_{it}} + {\alpha _4}re{v_{it}} + {\alpha _5}tg{b_{it}} + {\alpha _6}growt{h_{it}}\\ \quad \quad \quad \quad + {\alpha _7}lnag{e_{it}} + {\alpha _8}{\rm{ln}}{e_{it}} + {\alpha _9}{\rm{ln}}{a_{it}} + \sum {industry} + \sum {year} + {\kappa _{it}} \end{array}$

(7)

其中，sub为政府补助与营业收入的比值，rev为应收账款的自然对数，tgb为固定资产与资产总额的比值，lnage为上市年限的自然对数。其他变量含义与上文一致。

表 6给出了同群捐赠的组织利益回归结果。对于政府补助，全样本的peerdon1和peerdon2的系数分别为-0.119和-0.078，均至少在5 %的水平上显著；国有企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为-0.146和-0.081，均在1 %的水平上显著；民营企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为-0.092和-0.078，均至少在10 %的水平上显著。因此，同群捐赠并未给企业带来更多的政府补助。对于企业绩效，全样本的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.346和0.263，均至少在5 %的水平上显著；国有企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.219和0.175，并且后者在1 %的水平上显著；民营企业的peerdon1和peerdon2的系数分别为0.534和0.360，均至少在5 %的水平上显著。因此，同群捐赠能够显著提升样本企业绩效，并且对民营企业绩效的提升力度强于国有企业，这证实了假设2b。这种绩效提升作用既可能得益于社会公众对企业慈善捐赠的正面评价，也可能得益于企业可获得性社会资源的增加(王营和曹廷求，2014)。

本文认为，一方面，同群捐赠能够为管理层攫取私利提供便利，这种便利存在结构性特点，为民营企业管理层攫取货币性私有收益提供便利，而为国有企业管理层攫取非货币性私有收益提供便利；另一方面，同群捐赠并未带来更多的政府补贴，但企业绩效却得到了显著提升，并且对民营企业的提升作用更强。

六、研究结论

管理层在对待是否进行慈善捐赠时存在一致性判断，这种慈善捐赠的趋同性既源于资源的获取又源于企业间的社会互动。然而，现有研究侧重于从资源获取角度分析企业慈善捐赠的动机，忽视了企业间的社会互动，从而不利于评估企业慈善捐赠的科学性与合理性。为此，本文从社会嵌入理论出发，分析了关系网络嵌入下的企业慈善捐赠互动。关系网络是企业成功的重要因素，一个企业的成败往往与经营者是否拥有广泛的社会交往和联系相关。作为一种重要的企业间关系网络，建立在社会信任基础上的董事网络是一种可以同时满足企业资源和信息双重需求的有效制度安排，由此企业间的社会互动必然存在。遵循此逻辑，本文提出了董事网络嵌入下的企业慈善捐赠同群效应。研究发现，企业慈善捐赠存在显著的同群效应，并且不因企业实际控制人而异。进一步研究发现，同群捐赠能够为管理层攫取私利提供便利，可为民营企业管理层攫取货币性私有收益提供便利，而为国有企业管理层攫取非货币性私有收益提供便利；另外，同群捐赠并未得到地方政府的正面评价，反而得到了投资者的正面评价，并且对民营企业的正面评价更高。本文的研究结论无论对企业慈善捐赠、董事网络以及同群效应的理论研究人员，还是对热衷慈善事业、构建董事网络的企业，均具有一定的启示。