陳建英 杜勇 張歡 于連超

一、問題的提出

處于經(jīng)濟新常態(tài)下的中國，正在積極建設和諧社會，促進社會穩(wěn)定。近年來，越來越多的企業(yè)開始主動承擔社會責任(Corporate Social Responsibility，CSR)，根據(jù)潤靈環(huán)球責任評級數(shù)據(jù)，A股上市公司披露2009年度社會責任報告的數(shù)量為471家，至2014年度，這一數(shù)據(jù)達到了701家。從社會經(jīng)濟學角度來看，企業(yè)的目的不應僅僅是追求利潤最大化，增進社會福利、承擔社會責任也應該成為其重要的目標之一，企業(yè)利潤最大化目標與承擔社會責任是相互促進的關系。首先，基于社會聲譽機制，企業(yè)履行社會責任會提升企業(yè)的知名度，企業(yè)的產(chǎn)品可以被社會公眾認可，從而增加企業(yè)的產(chǎn)品銷量，這樣有利于企業(yè)利潤最大化目標的實現(xiàn)；其次，企業(yè)通過履行社會責任可以增強其與當?shù)卣年P系，這可能會給企業(yè)帶來融資便利(Su和He,2010[1])、競爭環(huán)境的改善(Porter和Kramer,2002[2])、公共資源配置以及稅收優(yōu)惠(Swanson，1995[3])等諸多方面的好處。

作為承擔社會責任的一種重要方式，慈善捐贈似乎更受中國企業(yè)的歡迎。2016年3月16日通過的《中華人民共和國慈善法》在政策層面進一步規(guī)范和鼓勵企業(yè)法人等組織開展慈善活動。根據(jù)《2013年度中國慈善捐助報告》，2013年全國接收國內(nèi)外社會各界的款物捐贈總額約989.42億元，其中，企業(yè)法人的捐贈約占我國年度捐贈總額的69.67%，充當了慈善捐贈事業(yè)的主力軍。企業(yè)自愿、無償將其合法財產(chǎn)用于與生產(chǎn)經(jīng)營活動沒有直接聯(lián)系的公益事業(yè)正是企業(yè)主動承擔社會責任的重要表現(xiàn)，這充分體現(xiàn)了中國自古以來的“樂善好施”的傳統(tǒng)美德，同時也吻合社會經(jīng)濟觀所認為的“盈利目標和社會責任相互促進”的論斷。然而，這一論斷是以企業(yè)具備可以捐贈的現(xiàn)金流和一定的盈利能力為前提條件的，按照資源閑置的觀點，慈善捐贈很大程度上取決于企業(yè)現(xiàn)金流和利潤(Seifert等，2004[4])，并且根據(jù)國資發(fā)評價[2009]317號文件《關于加強中央企業(yè)對外捐贈管理有關事項的通知》規(guī)定，“企業(yè)應合理確定對外捐贈規(guī)模，堅持量力而行，資不抵債、經(jīng)營虧損或者捐贈行為影響正常生產(chǎn)經(jīng)營的企業(yè)，除特殊情況外，一般不得安排對外捐贈支出?！迸c此相悖的是，我國的社會捐贈隊伍中有相當一部分的捐贈主體是本來業(yè)績不佳的企業(yè)(1)根據(jù)企業(yè)年度報告披露數(shù)據(jù)，例如:中航重機(600765)2015年度凈利潤為-539 423 592.82元，營業(yè)外支出中對外捐贈項目為169 700 724.01 元，捐贈額占虧損額的比重達到31.46%；吉林化纖(000420)2014年度凈利潤為-1 756 305.03元,營業(yè)外支出中捐贈支出項目金額為540 000.00元,捐贈額占虧損額的比重為30.75%。，這便形成了“績差企業(yè)慈善捐贈之謎”(杜勇等，2015[5];李四海等，2016[6])。

已有的文獻(Godfrey，2005[7]；Wang等，2008[8])關于慈善捐贈影響企業(yè)價值或績效的研究結(jié)論并不一致，本文認為捐贈的情境特征差異是造成結(jié)論不一的重要原因，由于企業(yè)進行捐贈必須以擁有足夠的現(xiàn)金流或具備強烈的捐贈動機為前提條件，因此，在考察慈善捐贈與企業(yè)價值之間的關系時，不能忽視企業(yè)的相對業(yè)績水平。事實上，績差企業(yè)由于財務狀況的特殊性，很可能在實施慈善捐贈的能力和動機上都顯著不同于績優(yōu)企業(yè)，其捐贈所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果也應有所不同，基于此，本文嘗試重點回答如下問題：不同業(yè)績水平下的捐贈對企業(yè)價值的影響是否相同？此外，由于各個地區(qū)社會發(fā)展程度不同，地區(qū)市場化進程存在較大差異，對慈善捐贈行為的規(guī)范性、市場反應等方面都可能不一樣，因此，我們還嘗試將地區(qū)市場化進程納入到分析框架。

針對上述問題，本文以2003—2015年中國滬深兩市A股上市公司為樣本，結(jié)合企業(yè)的相對業(yè)績水平，研究了企業(yè)進行慈善捐贈對其市場價值的影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)：總體上，企業(yè)進行慈善捐贈提高了市場價值，但考慮到相對業(yè)績水平后，相比于績優(yōu)企業(yè)，績差企業(yè)慈善捐贈的價值效應顯著更弱。此外，考慮到地區(qū)市場化進程差異后，相比于市場化程度較高的地區(qū)，該現(xiàn)象主要表現(xiàn)在市場化程度較低的地區(qū)；考慮到地區(qū)政策不確定性差異后，相比于政策不確定性較低的地區(qū)，該現(xiàn)象主要表現(xiàn)在政策不確定性較高的地區(qū)。本文的研究意味著，績差企業(yè)進行慈善捐贈更多的是基于高管自利的代理問題，而不是促進企業(yè)長遠發(fā)展的戰(zhàn)略性策略。

本文的研究貢獻在于：首先，基于已有文獻的研究，考慮到企業(yè)的相對業(yè)績水平，再次檢驗了慈善捐贈與企業(yè)價值之間的關系，彌補了以往文獻中單純考察捐贈與企業(yè)價值之間關系的缺陷，延伸和拓展了慈善捐贈領域的研究。根據(jù)現(xiàn)有研究，慈善捐贈與企業(yè)價值的關系尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論，可能的原因在于企業(yè)進行捐贈必須以擁有足夠的現(xiàn)金流或具備強烈的捐贈動機為前提條件，故而在考察慈善捐贈與企業(yè)價值之間的關系時，不能忽視企業(yè)的相對業(yè)績水平，但現(xiàn)有文獻對此關注不足。事實上，績差企業(yè)由于財務狀況的特殊性，很可能在實施慈善捐贈的能力和動機上都顯著不同于績優(yōu)企業(yè)，其捐贈所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果也應有所不同。因此，從這個角度上說，筆者從相對業(yè)績這一視角切入研究績差企業(yè)的慈善捐贈的價值效應，有助于在理論上完善慈善捐贈的價值效應的相關文獻，在實踐上為我國進一步修訂慈善捐贈主體的資格條件、規(guī)范企業(yè)的慈善捐贈行為以及完善捐贈管理的相關制度等提供理論依據(jù)和經(jīng)驗證據(jù)。其次，本文以官員更替所導致的政策不確定作為切入點，考察了企業(yè)相對業(yè)績對慈善捐贈價值效應的影響是否會因政策不確定性的差異而有所不同。官員更替帶來的政策的不連續(xù)性，影響到企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境的不確定性，從而加劇了其經(jīng)營風險。官員的異質(zhì)性使其具有不同的政策偏好。官員變更產(chǎn)生的不確定性，會加劇企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的不確定性程度，具體表現(xiàn)為：加劇企業(yè)經(jīng)營的信息不對稱程度，提高企業(yè)投資決策的難度，降低其投資效率；加劇企業(yè)未來持有現(xiàn)金流的不確定性，從而加劇績差企業(yè)的財務困境與破產(chǎn)風險。最后，從研究結(jié)論來看，盡管總體上慈善捐贈有利于提高企業(yè)價值，但績差企業(yè)捐贈的價值效應顯著被削弱，所以出于保護投資者的利益，政府應該限制和規(guī)范績差企業(yè)的慈善捐贈行為，這為我國進一步修訂慈善捐贈主體的資格條件、規(guī)范企業(yè)的慈善捐贈行為以及完善捐贈管理的相關制度等提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設

(一)基于業(yè)績差異視角的慈善捐贈與企業(yè)價值之間的關系

現(xiàn)有文獻關于企業(yè)慈善捐贈動機的研究主要可以歸納為四個方面：一是利他動機。企業(yè)進行捐贈純粹是為了利于他人和社會(Sharfman，1994[9])。二是戰(zhàn)略動機。企業(yè)通過慈善捐贈，可以獲得利益相關者的支持，改善競爭環(huán)境(Porter和Kramer,2002[2])。三是高管自利動機(Atkinson和Galaskiewicz,1988[10])。該觀點認為進行慈善捐贈是為了企業(yè)高管獲得自身效用，例如提高知名度、維護職務穩(wěn)定、獲得高額薪酬等。在自利動機的情形下，捐贈則可能構成企業(yè)的委托代理成本。四是制度壓力動機。該觀點較為強調(diào)制度因素對捐贈行為的影響(唐躍軍等，2014[11])。然而，少有文獻考慮績差企業(yè)進行慈善捐贈的動機，針對績差企業(yè)的慈善捐贈行為，本文認為主要可以從以下兩個方面予以解釋。

其一，基于慈善捐贈的戰(zhàn)略性動機。根據(jù)信號傳遞理論，企業(yè)慈善捐贈可以作為一種信號，能夠預示未來良好的發(fā)展能力(Glazer和Konrad，1996[12]；Shapira，2011[13])，從而避免外部利益相關者(債權人、政府部門等)對企業(yè)未來的發(fā)展失去信心，Williams和Barrett(2000)[14]認為，慈善捐贈可以有效降低聲譽損失風險。李四海等(2016)[6]研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績下滑企業(yè)的慈善捐贈是一種戰(zhàn)略性行為，可以降低利益相關者對企業(yè)業(yè)績下滑的風險感知，抑制商業(yè)信用流失的風險，并且對會計盈余在信貸契約中的作用產(chǎn)生了替代效應。此外，高勇強等(2012)[15]的研究發(fā)現(xiàn)，捐贈可以被看作是一種帶有保險性質(zhì)的防御策略，減少負面消息(業(yè)績不佳)對企業(yè)造成的不利影響。在這種情況下，績差企業(yè)進行慈善捐贈，有利于堅定利益相關者對企業(yè)未來發(fā)展的信心，從而改善目前現(xiàn)狀，進而強化其價值效應。

其二，基于慈善捐贈導致的代理沖突問題(高管自利動機)。所有權與經(jīng)營權的分離使得股東與管理者之間的利益不一致，導致管理者的決策偏離股東財富最大化的目標，產(chǎn)生委托代理成本。Wang和Coffey(1992)[16]指出，慈善捐贈作為管理者的一種自由裁量行為，可能構成企業(yè)隱性的代理成本。王新等(2015)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，績差企業(yè)捐贈可能成為經(jīng)理人卸責的借口，尤其在業(yè)績下滑時，由于信息不對稱問題的存在，經(jīng)理人積極承擔社會責任，譬如進行慈善捐贈，有利于贏得利益相關者的信任與支持，減輕業(yè)績不佳對管理者帶來的不利影響，從而鞏固自身職位以及維護個人聲譽。在管理者的自利動機下，績差企業(yè)慈善捐贈被內(nèi)部人操縱，將有限的資源配置到便于管理者謀取私人收益，而非增加企業(yè)競爭優(yōu)勢的項目，同時捐贈行為的機會成本也較高，降低了資源的配置效率，顯然，其最終的結(jié)果是損害了企業(yè)價值。

假設H1-1：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應強于代理成本效應，那么捐贈的價值效應將增強。

假設H1-2：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應弱于代理成本效應，那么捐贈的價值效應將削弱。

(二)考慮市場化進程的影響

一個地區(qū)的制度環(huán)境好壞往往決定了投資者受保護的程度，在制度環(huán)境較差的地區(qū)，投資者保護程度較弱。一方面，由于這些地區(qū)的制度尚不完善，媒體監(jiān)督和經(jīng)理人市場機制也不健全，導致社會道德對人們失信行為的內(nèi)部約束和社會輿論對人們失信行為的外在懲罰力度都較低(宋罡等，2013[18])，最終引發(fā)企業(yè)管理層權力的過度膨脹，加上公司內(nèi)部對管理層的權力制衡機制也被弱化，導致管理層能夠很便利地出于自己的私利而做出經(jīng)營決策，這其中包括利用企業(yè)資源進行慈善捐贈的決策，此時慈善捐贈更可能構成企業(yè)經(jīng)理人隱性的代理成本。特別是當企業(yè)處于績差狀態(tài)時，這樣的慈善捐贈無疑會令績差企業(yè)“雪上加霜”。相反，在制度環(huán)境較好地區(qū)，社會道德和輿論對企業(yè)管理層行為的內(nèi)外監(jiān)督作用將較為凸顯，形成對管理層機會主義行為的一種約束力，這種力量會牽制著管理層為謀取私利而隨意地進行慈善捐贈的行為，從而在一定程度上保護績差企業(yè)的價值免遭管理層的侵害。此外，外部治理環(huán)境的改善也會提升公司內(nèi)部治理的效率，使公司決策者的行為趨于理性，從而減弱慈善捐贈行為面臨的代理沖突問題。

另一方面，在市場化改革較為落后的地區(qū)，經(jīng)濟中非市場因素還占有重要地位(樊綱，2011[19])。在制度環(huán)境差的地區(qū)，企業(yè)受到地方政府“逼捐”的壓力可能更大，企業(yè)可能迫于來自政府等方面的壓力而被動進行慈善捐贈(唐躍軍等，2014[11])，在這樣的環(huán)境下，企業(yè)慈善捐贈很可能是出于對制度壓力的回應(趙瓊和張應祥，2007[20])。根據(jù)楊團和葛道順(2003)[21]的調(diào)查，無論是捐贈項目還是捐贈金額，政府勸募下的慈善捐贈行為都占到了絕大多數(shù)，許多學者的研究都證實了我國企業(yè)的慈善捐贈行為確實存在政府的行政攤派成分(鐘宏武，2007[22];郭劍花，2012[23]。對于績差企業(yè)而言，此時的慈善捐贈更可能被視為無償?shù)摹傲x舉”，其戰(zhàn)略效應被削弱。反之，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，首先是各項制度相對健全，政府對企業(yè)捐贈行為的干預程度較低，企業(yè)更多地遵循市場化運作規(guī)律進行慈善捐贈決策；其次是制度環(huán)境較好的地區(qū)，經(jīng)濟增長也較快，政府掌握的可用于社會救助的資源也會更多，因此他們更有實力也更愿意對捐贈企業(yè)進行補償，這在一定程度上會減弱慈善捐贈的代理沖突問題。

基于上述分析，在市場化進程較快的地區(qū)，績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應更為明顯，而在市場化進程較慢的地區(qū)，績差企業(yè)捐贈的代理成本效應則更為明顯，本文提出假設H2-1、H2-2。

假設H2-1：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應強于代理成本效應(H1-1成立)，則在市場化程度較高的地區(qū)，績差企業(yè)進行捐贈所帶來的價值效應更強。

假設H2-2：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應弱于代理成本效應(H1-2成立)，則在市場化程度較低的地區(qū)，績差企業(yè)進行捐贈所帶來的價值效應更弱。

(三)考慮政策不確定性的影響

一個地區(qū)官員變更所引發(fā)的政策不確定性會影響當?shù)仄髽I(yè)的政治關系資源格局配置(羅黨論等，2016[24])。當?shù)胤焦賳T發(fā)生變更，企業(yè)原先擁有的政治資源優(yōu)勢和與之相關的一系列經(jīng)濟資源優(yōu)勢隨之減弱，如信貸優(yōu)勢，故企業(yè)有動機去贏得新政府的信任與好感，構建新的政治關系以爭取在政府資源博弈中贏得優(yōu)勢地位。慈善捐贈是企業(yè)快速有效建立良好政企關系的途徑之一(戴亦一等，2014[25])。通過慈善捐贈，企業(yè)可以向政府展示自身雄厚的財力，良好的前景與社會責任感，協(xié)助政府達成某些政治目標，從而在新任政府官員心中留下良好的印象，在新一輪的政府資源配置中獲得優(yōu)勢地位。對于績差企業(yè)而言，其盈利能力較弱且經(jīng)營狀況相對較差，面臨財務困境的可能性更高，用于慈善捐贈的物質(zhì)基礎不足，這種情境下討好政府的行為無疑會加劇經(jīng)理人的委托代理沖突。相反，官員未發(fā)生更替的地區(qū)，既有的政企關系格局已經(jīng)建立并且不會被輕易打破，此時，績差企業(yè)進行慈善捐贈，更多地會出于企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性考慮，堅定利益相關者的投資信心，從而改善企業(yè)現(xiàn)狀，強化慈善捐贈的價值效應。

官員更替帶來的政策的不連續(xù)性影響到企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境的不確定性，從而加劇其經(jīng)營風險(羅黨論等，2016[24])。官員的異質(zhì)性使其具有不同的政策偏好。官員變更產(chǎn)生的不確定性會加劇企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的不確定性程度(曹春方，2013[26])，具體表現(xiàn)為：加劇企業(yè)經(jīng)營的信息不對稱程度，提高企業(yè)投資決策的難度，降低其投資效率；加劇企業(yè)未來持有現(xiàn)金流的不確定性，從而加劇績差企業(yè)的財務困境與破產(chǎn)風險。相對于績優(yōu)企業(yè)而言，績差企業(yè)會面臨更為沉重的盈利壓力，此時績差企業(yè)的慈善捐贈是經(jīng)理人卸責的借口，動機多是鞏固自身職位，維護個人聲譽以減輕業(yè)績不佳對其帶來的不利影響，出于自利動機謀取私人收益的慈善捐贈，降低了企業(yè)的資源配置效率，損害了股東與債權人的利益，加劇了慈善捐贈的代理沖突問題。反之，在政策環(huán)境穩(wěn)定的地區(qū)，企業(yè)的融資與投資環(huán)境相對較為穩(wěn)定，包括慈善捐贈在內(nèi)的經(jīng)營決策受政策變動的沖擊較小，此時績差企業(yè)的經(jīng)營決策更具有連貫性和穩(wěn)定性，慈善捐贈行為更多地出于對企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性考慮，削弱了慈善捐贈的代理沖突問題。

基于上述分析，在政策不確定性較低的地區(qū)，績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應更為明顯，而在政策不確定性較高的地區(qū)，績差企業(yè)捐贈的代理成本效應則更為明顯，本文提出假設H3-1、H3-2。

假設H3-1：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應強于代理成本效應(H1-1成立)，則在政策不確定性較低的地區(qū)，績差企業(yè)進行捐贈所帶來的價值效應更強。

假設H3-2：若績差企業(yè)捐贈的戰(zhàn)略效應弱于代理成本效應(H1-2成立)，則在政策不確定性較高的地區(qū)，績差企業(yè)進行捐贈所帶來的價值效應更弱。

三、研究設計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2003—2015年中國滬深兩市A股上市公司為初始樣本，并按照如下標準進行篩選：剔除金融、保險類上市公司；剔除相關數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，共得到14 672個公司-年度觀測值。研究中企業(yè)慈善捐贈數(shù)據(jù)來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫中財務報表附注欄目(損益項目)，并經(jīng)過手工整理所得。市場化進程數(shù)據(jù)來源于樊綱等編寫的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》[19]。其他數(shù)據(jù)來自于銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫和國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為克服極端值對研究結(jié)論造成的影響，筆者對主要連續(xù)變量進行了在1%和99%分位上的縮尾(Winsorize)處理。

(二)模型設定與變量定義

為檢驗本文提出的研究假設，我們構建了回歸模型(1)和模型(2)：

TobinQ=α0+α1Donate_rev+α2Donate_rev

×Rel_perf+α3Rel_perf+α4Size+α5Lev

+α6Growth+α7Cfo+α8Soe+α9Board

+α10Indep_ratio+α11Msh+α12First

+∑αiYear+∑αjIndustry+ε

(1)

TobinQ=β0+β1Donate_emp+β2Donate_emp

×Rel_perf+β3Rel_perf+β4Size+β5Lev

+β6Growth+β7Cfo+β8Soe+β9Board

+β10Indep_ratio+β11Msh+β12First

+∑βiYear+∑βjIndustry+ε

(2)

其中，借鑒Wang等(2008)[8]的研究采用托賓Q值來衡量企業(yè)價值(TobinQ)，等于公司股票市場價值、債務賬面價值之和與總資產(chǎn)的比值。解釋變量為企業(yè)慈善捐贈，采用兩個指標來衡量，其一，參考唐躍軍等(2014)[11]的研究，采用捐贈收入比(Donate_rev)來表示，計算公式為：(企業(yè)捐贈金額/營業(yè)收入)×100；其二，采用人均捐贈額來表示企業(yè)捐贈水平(Donate_emp)，計算公式為：(捐贈額/員工人數(shù))/100。Rel_perf表示企業(yè)的相對業(yè)績，根據(jù)總資產(chǎn)收益率(ROA)，以“年度-行業(yè)”為一個單元，將樣本從小到大分為三組，最小組表示業(yè)績相對較差的企業(yè)。由于本文重點探討的是績差企業(yè)，因此筆者將該組賦值為1；位于中間部分的樣本賦值為0；最大組表示業(yè)績相對較優(yōu)的企業(yè)，賦值為-1。在此基礎上，筆者借鑒樊綱等編制的市場化指數(shù)(樊綱等，2011[19])作為市場化進程分組的依據(jù)，使用地方官員變更作為政策不確定性分組的依據(jù)。

本文在模型中納入了一系列控制變量，包括：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)，等于公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)；(2)資產(chǎn)負債率(Lev)，等于期末總負債與總資產(chǎn)的比值；(3)成長性(Growth)，采用公司主營業(yè)務收入增長率來表示；(4)現(xiàn)金流量(Cfo)，等于經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比值；(5)產(chǎn)權性質(zhì)(Soe)，若樣本企業(yè)為國有性質(zhì)，賦值為1，否則為0；(6)董事會規(guī)模(Board)，等于董事會人數(shù)的自然對數(shù)；(7)獨立董事比例(Indep_ratio)，等于獨立董事人數(shù)與董事會人數(shù)的比值；(8)管理層持股(Msh)，若管理層持有公司股份，取值為1，否則為0；(9)股權集中度(First)，采用第一大股東持股比例來衡量。此外，筆者還控制了年度(Year)和行業(yè)(Industry)固定效應，其中，按照證監(jiān)會的行業(yè)分類，制造業(yè)采用二級代碼為劃分標準，其他行業(yè)則以一級代碼為標準。

本文重點關注的是α2、β2的符號和顯著性，根據(jù)前文的研究假設，若α2、β2>0，則支持研究假設H1-1；若α2、β2<0，則支持研究假設H1-2。

四、實證檢驗

(一)變量的描述性統(tǒng)計

表1報告了企業(yè)年度慈善捐贈水平，可以發(fā)現(xiàn)2008年的捐贈收入比、人均捐贈額都遠大于其他年份，這可能是受到“汶川地震”的影響，企業(yè)慈善行為受到廣泛的關注。由表2的描述性統(tǒng)計可知，企業(yè)托賓Q值(TobinQ)的平均值(中位數(shù))為2.379(1.863)，最小值為0.903，最大值為9.760，說明市場價值在不同企業(yè)中差異較大。慈善捐贈總額占企業(yè)營業(yè)收入(Donate_rev)的均值(中位數(shù))為0.044%(0.011%)，人均捐贈額(Donate_emp)的均值為470.800(4.708×100)元?？刂谱兞糠矫妫Y產(chǎn)負債率(Lev)均值為46.9%，第一大股東持股比例(First)的均值為36.5%，說明中國上市公司股權較為集中。

表1企業(yè)年度慈善捐贈水平(均值)

表2變量的描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸分析

表3列示了對研究假設H1-1、H1-2的檢驗結(jié)果。其中，Donate_rev、Donate_emp的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正(t=4.978、2.989)，說明慈善捐贈具有價值提升效應。本文更為關注的是慈善捐贈與相對業(yè)績的交乘項(Donate_rev×Rel_perf、Donate_emp×Rel_perf)，Donate_rev×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.525，在1%的水平上顯著(t=-3.199)，Donate_emp×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.002，在5%的水平上通過統(tǒng)計檢驗(t=-2.262)。以上結(jié)果說明隨著業(yè)績由好到差，慈善捐贈的正向價值效應被顯著削弱，這驗證了前文假設H1-2，即支持了代理沖突觀點，績差企業(yè)實施慈善捐贈更多的可能是出于高管自利動機，而不是企業(yè)價值最大化的戰(zhàn)略動機，捐贈的代理成本效應超過其戰(zhàn)略效應，額外的捐贈支出成本，加劇了企業(yè)財務狀況的惡化，導致股東權益減少，從而削弱了績差企業(yè)價值，對企業(yè)長遠發(fā)展產(chǎn)生不利影響。從控制變量的結(jié)果來看，Size、Soe的估計系數(shù)顯著為負，Growth、Cfo、Indep_ratio以及First的估計系數(shù)顯著為正。

表3慈善捐贈、相對業(yè)績與企業(yè)價值

續(xù)前表

變量模型(1)模型(2)Cfo1.626???(9.708)1.645???(9.799)Soe-0.121???(-5.265)-0.130???(-5.667)Board0.061(1.047)0.074(1.288)Indep_ratio1.359???(6.558)1.378???(6.634)Msh0.014(0.609)0.018(0.749)First0.277???(4.031)0.275???(4.002)Year fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4490.447N14 67214 672

(三)考慮市場化進程的影響

在轉(zhuǎn)型的新興市場中，企業(yè)的很多行為都內(nèi)生于特定的制度環(huán)境。筆者結(jié)合中國特殊的制度環(huán)境，考察了企業(yè)相對業(yè)績對慈善捐贈價值效應的影響是否會因市場化進程的差異而有所不同。表4報告了檢驗結(jié)果。

通過表4可知，當解釋變量為捐贈收入比(Panel A)，在模型(1)低市場化組，Donate_rev×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.717，在1%的水平上顯著(t=-3.109)；在模型(1)高市場化組，Donate_rev×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.251，但未通過統(tǒng)計檢驗(t=-1.150)。當解釋變量為人均捐贈額(Panel B)，在模型(2)低市場化組，Donate_emp×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.005，在1%的水平上顯著(t=-3.040)；但在模型(2)高市場化組，Donate_emp×Rel_perf的估計系數(shù)接近于0，未通過統(tǒng)計檢驗(t=0.276)。該結(jié)果表明在市場化進程較低的地區(qū)，績差企業(yè)進行捐贈面臨的代理沖突問題更為嚴重，因此其對捐贈的價值效應削弱得更明顯。

表4考慮市場化進程的影響

續(xù)前表

Panel APanel B變量模型(1)低市場化進程高市場化進程變量模型(2)低市場化進程高市場化進程Indep_ratio1.606???(5.460)1.012???(3.463)Indep_ratio1.634???(5.540)1.021???(3.491)Msh0.024(0.746)0.017(0.506)Msh0.028(0.867)0.020(0.594)First0.384???(3.730)0.165?(1.756)First0.401???(3.890)0.166?(1.761)Year fe控制控制Year fe控制控制Industry fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4550.454Adjusted_R20.4530.453N7 2357 437N7 2357 437

(四)考慮政策不確定性的影響

為了進一步驗證企業(yè)戰(zhàn)略效應與代理效應的差異，筆者選取官員更替所導致的政策不確定作為切入點，考察了企業(yè)相對業(yè)績對慈善捐贈價值效應的影響是否會因政策不確定性的差異而有所不同。表5報告了檢驗結(jié)果。

通過表5可知，當解釋變量為捐贈收入比(Panel A)，在模型(1)官員未變更組，Donate_rev×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.183，但未通過統(tǒng)計檢驗(t=-1.150)；在模型(1)官員變更組，Donate_rev×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.636，在1%的水平上顯著(t=-2.822)。當解釋變量為人均捐贈額(Panel B)，在模型(2)官員未變更組，Donate_emp×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.002，未通過統(tǒng)計檢驗(t=-0.695)；但在模型(2)官員變更組，Donate_emp×Rel_perf的估計系數(shù)為-0.008，在1%的水平上顯著(t=-3.134)。該結(jié)果表明當?shù)貐^(qū)政策不確定性上升時，績差企業(yè)進行捐贈面臨的代理沖突問題更為嚴重，因此其對捐贈的價值效應削弱得更明顯。

表5考慮政策不確定性的影響

續(xù)前表

Panel APanel B變量模型(1)官員未變更官員變更變量模型(2)官員未變更官員變更Cfo1.517???(8.068)2.052???(5.546)Cfo1.525???(8.088)2.085???(5.615)Soe-0.136???(-5.276)-0.058(-1.131)Soe-0.145???(-5.630)-0.069(-1.340)Board0.023(0.365)0.224?(1.704)Board0.036(0.558)0.240?(1.832)Indep_ratio1.541???(6.539)0.784?(1.817)Indep_ratio1.565???(6.620)0.791?(1.838)Msh0.034(1.314)-0.062(-1.158)Msh0.037(1.420)-0.056(-1.043)First0.289???(3.753)0.264?(1.714)First0.284???(3.683)0.279?(1.818)Year fe控制控制Year fe控制控制Industry fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4600.416Adjusted_R20.4580.414N11 6393 033N11 6393 033

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下的檢驗：

第一，工具變量法。為了有效緩解慈善捐贈與企業(yè)價值之間的內(nèi)生性問題，選取慈善捐贈行業(yè)均值(剔除企業(yè)自身的慈善捐贈水平)作為慈善捐贈的工具變量，使用二階段最小二乘法進行回歸。選取行業(yè)慈善捐贈均值作為工具變量的原因在于：一是慈善捐贈行業(yè)均值與企業(yè)慈善捐贈密切相關。企業(yè)慈善捐贈不僅受到宏觀層面的制度影響，如《慈善捐贈法》、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等，以及微觀個體特質(zhì)的影響，如高管貧困經(jīng)歷、戰(zhàn)略性動機、高管自利動機等，還會受到行業(yè)慈善捐贈水平的影響。當慈善捐贈行業(yè)水平較高時，企業(yè)也會出于自身利益和企業(yè)聲譽的考慮追隨行業(yè)慈善捐贈水平提高自身慈善捐贈水平。因此，慈善捐贈行業(yè)均值會有效促進企業(yè)慈善捐贈水平的提高。二是行業(yè)慈善捐贈均值與隨機擾動性不相關，即行業(yè)慈善捐贈均值是嚴格外生的。行業(yè)慈善捐贈均值并不會直接影響企業(yè)自身的價值，尤其是剔除企業(yè)自身的慈善捐贈水平后。企業(yè)自身的價值更多地由企業(yè)自身的特質(zhì)決定，行業(yè)慈善捐贈均值并不會直接地影響企業(yè)自身的價值大小，因此行業(yè)慈善捐贈均值是嚴格外生的。具體做法為：第一步，企業(yè)捐贈收入比(Donate_rev)和人均捐贈額(Donate_exp)作為被解釋變量，捐贈收入比行業(yè)均值(Donate_rev_ind)和人均捐贈額行業(yè)均值分別作為解釋變量，同時加入所有的控制變量進行回歸，計算企業(yè)捐贈收入比和人均捐贈額的預測值。第二步，企業(yè)價值(TobinQ)作為被解釋變量，將企業(yè)捐贈收入比和人均捐贈額的預測值分別與企業(yè)相對業(yè)績水平進行交乘，同時加入所有的控制變量進行回歸，得到回歸結(jié)果。

表6報告了工具變量法第一階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，捐贈收入比行業(yè)均值(Donate_rev_ind)對企業(yè)捐贈收入比(Donate_rev)的回歸系數(shù)為0.927，在1%的水平上顯著；人均捐贈額行業(yè)均值(Donate_emp_ind)對企業(yè)人均捐贈額(Donate_exp)的回歸系數(shù)為0.965，在1%的水平上顯著，說明慈善捐贈行業(yè)均值顯著地促進了企業(yè)慈善捐贈。表7報告了工具變量法第二階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)捐贈收入比與相對業(yè)績的交乘項(Donate_rev×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-3.878，在1%的水平上顯著(t=-8.414)；企業(yè)人均捐贈額與相對業(yè)績的交乘項(Donate_emp×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.014，在1%的水平上顯著(t=-4.260)。以上結(jié)果說明隨著業(yè)績由好到差，慈善捐贈的正向價值效應被顯著削弱。因此，使用工具變量法緩解內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論依然成立。

表6工具變量法(第一階段)

表7工具變量法(第二階段)

續(xù)前表

變量TobinQ(1)(2)Donate_emp×Rel_perf-0.014???(-4.260)Rel_perf-0.181???(-7.674)-0.286???(-12.951)Size-0.595???(-38.824)-0.625???(-34.810)Lev0.190?(1.932)0.123(1.380)Growth0.010(1.072)0.006(0.608)Cfo1.643???(9.857)1.693???(10.110)Soe-0.062?(-1.953)-0.086???(-3.175)Board0.049(0.845)0.103?(1.756)Indep_ratio1.327???(6.383)1.390???(6.687)Msh0.000(0.004)0.011(0.455)First0.298???(4.332)0.273???(3.965)Year fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4500.448N14 67214 672

第二，滯后一期。為了進一步緩解慈善捐贈與企業(yè)價值之間的內(nèi)生性問題，筆者將慈善捐贈和控制變量均滯后一期，換言之，將企業(yè)價值設定為t+1期。滯后一期的回歸結(jié)果如表8所示。結(jié)果顯示，企業(yè)捐贈收入比與相對業(yè)績的交乘項(Donate_rev×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.558，在1%的水平上顯著(t=-3.021)；企業(yè)人均捐贈額與相對業(yè)績的交乘項(Donate_emp×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.003，在1%的水平上顯著(t=-3.147)。以上結(jié)果說明隨著業(yè)績由好到差，慈善捐贈的正向價值效應被顯著削弱。因此，使用滯后一期方法緩解內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論依然成立。

表8滯后一期

第三，更換相對業(yè)績的衡量方法。上文中筆者按照總資產(chǎn)收益率(ROA)的年度-行業(yè)特征，將樣本區(qū)分為三組，最低組賦值為1，中間組賦值為0，最高組賦值為-1。為了增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者按照總資產(chǎn)收益率(ROA)的年度-行業(yè)中位數(shù)重新分組，若小于年度-行業(yè)中位數(shù)賦值為1，代表業(yè)績較差，否則為0，代表業(yè)績較好。更換相對業(yè)績衡量方法的回歸結(jié)果如表9所示。結(jié)果顯示，企業(yè)捐贈收入比與相對業(yè)績的交乘項(Donate_rev×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.708，在1%的水平上顯著(t=-2.771)；企業(yè)人均捐贈額與相對業(yè)績的交乘項(Donate_emp×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.004，在5%的水平上顯著(t=-2.197)。以上結(jié)果說明隨著業(yè)績由好到差，慈善捐贈的正向價值效應被顯著削弱。因此，更換相對業(yè)績的衡量方法后，研究結(jié)論依然成立。

表9更換相對業(yè)績的衡量方法

續(xù)前表

變量TobinQ(1)(2)First0.314???(4.540)0.311???(4.500)Year fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4430.442N14 67214 672

第四，使用公司聚類回歸方法。上文中使用穩(wěn)健標準誤，為了進一步增強實證結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮公司層面聚類回歸。使用公司聚類回歸方法的回歸結(jié)果如表10所示。結(jié)果顯示，企業(yè)捐贈收入比與相對業(yè)績的交乘項(Donate_rev×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.525，在1%的水平上顯著(t=-2.629)；企業(yè)人均捐贈額與相對業(yè)績的交乘項(Donate_emp×Rel_perf)的回歸系數(shù)為-0.002，在10%的水平上顯著(t=-1.839)。以上結(jié)果說明隨著業(yè)績由好到差，慈善捐贈的正向價值效應被顯著削弱。因此，使用公司聚類回歸方法后，研究結(jié)論依然成立。

表10使用公司聚類回歸方法

續(xù)前表

變量TobinQ(1)(2)Cfo1.626???(7.432)1.645???(7.473)Soe-0.121???(-3.000)-0.130???(-3.224)Board0.060(0.624)0.074(0.767)Indep_ratio1.359???(4.427)1.378???(4.462)Msh0.014(0.376)0.018(0.462)First0.277??(2.376)0.275??(2.347)Year fe控制控制Industry fe控制控制Adjusted_R20.4490.447N14 67214 672

五、研究結(jié)論與啟示

慈善捐贈往往是以企業(yè)具備可以捐贈的現(xiàn)金流和一定的盈利能力為前提條件的。然而，在中國現(xiàn)實情境下，處于績差狀態(tài)下的企業(yè)實施慈善捐贈的現(xiàn)象卻十分普遍，那么，這些業(yè)績不佳的企業(yè)因何動機要“慷慨捐贈”呢？績差企業(yè)慈善捐贈是“欲取姑予”(戰(zhàn)略效應)還是“雪上加霜”(代理沖突問題)呢？其對企業(yè)價值的影響與績優(yōu)企業(yè)相比是否有所差異？為了弄清楚這些問題，本文以2003—2015年中國上市公司為研究樣本，重點考察了慈善捐贈對企業(yè)價值的影響在不同業(yè)績狀態(tài)下的差異。本文的研究發(fā)現(xiàn)：績差企業(yè)慈善捐贈的價值效應更弱；考慮到地區(qū)市場化進程差異后，相比于較高的市場化程度，在較低市場化程度的地區(qū)，績差企業(yè)的慈善捐贈價值效應更弱；考慮到地區(qū)政策不確定性差異后，相比于政策不確定性較低的地區(qū)，該現(xiàn)象主要表現(xiàn)在政策不確定性較高的地區(qū)。

本文的政策啟示是：對于企業(yè)而言，要認識到慈善捐贈在給其帶來社會效益的同時，也會耗費企業(yè)一定的資源，企業(yè)應該根據(jù)自身的實力和所處的發(fā)展階段慎重考慮是否做出慈善捐贈決定以及捐贈額度的大小，而不能一味地進行捐贈；同時，要進一步改善公司內(nèi)部治理結(jié)構，引入外界媒體的監(jiān)督機制，防止管理層為一己私利而任意捐贈。對于政府部門而言，應該規(guī)范績差企業(yè)的慈善捐贈行為，加強對外捐贈的審批管理，盡可能降低慈善捐贈給企業(yè)帶來的成本效應，以保證經(jīng)濟效益和社會效益的“兩不誤”。