慈善捐贈(zèng)對(duì)業(yè)績(jī)異質(zhì)性企業(yè)價(jià)值的影響研究
——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

陳建英 杜勇 張歡 于連超

一、問(wèn)題的提出

處于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的中國(guó)，正在積極建設(shè)和諧社會(huì)，促進(jìn)社會(huì)穩(wěn)定。近年來(lái)，越來(lái)越多的企業(yè)開始主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任(Corporate Social Responsibility，CSR)，根據(jù)潤(rùn)靈環(huán)球責(zé)任評(píng)級(jí)數(shù)據(jù)，A股上市公司披露2009年度社會(huì)責(zé)任報(bào)告的數(shù)量為471家，至2014年度，這一數(shù)據(jù)達(dá)到了701家。從社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來(lái)看，企業(yè)的目的不應(yīng)僅僅是追求利潤(rùn)最大化，增進(jìn)社會(huì)福利、承擔(dān)社會(huì)責(zé)任也應(yīng)該成為其重要的目標(biāo)之一，企業(yè)利潤(rùn)最大化目標(biāo)與承擔(dān)社會(huì)責(zé)任是相互促進(jìn)的關(guān)系。首先，基于社會(huì)聲譽(yù)機(jī)制，企業(yè)履行社會(huì)責(zé)任會(huì)提升企業(yè)的知名度，企業(yè)的產(chǎn)品可以被社會(huì)公眾認(rèn)可，從而增加企業(yè)的產(chǎn)品銷量，這樣有利于企業(yè)利潤(rùn)最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)；其次，企業(yè)通過(guò)履行社會(huì)責(zé)任可以增強(qiáng)其與當(dāng)?shù)卣年P(guān)系，這可能會(huì)給企業(yè)帶來(lái)融資便利(Su和He,2010[1])、競(jìng)爭(zhēng)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(dān)社會(huì)責(zé)任的一種重要方式，慈善捐贈(zèng)似乎更受中國(guó)企業(yè)的歡迎。2016年3月16日通過(guò)的《中華人民共和國(guó)慈善法》在政策層面進(jìn)一步規(guī)范和鼓勵(lì)企業(yè)法人等組織開展慈善活動(dòng)。根據(jù)《2013年度中國(guó)慈善捐助報(bào)告》，2013年全國(guó)接收國(guó)內(nèi)外社會(huì)各界的款物捐贈(zèng)總額約989.42億元，其中，企業(yè)法人的捐贈(zèng)約占我國(guó)年度捐贈(zèng)總額的69.67%，充當(dāng)了慈善捐贈(zèng)事業(yè)的主力軍。企業(yè)自愿、無(wú)償將其合法財(cái)產(chǎn)用于與生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)沒(méi)有直接聯(lián)系的公益事業(yè)正是企業(yè)主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的重要表現(xiàn)，這充分體現(xiàn)了中國(guó)自古以來(lái)的“樂(lè)善好施”的傳統(tǒng)美德，同時(shí)也吻合社會(huì)經(jīng)濟(jì)觀所認(rèn)為的“盈利目標(biāo)和社會(huì)責(zé)任相互促進(jìn)”的論斷。然而，這一論斷是以企業(yè)具備可以捐贈(zèng)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(diǎn)，慈善捐贈(zèng)很大程度上取決于企業(yè)現(xiàn)金流和利潤(rùn)(Seifert等，2004[4])，并且根據(jù)國(guó)資發(fā)評(píng)價(jià)[2009]317號(hào)文件《關(guān)于加強(qiáng)中央企業(yè)對(duì)外捐贈(zèng)管理有關(guān)事項(xiàng)的通知》規(guī)定，“企業(yè)應(yīng)合理確定對(duì)外捐贈(zèng)規(guī)模，堅(jiān)持量力而行，資不抵債、經(jīng)營(yíng)虧損或者捐贈(zèng)行為影響正常生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)，除特殊情況外，一般不得安排對(duì)外捐贈(zèng)支出?！迸c此相悖的是，我國(guó)的社會(huì)捐贈(zèng)隊(duì)伍中有相當(dāng)一部分的捐贈(zèng)主體是本來(lái)業(yè)績(jī)不佳的企業(yè)(1)根據(jù)企業(yè)年度報(bào)告披露數(shù)據(jù)，例如:中航重機(jī)(600765)2015年度凈利潤(rùn)為-539 423 592.82元，營(yíng)業(yè)外支出中對(duì)外捐贈(zèng)項(xiàng)目為169 700 724.01 元，捐贈(zèng)額占虧損額的比重達(dá)到31.46%；吉林化纖(000420)2014年度凈利潤(rùn)為-1 756 305.03元,營(yíng)業(yè)外支出中捐贈(zèng)支出項(xiàng)目金額為540 000.00元,捐贈(zèng)額占虧損額的比重為30.75%。，這便形成了“績(jī)差企業(yè)慈善捐贈(zèng)之謎”(杜勇等，2015[5];李四海等，2016[6])。

已有的文獻(xiàn)(Godfrey，2005[7]；Wang等，2008[8])關(guān)于慈善捐贈(zèng)影響企業(yè)價(jià)值或績(jī)效的研究結(jié)論并不一致，本文認(rèn)為捐贈(zèng)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(jìn)行捐贈(zèng)必須以擁有足夠的現(xiàn)金流或具備強(qiáng)烈的捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)為前提條件，因此，在考察慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系時(shí)，不能忽視企業(yè)的相對(duì)業(yè)績(jī)水平。事實(shí)上，績(jī)差企業(yè)由于財(cái)務(wù)狀況的特殊性，很可能在實(shí)施慈善捐贈(zèng)的能力和動(dòng)機(jī)上都顯著不同于績(jī)優(yōu)企業(yè)，其捐贈(zèng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果也應(yīng)有所不同，基于此，本文嘗試重點(diǎn)回答如下問(wèn)題：不同業(yè)績(jī)水平下的捐贈(zèng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響是否相同？此外，由于各個(gè)地區(qū)社會(huì)發(fā)展程度不同，地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程存在較大差異，對(duì)慈善捐贈(zèng)行為的規(guī)范性、市場(chǎng)反應(yīng)等方面都可能不一樣，因此，我們還嘗試將地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程納入到分析框架。

針對(duì)上述問(wèn)題，本文以2003—2015年中國(guó)滬深兩市A股上市公司為樣本，結(jié)合企業(yè)的相對(duì)業(yè)績(jī)水平，研究了企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)對(duì)其市場(chǎng)價(jià)值的影響。本文的研究發(fā)現(xiàn)：總體上，企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)提高了市場(chǎng)價(jià)值，但考慮到相對(duì)業(yè)績(jī)水平后，相比于績(jī)優(yōu)企業(yè)，績(jī)差企業(yè)慈善捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)顯著更弱。此外，考慮到地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程差異后，相比于市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，該現(xiàn)象主要表現(xiàn)在市場(chǎng)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(jī)差企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)更多的是基于高管自利的代理問(wèn)題，而不是促進(jìn)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的戰(zhàn)略性策略。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：首先，基于已有文獻(xiàn)的研究，考慮到企業(yè)的相對(duì)業(yè)績(jī)水平，再次檢驗(yàn)了慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系，彌補(bǔ)了以往文獻(xiàn)中單純考察捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間關(guān)系的缺陷，延伸和拓展了慈善捐贈(zèng)領(lǐng)域的研究。根據(jù)現(xiàn)有研究，慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論，可能的原因在于企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)必須以擁有足夠的現(xiàn)金流或具備強(qiáng)烈的捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)為前提條件，故而在考察慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系時(shí)，不能忽視企業(yè)的相對(duì)業(yè)績(jī)水平，但現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)此關(guān)注不足。事實(shí)上，績(jī)差企業(yè)由于財(cái)務(wù)狀況的特殊性，很可能在實(shí)施慈善捐贈(zèng)的能力和動(dòng)機(jī)上都顯著不同于績(jī)優(yōu)企業(yè)，其捐贈(zèng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果也應(yīng)有所不同。因此，從這個(gè)角度上說(shuō)，筆者從相對(duì)業(yè)績(jī)這一視角切入研究績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)，有助于在理論上完善慈善捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)，在實(shí)踐上為我國(guó)進(jìn)一步修訂慈善捐贈(zèng)主體的資格條件、規(guī)范企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為以及完善捐贈(zèng)管理的相關(guān)制度等提供理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其次，本文以官員更替所導(dǎo)致的政策不確定作為切入點(diǎn)，考察了企業(yè)相對(duì)業(yè)績(jī)對(duì)慈善捐贈(zèng)價(jià)值效應(yīng)的影響是否會(huì)因政策不確定性的差異而有所不同。官員更替帶來(lái)的政策的不連續(xù)性，影響到企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性，從而加劇了其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。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(huì)加劇企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性程度，具體表現(xiàn)為：加劇企業(yè)經(jīng)營(yíng)的信息不對(duì)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(lái)持有現(xiàn)金流的不確定性，從而加劇績(jī)差企業(yè)的財(cái)務(wù)困境與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。最后，從研究結(jié)論來(lái)看，盡管總體上慈善捐贈(zèng)有利于提高企業(yè)價(jià)值，但績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)顯著被削弱，所以出于保護(hù)投資者的利益，政府應(yīng)該限制和規(guī)范績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為，這為我國(guó)進(jìn)一步修訂慈善捐贈(zèng)主體的資格條件、規(guī)范企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為以及完善捐贈(zèng)管理的相關(guān)制度等提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)基于業(yè)績(jī)差異視角的慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于企業(yè)慈善捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)的研究主要可以歸納為四個(gè)方面：一是利他動(dòng)機(jī)。企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)純粹是為了利于他人和社會(huì)(Sharfman，1994[9])。二是戰(zhàn)略動(dòng)機(jī)。企業(yè)通過(guò)慈善捐贈(zèng)，可以獲得利益相關(guān)者的支持，改善競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境(Porter和Kramer,2002[2])。三是高管自利動(dòng)機(jī)(Atkinson和Galaskiewicz,1988[10])。該觀點(diǎn)認(rèn)為進(jìn)行慈善捐贈(zèng)是為了企業(yè)高管獲得自身效用，例如提高知名度、維護(hù)職務(wù)穩(wěn)定、獲得高額薪酬等。在自利動(dòng)機(jī)的情形下，捐贈(zèng)則可能構(gòu)成企業(yè)的委托代理成本。四是制度壓力動(dòng)機(jī)。該觀點(diǎn)較為強(qiáng)調(diào)制度因素對(duì)捐贈(zèng)行為的影響(唐躍軍等，2014[11])。然而，少有文獻(xiàn)考慮績(jī)差企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)，針對(duì)績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為，本文認(rèn)為主要可以從以下兩個(gè)方面予以解釋。

其一，基于慈善捐贈(zèng)的戰(zhàn)略性動(dòng)機(jī)。根據(jù)信號(hào)傳遞理論，企業(yè)慈善捐贈(zèng)可以作為一種信號(hào)，能夠預(yù)示未來(lái)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(guān)者(債權(quán)人、政府部門等)對(duì)企業(yè)未來(lái)的發(fā)展失去信心，Williams和Barrett(2000)[14]認(rèn)為，慈善捐贈(zèng)可以有效降低聲譽(yù)損失風(fēng)險(xiǎn)。李四海等(2016)[6]研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績(jī)下滑企業(yè)的慈善捐贈(zèng)是一種戰(zhàn)略性行為，可以降低利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)下滑的風(fēng)險(xiǎn)感知，抑制商業(yè)信用流失的風(fēng)險(xiǎn)，并且對(duì)會(huì)計(jì)盈余在信貸契約中的作用產(chǎn)生了替代效應(yīng)。此外，高勇強(qiáng)等(2012)[15]的研究發(fā)現(xiàn)，捐贈(zèng)可以被看作是一種帶有保險(xiǎn)性質(zhì)的防御策略，減少負(fù)面消息(業(yè)績(jī)不佳)對(duì)企業(yè)造成的不利影響。在這種情況下，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，有利于堅(jiān)定利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)未來(lái)發(fā)展的信心，從而改善目前現(xiàn)狀，進(jìn)而強(qiáng)化其價(jià)值效應(yīng)。

其二，基于慈善捐贈(zèng)導(dǎo)致的代理沖突問(wèn)題(高管自利動(dòng)機(jī))。所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)的分離使得股東與管理者之間的利益不一致，導(dǎo)致管理者的決策偏離股東財(cái)富最大化的目標(biāo)，產(chǎn)生委托代理成本。Wang和Coffey(1992)[16]指出，慈善捐贈(zèng)作為管理者的一種自由裁量行為，可能構(gòu)成企業(yè)隱性的代理成本。王新等(2015)[17]的研究發(fā)現(xiàn)，績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)可能成為經(jīng)理人卸責(zé)的借口，尤其在業(yè)績(jī)下滑時(shí)，由于信息不對(duì)稱問(wèn)題的存在，經(jīng)理人積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)任，譬如進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，有利于贏得利益相關(guān)者的信任與支持，減輕業(yè)績(jī)不佳對(duì)管理者帶來(lái)的不利影響，從而鞏固自身職位以及維護(hù)個(gè)人聲譽(yù)。在管理者的自利動(dòng)機(jī)下，績(jī)差企業(yè)慈善捐贈(zèng)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(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的項(xiàng)目，同時(shí)捐贈(zèng)行為的機(jī)會(huì)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(jià)值。

假設(shè)H1-1：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)強(qiáng)于代理成本效應(yīng)，那么捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)將增強(qiáng)。

假設(shè)H1-2：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)弱于代理成本效應(yīng)，那么捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)將削弱。

(二)考慮市場(chǎng)化進(jìn)程的影響

一個(gè)地區(qū)的制度環(huán)境好壞往往決定了投資者受保護(hù)的程度，在制度環(huán)境較差的地區(qū)，投資者保護(hù)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(chǎng)機(jī)制也不健全，導(dǎo)致社會(huì)道德對(duì)人們失信行為的內(nèi)部約束和社會(huì)輿論對(duì)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(quán)力的過(guò)度膨脹，加上公司內(nèi)部對(duì)管理層的權(quán)力制衡機(jī)制也被弱化，導(dǎo)致管理層能夠很便利地出于自己的私利而做出經(jīng)營(yíng)決策，這其中包括利用企業(yè)資源進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的決策，此時(shí)慈善捐贈(zèng)更可能構(gòu)成企業(yè)經(jīng)理人隱性的代理成本。特別是當(dāng)企業(yè)處于績(jī)差狀態(tài)時(shí)，這樣的慈善捐贈(zèng)無(wú)疑會(huì)令績(jī)差企業(yè)“雪上加霜”。相反，在制度環(huán)境較好地區(qū)，社會(huì)道德和輿論對(duì)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(duì)管理層機(jī)會(huì)主義行為的一種約束力，這種力量會(huì)牽制著管理層為謀取私利而隨意地進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的行為，從而在一定程度上保護(hù)績(jī)差企業(yè)的價(jià)值免遭管理層的侵害。此外，外部治理環(huán)境的改善也會(huì)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(zèng)行為面臨的代理沖突問(wèn)題。

另一方面，在市場(chǎng)化改革較為落后的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)中非市場(chǎng)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(lái)自政府等方面的壓力而被動(dòng)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)(唐躍軍等，2014[11])，在這樣的環(huán)境下，企業(yè)慈善捐贈(zèng)很可能是出于對(duì)制度壓力的回應(yīng)(趙瓊和張應(yīng)祥，2007[20])。根據(jù)楊團(tuán)和葛道順(2003)[21]的調(diào)查，無(wú)論是捐贈(zèng)項(xiàng)目還是捐贈(zèng)金額，政府勸募下的慈善捐贈(zèng)行為都占到了絕大多數(shù)，許多學(xué)者的研究都證實(shí)了我國(guó)企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為確實(shí)存在政府的行政攤派成分(鐘宏武，2007[22];郭劍花，2012[23]。對(duì)于績(jī)差企業(yè)而言，此時(shí)的慈善捐贈(zèng)更可能被視為無(wú)償?shù)摹傲x舉”，其戰(zhàn)略效應(yīng)被削弱。反之，在制度環(huán)境較好的地區(qū)，首先是各項(xiàng)制度相對(duì)健全，政府對(duì)企業(yè)捐贈(zèng)行為的干預(yù)程度較低，企業(yè)更多地遵循市場(chǎng)化運(yùn)作規(guī)律進(jìn)行慈善捐贈(zèng)決策；其次是制度環(huán)境較好的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也較快，政府掌握的可用于社會(huì)救助的資源也會(huì)更多，因此他們更有實(shí)力也更愿意對(duì)捐贈(zèng)企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)償，這在一定程度上會(huì)減弱慈善捐贈(zèng)的代理沖突問(wèn)題。

基于上述分析，在市場(chǎng)化進(jìn)程較快的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)更為明顯，而在市場(chǎng)化進(jìn)程較慢的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的代理成本效應(yīng)則更為明顯，本文提出假設(shè)H2-1、H2-2。

假設(shè)H2-1：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)強(qiáng)于代理成本效應(yīng)(H1-1成立)，則在市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)所帶來(lái)的價(jià)值效應(yīng)更強(qiáng)。

假設(shè)H2-2：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)弱于代理成本效應(yīng)(H1-2成立)，則在市場(chǎng)化程度較低的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)所帶來(lái)的價(jià)值效應(yīng)更弱。

(三)考慮政策不確定性的影響

一個(gè)地區(qū)官員變更所引發(fā)的政策不確定性會(huì)影響當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的政治關(guān)系資源格局配置(羅黨論等，2016[24])。當(dāng)?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(shì)和與之相關(guān)的一系列經(jīng)濟(jì)資源優(yōu)勢(shì)隨之減弱，如信貸優(yōu)勢(shì)，故企業(yè)有動(dòng)機(jī)去贏得新政府的信任與好感，構(gòu)建新的政治關(guān)系以爭(zhēng)取在政府資源博弈中贏得優(yōu)勢(shì)地位。慈善捐贈(zèng)是企業(yè)快速有效建立良好政企關(guān)系的途徑之一(戴亦一等，2014[25])。通過(guò)慈善捐贈(zèng)，企業(yè)可以向政府展示自身雄厚的財(cái)力，良好的前景與社會(huì)責(zé)任感，協(xié)助政府達(dá)成某些政治目標(biāo)，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(shì)地位。對(duì)于績(jī)差企業(yè)而言，其盈利能力較弱且經(jīng)營(yíng)狀況相對(duì)較差，面臨財(cái)務(wù)困境的可能性更高，用于慈善捐贈(zèng)的物質(zhì)基礎(chǔ)不足，這種情境下討好政府的行為無(wú)疑會(huì)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(guān)系格局已經(jīng)建立并且不會(huì)被輕易打破，此時(shí)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，更多地會(huì)出于企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性考慮，堅(jiān)定利益相關(guān)者的投資信心，從而改善企業(yè)現(xiàn)狀，強(qiáng)化慈善捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)。

官員更替帶來(lái)的政策的不連續(xù)性影響到企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性，從而加劇其經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(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(huì)加劇企業(yè)經(jīng)營(yíng)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(yíng)的信息不對(duì)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(lái)持有現(xiàn)金流的不確定性，從而加劇績(jī)差企業(yè)的財(cái)務(wù)困境與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。相對(duì)于績(jī)優(yōu)企業(yè)而言，績(jī)差企業(yè)會(huì)面臨更為沉重的盈利壓力，此時(shí)績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)是經(jīng)理人卸責(zé)的借口，動(dòng)機(jī)多是鞏固自身職位，維護(hù)個(gè)人聲譽(yù)以減輕業(yè)績(jī)不佳對(duì)其帶來(lái)的不利影響，出于自利動(dòng)機(jī)謀取私人收益的慈善捐贈(zèng)，降低了企業(yè)的資源配置效率，損害了股東與債權(quán)人的利益，加劇了慈善捐贈(zèng)的代理沖突問(wèn)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(duì)較為穩(wěn)定，包括慈善捐贈(zèng)在內(nèi)的經(jīng)營(yíng)決策受政策變動(dòng)的沖擊較小，此時(shí)績(jī)差企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策更具有連貫性和穩(wěn)定性，慈善捐贈(zèng)行為更多地出于對(duì)企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略性考慮，削弱了慈善捐贈(zèng)的代理沖突問(wèn)題。

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

假設(shè)H3-1：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)強(qiáng)于代理成本效應(yīng)(H1-1成立)，則在政策不確定性較低的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)所帶來(lái)的價(jià)值效應(yīng)更強(qiáng)。

假設(shè)H3-2：若績(jī)差企業(yè)捐贈(zèng)的戰(zhàn)略效應(yīng)弱于代理成本效應(yīng)(H1-2成立)，則在政策不確定性較高的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)所帶來(lái)的價(jià)值效應(yīng)更弱。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2003—2015年中國(guó)滬深兩市A股上市公司為初始樣本，并按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：剔除金融、保險(xiǎn)類上市公司；剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，共得到14 672個(gè)公司-年度觀測(cè)值。研究中企業(yè)慈善捐贈(zèng)數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)中財(cái)務(wù)報(bào)表附注欄目(損益項(xiàng)目)，并經(jīng)過(guò)手工整理所得。市場(chǎng)化進(jìn)程數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等編寫的《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》[19]。其他數(shù)據(jù)來(lái)自于銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。為克服極端值對(duì)研究結(jié)論造成的影響，筆者對(duì)主要連續(xù)變量進(jìn)行了在1%和99%分位上的縮尾(Winsorize)處理。

(二)模型設(shè)定與變量定義

為檢驗(yàn)本文提出的研究假設(shè)，我們構(gòu)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(lái)衡量企業(yè)價(jià)值(TobinQ)，等于公司股票市場(chǎng)價(jià)值、債務(wù)賬面價(jià)值之和與總資產(chǎn)的比值。解釋變量為企業(yè)慈善捐贈(zèng)，采用兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量，其一，參考唐躍軍等(2014)[11]的研究，采用捐贈(zèng)收入比(Donate_rev)來(lái)表示，計(jì)算公式為：(企業(yè)捐贈(zèng)金額/營(yíng)業(yè)收入)×100；其二，采用人均捐贈(zèng)額來(lái)表示企業(yè)捐贈(zèng)水平(Donate_emp)，計(jì)算公式為：(捐贈(zèng)額/員工人數(shù))/100。Rel_perf表示企業(yè)的相對(duì)業(yè)績(jī)，根據(jù)總資產(chǎn)收益率(ROA)，以“年度-行業(yè)”為一個(gè)單元，將樣本從小到大分為三組，最小組表示業(yè)績(jī)相對(duì)較差的企業(yè)。由于本文重點(diǎn)探討的是績(jī)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(jī)相對(duì)較優(yōu)的企業(yè)，賦值為-1。在此基礎(chǔ)上，筆者借鑒樊綱等編制的市場(chǎng)化指數(shù)(樊綱等，2011[19])作為市場(chǎng)化進(jìn)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(duì)數(shù)；(2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，等于期末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；(3)成長(zhǎng)性(Growth)，采用公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率來(lái)表示；(4)現(xiàn)金流量(Cfo)，等于經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~與總資產(chǎn)的比值；(5)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)，若樣本企業(yè)為國(guó)有性質(zhì)，賦值為1，否則為0；(6)董事會(huì)規(guī)模(Board)，等于董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)；(7)獨(dú)立董事比例(Indep_ratio)，等于獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)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(quán)集中度(First)，采用第一大股東持股比例來(lái)衡量。此外，筆者還控制了年度(Year)和行業(yè)(Industry)固定效應(yīng)，其中，按照證監(jiān)會(huì)的行業(yè)分類，制造業(yè)采用二級(jí)代碼為劃分標(biāo)準(zhǔn)，其他行業(yè)則以一級(jí)代碼為標(biāo)準(zhǔn)。

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

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了企業(yè)年度慈善捐贈(zèng)水平，可以發(fā)現(xiàn)2008年的捐贈(zèng)收入比、人均捐贈(zèng)額都遠(yuǎn)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(guān)注。由表2的描述性統(tǒng)計(jì)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(shuō)明市場(chǎng)價(jià)值在不同企業(yè)中差異較大。慈善捐贈(zèng)總額占企業(yè)營(yíng)業(yè)收入(Donate_rev)的均值(中位數(shù))為0.044%(0.011%)，人均捐贈(zèng)額(Donate_emp)的均值為470.800(4.708×100)元?？刂谱兞糠矫?，資產(chǎn)負(fù)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(shuō)明中國(guó)上市公司股權(quán)較為集中。

表1企業(yè)年度慈善捐贈(zèng)水平(均值)

表2變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)多元回歸分析

表3列示了對(duì)研究假設(shè)H1-1、H1-2的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，Donate_rev、Donate_emp的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為正(t=4.978、2.989)，說(shuō)明慈善捐贈(zèng)具有價(jià)值提升效應(yīng)。本文更為關(guān)注的是慈善捐贈(zèng)與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(Donate_rev×Rel_perf、Donate_emp×Rel_perf)，Donate_rev×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.525，在1%的水平上顯著(t=-3.199)，Donate_emp×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.002，在5%的水平上通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(t=-2.262)。以上結(jié)果說(shuō)明隨著業(yè)績(jī)由好到差，慈善捐贈(zèng)的正向價(jià)值效應(yīng)被顯著削弱，這驗(yàn)證了前文假設(shè)H1-2，即支持了代理沖突觀點(diǎn)，績(jī)差企業(yè)實(shí)施慈善捐贈(zèng)更多的可能是出于高管自利動(dòng)機(jī)，而不是企業(yè)價(jià)值最大化的戰(zhàn)略動(dòng)機(jī)，捐贈(zèng)的代理成本效應(yīng)超過(guò)其戰(zhàn)略效應(yīng)，額外的捐贈(zèng)支出成本，加劇了企業(yè)財(cái)務(wù)狀況的惡化，導(dǎo)致股東權(quán)益減少，從而削弱了績(jī)差企業(yè)價(jià)值，對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展產(chǎn)生不利影響。從控制變量的結(jié)果來(lái)看，Size、Soe的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，Growth、Cfo、Indep_ratio以及First的估計(jì)系數(shù)顯著為正。

表3慈善捐贈(zèng)、相對(duì)業(yè)績(jī)與企業(yè)價(jià)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(chǎng)化進(jìn)程的影響

在轉(zhuǎn)型的新興市場(chǎng)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(guó)特殊的制度環(huán)境，考察了企業(yè)相對(duì)業(yè)績(jī)對(duì)慈善捐贈(zèng)價(jià)值效應(yīng)的影響是否會(huì)因市場(chǎng)化進(jìn)程的差異而有所不同。表4報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。

通過(guò)表4可知，當(dāng)解釋變量為捐贈(zèng)收入比(Panel A)，在模型(1)低市場(chǎng)化組，Donate_rev×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.717，在1%的水平上顯著(t=-3.109)；在模型(1)高市場(chǎng)化組，Donate_rev×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.251，但未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(t=-1.150)。當(dāng)解釋變量為人均捐贈(zèng)額(Panel B)，在模型(2)低市場(chǎng)化組，Donate_emp×Rel_perf的估計(jì)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(chǎng)化組，Donate_emp×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)接近于0，未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(t=0.276)。該結(jié)果表明在市場(chǎng)化進(jìn)程較低的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)面臨的代理沖突問(wèn)題更為嚴(yán)重，因此其對(duì)捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)削弱得更明顯。

表4考慮市場(chǎng)化進(jìn)程的影響

續(xù)前表

Panel APanel B變量模型(1)低市場(chǎng)化進(jìn)程高市場(chǎng)化進(jìn)程變量模型(2)低市場(chǎng)化進(jìn)程高市場(chǎng)化進(jìn)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(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)戰(zhàn)略效應(yīng)與代理效應(yīng)的差異，筆者選取官員更替所導(dǎo)致的政策不確定作為切入點(diǎn)，考察了企業(yè)相對(duì)業(yè)績(jī)對(duì)慈善捐贈(zèng)價(jià)值效應(yīng)的影響是否會(huì)因政策不確定性的差異而有所不同。表5報(bào)告了檢驗(yàn)結(jié)果。

通過(guò)表5可知，當(dāng)解釋變量為捐贈(zèng)收入比(Panel A)，在模型(1)官員未變更組，Donate_rev×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.183，但未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(t=-1.150)；在模型(1)官員變更組，Donate_rev×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.636，在1%的水平上顯著(t=-2.822)。當(dāng)解釋變量為人均捐贈(zèng)額(Panel B)，在模型(2)官員未變更組，Donate_emp×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.002，未通過(guò)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(t=-0.695)；但在模型(2)官員變更組，Donate_emp×Rel_perf的估計(jì)系數(shù)為-0.008，在1%的水平上顯著(t=-3.134)。該結(jié)果表明當(dāng)?shù)貐^(qū)政策不確定性上升時(shí)，績(jī)差企業(yè)進(jìn)行捐贈(zèng)面臨的代理沖突問(wèn)題更為嚴(yán)重，因此其對(duì)捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)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(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下的檢驗(yàn)：

第一，工具變量法。為了有效緩解慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的內(nèi)生性問(wèn)題，選取慈善捐贈(zèng)行業(yè)均值(剔除企業(yè)自身的慈善捐贈(zèng)水平)作為慈善捐贈(zèng)的工具變量，使用二階段最小二乘法進(jìn)行回歸。選取行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值作為工具變量的原因在于：一是慈善捐贈(zèng)行業(yè)均值與企業(yè)慈善捐贈(zèng)密切相關(guān)。企業(yè)慈善捐贈(zèng)不僅受到宏觀層面的制度影響，如《慈善捐贈(zèng)法》、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等，以及微觀個(gè)體特質(zhì)的影響，如高管貧困經(jīng)歷、戰(zhàn)略性動(dòng)機(jī)、高管自利動(dòng)機(jī)等，還會(huì)受到行業(yè)慈善捐贈(zèng)水平的影響。當(dāng)慈善捐贈(zèng)行業(yè)水平較高時(shí)，企業(yè)也會(huì)出于自身利益和企業(yè)聲譽(yù)的考慮追隨行業(yè)慈善捐贈(zèng)水平提高自身慈善捐贈(zèng)水平。因此，慈善捐贈(zèng)行業(yè)均值會(huì)有效促進(jìn)企業(yè)慈善捐贈(zèng)水平的提高。二是行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值與隨機(jī)擾動(dòng)性不相關(guān)，即行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值是嚴(yán)格外生的。行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值并不會(huì)直接影響企業(yè)自身的價(jià)值，尤其是剔除企業(yè)自身的慈善捐贈(zèng)水平后。企業(yè)自身的價(jià)值更多地由企業(yè)自身的特質(zhì)決定，行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值并不會(huì)直接地影響企業(yè)自身的價(jià)值大小，因此行業(yè)慈善捐贈(zèng)均值是嚴(yán)格外生的。具體做法為：第一步，企業(yè)捐贈(zèng)收入比(Donate_rev)和人均捐贈(zèng)額(Donate_exp)作為被解釋變量，捐贈(zèng)收入比行業(yè)均值(Donate_rev_ind)和人均捐贈(zèng)額行業(yè)均值分別作為解釋變量，同時(shí)加入所有的控制變量進(jìn)行回歸，計(jì)算企業(yè)捐贈(zèng)收入比和人均捐贈(zèng)額的預(yù)測(cè)值。第二步，企業(yè)價(jià)值(TobinQ)作為被解釋變量，將企業(yè)捐贈(zèng)收入比和人均捐贈(zèng)額的預(yù)測(cè)值分別與企業(yè)相對(duì)業(yè)績(jī)水平進(jìn)行交乘，同時(shí)加入所有的控制變量進(jìn)行回歸，得到回歸結(jié)果。

表6報(bào)告了工具變量法第一階段的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，捐贈(zèng)收入比行業(yè)均值(Donate_rev_ind)對(duì)企業(yè)捐贈(zèng)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(zèng)額行業(yè)均值(Donate_emp_ind)對(duì)企業(yè)人均捐贈(zèng)額(Donate_exp)的回歸系數(shù)為0.965，在1%的水平上顯著，說(shuō)明慈善捐贈(zèng)行業(yè)均值顯著地促進(jìn)了企業(yè)慈善捐贈(zèng)。表7報(bào)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(zèng)收入比與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(zèng)額與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(shuō)明隨著業(yè)績(jī)由好到差，慈善捐贈(zèng)的正向價(jià)值效應(yīng)被顯著削弱。因此，使用工具變量法緩解內(nèi)生性問(wèn)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(jìn)一步緩解慈善捐贈(zèng)與企業(yè)價(jià)值之間的內(nèi)生性問(wèn)題，筆者將慈善捐贈(zèng)和控制變量均滯后一期，換言之，將企業(yè)價(jià)值設(shè)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(zèng)收入比與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(zèng)額與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(shuō)明隨著業(yè)績(jī)由好到差，慈善捐贈(zèng)的正向價(jià)值效應(yīng)被顯著削弱。因此，使用滯后一期方法緩解內(nèi)生性問(wèn)題后，研究結(jié)論依然成立。

表8滯后一期

第三，更換相對(duì)業(yè)績(jī)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(qiáng)實(shí)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(jī)較差，否則為0，代表業(yè)績(jī)較好。更換相對(duì)業(yè)績(jī)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(zèng)收入比與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(zèng)額與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(shuō)明隨著業(yè)績(jī)由好到差，慈善捐贈(zèng)的正向價(jià)值效應(yīng)被顯著削弱。因此，更換相對(duì)業(yè)績(jī)的衡量方法后，研究結(jié)論依然成立。

表9更換相對(duì)業(yè)績(jī)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(biāo)準(zhǔn)誤，為了進(jìn)一步增強(qiáng)實(shí)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(zèng)收入比與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(zèng)額與相對(duì)業(yè)績(jī)的交乘項(xiàng)(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(shuō)明隨著業(yè)績(jī)由好到差，慈善捐贈(zèng)的正向價(jià)值效應(yīng)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(zèng)往往是以企業(yè)具備可以捐贈(zèng)的現(xiàn)金流和一定的盈利能力為前提條件的。然而，在中國(guó)現(xiàn)實(shí)情境下，處于績(jī)差狀態(tài)下的企業(yè)實(shí)施慈善捐贈(zèng)的現(xiàn)象卻十分普遍，那么，這些業(yè)績(jī)不佳的企業(yè)因何動(dòng)機(jī)要“慷慨捐贈(zèng)”呢？績(jī)差企業(yè)慈善捐贈(zèng)是“欲取姑予”(戰(zhàn)略效應(yīng))還是“雪上加霜”(代理沖突問(wèn)題)呢？其對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響與績(jī)優(yōu)企業(yè)相比是否有所差異？為了弄清楚這些問(wèn)題，本文以2003—2015年中國(guó)上市公司為研究樣本，重點(diǎn)考察了慈善捐贈(zèng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響在不同業(yè)績(jī)狀態(tài)下的差異。本文的研究發(fā)現(xiàn)：績(jī)差企業(yè)慈善捐贈(zèng)的價(jià)值效應(yīng)更弱；考慮到地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程差異后，相比于較高的市場(chǎng)化程度，在較低市場(chǎng)化程度的地區(qū)，績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)價(jià)值效應(yīng)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(duì)于企業(yè)而言，要認(rèn)識(shí)到慈善捐贈(zèng)在給其帶來(lái)社會(huì)效益的同時(shí)，也會(huì)耗費(fèi)企業(yè)一定的資源，企業(yè)應(yīng)該根據(jù)自身的實(shí)力和所處的發(fā)展階段慎重考慮是否做出慈善捐贈(zèng)決定以及捐贈(zèng)額度的大小，而不能一味地進(jìn)行捐贈(zèng)；同時(shí)，要進(jìn)一步改善公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，引入外界媒體的監(jiān)督機(jī)制，防止管理層為一己私利而任意捐贈(zèng)。對(duì)于政府部門而言，應(yīng)該規(guī)范績(jī)差企業(yè)的慈善捐贈(zèng)行為，加強(qiáng)對(duì)外捐贈(zèng)的審批管理，盡可能降低慈善捐贈(zèng)給企業(yè)帶來(lái)的成本效應(yīng)，以保證經(jīng)濟(jì)效益和社會(huì)效益的“兩不誤”。