李金甜 劉 源 鄭建明

1 引 言

隨著現(xiàn)階段我國經(jīng)濟發(fā)展步入“新常態(tài)”,提高全要素生產(chǎn)率成為適應(yīng)當下經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型、實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要引擎。黨的十九大報告強調(diào)，中國經(jīng)濟發(fā)展的戰(zhàn)略目標就是要在質(zhì)量變革、效率變革、動力變革的基礎(chǔ)上，提高全要素生產(chǎn)率。黨的二十大報告進一步指出，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)，要堅持以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題，著力提高全要素生產(chǎn)率，推動經(jīng)濟實現(xiàn)質(zhì)的有效提升和量的合理增長。提升全要素生產(chǎn)率不僅能夠提升企業(yè)的核心競爭力，同時也有利于推動國民經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展?，F(xiàn)有文獻大多從產(chǎn)業(yè)政策（錢雪松等，2018［1］）、環(huán)境管制（盛丹和張國峰，2019［2］）等宏觀視角對全要素生產(chǎn)率的影響因素進行探討，微觀視角主要集中于技術(shù)創(chuàng)新（Song 等，2022［3］）、高管特征（Javeed 等，2023［4］）等方面，進一步全面識別其影響因素對于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率十分重要。

2022 年全國兩會圍繞扎實推進共同富裕做出了一系列重要決策部署，明確提出“要發(fā)揮第三次分配作用，發(fā)展慈善事業(yè)”。慈善捐贈作為第三次分配的重要運行機制，在實現(xiàn)共同富裕的過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。慈善捐贈是企業(yè)履行公民義務(wù)、踐行核心價值觀的應(yīng)有之義,同時對于縮小貧富差距、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。陸續(xù)有文獻從盈余管理（王娟和潘秀麗，2018［5］）、稅收規(guī)避（Sun 等，2023［6］）、融資約束（Masulis 和Reza，2023［7］）等方面探討了慈善捐贈的經(jīng)濟后果，雖個別研究尚存爭議，但多數(shù)文獻肯定了慈善捐贈對公司的顯著積極影響。然而，現(xiàn)有研究尚未將慈善捐贈和企業(yè)的全要素生產(chǎn)率結(jié)合進行分析，深入探究慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系,不僅有助于促進企業(yè)社會責任和高質(zhì)量發(fā)展的良性互動，實現(xiàn)社會效益和經(jīng)濟效益的共贏，同時也深刻契合了在高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富裕的中國式現(xiàn)代化要求。

基于此，本文將深入探討了慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。主要貢獻在于：第一，從慈善捐贈視角拓展和深化全要素生產(chǎn)率的影響因素研究，從全要素生產(chǎn)率的視角為企業(yè)的慈善捐贈行為提供新的解釋，彌補了現(xiàn)有文獻較少將二者結(jié)合進行研究的不足。第二，在基準回歸的基礎(chǔ)上進一步分析了慈善捐贈影響全要素生產(chǎn)率的作用機制，剖析人力資本和物質(zhì)資本的中介作用，進而打開了慈善捐贈影響全要素生產(chǎn)率的“黑匣子”。第三，在探究慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率關(guān)系時，納入了市場化程度、經(jīng)濟政策不確定性、內(nèi)部控制質(zhì)量和高管股權(quán)激勵四個變量進行分析，揭示了外部環(huán)境和內(nèi)部治理對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。第四，在穩(wěn)健性部分選取了企業(yè)總部周圍300 公里的重點宗教數(shù)量作為工具變量分析，還采用了2016 年《慈善法》頒布這一外生事件沖擊進行雙重差分分析，緩解了潛在的內(nèi)生性問題，增強了結(jié)論的可信度。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率

關(guān)于慈善捐贈的經(jīng)濟后果研究主要集中于三類視角：一是“利他效應(yīng)”視角，聚焦于社會效益層面。二是“利己效應(yīng)”視角，主要集中在短期效果層面，包括財務(wù)績效（顧雷雷和彭楊，2022［8］）、管理效用（Barnett，2007［9］）等。三是“互利效應(yīng)”視角，主要集中在長期利益層面，包括聲譽效應(yīng)（Williams 和Barrett，2000［10］）、戰(zhàn)略安排（Chen 等，2008［11］）等。而關(guān)于全要素生產(chǎn)率的影響因素研究主要集中于技術(shù)、經(jīng)濟和政府三個層面。技術(shù)層面考察了技術(shù)進步與技術(shù)效率（Wang 等，2021［12］）等的影響，經(jīng)濟層面主要考察了市場化程度（呂健，2013［13］）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Thabet，2015［14］）等的影響，政府層面則主要包括財政分權(quán)（Song 等，2018［15］）、環(huán)境規(guī)制（杜俊濤等，2017［16］）等因素。鮮有文獻專門針對慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率展開深入探究。

從理論視角分析，慈善捐贈作為企業(yè)承擔社會責任的重要方式之一（Carroll，1979［17］），對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營具有重要影響。企業(yè)的生存發(fā)展離不開外界環(huán)境的扶持，其與利益相關(guān)者組成的社會關(guān)系是企業(yè)賴以生存的關(guān)鍵，慈善捐贈則是一種穩(wěn)固這一社會關(guān)系的“互惠交換”行為（李維安等，2015［18］）?，F(xiàn)有研究表明，慈善捐贈能夠提高員工的忠誠度（Reichert 等，2021［19］）、增強客戶的滿意度（張安然，2020［20］）、維系良好的政企關(guān)系（Long 和 Yang，2016［21］）、獲得優(yōu)惠的銀行貸款（Chen 等，2015［22］），優(yōu)化資源配置效率（徐莉萍等，2015［23］），從多維度為企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率營造了良好的內(nèi)外部環(huán)境。

從現(xiàn)實視角分析，近年來國內(nèi)外公共衛(wèi)生及自然災(zāi)害等事件頻發(fā)，冰川融化、山火突發(fā)、新冠疫情席卷全球、猴痘病例零星出現(xiàn)，這一系列極端災(zāi)害事件對人們的生命財產(chǎn)安全造成了威脅，給企業(yè)的正常生產(chǎn)經(jīng)營造成了沖擊。同時也引發(fā)了社會各界慈善捐贈的熱潮，各企業(yè)集團、公眾個體紛紛向災(zāi)區(qū)捐款，其履行社會責任的形象深入人心，產(chǎn)品也得到了消費者的熱捧。如2008 年汶川地震，涼茶品牌“王老吉”捐款1 億元；2021 年河南暴雨，服飾企業(yè)“鴻星爾克”捐款5000 萬元，隨后其產(chǎn)品均被搶購一空，其捐贈行為不僅樹立了正面愛國形象，也進一步帶動了企業(yè)經(jīng)營業(yè)績。以上現(xiàn)實背景表明慈善捐贈受到了廣泛關(guān)注，且高關(guān)注度和正面聲譽將有助于企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上分析，提出本文的主要研究假設(shè) H1：慈善捐贈能夠提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

2.2 慈善捐贈影響全要素生產(chǎn)率的作用機制分析

現(xiàn)有研究表明，人力資本水平和物質(zhì)資本儲備是影響全要素生產(chǎn)率的兩個重要因素。慈善捐贈能夠為企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的人力資本（吸引高素質(zhì)員工、留住高素質(zhì)員工）和充分的物質(zhì)資本（在數(shù)量上緩解融資約束、在質(zhì)量上提高資金配置效率），進而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

圖1 慈善捐贈提高全要素生產(chǎn)率的作用機制

2.2.1 慈善捐贈、人力資本與全要素生產(chǎn)率

慈善捐贈有助于吸引并留住優(yōu)秀員工，為企業(yè)積累人力資本，人力資本是企業(yè)生產(chǎn)過程中的重要投入要素之一，高素質(zhì)的員工對全要素生產(chǎn)率具有顯著的提升作用。

慈善捐贈有利于吸引潛在高素質(zhì)員工。首先，慈善捐贈具有信息傳遞作用，企業(yè)進行慈善捐贈傳遞了企業(yè)經(jīng)營良好的信號、彰顯了企業(yè)的經(jīng)濟實力，因而求職者對公司的薪酬福利將抱有更高的期望，從而吸引更多的潛在求職者（朱沆等，2019［24］）。其次，慈善捐贈具有聲譽效應(yīng)，企業(yè)通過慈善捐贈樹立了良好的企業(yè)形象、增強了企業(yè)的聲譽資本，贏得了廣泛的社會認同，慈善捐贈越多的企業(yè)其對員工的吸引力越強，從而在人力資源方面獲得競爭優(yōu)勢（歐錦文等，2021［25］）。最后，依據(jù)社會認同理論，求職者會更傾向于為社會責任表現(xiàn)好的公司工作, 因此這類公司對求職者的吸引力也會顯著提升（張麟等，2017［26］）。

慈善捐贈有利于留住潛在高素質(zhì)員工。一方面，外部利益相關(guān)者對企業(yè)慈善捐贈行為的反應(yīng)會對員工產(chǎn)生外在影響（陳勝軍，2013［27］），企業(yè)通過慈善捐贈能夠獲得公眾贊譽和社會認可，這些正面的外部反應(yīng)有利于激發(fā)員工的工作熱情，提升員工的自豪感和組織認同感。另一方面，員工自身對企業(yè)慈善捐贈行為的感知也會產(chǎn)生內(nèi)在影響（Dutton，1994［28］）,企業(yè)通過慈善捐贈充分展現(xiàn)了其“仁愛”的價值理念和“高尚”的社會責任觀，增強了員工的歸屬感和信任度，工作滿意度也隨之提高，因而更愿意留在現(xiàn)有企業(yè)。Aguinis 等（2019）［29］研究證實了捐贈行為會增強員工的自豪感，提升員工的組織嵌入度，進而降低員工離職傾向。Carnahan 等（2017）［30］的研究同樣表明，員工可以從參與企業(yè)的慈善捐贈活動中找到工作的意義，從而更愿意留在企業(yè)，且素質(zhì)越高的員工更加注重工作的意義，留在現(xiàn)有企業(yè)的意愿更強（Burbano，2016［31］）。

因此當員工從企業(yè)慈善捐贈過程中獲得滿足感和社會認可時，他們會以更加積極的態(tài)度回饋企業(yè)，主動投入工作，提高勞動效率，而高水平的工作投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升具有顯著積極的影響。

據(jù)此，提出假設(shè)H2-1：慈善捐贈通過提供優(yōu)質(zhì)的人力資本進而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

2.2.2 慈善捐贈、物質(zhì)資本和全要素生產(chǎn)率

慈善捐贈有助于緩解融資約束（數(shù)量上）并提高資金配置效率（質(zhì)量上），為企業(yè)提供充足的物質(zhì)資本，物質(zhì)資本也是企業(yè)生產(chǎn)過程中的重要投入要素之一，充足的資金是企業(yè)進行研發(fā)投入的保障，助力企業(yè)創(chuàng)新，提高全要素生產(chǎn)率。

（1）緩解融資約束

一方面，慈善捐贈可以增強銀企關(guān)系。依據(jù)信號傳遞理論，慈善捐贈向外界傳遞了企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營狀況良好的信號（Albert 等, 2015［32］）,有利于金融部門及時做出信貸決策，給予企業(yè)更多的資金支持，充足的研發(fā)資金是企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的保障。另一方面，慈善捐贈可以增強政企關(guān)系。依據(jù)資源依賴理論，企業(yè)的生存發(fā)展需要外部資源的支持，慈善捐贈作為“政治獻金”（戴亦一，2014［33］），能夠幫助政府緩解財政壓力，相應(yīng)地政府也會給予企業(yè)財政補貼、稅收優(yōu)惠等優(yōu)待，這不僅緩解了企業(yè)的融資約束程度，而且能夠更好地把握重要的發(fā)展機會，從而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。此外，基于戰(zhàn)略慈善理論（孫紅莉，2019［34］），慈善捐贈與獲取經(jīng)濟利潤是相互兼容的。慈善捐贈不僅改善了資源接受者的需求狀況，同時也幫助企業(yè)獲得了更多利益相關(guān)者的支持，有利于企業(yè)減少資源約束，建立有利于自身發(fā)展的消費者市場，對信貸融資產(chǎn)生積極影響。

融資約束是制約全要素生產(chǎn)率提高的重要因素，慈善捐贈通過幫助企業(yè)緩解融資約束，一定程度上保障了企業(yè)的高成本、高風(fēng)險、持久性的創(chuàng)新行為，從而促進全要素生產(chǎn)率的提高。

（2）提高資金配置效率

一方面，進行慈善捐贈的公司更愿意與利益相關(guān)者締結(jié)長遠的契約關(guān)系，增加利益相關(guān)者在企業(yè)中的影響力和話語權(quán)（Huang 等，2014［35］），由利益相關(guān)者組成的多元共同治理結(jié)構(gòu)能夠?qū)窘?jīng)營行為進行更有效的監(jiān)督，從而抑制“股東—管理者”和“股東—債權(quán)人”利益沖突下產(chǎn)生的投資不足和過度投資行為（高漢祥，2012［36］）。另一方面，公司慈善捐贈價值的獲得依賴于公司自身的信息披露，因而進行了慈善捐贈的公司往往傾向于主動披露相關(guān)信息以展示其良好的公益形象，為了維護慈善捐贈贏得的良好聲譽形象，其會計信息質(zhì)量必須保證謹慎可靠，因而管理者會減少企業(yè)對會計信息的操縱行為。慈善捐贈對信息披露的充分性（信息透明度）和信息確認的可靠性（會計穩(wěn)健性）都會產(chǎn)生影響，而有效的增量信息，能顯著降低企業(yè)內(nèi)外部之間的信息壁壘（Cordery, 2013［37］），不但減少了投資者的“逆向選擇”風(fēng)險，緩解了企業(yè)投資不足的狀況，也抑制了管理者構(gòu)建“商業(yè)帝國”的自利行為，降低了企業(yè)的過度投資水平。此外，慈善捐贈具有時滯性，短期內(nèi)并不會帶來實質(zhì)性回報，積極進行慈善捐贈的公司其管理層往往更加注重企業(yè)的長遠發(fā)展，減少追求短期利益的非效率投資行為，從而提高企業(yè)的資金配置效率（Cheng 等，2013［38］），助力企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

因此，慈善捐贈能夠緩解兩權(quán)分離下的代理問題、減少企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對稱，從而減少企業(yè)的非效率投資行為，提高資金配置效率，進而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

據(jù)此，提出假設(shè)H2-2：慈善捐贈通過提供充足的物質(zhì)資本進而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取2010-2020 年滬深A(yù) 股上市公司作為初始研究樣本，并對數(shù)據(jù)進行了如下處理：（1）剔除了ST、*ST 的公司；（2）剔除金融行業(yè)的公司；（3）剔除慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率數(shù)據(jù)缺失的公司。最終篩選出3236 家公司、共計19137 個觀測值。此外，為消除極端值的影響，本文還對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了縮尾處理。

3.2 模型設(shè)定與變量定義

3.2.1 基準回歸模型

為檢驗慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的影響，本文設(shè)定如下基準回歸模型：

3.3.2 變量的定義

（1）慈善捐贈

參考戴亦一等（2014）［33］的做法，本文采用捐贈水平（Don_lev）和捐贈意愿（Don_if）來衡量企業(yè)的慈善捐贈（Donation）。捐贈水平用公司i 在第t 年的捐贈金額加1 取自然對數(shù)來計算；捐贈意愿是虛擬變量，若公司i 在第t 年的捐贈金額大于0 則取1，反之取0。

（2）全要素生產(chǎn)率

借鑒魯曉東等（2012）［39］的做法，本文采用LP 法來測算，回歸所得殘差的對數(shù)值即為企業(yè)的全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity,縮寫TFP）。

其中，Y 表示實際產(chǎn)出，用營業(yè)總收入衡量；L 表示勞動投入，用員工人數(shù)衡量；K 表示資本投入，用固定資產(chǎn)凈額衡量；M 是中間品投入，參考宋敏等（2021）［40］的做法，采用分配法計算。

（3）控制變量

參考相關(guān)文獻［41］［42］，本文選取公司規(guī)模（Size）、上市年限（Age）、資產(chǎn)負債率（Lev）、總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（ATO）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）、董事會人數(shù)（Board）、管理費用率（Mfee）、第一大股東持股比例（Top1）、股權(quán)制衡度（Balance）為控制變量，并進一步控制了行業(yè)和年度固定效應(yīng)，具體變量定義如表1 所示。

表1 主要變量及定義

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2 所示。其中全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為9.209，最大值為13.578，這表明企業(yè)的全要素生產(chǎn)率還有較大的提升空間；捐贈水平（Don_lev）和捐贈意愿的（Don_if）均值分別為12.626和0.989，標準差分別為2.489 和0.106，表明我國上市公司普遍參與到了慈善捐贈中，但各企業(yè)捐贈情況參差不齊；其他控制變量的特征與已有研究基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 展示了Pearson 相關(guān)性檢驗結(jié)果，從中可知捐贈水平（Don_lev）和捐贈意愿（Don_if）均與全要素生產(chǎn)率（TFP）在1%的水平上正相關(guān)，說明慈善捐贈能夠提高全要素生產(chǎn)率，初步證實了本文的假設(shè)。公司規(guī)模（Size）、上市年限（Age）、資產(chǎn)負債率（Lev）等與全要素生產(chǎn)率（TFP）正相關(guān)且在1%水平顯著，而管理費用率（Mfee）、股權(quán)制衡度（Balance）與全要素生產(chǎn)率（TFP）負相關(guān)且在1%水平顯著，表明控制變量的選取比較恰當。此外，各變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值基本在 0.5 以下，方差膨脹因子法（VIF）檢驗顯示最大的VIF 值為2.17，說明基準回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)性分析

4.2 基準回歸結(jié)果

表4 報告了慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率影響的總體檢驗結(jié)果。第（1）-（4）列為控制行業(yè)、年份的最小二乘法回歸，第（5）-（8）列為控制行業(yè)、年份的面板固定效應(yīng)回歸。其中（1）、（2）列和（5）、（6）列為只加入核心解釋變量的回歸結(jié)果；（3）、（4）列和（7）、（8）列為在此基礎(chǔ)上進一步加入了控制變量后回歸的結(jié)果。如表4 所示,在所有回歸中捐贈水平（Don_lev）和捐贈意愿（Don_lev）的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，這表明慈善捐贈（Donation）與全要素生產(chǎn)率（TFP）之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1 成立。因捐贈水平更好地量化了企業(yè)慈善捐贈的程度，故后續(xù)檢驗主要采用捐贈水平（Don_lev）這一指標進行檢驗。

表4 基準回歸

4.3 內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 PSM-DID

本文采用PSM-DID 來緩解可能存在的內(nèi)生性問題, 借鑒王靖宇等（2020）［43］的研究，選取2016 年《慈善法》的頒布作為外生沖擊事件,研究《慈善法》實施之后慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系是否受到影響。第一步先進行傾向得分匹配，以慈善捐贈分年度分地區(qū)的均值為標準，將樣本分為高慈善捐贈水平組與低慈善捐贈水平組，設(shè)置虛擬變量Don_lev_dum，若為處理組則Don_lev_dum= 1；若為控制組則Don_lev_dum= 0。接著選取協(xié)變量估計傾向得分值并進行最近鄰匹配，由圖2 可知匹配后的兩組之間差異不明顯。第二步使用匹配后的數(shù)據(jù)進行雙重差分檢驗，平行趨勢檢驗結(jié)果（圖3）表明在2016 年前對照組和實驗組之間的變化趨勢近乎相同，滿足平行趨勢假定，表5 第（1）列回歸結(jié)果顯示匹配后慈善捐贈（Don_lev_dum）系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正；第（2）列雙重差分的結(jié)果顯示，交互項（Don_lev_dum×time）的系數(shù)為0.042，在1%的水平上正且顯著，說明在慈善法頒布后，慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的促進作用更明顯，進一步佐證了本文的結(jié)論。

表5 內(nèi)生性分析

圖2 匹配前（左）后（右）對比

圖3 平行趨勢檢驗

4.3.2 Heckman 兩階段

考慮到企業(yè)是否進行慈善捐贈會導(dǎo)致樣本選擇性偏差問題，而公司是否進行捐贈受到企業(yè)冗余資源（Slack）（賀小剛等，2017［44］）、行業(yè)捐贈水平（Don_lev_mean）（鄒萍，2019［45］）等多重因素的影響?；诖吮疚倪M行了Heckman 兩階段分析,首先根據(jù)文獻選取可能影響進行慈善捐贈的因素作為解釋變量進行Probit 回歸，然后將計算出來的逆米爾斯比率（IMR）加入模型中重新估計，回歸結(jié)果如表5 第（3）-（4）列所示，IMR的系數(shù)為0.544 且在1%水平上顯著為正，表明確實存在樣本選擇偏誤問題，慈善捐贈（Don_level）的回歸系為0.031，也在1%的水平上顯著為正，表明在考慮了可能存在的樣本選擇偏誤問題后，本文的結(jié)論依然是成立的。

4.3.3 工具變量

考慮到全要素生產(chǎn)率的提高會進一步提升企業(yè)的經(jīng)營績效，因而企業(yè)將有更多的閑置資金用于慈善捐贈，即全要素生產(chǎn)率也能正向影響慈善捐贈。為了緩解二者之間潛在的雙向因果問題，本文采用工具變量法進行回歸分析。借鑒Chen 等（2016）［46］的研究，選用企業(yè)總部300 公里范圍內(nèi)的重點宗教場所的數(shù)量作為工具變量。一方面，宗教信仰潛移默化的影響著企業(yè)的捐贈行為，因而總部附近有更多宗教場所的企業(yè)更可能進行慈善捐贈；另一方面，某地的宗教場所是對其歷史文化的沿襲與傳承，并不直接影響到全要素生產(chǎn)率的高低，因而滿足相關(guān)性和外生性的要求。

回歸結(jié)果如表5 第（5）-（6）列所示。第一階段回歸結(jié)果顯示上市公司周邊的重點宗教場所（R_300）的回歸系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)周圍的宗教場所會影響企業(yè)的捐贈行為，第二階段中慈善捐贈（Don_lev）的擬合值在1%的水平上顯著為正，這說明在控制了潛在的雙向選擇問題后，慈善捐贈仍然能夠顯著的提高全要素生產(chǎn)率，進一步驗證了本文的研究假設(shè)。

4.3.4 其他穩(wěn)健性檢驗

第一，為緩解度量誤差可能導(dǎo)致的回歸結(jié)果偏誤，借鑒Olley 和 Pakes（1996）［47］的做法，使用OP 法重新計算全要素生產(chǎn)率，回歸結(jié)果如表6 第（1）列所示，捐贈水平（Don_lev）的系數(shù)在1%水平上仍然是正且顯著的。第二，為避免基準回歸模型可能存在的偽回歸性和多重共線問題，采用一階差分模型進行回歸分析，結(jié)果如表6 第（2）列所示，一階差分被解釋變量（D.TFP）與一階差分解釋變量（D.Don_lev）之間的關(guān)系在1%的水平上依然顯著為正。第三，為探究慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系是否受到全要素生產(chǎn)率高低的影響，本文進行了分位數(shù)回歸，回歸結(jié)果如表6 第（3）-（5）列所示，捐贈水平（Don_lev）的系數(shù)在分位數(shù)回歸中均顯著為正，這表明無論是對于全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)還是全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)，慈善捐贈均有利于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，進一步佐證了本文主要結(jié)論。

表6 其他穩(wěn)健性檢驗

5 機制檢驗

根據(jù)前文理論分析，慈善捐贈可以通過提供人力和資本物質(zhì)資本兩條途徑來影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。此部分將從人力資本、融資約束程度和資金配置效率多重視角，借鑒溫忠麟等（2004）［48］的經(jīng)典方法，設(shè)定中介模型對作用機制進行檢驗。

5.1 人力資本

本文利用公司本科及研究生以上學(xué)歷的員工人數(shù)的對數(shù)值，即高素質(zhì)員工規(guī)模來衡量企業(yè)的人力資本。檢驗結(jié)果如表7 第（1）-（2）列所示。第（1）列中慈善捐贈（Don_lev）的系數(shù)顯著為正,表明慈善捐贈能夠吸引并留住高素質(zhì)員工。第（2）列中慈善捐贈（Don_lev）、高素質(zhì)員工（skilllabor）均與全要素生產(chǎn)率（TFP）在1%的水平上顯著為正，表明高素質(zhì)員工在慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分中介作用，即慈善捐贈通過吸引并留住高素質(zhì)員工間接促進了全要素生產(chǎn)率的提升，假設(shè)H2-1 成立。

表7 機制檢驗

5.2 物質(zhì)資本

首先，借鑒魏志華等（2014）［49］的做法，構(gòu)建KZ 指數(shù)來衡量公司的融資約束程度。其次，借鑒陳效東等（2016）［50］的做法，使用Richardson（2006）模型估計殘差的絕對值來衡量企業(yè)的非效率投資程度，絕對值越大說明非效率投資程度越高，即資金配置效率越低。檢驗結(jié)果如表7 后四列所示。第（3）和（5）列中慈善捐贈（Don_lev）顯著為負,表明慈善捐贈能夠緩解公司的融資約束程度、減少非效率投資。第（4）和（6）列中慈善捐贈（Don_lev）均顯著為正，同時融資約束指數(shù)（kzindex）和非效率投資程度（inefficinvest）顯著為負，表明融資約束程度和資金配置效率在慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮了部分中介作用，即慈善捐贈通過幫助企業(yè)緩解融資約束和提高資金配置效率間接促進了全要素生產(chǎn)率的提升，假設(shè)H2-2 成立。

6 進一步分析

前文證實了慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的顯著積極影響，并進一步厘清了其作用機制，然而在不同的內(nèi)外部條件下可能存在不同的調(diào)節(jié)效應(yīng)，故此部分從外部環(huán)境和內(nèi)部治理兩方面著手，選取市場化程度（market）、經(jīng)濟政策不確定性（EPU）、內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）和高管股權(quán)激勵（Shainc）四個指標基于模型（1）進一步展開論述。

6.1 外部環(huán)境

6.1.1 市場化程度

企業(yè)的運營發(fā)展與外界環(huán)境息息相關(guān)。企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度越高,市場中利益相關(guān)者的權(quán)力就越大，對企業(yè)的影響也越大。一方面，隨著市場化進程的不斷推進，政府對市場的宏觀管控力度逐漸降低，資本市場作用越發(fā)凸顯，企業(yè)通過慈善捐贈釋放的信號能夠被外部投資者有效識別和利用，從而減輕投資者的顧慮，提升其投資意愿，為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升提供資金支持。另一方面，隨著市場化進程的加深，企業(yè)間的競爭愈發(fā)激烈，管理者更傾向于借助慈善捐贈來樹立良好形象，獲取競爭優(yōu)勢,為其研發(fā)活動提供物質(zhì)支撐，從而提高全要素生產(chǎn)率。基于此，推測市場化程度能夠正向調(diào)節(jié)慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的影響。

6.1.2 經(jīng)濟政策不確定性

首先，經(jīng)濟政策不確定性降低了投資者所獲信息的準確性、增加了對企業(yè)評估的難度，其投資信心和投資意愿也因此減弱。慈善捐贈傳遞了企業(yè)經(jīng)營良好和資金充足的信息，有利于幫助企業(yè)獲得更多的“資金支持”和“制度紅利”，從而緩解融資約束、提高全要素生產(chǎn)率。其次，管理者掌握著比外部利益相關(guān)者更多的信息，因此在經(jīng)濟政策不確定性較高時，管理者常被賦予更多的自由裁量權(quán)，往往傾向于通過慈善捐贈來提升自己的職業(yè)形象，而同時慈善捐贈展示的良好企業(yè)形象能吸引更多的潛在求職者和投資者，為全要素生產(chǎn)率的提高儲備充足的人力和物質(zhì)資本?；诖耍茰y經(jīng)濟政策不確定性能夠正向調(diào)節(jié)慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的影響。

借鑒溫素彬等（2022）［51］的做法，采用《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的市場化總指數(shù)來衡量市場化程度（market）；參考李增福等（2022）［52］的做法，采用Baker 構(gòu)建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來衡量經(jīng)濟政策不確定性（EPU）?；貧w結(jié)果如表8 第（1）-（2）所示，由第（1）列可知，慈善捐贈與市場化程度的交乘項（Don_lev×market）系數(shù)為0.002，在1%的水平上顯著為正，這表明市場化程度對慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，即當公司所處的市場化程度越高時，慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的促進作用越強。由第（2）列可知，慈善捐贈與經(jīng)濟政策不確定性的交乘項（Don_lev×EPU）系數(shù)為0.074，也在1%的水平上顯著為正，這表明經(jīng)濟政策不確定性對慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系同樣具有正向調(diào)節(jié)作用，即當公司所面臨的經(jīng)濟和政策不確定性越高時，慈善捐贈對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用越強，均與前文推測一致。

表8 異質(zhì)性分析

6.2 內(nèi)部治理

6.2.1 內(nèi)控質(zhì)量

內(nèi)部控制根植于企業(yè)內(nèi)部，指導(dǎo)并監(jiān)督企業(yè)運營發(fā)展的方方面面。慈善捐贈作為企業(yè)履行社會責任的重要方式，其履行過程受到內(nèi)部控制的監(jiān)督，其履行效果也依賴于內(nèi)部控制的保障。慈善捐贈具有“聲譽效應(yīng)”和“廣告效應(yīng)”，能夠有效緩解公司的融資約束程度從而提高全要素生產(chǎn)率，但是由于信息不對稱的存在，“聲譽效應(yīng)”和“廣告效應(yīng)”被嚴重削弱，而健全的內(nèi)部控制體系能夠統(tǒng)籌優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部管理層與外部利益相關(guān)者之間的信息溝通，提升兩者之間的信息透明度和信息可靠度。一方面，政府能夠更好的了解企業(yè)的慈善捐贈情況，有利于構(gòu)建“政企聯(lián)系”，為企業(yè)提供更多的政策傾斜；另一方面，投資者也能更好的了解企業(yè)的慈善行為，由于慈善捐贈傳遞了企業(yè)內(nèi)部資金流充足的信號，銀行更有信心為其提供貸款；同時慈善捐贈也展示了企業(yè)“博愛”的價值理念，吸引更多有情懷的潛在投資者，為企業(yè)提供更多的資金支持，促進全要素生產(chǎn)率的提升。基于此，推測內(nèi)控質(zhì)量正向調(diào)節(jié)慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。

6.2.2 高管股權(quán)激勵

委托代理理論指出，由于管理者和股東的目標并不是完全一致的，利益沖突時有發(fā)生，在外部監(jiān)督較弱的情況下，管理者往往出于構(gòu)建“商業(yè)帝國”的動機而做出侵害公司利益的行為。當管理者擁有的股份越多時，其在公司擁有的權(quán)利也越大，這為管理者行使在職消費和攫取私人利益提供了便利，加劇了企業(yè)的委托代理成本，進而可能弱化慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的提升作用。一方面，企業(yè)進行慈善捐贈減少了管理者用于自由支配的現(xiàn)金，抑制了管理層的自利行為。另一方面，慈善捐贈具有時滯效應(yīng)，短期內(nèi)不會給企業(yè)帶來明顯的增值效應(yīng)。因此，擁有較多股份的管理者作為理性的“經(jīng)濟人”勢必會減少公司的慈善捐贈支出，而慈善捐贈的減少進一步抑制了全要素生產(chǎn)率的提升?；诖耍茰y高管股權(quán)激勵負向調(diào)節(jié)慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

借鑒周美華等（2016）［53］的研究，采用迪博內(nèi)控披露指數(shù)的自然對數(shù)來度量內(nèi)控質(zhì)量（IC）；參考尹美群等（2018）［54］的研究，采用董監(jiān)高持股數(shù)與總股數(shù)之比來衡量高管股權(quán)激勵（Shainc）?；貧w結(jié)果如表8 后第（3）-（4）列所示,由第（3）列可知，慈善捐贈與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項（Don_lev×IC）系數(shù)為0.001，在1%的水平上顯著為正，這表明內(nèi)部控制質(zhì)量對慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用，即當公司的內(nèi)部控制質(zhì)量越高時，慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的促進作用越強。由第（4）列可知，慈善捐贈與高管股權(quán)激勵的交乘項（Don_lev×Shainc）系數(shù)為-0.062，在1%的水平上顯著為負，這表明高管股權(quán)激勵負向調(diào)節(jié)慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，即當公司給與高管的股權(quán)激勵越多時，慈善捐贈對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用越弱，與前文推測一致。

7 研究結(jié)論與政策啟示

本文利用2010-2020 年滬深A(yù) 股上市公司數(shù)據(jù)，深入考察了慈善捐贈對全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，慈善捐贈能夠助力企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，實現(xiàn)經(jīng)濟效益和社會效益共贏。機制檢驗結(jié)果表明，慈善捐贈通過為企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的人力資本（吸引優(yōu)秀員工、留住優(yōu)秀員工）和充分的物質(zhì)資本（緩解融資約束、提高資金配置效率）兩個渠道來提高全要素生產(chǎn)率。進一步分析結(jié)果顯示,市場化程度、經(jīng)濟政策不確定性、內(nèi)部控制質(zhì)量正向調(diào)節(jié)慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，而高管股權(quán)激勵對二者關(guān)系產(chǎn)生了負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。此外，本文采用了PSM-DID 模型、Heckman 兩階段、工具變量法來緩解可能存在的內(nèi)生性問題，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

本文研究結(jié)論具有如下政策啟示：第一，政府應(yīng)進一步完善相關(guān)制度。首先，研究結(jié)論表明慈善捐贈能夠提高全要素生產(chǎn)率，且在《慈善法》頒布后其提升作用更明顯，因此政府要進一步完善慈善捐贈相關(guān)的法律法規(guī)，以激勵企業(yè)積極參與慈善活動。其次，研究發(fā)現(xiàn)市場化程度正向調(diào)節(jié)慈善捐贈與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，因此政府部門應(yīng)該適當“放手”，發(fā)揮市場資源配置的作用，通過市場對慈善捐贈的反饋指導(dǎo)企業(yè)實踐，提高企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。第二，企業(yè)要提高內(nèi)部治理水平。首先，企業(yè)要制定合理的激勵機制，研究表明股權(quán)激勵對慈善捐贈和全要素生產(chǎn)率的關(guān)系產(chǎn)生了負面影響，因此企業(yè)要適度提高薪酬激勵水平、減少股權(quán)激勵以抑制高管的機會主義行為。其次，研究發(fā)現(xiàn)慈善捐贈的效果依賴于企業(yè)內(nèi)部控制的保障，因此企業(yè)要進一步完善內(nèi)部控制制度，建立完善有效的內(nèi)部控制體系，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展“保駕護航”。第三，隨著知識經(jīng)濟時代的到來，人才對企業(yè)發(fā)展的作用越發(fā)凸顯，本文研究發(fā)現(xiàn)慈善捐贈會吸引高素質(zhì)人才，有助于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，因此企業(yè)可通過慈善行為提高員工對企業(yè)的認同感和忠誠度，以減少員工流失的情況；同時也要加強對員工的教育和培訓(xùn)，提高員工自身的能力水平，助力企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。