韓金紅 楊小偉

【摘要】以2006 ～ 2019年我國(guó)A股上市企業(yè)為樣本， 實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響及其作用路徑。 研究發(fā)現(xiàn)： 產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)更加“樂善好施”、進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 且這種影響在成長(zhǎng)性高、市場(chǎng)化水平高、分析師跟蹤人數(shù)多及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中更顯著。 基于作用路徑的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策的支持有利于緩解企業(yè)的融資約束， 使企業(yè)有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行更多慈善捐贈(zèng)。 上述發(fā)現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響及其作用路徑提供了直接證據(jù)， 對(duì)理解產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟(jì)后果具有重要意義。

【關(guān)鍵詞】產(chǎn)業(yè)政策;慈善捐贈(zèng);市場(chǎng)化水平;融資約束

【中圖分類號(hào)】F272? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2021）14-0100-10

一、引言

截至2020年我國(guó)已實(shí)施十三個(gè)“五年規(guī)劃”， 其核心是通過政府的直接干預(yù)和間接引導(dǎo)， 為支持的行業(yè)提供各種優(yōu)惠， 實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和發(fā)展[1，2] 。 關(guān)于國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策經(jīng)濟(jì)后果的研究， 已有學(xué)者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策的支持向外界傳遞了積極的信號(hào)， 有利于受政策支持的企業(yè)獲得銀行貸款、權(quán)益資金及政府補(bǔ)助等[1，3] ， 從而緩解其融資約束[2] 。 而融資約束可能會(huì)影響企業(yè)慈善捐贈(zèng)。 那么， 國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策的支持能否促使企業(yè)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)呢？ 如果能， 產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響機(jī)制是什么？ 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的作用后果是否受企業(yè)內(nèi)部特征及外部環(huán)境因素的影響？

基于此， 本文采用2006 ～ 2019年我國(guó)滬深A(yù)股上市企業(yè)數(shù)據(jù)， 探討產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)的關(guān)系， 并考察市場(chǎng)化水平對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 結(jié)果表明： 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)顯著正相關(guān)， 且在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)更顯著。 進(jìn)一步地， 通過作用路徑檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策緩解了企業(yè)的融資約束， 進(jìn)而促使企業(yè)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 此外還發(fā)現(xiàn)， 在成長(zhǎng)性高、市場(chǎng)化水平高、分析師跟蹤人數(shù)多及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)其慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

本文的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面： ①已有研究表明， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)外部資源配置如銀行貸款、權(quán)益資金[1，3] 、政府補(bǔ)助[3] ， 以及企業(yè)經(jīng)營(yíng)如投資[4] 、資本結(jié)構(gòu)調(diào)整[5] 、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[6] 等有影響， 尚未有學(xué)者研究產(chǎn)業(yè)政策如何影響企業(yè)的慈善捐贈(zèng)。 因此， 本文將產(chǎn)業(yè)政策與慈善捐贈(zèng)納入一個(gè)框架進(jìn)行系統(tǒng)分析， 從而將產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟(jì)后果從外部資源的獲取、運(yùn)營(yíng)延伸到企業(yè)內(nèi)部社會(huì)責(zé)任的履行， 拓展了已有的分析框架。 ②通過檢驗(yàn)企業(yè)內(nèi)部成長(zhǎng)性特征及市場(chǎng)化水平、分析師跟蹤人數(shù)、媒體關(guān)注度等外部不同環(huán)境下產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響， 發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策支持企業(yè)的慈善捐贈(zèng)水平受企業(yè)內(nèi)部特征及外部環(huán)境的綜合影響， 這為學(xué)術(shù)研究和實(shí)踐政策的制定提供了更為豐富的視角。 ③本文揭示了產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)慈善捐贈(zèng)的傳導(dǎo)路徑， 是對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀經(jīng)濟(jì)行為研究的有益補(bǔ)充。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以提高市場(chǎng)的有效性， 改善市場(chǎng)失靈， 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[7-9] 。 Aghion等[10] 利用我國(guó)1998 ～ 2007年所有大中型企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)或促進(jìn)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的產(chǎn)業(yè)政策提高了企業(yè)的生產(chǎn)率。 而Blonigen[11] 通過對(duì)主要鋼鐵生產(chǎn)國(guó)的鋼鐵行業(yè)產(chǎn)業(yè)政策的研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策的應(yīng)用將導(dǎo)致下游制造業(yè)出口競(jìng)爭(zhēng)力的顯著下降。 同時(shí)， Chen等[1] 和王克敏等[3] 研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以改善外部融資環(huán)境， 使得受政策支持的企業(yè)易于獲得銀行貸款、權(quán)益資金及政府補(bǔ)助等， 緩解了受政策支持企業(yè)的融資約束[2] ， 提高了企業(yè)研發(fā)投資的積極性， 促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入[4] ， 推動(dòng)企業(yè)從事策略性創(chuàng)新行為[12] 。 此外， 李廣子和劉力[13] 研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以提高企業(yè)的信貸資金配置效率， 有利于企業(yè)提高資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度[5] ， 增強(qiáng)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力[6] 。

由上述文獻(xiàn)綜述可知， 產(chǎn)業(yè)政策改善了企業(yè)的外部環(huán)境， 提高了企業(yè)的資源獲取能力， 并對(duì)其行為產(chǎn)生了重大影響。 那么， 產(chǎn)業(yè)政策增加了企業(yè)可利用的資源后， 能否促使企業(yè)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)呢？ 目前尚未有研究關(guān)注此問題。 由于慈善捐贈(zèng)可以幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高企業(yè)的社會(huì)聲譽(yù)[14-16] ， 改善其與消費(fèi)者之間的關(guān)系， 最終提升企業(yè)價(jià)值[17，18] ， 因此， 研究產(chǎn)業(yè)政策是否促進(jìn)了企業(yè)慈善捐贈(zèng)至關(guān)重要。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)

產(chǎn)業(yè)政策是國(guó)家調(diào)控經(jīng)濟(jì)的一項(xiàng)重要手段， 可以引導(dǎo)有限的資源流向生產(chǎn)效率高的行業(yè)， 優(yōu)化資源配置[19] ， 緩解受政策支持企業(yè)的外部融資約束， 進(jìn)而影響企業(yè)的慈善捐贈(zèng)。

一方面， 從企業(yè)慈善捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)角度看， 受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)往往未來發(fā)展前景更好， 財(cái)務(wù)信息的可信度更高， 這降低了企業(yè)與外界的信息不對(duì)稱程度， 使得企業(yè)易于獲得權(quán)益融資、銀行貸款和長(zhǎng)期負(fù)債[1，3，20] ， 從而緩解受政策支持企業(yè)的外部融資約束[2] 。 通過慈善捐贈(zèng)， 企業(yè)可以提升知名度、建設(shè)品牌[14，15，21] ， 提升消費(fèi)者的認(rèn)可度和購(gòu)買意向[22] ， 從而提高市場(chǎng)占有率[23] ， 對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生正面影響[14，24] ， 最終提高企業(yè)價(jià)值[17，18] 。 因此， 基于戰(zhàn)略目的[25] ， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)在融資約束得到緩解后， 有動(dòng)機(jī)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 而未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)信息不對(duì)稱程度嚴(yán)重， 在銀行信貸市場(chǎng)的融資能力受限[26] ， 只有在滿足自身發(fā)展需要之后才有動(dòng)機(jī)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)， 因此未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)更少。

另一方面， 從企業(yè)慈善捐贈(zèng)的能力角度看， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)易于獲得外部融資[1，3，20] ， 也可能享受更多的政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠[3，27] ， 故受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金更充足， 更有能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 提高企業(yè)價(jià)值[17，18] 。 而我國(guó)企業(yè)普遍存在融資約束問題[28] ， 相較于受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)信息不對(duì)稱程度高， 因此難以在銀行信貸市場(chǎng)融資[26] ， 融資約束問題更為嚴(yán)重， 故未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金不足， 慈善捐贈(zèng)更少。

綜上所述， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)未來發(fā)展前景會(huì)更好， 有利于緩解其外部融資約束， 促使其獲得更多的資金， 因此， 為追求更大的企業(yè)價(jià)值， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 基于此， 本文提出假設(shè)1：

H1： 相對(duì)于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)更多。

（二）產(chǎn)業(yè)政策、市場(chǎng)化水平與企業(yè)慈善捐贈(zèng)

由上述分析可知， 產(chǎn)業(yè)政策的支持可以改善企業(yè)的外部融資環(huán)境， 提高企業(yè)的融資能力。 而外部融資環(huán)境的重要影響因素是市場(chǎng)化水平。 在我國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程中， 由于資源稟賦、地理位置等差異， 市場(chǎng)化水平不同的地區(qū)， 其金融發(fā)展程度相差甚遠(yuǎn)、極不平衡， 因此對(duì)于市場(chǎng)化水平不同的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)慈善捐贈(zèng)的作用效果會(huì)存在顯著差異。

一方面， 從企業(yè)慈善捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)看， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 政府對(duì)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的干預(yù)減少， 金融體系健全， 市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮了更充分的作用， 各種信息在市場(chǎng)中流動(dòng)速度加快， 因此企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的信息能夠得到有效傳播， 這有助于企業(yè)提升知名度[14，15] ， 從而提升消費(fèi)者的認(rèn)可度和購(gòu)買意愿[22] ， 最終提高企業(yè)價(jià)值[17，18] 。 因此， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)融資約束得到緩解后， 為提高其價(jià)值， 有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。 相對(duì)而言， 在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 金融體系不健全， 使得受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金可獲得性差[29] 。 而當(dāng)?shù)卣畬?duì)資金配置擁有廣泛的裁量權(quán)， 且面臨著政治晉升錦標(biāo)賽帶來的高壓力[30] ， 因此有動(dòng)機(jī)要求獲取政府資源的企業(yè)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模[31] ， 貢獻(xiàn)更多GDP。 因此， 在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)為獲取政府資源， 更傾向于將資金用于擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模， 從而進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)不足， 慈善捐贈(zèng)更少。 可見， 相較于市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 市場(chǎng)化水平高的地區(qū)政府干預(yù)少、金融體系健全， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。

另一方面， 從企業(yè)慈善捐贈(zèng)的能力看， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 受政策支持的企業(yè)易于獲得外部融資[1，3，20] 。 同時(shí)， 由于信息在市場(chǎng)中流動(dòng)速度加快， 企業(yè)與銀行之間的信息不對(duì)稱程度顯著降低， 使得受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)容易獲得更多的貸款[26] ， 從而有能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 而在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 金融體系不健全， 外部資源更多依靠政府配置， 資金持有集中度高、流動(dòng)存在滯后性， 多數(shù)企業(yè)銀行貸款成本高、可獲得性差[32] ， 因而在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)面對(duì)慈善捐贈(zèng)更多是有心無力， 慈善捐贈(zèng)更少。 可見， 相較于市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更容易獲得外部融資， 資金更充足， 從而有能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。

綜上所述， 相對(duì)于市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)由于政府干預(yù)少、金融體系健全， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更容易獲取外部融資， 資金更充足， 因此會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 基于此， 本文提出假設(shè)2：

H2： 相對(duì)于市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用更顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于自2006年起， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)數(shù)據(jù)才規(guī)范披露， 故本文以2006 ～ 2019年我國(guó)A股上市企業(yè)為樣本， 并對(duì)數(shù)據(jù)做如下處理： ①剔除金融類企業(yè); ②剔除ST、?ST上市企業(yè); ③剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本; ④借鑒曾偉強(qiáng)等[33] 的做法， 剔除所屬證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類中按年度少于10個(gè)的樣本， 共得到19110個(gè)樣本數(shù)據(jù)。 本文數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。 實(shí)證檢驗(yàn)使用Stata 15.0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)， 并對(duì)所有連續(xù)變量分別在兩端進(jìn)行1%的縮尾處理（Winsorize）。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)慈善捐贈(zèng)。 參考Chen等[34] 、Du[35] 及胡珺等[36] 的研究， 以企業(yè)當(dāng)年慈善捐贈(zèng)金額與營(yíng)業(yè)收入的比值乘以1000來衡量。

2. 解釋變量： 產(chǎn)業(yè)政策。 本文研究的期間是2006 ～ 2019年， 涉及國(guó)家“十一五”規(guī)劃（2006 ～ 2010年）、“十二五”規(guī)劃（2011 ～ 2015年）和“十三五”規(guī)劃（2016 ～ 2019年）。 因此根據(jù)“十一五”“十二五”“十三五”規(guī)劃以及證監(jiān)會(huì)頒布的《上市企業(yè)行業(yè)分類指引（2012年修訂）》的內(nèi)容， 在借鑒祝繼高等[37] 、陳冬華和姚振曄[38] 對(duì)產(chǎn)業(yè)政策劃分方法的基礎(chǔ)上， 通過篩選五年規(guī)劃文件， 將其中存在“鼓勵(lì)”“支持”等字眼的行業(yè)定義為產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)， 如果上市企業(yè)所屬行業(yè)屬于產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)， 賦值為1， 否則賦值為0。

3. 調(diào)節(jié)變量： 市場(chǎng)化水平。 本文主要采用王小魯?shù)染幹频摹吨袊?guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》（2018）中各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程數(shù)據(jù)來確定市場(chǎng)化水平， 市場(chǎng)化指數(shù)越大代表市場(chǎng)化水平越高。 根據(jù)企業(yè)所處省份市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)是否大于該年度所有省份市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)中位數(shù)進(jìn)行分類， 大于中位數(shù)的取值為1， 否則為0。 由于數(shù)據(jù)截至2016年， 對(duì)于2017 ～ 2019年市場(chǎng)化進(jìn)程數(shù)據(jù)， 本文參考楊興全等[39] 、吳娜等[40] 的做法予以補(bǔ)充。

4. 控制變量。 本文參考高勇強(qiáng)等[16] 、許年行和李哲[41] 、鮑豐華等[42] 、鄒萍[43] 及鄭登津和謝德仁[44] 等的研究方法， 選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金持有、托賓Q值等指標(biāo)作為控制變量。 回歸過程中控制了年度、行業(yè)固定效應(yīng)。 回歸模型中主要變量及其計(jì)算方法見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2， 參考已有研究構(gòu)建模型（1）：

上述模型中， H1的驗(yàn)證是將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（1）進(jìn)行回歸， 若產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)顯著為正， 則H1得到驗(yàn)證。 將樣本企業(yè)分為市場(chǎng)化水平高和市場(chǎng)化水平低兩組， 分別代入模型（1）進(jìn)行回歸。 若在市場(chǎng)化水平高組產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)顯著為正， 而在市場(chǎng)化水平低組產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)不顯著， 則假設(shè)2得到驗(yàn)證。

五、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了本文回歸模型（1）中主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

如表2所示， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)（Dona）的最小值為0， 最大值為6.167， 標(biāo)準(zhǔn)差為0.962， 說明不同企業(yè)間慈善捐贈(zèng)規(guī)模存在較大差異。 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的均值為0.640， 說明有64.0%的企業(yè)受產(chǎn)業(yè)政策的支持， 這與祝繼高等[37] 的均值64.2%、陳冬華和姚振曄[38] 的均值61.2%接近。 市場(chǎng)化水平（Mar）的均值為0.549， 說明有54.9%的企業(yè)處于市場(chǎng)化水平高的地區(qū)。

（二）多元回歸結(jié)果及分析

1. 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)。 為檢驗(yàn)H1， 將全樣本數(shù)據(jù)代入上述模型（1）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表3所示。

在表3中， 回歸方程F值為19.6555， 達(dá)到了1%的顯著性水平， 說明回歸方程設(shè)計(jì)合理， 整體有較好的解釋能力。 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)為0.0588， 在5%的水平上顯著， 說明相對(duì)于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更加“樂善好施”， 慈善捐贈(zèng)更多。 這主要在于產(chǎn)業(yè)政策可以引導(dǎo)資源流向， 促使受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)獲得更多的外部資源， 緩解了企業(yè)的外部融資約束。 通過慈善捐贈(zèng)， 企業(yè)可以提升知名度、建設(shè)企業(yè)品牌， 提升消費(fèi)者的認(rèn)可度和購(gòu)買意向， 從而提高市場(chǎng)占有率， 對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生正面影響， 最終提高企業(yè)價(jià)值。 因此， 受政策支持的企業(yè)在緩解融資約束后有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 H1得到驗(yàn)證。

控制變量方面， 托賓Q值（TQ）、銷售收入比（ME）的系數(shù)顯著為正， 與預(yù)期一致， 說明企業(yè)價(jià)值越高、廣告支出越多， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)越多[41] 。 存貨資產(chǎn)比（Inv）、董事會(huì)規(guī)模（Bdsize）的系數(shù)顯著為正， 說明企業(yè)期末存貨占總資產(chǎn)的比例越高、董事會(huì)規(guī)模越大， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)越多， 與鮑豐華等[42] 、鄒萍[43] 的研究一致。 獨(dú)立董事占比（Idp）、高管持股比例（Exshr）的系數(shù)也顯著為正， 說明獨(dú)立董事占比越高、高管持股比例越高， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)越多。 這主要在于慈善捐贈(zèng)有利于提高企業(yè)價(jià)值， 而獨(dú)立董事越多， 越有利于董事會(huì)吸納專業(yè)人員的意見， 促使企業(yè)參與慈善捐贈(zèng); 又因?yàn)槠髽I(yè)價(jià)值越高， 持股高管獲利越多， 因此高管持股比例越高的情況下， 企業(yè)越有動(dòng)機(jī)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、固定資產(chǎn)比（Ppe）與企業(yè)慈善捐贈(zèng)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系， 說明企業(yè)面臨的還款壓力越大、固定資產(chǎn)的維持和重置成本越高， 企業(yè)慈善捐贈(zèng)越少。

2. 產(chǎn)業(yè)政策、市場(chǎng)化水平與企業(yè)慈善捐贈(zèng)。 為檢驗(yàn)H2， 按照市場(chǎng)化水平的高低， 將企業(yè)分為市場(chǎng)化水平高和市場(chǎng)化水平低兩個(gè)樣本組， 并分組代入回歸模型（1）， 回歸結(jié)果如表4所示。

在表4中， 市場(chǎng)化水平高、市場(chǎng)化水平低樣本組， 回歸方程的F值分別為11.6012、11.8427， 均達(dá)到了1%的顯著性水平， 這說明回歸方程在分組情況下設(shè)計(jì)合理， 整體依然具有較強(qiáng)的解釋能力。 在市場(chǎng)化水平高的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)為0.0718， 達(dá)到了5%的顯著性水平; 而在市場(chǎng)化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)不顯著。 這說明相對(duì)于市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用更顯著， 即在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)企業(yè)慈善捐贈(zèng)規(guī)模更大， 該結(jié)果驗(yàn)證了H2。

由此說明， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 政府對(duì)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)、金融體系干預(yù)少， 市場(chǎng)機(jī)制發(fā)揮了更充分的作用。 由于受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)未來發(fā)展前景好， 且在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)外部資源相對(duì)豐富， 因此， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)易于獲得外部資源， 緩解其融資約束， 而慈善捐贈(zèng)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)、價(jià)值等有正向促進(jìn)作用， 因此， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有動(dòng)機(jī)和能力進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 而在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策的支持未能促進(jìn)企業(yè)慈善捐贈(zèng)。 原因可能是： 在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 外部資源持有相對(duì)集中， 政府對(duì)資源的配置有較大的裁量權(quán)， 由于政府面臨較大的“晉升錦標(biāo)賽”壓力， 其會(huì)要求獲得政府資源的企業(yè)擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模， 以貢獻(xiàn)更多GDP， 因此企業(yè)的外部資源可獲得性差、成本較高。 在獲得有限的資源后， 企業(yè)更可能是優(yōu)先滿足生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所需， 因此， 在市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)和能力不足。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換企業(yè)慈善捐贈(zèng)度量方式。 為減少收入波動(dòng)性帶來的影響， 本文參考山立威等[23] 、潘越等[45] 的做法， 以企業(yè)慈善捐贈(zèng)金額除以前三年?duì)I業(yè)收入的均值乘以1000作為替代變量， 代入上文回歸模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)， 回歸結(jié)果如表5所示。

在表5中， 全樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0504， 達(dá)到了10%的顯著性水平; 市場(chǎng)化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0903， 達(dá)到了5%的顯著性水平; 在市場(chǎng)化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果增強(qiáng)了上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 說明相對(duì)于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)更多; 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響過程中， 市場(chǎng)化水平起到了調(diào)節(jié)作用， 即相對(duì)市場(chǎng)化水平低的地區(qū)， 在市場(chǎng)化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用更顯著。

2. 固定效應(yīng)模型。 考慮到其他無法觀測(cè)的因素可能影響產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)的關(guān)系， 本文借鑒張嬈等[6] 的研究， 使用固定效應(yīng)模型弱化對(duì)本文實(shí)證結(jié)果的影響， 回歸結(jié)果如表6所示。

表6中， 全樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0588， 達(dá)到了5%的顯著性水平; 市場(chǎng)化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0718， 同樣達(dá)到了5%的顯著性水平; 在市場(chǎng)化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果說明， 在考慮了其他無法觀測(cè)因素的影響后， 本文的實(shí)證結(jié)果依然穩(wěn)健。 H1和H2得到驗(yàn)證。

3. 傾向得分匹配法（PSM）。 為減少內(nèi)生性問題的影響， 本文借鑒楊興全等[19] 、巫岑等[5] 的做法， 采取傾向得分匹配法（PSM）。 具體地， 以產(chǎn)業(yè)政策（IP）作為解釋變量， 企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金持有（Cash）、托賓Q值（TQ）、固定資產(chǎn)比（Ppe）及存貨資產(chǎn)比（Inv）作為控制變量， 進(jìn)行l(wèi)ogit回歸。 PSM過程中， 本文分別采取最鄰近距離一對(duì)一有放回和無放回進(jìn)行匹配， 回歸后滿足平衡測(cè)試。 然后以匹配樣本重新代入上述模型（1）進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表7所示。

表7中， 在一對(duì)一有放回匹配或一對(duì)一無放回匹配后的回歸結(jié)果中， 全樣本與市場(chǎng)化水平高樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)至少達(dá)到了10%的顯著性水平， 而在市場(chǎng)化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)均不顯著。 該結(jié)果說明通過PSM減少內(nèi)生性問題帶來的影響后， 實(shí)證結(jié)果依然穩(wěn)健， H1和H2得到驗(yàn)證。

4. 替換企業(yè)慈善捐贈(zèng)缺失值。 由于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失并非外生因素導(dǎo)致， 為排除企業(yè)慈善捐贈(zèng)的缺失值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響， 本文借鑒Curtis等[46] 、許年行和李哲[41] 的做法， 將企業(yè)慈善捐贈(zèng)缺失值替換為0， 代入上述模型（1）進(jìn)行回歸， 結(jié)果如表8所示。

表8中， 全樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0341， 達(dá)到了10%的顯著性水平; 市場(chǎng)化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0517， 達(dá)到5%的顯著水平， 而在市場(chǎng)化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果說明在考慮了企業(yè)慈善捐贈(zèng)缺失值的影響后， 結(jié)果依然穩(wěn)健， H1、H2得到驗(yàn)證。

六、影響機(jī)制分析

產(chǎn)業(yè)政策可以調(diào)整資源流向， 緩解企業(yè)外部融資約束， 使得企業(yè)有動(dòng)機(jī)和能力從事更多的慈善捐贈(zèng)， 以追求企業(yè)價(jià)值最大化[17，18] 。 上文已證實(shí)受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)更多， 那么， 產(chǎn)業(yè)政策是否通過緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)慈善捐贈(zèng)呢？

鞠曉生等[47] 、盧盛峰和陳思霞[48] 的研究表明， Sa指數(shù)能夠很好地反映我國(guó)企業(yè)的融資約束程度。 其中Sa越小， 說明企業(yè)融資約束程度越低。 本文將檢驗(yàn)Sa指數(shù)是否在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)之間具有顯著的中介效應(yīng)。 借鑒溫忠麟等[49] 、陳凌和陳華麗[50] 的研究， 本文在模型（1）的基礎(chǔ)上設(shè)立模型（2）、模型（3）， 然后以融資約束（Sa）作為中介變量， 檢驗(yàn)其在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)之間的中介效應(yīng)。

借鑒溫忠麟等[49] 、陳凌和陳華麗[50] 的研究， 檢驗(yàn)中介效應(yīng)需要四個(gè)步驟： 由于H1已經(jīng)得到驗(yàn)證， 此處不再重復(fù)步驟一。 步驟二， 如果模型（2）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1和模型（3）中融資約束Sa的系數(shù)β2都顯著為負(fù)， 說明產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用是通過緩解融資約束來實(shí)現(xiàn)。 步驟三， 如果模型（3）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1顯著為正， 說明融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)之間具有部分中介效應(yīng)， 若β1不顯著， 則表示融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)之間具有完全中介效應(yīng)。 步驟四， 如果模型（2）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1和模型（3）中融資約束Sa的系數(shù)β2兩個(gè)系數(shù)中有一個(gè)不顯著， 則進(jìn)行Sobel檢驗(yàn); 如果Sobel檢驗(yàn)顯著， 說明融資約束中介效應(yīng)顯著， 否則融資約束中介效應(yīng)不顯著。 基于此， 本文將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（2）、模型（3）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表9所示。

在表9模型（2）的回歸結(jié)果中， IP的系數(shù)為

-0.0135， 達(dá)到了5%的顯著性水平， 模型（3）的回歸結(jié)果中， Sa的系數(shù)為-0.1405， 達(dá)到了1%的顯著性水平， 滿足了上述步驟二的要求。 接下來執(zhí)行步驟三： 檢查模型（3）中IP系數(shù)的顯著性。 由于在模型（3）中IP的系數(shù)為0.0569， 達(dá)到了5%的顯著性水平， 說明融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈(zèng)之間具有中介效應(yīng)， 即產(chǎn)業(yè)政策支持通過緩解企業(yè)的融資約束， 促使企業(yè)更加“樂善好施”， 從而進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。

七、進(jìn)一步研究

（一）成長(zhǎng)性

成長(zhǎng)性不同的企業(yè)， 其對(duì)外部資源的依賴程度不同。 高成長(zhǎng)性的企業(yè)， 可以獲得較多的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)， 內(nèi)部資源難以滿足自身發(fā)展需求。 產(chǎn)業(yè)政策的支持可以緩解高成長(zhǎng)性企業(yè)的融資約束， 企業(yè)在緩解融資約束后， 通過增加慈善捐贈(zèng)可以幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象、提高企業(yè)的社會(huì)聲譽(yù)[14-16] ， 改善與消費(fèi)者之間的關(guān)系， 最終提升企業(yè)價(jià)值[17，18] ， 從而吸引更多的投資， 促進(jìn)其發(fā)展。 因此， 本文預(yù)期產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)中高成長(zhǎng)性企業(yè)將進(jìn)行更多慈善捐贈(zèng)， 追求更高的企業(yè)價(jià)值。

借鑒鄭登津和謝德仁[44] 、潘越等[45] 的研究， 本文用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率反映企業(yè)成長(zhǎng)性。 將成長(zhǎng)性高于所在行業(yè)、年度中位數(shù)的企業(yè)定義為高成長(zhǎng)性企業(yè)， 并賦值為1， 否則定義為低成長(zhǎng)性企業(yè)， 并賦值為0。 將樣本企業(yè)分為高成長(zhǎng)性和低成長(zhǎng)性兩組， 分別代入模型（1）進(jìn)行回歸。 回歸結(jié)果如表10所示。

表10中， 高成長(zhǎng)性樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0661， 達(dá)到了10%的顯著性水平， 而低成長(zhǎng)性樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明相對(duì)于低成長(zhǎng)性企業(yè)， 高成長(zhǎng)性企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 本文的預(yù)期得到驗(yàn)證。

（二）分析師跟蹤數(shù)量

陳冬華和姚振曄[38] 的研究表明， 分析師跟蹤的人數(shù)越多， 企業(yè)股價(jià)反映的信息越多。 產(chǎn)業(yè)政策的支持會(huì)緩解企業(yè)的融資約束[2] ， 促使其進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 而分析師跟蹤能夠捕獲企業(yè)慈善捐贈(zèng)的正面信息并向市場(chǎng)傳遞， 從而幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高其股價(jià)[14，15，17，18] 。 因此， 本文預(yù)期在分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 以幫助企業(yè)提升價(jià)值。

借鑒陳冬華和姚振曄[38] 的研究， 本文按行業(yè)、年度取中位數(shù)， 將分析師跟蹤人數(shù)大于所在行業(yè)、年度中位數(shù)的企業(yè)定義為分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)， 并賦值為1， 否則定義為分析師跟蹤數(shù)量少的企業(yè)， 并賦值為0。 將樣本分為分析師跟蹤數(shù)量多和分析師跟蹤數(shù)量少兩組， 分別代入模型（1）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表11所示。

表11中， 分析師跟蹤數(shù)量多的樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0624， 達(dá)到了10%的顯著性水平， 而在分析師跟蹤數(shù)量少的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明在分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 以幫助企業(yè)樹立品牌、提升價(jià)值。 本文的預(yù)期得到驗(yàn)證。

（三）媒體關(guān)注度

已有研究表明， 媒體發(fā)揮了信息中介作用， 有效緩解了企業(yè)與外部利益相關(guān)者的信息不對(duì)稱問題[38] ， 進(jìn)而對(duì)股票定價(jià)產(chǎn)生重大影響。 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)由于融資約束的緩解會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 而這種行為會(huì)通過媒體的積極報(bào)道幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高其社會(huì)聲譽(yù)和消費(fèi)者的認(rèn)可度[14-16，22] ， 最終提高企業(yè)的股價(jià)。 因此， 本文預(yù)期在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。

基于此， 本文參考陳冬華和姚振曄[38] 的研究， 并考慮企業(yè)規(guī)?？赡軒淼脑胍?， 以企業(yè)年度內(nèi)新聞媒體報(bào)道數(shù)量與企業(yè)規(guī)模的比值來衡量企業(yè)的媒體關(guān)注度， 并按行業(yè)、年度取中位數(shù)。 當(dāng)企業(yè)媒體關(guān)注度高于中位數(shù)時(shí)定義為媒體關(guān)注度高組， 并賦值為1， 否則定義為媒體關(guān)注度低組， 并賦值為0。 將樣本企業(yè)分為媒體關(guān)注度高和媒體關(guān)注度低兩組， 分別代入上述模型（1）進(jìn)行回歸， 回歸結(jié)果如表12所示。

表12中， 媒體關(guān)注度高的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0643， 達(dá)到了10%的顯著性水平， 而在媒體關(guān)注度低的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)， 以幫助企業(yè)提高聲譽(yù)、提升價(jià)值。 本文的預(yù)期得到驗(yàn)證。

八、結(jié)論及建議

產(chǎn)業(yè)政策作為政府調(diào)控國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方向的重要措施， 對(duì)企業(yè)外部環(huán)境及其內(nèi)部經(jīng)營(yíng)行為都產(chǎn)生了重大影響。 本文將企業(yè)慈善捐贈(zèng)行為納入產(chǎn)業(yè)政策的研究框架， 并基于動(dòng)機(jī)和能力兩個(gè)視角對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行探討。 研究發(fā)現(xiàn)： 相對(duì)于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈(zèng)更多， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響主要通過緩解企業(yè)的融資約束這種機(jī)制來實(shí)現(xiàn)。 同時(shí)， 本文研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的促進(jìn)作用在成長(zhǎng)性高、分析師跟蹤人數(shù)多、市場(chǎng)化水平高及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中更顯著。

本文結(jié)論對(duì)產(chǎn)業(yè)政策的評(píng)價(jià)及實(shí)踐具有重要意義： 首先， 本文研究表明， 產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更加“樂善好施”， 會(huì)進(jìn)行更多的慈善捐贈(zèng)。 因此， 政府部門應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的積極影響， 全面評(píng)價(jià)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)行為的作用后果， 促使企業(yè)積極履行社會(huì)責(zé)任。 其次， 本文將產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)慈善捐贈(zèng)的影響及其作用路徑進(jìn)行了充分探索， 為宏觀經(jīng)濟(jì)政策影響微觀企業(yè)行為提供了現(xiàn)實(shí)證據(jù)， 有利于更好地理解產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟(jì)后果。

【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

[1] Chen D. H.， Li O. Z.， Xin F.. Five-year plans， China finance and their consequences[ J].China Journal of Accounting Research， 2017（3）：189 ～ 226.

[2] 黎文飛，巫岑.產(chǎn)業(yè)政策與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[ J].會(huì)計(jì)研究，2019（1）：65 ～ 71.

[3] 王克敏，劉靜，李曉溪.產(chǎn)業(yè)政策、政府支持與公司投資效率研究[ J].管理世界，2017（3）：113 ～ 124+145+188.

[4] 譚勁松，馮飛鵬，徐偉航.產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)研發(fā)投資[ J].會(huì)計(jì)研究，2017（10）：58 ～ 64+97.

[5] 巫岑，黎文飛，唐清泉.產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度[ J].金融研究，2019（4）：92 ～ 110.

[6] 張嬈，路繼業(yè)，姬東驊.產(chǎn)業(yè)政策能否促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)？[ J].會(huì)計(jì)研究，2019（7）：3 ～ 11.

[7] Hausmann R.， Rodrik D.. Doomed to choose： Industrial policy as predicament[Z].Paper Prepared for the First Blue Sky Semina，2006.

[8] Robinson J. A.. Industrial Policy and Development： A political economy perspective[ J].Bert Hofman，2011（1）：80 ～ 82.

[9] Chen J.， Xie L.. Industrial policy， structural transformation and economic growth： Evidence from China[ J].Frontiers of Business Research in China，2019（4）：449 ～ 467.

[10] Aghion P.， Dewatripon M.， Du L.， Harrison A.， Legros P.. Industrial policy and competition[ J].American Economic Journal：Macroeconomics，2015（4）：1 ～ 32.

[11] Blonigen B. A.. Industrial policy and downstream export performance[ J].The Economic Journal，2016（595）：1635 ～ 1659.

[12] 黎文靖，鄭曼妮.實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對(duì)微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（4）：60 ～ 73.

[13] 李廣子，劉力.產(chǎn)業(yè)政策與信貸資金配置效率[ J].金融研究，2020（5）：114 ～ 131.

[14] Brammer S.， Millington A.. Corporate reputation and philanthropy： An empirical analysis[ J].Journal of Business Ethics，2005（1）：9 ～ 44.

[15] Gardberg N. A.， Fombrun C. J.. Corporate citizenship： Creating intangible assets across institutional environments[ J].The Academy of Management Review，2006（2）：329 ～ 346.

[16] 高勇強(qiáng)，何曉斌，李路路.民營(yíng)企業(yè)家社會(huì)身份、經(jīng)濟(jì)條件與企業(yè)慈善捐贈(zèng)[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（12）：111 ～ 123.

[17] Su J.， He J.. Does Giving Lead to Getting？ Evidence from Chinese Private Enterprises[ J].Journal of Business Ethics，2010（1）：73 ～ 90.

[18] Hogarth K.， Hutchinson M.， Scaife W.. Corporate Philanthropy， Reputation Risk Management and Shareholder Value： A Study of Australian Corporate giving[ J].Journal of Business Ethics，2018（151）：375 ～ 390.

[19] 楊興全，尹興強(qiáng)，孟慶璽.誰更趨多元化經(jīng)營(yíng)：產(chǎn)業(yè)政策扶持企業(yè)抑或非扶持企業(yè)？[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2018（9）：133 ～ 150.

[20] 金宇超，施文，唐松，靳慶魯.產(chǎn)業(yè)政策中的資金配置：市場(chǎng)力量與政府扶持[ J].財(cái)經(jīng)研究，2018（4）：4 ～ 19.

[21] Zhang R.， Zhu J.， Yue H.，Zhu C.. Corporate philanthropic giving， advertising intensity， and industry competition level[ J].Journal of Business Esthics，2010（94）：39 ～ 52.

[22] Pirsch J.， Gupta S.， Grau S. L.. A framework for understanding corporate social responsibility programs as a continuum： An exploratory study[ J].Journal of Business Ethics，2007（2）：125 ～ 140.

[23] 山立威，甘犁，鄭濤.公司捐款與經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī)——汶川地震后中國(guó)上市公司捐款的實(shí)證研究[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2008（11）：51 ～ 61.

[24] Wang H.， Qian C.. Corporate philanthropy and financial performance： The roles of social expectations and political access[ J].Academy of Management Journal，2011（6）：1159 ～ 1181.

[25] Jia M.， Zhang Z.. Agency costs and corporate philanthropic disaster response： The moderating role of women on two-tier boards-evidence from People's Republic of China[ J].International Journal of Human Resource Management，2011（9）：2011 ～ 2031.

[26] Myers S. C.， Majluf N. S.. Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[ J].Journal of Financial Economics，1984（2）：187 ～ 221.

[27] 郭杰，王宇澄，曾博涵.國(guó)家產(chǎn)業(yè)政策、地方政府行為與實(shí)際稅率——理論分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].金融研究，2019（4）：56 ～ 74.

[28] 方軍雄.民營(yíng)上市公司，真的面臨銀行貸款歧視嗎？[ J].管理世界，2010（11）：123 ～ 131.

[29] 蔡宏波，宋研霏，馬紅旗.城市商業(yè)銀行設(shè)立與僵尸企業(yè)的形成[ J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（9）：80 ～ 98.

[30] Li H.， Zhou L.. Political turnover and economic performance： The incentive role of personnel control in China[ J].Journal of Public Economics，2005（89）：1743 ～ 1762.

[31] 徐業(yè)坤，馬光源.地方官員變更與企業(yè)產(chǎn)能過剩[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（5）：129 ～ 145.

[32] Qian J.， Strahan P. E.. How laws and institutions shape financial contracts： The case of bank loans[ J].The Journal of Finance，2007（6）：2803 ～ 2834.

[33] 曾偉強(qiáng)，李延喜，張婷婷，馬壯.行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)是外部治理機(jī)制還是外部誘導(dǎo)因素——基于中國(guó)上市公司盈余管理的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[ J].南開管理評(píng)論，2016（4）：75 ～ 86.

[34] Chen J. C.， Patten D. M.， Roberts R. W.. Corporate charitable contributions： A corporate social performance or legitimacy strategy？[ J].Journal of Business Ethics，2008（82）：131 ～ 144.

[35] Du X.. Is Corporate philanthropy used as environmental misconduct dressing？ Evidence from chinese family-owned Firms[ J].Journal of Business Ethics，2015（2）：341 ～ 361.

[36] 胡珺，彭遠(yuǎn)懷，宋獻(xiàn)中，周林子.控股股東股權(quán)質(zhì)押與策略性慈善捐贈(zèng)——控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)的視角[ J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（2）：174 ～ 198.

[37] 祝繼高，韓非池，陸正飛.產(chǎn)業(yè)政策、銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)債務(wù)融資——基于A股上市公司的實(shí)證研究[ J].金融研究，2015（3）：176 ～ 191.

[38] 陳冬華，姚振曄.政府行為必然會(huì)提高股價(jià)同步性嗎？——基于我國(guó)產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)證研究[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2018（12）：112 ～ 128.

[39] 楊興全，張麗平，吳昊旻.市場(chǎng)化進(jìn)程、管理層權(quán)力與公司現(xiàn)金持有[ J].南開管理評(píng)論，2014（2）：34 ～ 45.

[40] 吳娜，于博，王博梓.市場(chǎng)化進(jìn)程、創(chuàng)新投資與營(yíng)運(yùn)資本的動(dòng)態(tài)調(diào)整[ J].會(huì)計(jì)研究，2017（6）：82 ～ 88+97.

[41] 許年行，李哲.高管貧困經(jīng)歷與企業(yè)慈善捐贈(zèng)[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2016（12）：133 ～ 146.

[42] 鮑豐華，趙亞普，田龍偉，李垣.嵌入視角下的連鎖董事網(wǎng)絡(luò)、制度環(huán)境與民營(yíng)企業(yè)慈善捐贈(zèng)[ J].管理學(xué)報(bào)，2018（10）：1037 ～ 1046.

[43] 鄒萍.慈善捐贈(zèng)動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制及其異質(zhì)性研究[ J].管理學(xué)報(bào)，2019（6）：904 ～ 914.

[44] 鄭登津，謝德仁.非公有制企業(yè)黨組織與企業(yè)捐贈(zèng)[ J].金融研究，2019（9）：151 ～ 168.

[45] 潘越，翁若宇，劉思義.私心的善意：基于臺(tái)風(fēng)中企業(yè)慈善捐贈(zèng)行為的新證據(jù)[ J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（5）：133 ～ 151.

[46] Curtis A.， McVay S.， Toynbee S.. The changing implications of research and development expenditures for future profitability[ J].Review of Accounting Studies，2020（25）：405 ～ 437.

[47] 鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營(yíng)運(yùn)資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[ J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（1）：4 ～ 16.

[48] 盧盛峰，陳思霞.政府偏袒緩解了企業(yè)融資約束嗎？——來自中國(guó)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)[ J].管理世界，2017（5）：51 ～ 65+187 ～ 188.

[49] 溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[ J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614 ～ 620.

[50] 陳凌，陳華麗.家族涉入、社會(huì)情感財(cái)富與企業(yè)慈善捐贈(zèng)行為——基于全國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查的實(shí)證研究[ J].管理世界，2014（8）：90 ～ 101+188.