捐贈期望落差、現(xiàn)金流權與企業(yè)應對策略

宋淵洋，張 罕，匡 倩

(華東理工大學 商學院，上海 200237)

近年來，企業(yè)社會績效日益被利益相關者關注，成為衡量企業(yè)成功的核心維度之一[1-2]。企業(yè)社會績效低于預期(即社會績效期望落差)會導致利益相關者對企業(yè)產(chǎn)生質疑，降低支持力度[3-4]，進而危害企業(yè)長期發(fā)展。例如，新冠肺炎爆發(fā)后，中國企業(yè)紛紛馳援災區(qū)。小米于2020年1月24日捐贈30萬元醫(yī)療防護物資。與此同時，截止2020年1月28日捐贈上億的企業(yè)就有吉利、萬科和美的等20余家。與這些企業(yè)相比，小米的捐贈力度遠低于公眾預期，導致其捐贈行為在微信和知乎等社交平臺被廣泛質疑。為平息質疑，小米于1月29日宣布追加捐款1 000萬元。在其他捐贈事件中，企業(yè)捐贈金額低于預期也曾引發(fā)質疑。例如，2008年汶川地震發(fā)生后，萬科宣布捐贈220萬元。由于其捐贈金額比同行低很多，萬科的捐贈行為引發(fā)廣泛的批評和股票拋售，導致其股價在兩個交易日內(nèi)下跌近10%。萬科不得不在1周后宣布追加捐贈1億元。

上述案例表明，企業(yè)社會績效應設法達到利益相關者的預期。然而，由于信息不對稱和決策者有限理性，企業(yè)社會績效低于預期(即出現(xiàn)社會績效期望落差)普遍存在。一個重要的理論和現(xiàn)實問題是:如果難以避免出現(xiàn)社會績效期望落差，企業(yè)應該采用什么策略來緩解社會績效期望落差帶來的負向沖擊?現(xiàn)有研究側重于探討財務績效期望落差對企業(yè)行為的影響，發(fā)現(xiàn)財務績效期望落差迫使企業(yè)搜尋和實施提高財務績效的各種措施，如內(nèi)部治理結構調(diào)整[5]、戰(zhàn)略變革[6]、創(chuàng)新[7-8]、跨國并購[9]、國際化[10-11]、進入新市場[12]和企業(yè)社會責任[13-14]。與大量研究關注財務績效期望落差相比，現(xiàn)有研究對企業(yè)如何應對社會績效期望落差探討較少[15]。然而，社會績效期望落差和財務績效期望落差是兩種本質不同的績效反饋。財務績效期望落差預示企業(yè)面臨效率威脅，而社會績效期望落差則更多地預示企業(yè)面臨合法性威脅[15-16]，需要采取不同的應對措施。由于社會績效期望落差與財務績效期望落差有本質不同，有關財務績效期望落差的研究結論很難直接推廣到社會績效期望落差。

有鑒于此，本文進一步探討企業(yè)如何應對社會績效期望落差，為企業(yè)規(guī)避社會績效期望落差的潛在負向影響提供理論和實證依據(jù)。由于企業(yè)社會績效包含范圍很廣，故選取企業(yè)社會績效在中國最受企業(yè)決策者和利益相關者關注的一個維度——企業(yè)慈善捐贈進行探討[17-18]。企業(yè)慈善捐贈是企業(yè)與利益相關者(如公眾、政府、消費者和供應商等)構建良好關系，進而獲得利益相關者支持和贏得可持續(xù)競爭優(yōu)勢的重要戰(zhàn)略舉措[19-20]。作為企業(yè)常見和最可見的社會責任行為[18]，慈善捐贈日益得到中國企業(yè)和利益相關者重視。據(jù)統(tǒng)計，2009～2019年中國企業(yè)慈善捐贈從131.27億元增長到931.47億元，年均增長率高達21.65%1數(shù)據(jù)來源:中國慈善聯(lián)合會發(fā)布的2009和2019年《中國慈善捐助報告》)。隨著企業(yè)慈善捐贈日趨普遍和重要，研究企業(yè)如何應對捐贈期望落差具有重要意義。

本文探討的問題包括:①企業(yè)如何應對捐贈期望落差?由于慈善捐贈屬于企業(yè)社會責任的范圍[21]，企業(yè)應對捐贈期望落差的自然做法是在將來增加捐贈等企業(yè)社會責任行為，故首先探討捐贈期望落差對企業(yè)捐贈和捐贈之外的其他社會責任行為的影響。②企業(yè)采用不同類型的社會責任行為的可能性相同嗎?與采取捐贈之外的其他社會責任行為相比，企業(yè)更可能采取捐贈這一與捐贈期望落差直接相關的企業(yè)社會責任行為嗎?③捐贈期望落差包括捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差，它們對企業(yè)行為的影響孰強孰弱?④什么樣的企業(yè)對捐贈期望落差的反應更強?考慮到實際控制人的現(xiàn)金流權比例越高，實際控制人承擔的反應成本越高，本文側重于探討實際控制人現(xiàn)金流權在捐贈期望落差對企業(yè)行為影響中的調(diào)節(jié)作用。

1 理論分析與研究假設

績效期望落差是企業(yè)績效低于利益相關者預期的程度[22-23]。企業(yè)績效包含財務績效和社會績效[15]，績效期望落差也包含財務績效期望落差和社會績效期望落差兩個維度?，F(xiàn)有研究集中于探討財務績效期望落差伴隨的后果，對社會績效期望落差研究較少。社會績效期望落差與財務績效期望落差對組織的意義和伴隨的行為后果有本質差異(見表1)。

表1 財務績效期望落差和社會績效期望落差的比較

如表1所示，首先，財務績效期望落差和社會績效期望落差的決策含義有差異。財務績效期望落差預示著企業(yè)經(jīng)營效率有問題，而社會績效期望落差預示著企業(yè)合法性受到威脅[15]。其次，雖然財務績效期望落差和社會績效期望落差都預示著企業(yè)存在問題，但財務績效期望落差比社會績效期望落差帶來的短期危害更大，更可能被視為短期緊迫的威脅。再次，決策者的解讀有差異。決策者往往會在短期內(nèi)采取各種措施消除財務績效期望落差，而決策者是否將緩解社會績效期望落差提上日程取決于企業(yè)對合法性的依賴程度和采取措施的成本。最后，企業(yè)消除財務績效期望落差的措施多種多樣(如調(diào)整組織結構、推出新產(chǎn)品和進行國際化)，但消除社會績效期望落差的措施較為有限。例如，當捐贈期望落差導致企業(yè)合法性受損時，企業(yè)最有效的措施是采取社會責任相關的行動，而不是采用企業(yè)研發(fā)和國際化等不太相關的行動。

鑒于社會績效期望落差的影響機制與財務績效期望落差有差異，而現(xiàn)有研究對社會績效期望落差研究較少，本文致力于揭示社會績效期望落差的一個重要方面(慈善捐贈期望落差)對企業(yè)行為的影響。企業(yè)行為包含的范圍很廣，那么，捐贈期望落差對哪些行為會產(chǎn)生影響?由于捐贈屬于企業(yè)社會責任的范圍，企業(yè)應對捐贈期望落差的自然做法是在將來增加捐贈等社會責任行為。在理論上，增加企業(yè)社會責任行為與捐贈期望落差相關，容易得到利益相關者的認可[3-4，24]。在實踐中，企業(yè)普遍通過增加捐贈等企業(yè)社會責任行為來應對捐贈期望落差。例如，萬科在2008年汶川地震后宣布捐贈200萬元。由于捐贈金額比其他企業(yè)少很多(即捐贈社會期望落差大)，萬科被稱為“鐵公雞”，其高管甚至受到人身攻擊。最后，萬科迫于壓力增加捐贈1億元。顯然，萬科只有增加捐贈才能平息利益相關者的批評，采取其他措施(如增加研發(fā)投入、并購、國際化和多元化等)并不能有效地回應和平息利益相關者的質疑，因為這些措施與威脅企業(yè)合法性的誘因(捐贈期望落差)相關性較弱。綜上所述，本文側重于探討捐贈期望落差對企業(yè)后續(xù)捐贈等社會責任行為的影響，以及這種影響對不同類型的捐贈期望落差和不同特征的企業(yè)有何差異，并提出研究假設。

1.1 捐贈期望落差與企業(yè)應對策略

企業(yè)慈善捐贈是企業(yè)為社會和慈善事業(yè)捐助的物品和現(xiàn)金，包括對救災、教育、文化、藝術和醫(yī)療等方面的捐贈[20]。慈善捐贈能提高企業(yè)合法性[20，25]，使企業(yè)得到利益相關者認可和支持，進而獲得可持續(xù)競爭優(yōu)勢[19，26]。一方面，慈善捐贈是一種符合社會規(guī)范的制度化活動，企業(yè)參與慈善捐贈預示著企業(yè)行為與社會規(guī)范一致。因此，慈善捐贈能提高企業(yè)合法性[20，27]。另一方面，慈善捐贈向利益相關者彰顯了企業(yè)致力于解決社會問題和推動社會進步的決心，使利益相關者相信企業(yè)并不是短期機會主義者，能促進利益相關者與企業(yè)合作[28-29]。與上述邏輯一致，實證研究表明，慈善捐贈能降低企業(yè)的資本成本[30]，提高顧客滿意度[31]、供應商信用額度[32]、銀行貸款額度[33]和企業(yè)創(chuàng)新績效[34]。

與恰當?shù)拇壬凭栀洶殡S諸多正面后果不同，捐贈期望落差使企業(yè)面臨合法性威脅[3-4]。企業(yè)捐贈期望落差越大，預示著企業(yè)行為偏離社會期望的制度化行為越多，企業(yè)合法性受到的負面影響越大[20，27]。捐贈期望落差對企業(yè)發(fā)展有負面影響。一方面，捐贈期望落差伴隨的合法性降低會影響企業(yè)的競爭優(yōu)勢和長期財務績效[20]，使利益相關者更難從與企業(yè)的合作和聯(lián)系中獲益，從而降低利益相關者(如員工、供應商和客戶)進一步與企業(yè)發(fā)生社會經(jīng)濟交換的積極性;另一方面，捐贈期望落差帶來的合法性降低會溢出到利益相關者，使利益相關者的合法性受損[35-36]。例如，萬科“捐款門”產(chǎn)生的合法性威脅會溢出到高管和員工等利益相關者，導致高管和員工被社會批評甚至遭到人身攻擊。因此，如果企業(yè)不能快速有效地應對捐贈期望落差，利益相關者會降低甚至終止對企業(yè)的支持。

為了降低捐贈期望落差對企業(yè)合法性的負面影響，企業(yè)需要做出恰當反應[37]。由于企業(yè)合法性受損是因為捐贈低于期望水平，企業(yè)應對捐贈期望落差的一個重要策略是在將來增加捐贈。與捐贈期望落差小的企業(yè)相比，捐贈期望落差大的企業(yè)的合法性受到的負面影響更大，企業(yè)需要更大幅度地增加捐贈來贏得利益相關者的認可和支持[3-4]。因此，捐贈期望落差對企業(yè)后續(xù)的捐贈增加有正向影響。

與財務績效期望落差包括財務績效歷史期望落差和財務績效社會期望落差一樣[38-41]，捐贈期望落差也可以分為捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差。其中，捐贈歷史期望落差是企業(yè)實際捐贈額低于歷史期望水平的幅度，捐贈社會期望落差是企業(yè)實際捐贈額低于社會期望水平的幅度。這是因為利益相關者在判斷企業(yè)捐贈金額是否合理時主要有兩個參照對象:企業(yè)自身的歷史捐贈金額和同行業(yè)企業(yè)的捐贈金額。一方面，參照企業(yè)的歷史捐贈金額，利益相關者會形成對企業(yè)當期捐贈金額的期望水平(即捐贈歷史期望水平)。企業(yè)實際捐贈金額低于捐贈歷史期望水平越多(即捐贈歷史期望落差越大)，利益相關者越傾向于認為企業(yè)的實際捐贈金額低于預期，越會負面評價和降低支持;另一方面，利益相關者在判斷企業(yè)捐贈金額是否合理時還會參照同行業(yè)企業(yè)的捐贈水平。企業(yè)實際捐贈金額低于同行業(yè)企業(yè)的捐贈金額越多，利益相關者越傾向于認為企業(yè)的實際捐贈金額低于預期，越可能負面評價和降低支持。因此，無論捐贈歷史期望落差還是捐贈社會期望落差都會降低企業(yè)合法性[22，40]，而增加捐贈是修復合法性的有效手段?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O:

H1a捐贈歷史期望落差越大，企業(yè)后續(xù)的捐贈增加越多。

H1b捐贈社會期望落差越大，企業(yè)后續(xù)的捐贈增加越多。

除了增加捐贈，企業(yè)還可能增加其他類型的企業(yè)社會責任行為以應對捐贈期望落差帶來的合法性威脅。首先，其他社會責任行為與捐贈有某種相關性。現(xiàn)有研究認為，當企業(yè)修復合法性的行為與損害企業(yè)合法性的行為相關時，企業(yè)更容易得到利益相關者的認可和支持[3-4，24]。由于其他社會責任行為與捐贈都屬于企業(yè)社會責任，企業(yè)增加其他社會責任行為來應對捐贈期望落差在利益相關者看來是相關的。其次，企業(yè)合法性源于利益相關者對企業(yè)的整體感知[37]，企業(yè)可以使用不同維度的社會責任行為來提升合法性。現(xiàn)有研究表明，無論是慈善捐贈還是其他社會責任行為(如環(huán)境保護)都有助于提高企業(yè)合法性[25，42-43]。因此，企業(yè)不僅可以通過增加捐贈，也可以通過增加其他社會責任行為來應對合法性威脅，使企業(yè)整體合法性維持在較高水平。綜上所述，企業(yè)捐贈期望落差越大越可能增加捐贈之外的其他社會責任行為?？紤]到捐贈歷史和社會期望落差的影響機理類似，提出如下研究假設:

H2a捐贈歷史期望落差越大，企業(yè)后續(xù)的其他社會責任行為增加越多。

H2b捐贈社會期望落差越大，企業(yè)后續(xù)的其他社會責任行為增加越多。

上述分析指出，企業(yè)捐贈等企業(yè)社會責任行為的調(diào)整同時受捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差的影響，那么，一個重要的研究問題是:哪一種期望落差的影響更強?雖然在研究財務績效期望落差時，部分研究同時將歷史和社會期望落差納入研究范圍[10，23，38，44-46]，但這些研究并沒有進一步比較兩者影響強度的差異。因此，進一步比較捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差的影響強度具有重要理論意義。另外，對兩者影響強度的進一步比較也有助于指導企業(yè)在決策時賦予捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差不同權重，在不增加資源投入的情況下最有效地維護企業(yè)合法性。

捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差通過降低企業(yè)合法性，迫使企業(yè)通過增加社會責任行為來修復合法性。當一種期望落差對企業(yè)合法性降低的影響強于另一種時，這種期望落差會使企業(yè)采用更強有力的修復行為。由于如下原因，捐贈社會期望落差比捐贈歷史期望落差對企業(yè)合法性降低的影響更強。相關研究表明，在做出沒有客觀標準的判斷時，利益相關者更傾向于使用社會比較而不是歷史比較[47-48]，這是因為社會比較能更有效地排除時間和情境因素的影響，所以雖然利益相關者可以借助企業(yè)歷史比較和社會比較的方法來判斷企業(yè)捐贈是否低于預期，并分別形成捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差的數(shù)值，但是由于社會比較比歷史比較能更有效地排除各方面因素的影響，利益相關者更依賴捐贈社會期望落差(而不是捐贈歷史期望落差)的大小來判斷企業(yè)捐贈行為是否合理[47，49]。與之對應，企業(yè)捐贈低于社會期望水平(即捐贈社會期望落差)比低于歷史期望水平(即捐贈歷史期望落差)更能引起利益相關者的關注和重視，對企業(yè)合法性的威脅更強。由于捐贈社會期望落差比捐贈歷史期望落差對企業(yè)合法性的負向影響更強，企業(yè)對捐贈社會期望落差更重視，更會大幅度地增加捐贈等社會責任行為?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O:

H3a捐贈社會期望落差比捐贈歷史期望落差對捐贈增加的影響更強。

H3b捐贈社會期望落差比捐贈歷史期望落差對其他社會責任行為增加的影響更強。

1.2 實際控制人現(xiàn)金流權的調(diào)節(jié)作用

由于中國企業(yè)的股權高度集中在實際控制人手中[50]，企業(yè)決策主要由實際控制人主導[51-52]。在這種意義上，上市公司實際控制人決定了企業(yè)對捐贈期望落差帶來的合法性威脅的反應程度?？紤]到實際控制人的現(xiàn)金流權會影響實際控制人分擔的增加企業(yè)社會責任行為的成本，把實際控制人的現(xiàn)金流權作為調(diào)節(jié)變量。

實際控制人在做出是否增加企業(yè)社會責任行為來應對捐贈期望落差伴隨的合法性威脅時面臨如下沖突:一方面，實際控制人需要直接承擔企業(yè)社會責任行為增加的成本;另一方面，企業(yè)社會責任行為增加雖然能修復捐贈期望落差導致的合法性受損[20，25，30]，但是由于實際控制人的現(xiàn)金流權動態(tài)變化，實際控制人能否享受到企業(yè)社會責任行為增加帶來的長期正向影響具有不確定性。因此，企業(yè)社會責任行為增加會導致實際控制人承擔確定的短期成本，但能否獲得長期收益具有不確定性。企業(yè)實際控制人的現(xiàn)金流權比例越高，上述沖突越嚴重。一方面，現(xiàn)金流權比例越高，實際控制人越需要承擔企業(yè)社會責任行為增加伴隨的短期成本;另一方面，由于中國上市公司實際控制人的現(xiàn)金流權隨著時間在稀釋，現(xiàn)金流權較高的實際控制人在獲取企業(yè)社會責任行為增加帶來的長期收益方面面臨同等甚至更高的不確定性。因此，企業(yè)實際控制人的現(xiàn)金流權比例越高，捐贈期望落差對企業(yè)社會責任行為增加的正向影響越弱。由于上述機理對于增加捐贈和增加其他社會責任行為一致，故提出如下研究假設:

H4a實際控制人的現(xiàn)金流權對捐贈期望落差與捐贈增加之間的關系有調(diào)節(jié)作用:現(xiàn)金流權比例越高，捐贈期望落差對捐贈增加的正向影響越弱。

H4b實際控制人的現(xiàn)金流權對捐贈期望落差與其他社會責任行為增加之間的關系有調(diào)節(jié)作用:現(xiàn)金流權比例越高，捐贈期望落差對其他社會責任行為增加的正向影響越弱。

2 研究設計

2.1 研究數(shù)據(jù)

為了分析捐贈期望落差對企業(yè)應對策略的影響，需要收集企業(yè)慈善捐贈等社會責任行為和相關變量的縱向數(shù)據(jù)以檢驗研究假設。中國上市公司為檢驗研究假設提供了數(shù)據(jù)基礎，這是因為上市公司在年報中披露了企業(yè)社會責任行為的相關信息[18]。具體而言，中國上市公司從2003年開始在年報附注的“營業(yè)外支出”中詳細披露了營業(yè)外支出的明細數(shù)據(jù)，包含企業(yè)慈善捐贈的具體項目和支出金額。此外，上市公司還在2006年及之后披露企業(yè)社會責任報告，使收集捐贈之外的社會責任行為成為可能?？紤]到2007年只有不到10家企業(yè)在社會責任報告中披露了其他社會責任項目的數(shù)據(jù)，選擇樣本較多的2008年作為研究起點。另外，從2019年起CSMAR數(shù)據(jù)庫不再包含其他社會責任項目的明細數(shù)據(jù)。因此，本文選擇2008～2018年的A股上市公司作為研究樣本，研究數(shù)據(jù)來自國泰安中國上市公司研究數(shù)據(jù)庫。為了反映變量在時間上的先后順序，因變量(捐贈和其他社會責任行為增加)和控制變量使用t年的數(shù)據(jù)，而自變量使用t-1年的數(shù)據(jù)。在剔除沒有披露企業(yè)社會責任報告和缺乏數(shù)據(jù)的企業(yè)后，得到2008～2018年853家企業(yè)的4 856條觀測值。

2.2 研究變量

(1)被解釋變量。捐贈增加(Don_increase)反映了企業(yè)i在t年的慈善捐贈與t-1年相比增加多少。首先，參照現(xiàn)有研究[18]，在上市公司年報附注“營業(yè)外支出”中查找與“慈善捐贈”相關的支出，然后把企業(yè)在t年和t-1年的所有慈善捐贈支出分別加總得到企業(yè)在t年和t-1年的慈善捐贈金額(Doni，t和Doni，t-1)。由于慈善捐贈金額是偏態(tài)分布，使用企業(yè)t年和t-1年慈善捐贈金額加1再取自然對數(shù)(ln(Doni，t+1)和ln(Doni，t-1+1))度量企業(yè)在t年和t-1年的慈善捐贈強度[17-18]。其次，與現(xiàn)有研究一樣[31]，企業(yè)i在t年慈善捐贈增加(Don_increasei，t)是企業(yè)i在t年的慈善捐贈強度減去t-1年的慈善捐贈強度，即

沒有使用t年的捐贈金額減去t-1年的捐贈金額再取自然對數(shù)的原因在于，企業(yè)t年的捐贈金額可能低于t-1年的捐贈金額，導致無法對差額取對數(shù)。

使用上述方法測量因變量主要基于如下考慮。首先，慈善捐贈旨在贏得利益相關者的支持[19-20]，慈善捐贈增加的額度比其他反映捐贈變動的指標(如捐贈增長率)更容易被利益相關者理解并得到支持。其次，由于部分企業(yè)在某些年份的慈善捐贈為0，導致無法計算捐贈增長率等指標，故其他度量指標在實證上不可行。另外，按照對數(shù)公式和因變量的測量方法，Don_increasei，t本身也包含增長率的含義2這是因為Don_increase i，t=ln(Don i，t+1)-ln(Don i，t-1+1)=ln[1+(Don i，t-Don i，t-1)/(Don i，t-1+1)]，約等于捐贈增長率加1再取自然對數(shù))。最后，沒有直接使用企業(yè)t年實際捐贈金額減去t-1年實際捐贈金額是因為這種測量方法有很強的異方差[17-18]。

其他社會責任行為增加(Un Don_increase)是指企業(yè)i在t年除捐贈之外的其他社會責任行為與t-1年相比增加多少?？紤]到無法從企業(yè)社會責任報告中獲取其他社會責任行為涉及的成本投入，使用企業(yè)除捐贈外開展的社會責任活動的項數(shù)來反映企業(yè)履行捐贈之外的社會責任的情況。由于部分企業(yè)的其他社會責任項目數(shù)眾多，參照上面對捐贈增加的度量原理，首先對其他社會責任活動數(shù)取自然對數(shù)以消除異方差的影響，然后用企業(yè)i在t年的其他社會責任活動數(shù)(+1)的自然對數(shù)減去t-1年其他社會責任活動數(shù)(+1)的自然對數(shù)，以度量企業(yè)其他社會責任行為的增加幅度(Un Don_increasei，t)。

(2)解釋變量。捐贈期望落差反映了企業(yè)實際捐贈強度與期望捐贈強度的差距，包括捐贈歷史期望落差(His_below)和捐贈社會期望落差(Soc_below)[38]。企業(yè)i在t年的捐贈歷史期望落差(His_belowi，t)和捐贈社會期望落差(Soc_belowi，t)分別等于企業(yè)捐贈歷史期望強度(Historical Aspiration，HA i，t)和捐贈社會期望強度(Social Aspiration，SA i，t)減去企業(yè)實際捐贈強度?？紤]到本文側重于探討捐贈期望落差(即實際捐贈強度低于預期捐贈強度的幅度)的影響，當企業(yè)t期實際捐贈強度高于期望時，企業(yè)當期的捐贈期望落差為0[22，53-54]，即與預期捐贈強度相比，企業(yè)沒有期望落差。

計算捐贈歷史期望落差和社會期望落差的難點在于確定企業(yè)捐贈的歷史期望水平和社會期望水平?，F(xiàn)有研究指出，企業(yè)i在t年的歷史期望(HA i，t)是由企業(yè)在t-1年的表現(xiàn)和t-1年的歷史期望共同決定[55-56]。企業(yè)在t-1年的表現(xiàn)越好或歷史期望越高，利益相關者對于企業(yè)在t年的歷史期望水平越高。與上述研究一樣，使用下式計算捐贈歷史期望水平:

式中:ln(Doni，t-1+1)表示企業(yè)i在t-1年的捐贈強度;HA i，t-1表示企業(yè)i在t-1年的歷史期望3企業(yè)i在2007年的捐贈歷史期望就是企業(yè)在2006年的捐贈強度(即ln(Don i，2006+1)))。α反映的是利益相關者對企業(yè)在捐贈方面的當前績效和過去績效關注程度的不同[57]。參照現(xiàn)有研究[16，58]，在正文部分給出的是α=0.75時的回歸結果。在穩(wěn)健性檢驗中，把α設定為0.25和0.5再進行檢驗[58]，發(fā)現(xiàn)能得到一致的分析結果。

在度量社會期望時，現(xiàn)有研究使用與企業(yè)類似的同行業(yè)企業(yè)的均值來度量企業(yè)的期望績效[5，45，59-60]。這是因為利益相關者期望企業(yè)在特定方面的績效至少在類似企業(yè)的平均水平之上，否則可能對企業(yè)有負面評價。參照現(xiàn)有研究[58]，使用在t年與企業(yè)i歸屬于同一個一級行業(yè)的所有企業(yè)中與i在營業(yè)收入和總資產(chǎn)最接近的N個企業(yè)作為i的類似企業(yè)，并用這些企業(yè)的慈善捐贈強度的平均值來度量企業(yè)i在t年的捐贈社會期望水平(SA i，t)。具體而言，在t年，可以根據(jù)營業(yè)收入和總資產(chǎn)計算企業(yè)i與所有同行業(yè)企業(yè)的馬氏距離，然后選取馬氏距離最小的N個企業(yè)作為企業(yè)i的類似企業(yè)。最后，求這N個企業(yè)的慈善捐贈強度的平均值得到企業(yè)i的捐贈社會期望水平(SA i，t)。由于社會比較一般在較小的范圍進行，主要的回歸結果是基于N=5[58]。在穩(wěn)健性測試中，還基于N等于7或9計算捐贈社會期望落差[58]，發(fā)現(xiàn)能得到一致的研究結論。

現(xiàn)金流權(CFR)。參照現(xiàn)有研究[61-62]，用實際控制人與上市公司股權關系鏈每層持有比例相乘或實際控制人與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和來度量實際控制人在上市公司持有的現(xiàn)金流權。

(3)控制變量。參照期望落差和企業(yè)捐贈相關文獻[12，17-18，44]，設置如下控制變量:①控制企業(yè)性質(Private)的影響。這是因為民營企業(yè)和國有企業(yè)面臨的制度環(huán)境有很大差異，對捐贈期望落差的反應策略可能有所不同。②企業(yè)規(guī)模(Firm size)的影響。因為規(guī)模大的企業(yè)有更多資源用于增加企業(yè)社會責任行為。企業(yè)規(guī)模用營業(yè)總收入的自然對數(shù)來測量。③成立越久的企業(yè)的合法性越強，對捐贈期望落差帶來的合法性威脅越不敏感，因此，控制企業(yè)年齡(Firm age)。④負債率越高的企業(yè)越缺乏可用于增加社會責任行為的資源，把資產(chǎn)負債率(Leverage)作為控制變量。⑤企業(yè)業(yè)績越好，越可能增加社會責任行為，因此，控制資產(chǎn)收益率(ROA)。⑥為了控制財務績效期望落差對企業(yè)應對策略的影響，基于ROA按照捐贈期望落差的計算方法計算企業(yè)的財務績效歷史期望落差(ROAHis_below)和財務績效社會期望落差(ROASoc_below)，并把這兩個變量作為控制變量。⑦企業(yè)冗余資源越多越可能增加社會責任行為，把企業(yè)冗余資源(Slack)作為控制變量，用企業(yè)流動資產(chǎn)除以總資產(chǎn)來度量[6]。⑧現(xiàn)有研究表明，機構投資者持股總體上能促進企業(yè)履行社會責任[63-68]。為了反映機構投資者對企業(yè)應對策略的影響，把機構投資者在企業(yè)的持股比例(Inst)作為控制變量。機構投資者包括基金、券商、保險公司、信托公司、財務公司、社?；稹⑵髽I(yè)年金和QFII[69]。最后，控制行業(yè)啞變量(Industry)和年份啞變量(Year)，以反映企業(yè)社會責任行為增加的行業(yè)和年份差異。

變量名稱、代碼和測量方法如表2所示。在回歸分析前，檢查數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)收益率(ROA)和資產(chǎn)負債率(Leverage)有異常值。為避免異常值干擾回歸結果，對這兩個連續(xù)變量進行1%水平的縮尾處理[39]。

表2 變量的含義、代碼和測量方法

2.3 研究模型和估計方法

為了反映變量之間的因果關系，因變量(捐贈增加和其他社會責任行為增加)、調(diào)節(jié)變量和控制變量使用t年數(shù)據(jù)，自變量使用t-1年數(shù)據(jù)。由于因變量捐贈增加和其他社會責任行為增加都是連續(xù)變量，可以采用的估計方法包括普通最小二乘法(OLS)、固定效應回歸方法和隨機效應回歸方法?？紤]到同一個企業(yè)在不同年份的觀測值的誤差項可能相關，排除了OLS估計方法。在選擇固定效應還是隨機效應時，為了控制不隨時間變化卻又難以度量的企業(yè)層面因素(例如企業(yè)文化和組織流程)對回歸結果的干擾[70]，采用固定效應回歸方法。

3 實證分析結果

3.1 描述性統(tǒng)計

研究涉及的核心變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。表3表明，企業(yè)捐贈增加(Don_increase)和其他社會責任行為增加(UnDon_increase)的標準差較大(與均值相比)，說明不同企業(yè)在捐贈增加和其他社會責任行為增加方面的差異很大。表3中的中位數(shù)顯示，捐贈增加和其他社會責任行為增加的中位數(shù)均為0，說明接近一半的企業(yè)的捐贈和其他社會責任行為有所增加，而另一半企業(yè)的捐贈和其他社會責任行為有所減少。為了避免因變量嚴重偏態(tài)分布影響分析結果的準確性，繪制了捐贈增加和其他社會責任行為增加的分布圖，發(fā)現(xiàn)這兩個變量的分布與正態(tài)分布比較類似(見圖1)。另外，雖然小樣本時要求因變量嚴格遵循正態(tài)分布，但在大樣本的情況下對因變量的分布的要求可以放松[70]。因此，總體上本文可以基于面板數(shù)據(jù)的回歸方法得到可靠的研究結論。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

研究中涉及的核心變量的相關系數(shù)如表4所示。由表4可見，捐贈歷史期望落差和社會期望落差都與下一年捐贈增加呈顯著正相關關系，捐贈歷史期望落差與下一年其他社會責任行為增加顯著正相關，與研究假設一致。捐贈社會期望落差與其他社會責任行為增加的相關系數(shù)不顯著，這可能是由于沒有控制其他變量的影響的緣故。由自變量的相關系數(shù)可見，除了財務績效歷史期望落差(ROAHis_below)、財務績效社會期望落差(ROASoc_below)以及ROA之間的相關性較高外，其他自變量之間的相關系數(shù)中等偏低，說明多重共線性不嚴重。進一步檢驗顯示，各核心變量的VIF值(His_below、Soc_below和CFR的VIF值分別為1.43、1.56和1.36)以及所有變量VIF的均值(5.71)均低于臨界值10。為了進一步避免多重共線性的干擾，還把財務績效歷史期望落差(ROAHis_below)、財務績效社會期望落差(ROASoc_below)以及ROA逐個或多個從回歸模型中移除，發(fā)現(xiàn)仍能得到一致的回歸結果。

表4 變量的相關系數(shù)

3.2 主要回歸結果

(1)捐贈期望落差對下一年捐贈增加的影響。假設H1a和H1b預測捐贈歷史和社會期望落差對企業(yè)下一年捐贈增加有正向影響，檢驗結果如表5所示。表5模型(1)、(2)分別把捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差作為自變量，模型(3)同時把兩者納入回歸模型。比較模型(1)、(2)和模型(3)回歸系數(shù)的方向和顯著性程度可以發(fā)現(xiàn)，無論是單獨還是同時納入回歸模型，捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差的回歸系數(shù)的方向和顯著性程度保持不變，說明研究結論有較強的穩(wěn)健性。

假設H1a關于捐贈歷史期望落差對下一年捐贈增加的影響，檢驗結果如表5模型(1)、(3)所示。模型(1)、(3)的分析結果均表明，捐贈歷史期望落差(His_below)對企業(yè)下一年捐贈增加(Don_increase)有顯著的正向影響(p＜0.01)，H1a得到支持。假設H1b關于捐贈社會期望落差對捐贈增加的影響，檢驗結果如表5模型(2)、(3)所示。模型(2)、(3)的分析結果均表明，捐贈社會期望落差(Soc_below)對企業(yè)下一年捐贈增加(Don_increase)有顯著的正向影響(p＜0.01)，H1b也得到支持。這是因為捐贈歷史和社會期望落差越大，企業(yè)越可能面臨利益相關者的質疑和不支持，越需要通過增加捐贈來降低負面影響。

表5 捐贈期望落差對企業(yè)捐贈增加的影響

表5中控制變量的回歸結果顯示，財務績效歷史和社會期望落差對捐贈增加的影響總體上不顯著，說明企業(yè)不傾向于使用捐贈增加來改善財務績效。這可能是因為增加捐贈對修復財務績效期望落差的短期作用較小。與增加捐贈相比，內(nèi)部治理結構調(diào)整[5]、戰(zhàn)略變革[6]、加大投資[71]、國際化[10]和進入新市場[12]等措施可以更有效地改善財務績效期望落差。與此同時，增加捐贈意味著短期內(nèi)企業(yè)資源的外流，可能進一步惡化短期財務績效。其他控制變量的回歸結果顯示，民營企業(yè)、規(guī)模大的企業(yè)、成立時間短的企業(yè)和機構投資者持股比例高的企業(yè)更傾向于增加捐贈支出。

(2)捐贈期望落差對下一年其他社會責任行為增加的影響。假設H2a和H2b預測捐贈歷史和社會期望落差對企業(yè)其他社會責任行為增加有正向影響，檢驗結果如表6所示。表6模型(1)、(2)分別把捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差作為自變量，模型(3)同時把兩者納入回歸模型，以檢驗研究結論是否對模型設定敏感。表6的回歸結果表明，無論是采用哪種模型設定，研究結論基本一致。假設H2a的檢驗結果如表6模型(1)、(3)所示。模型(1)、(3)的分析結果均表明，捐贈歷史期望落差(His_below)對企業(yè)其他社會責任行為增加(UnDon_increase)沒有顯著影響(p＞0.1)，H2a沒有得到實證支持。假設H2b的檢驗結果如表6模型(2)、(3)所示。模型(2)、(3)的分析結果均表明，捐贈社會期望落差(Soc_below)對企業(yè)其他社會責任行為增加(UnDon_increase)沒有顯著影響(p＞0.1)，H2b也沒有得到實證支持。

表6 捐贈期望落差對其他社會責任行為增加的影響

假設H1a和H1b得到了支持，而假設H2a和H2b沒有得到支持，說明企業(yè)在應對捐贈期望落差時更傾向于通過增加捐贈，而不是增加其他社會責任活動來贏得利益相關者對企業(yè)的持續(xù)支持。這可能是因為，與增加其他社會責任行為相比，增加捐贈是與捐贈期望落差最相關，也是最容易獲得利益相關者認可的應對策略[3-4，24]。這充分說明企業(yè)在應對捐贈期望落差時，應該首先選擇與捐贈直接相關的社會責任活動。

表6中控制變量的回歸結果顯示，財務績效歷史和社會期望落差對其他社會責任行為增加的影響為負，但不顯著。這可能是因為增加其他社會責任行為不是修復財務績效期望落差最有效的方法。與此同時，增加其他社會責任行為會消耗企業(yè)資源，可能惡化企業(yè)短期財務績效，這也導致企業(yè)不傾向于通過增加其他社會責任行為來應對財務績效期望落差。其他控制變量的回歸結果顯示，大規(guī)模企業(yè)和成立時間短的企業(yè)更傾向于增加其他社會責任行為。

(3)捐贈歷史和社會期望落差影響強度的比較。假設H3a預測捐贈社會期望落差對捐贈增加的影響比捐贈歷史期望落差更強。H3a的檢驗結果如表5模型(3)所示。由表5模型(3)的回歸系數(shù)大小來看，捐贈社會期望落差的回歸系數(shù)(0.802 7)明顯大于捐贈歷史期望落差的回歸系數(shù)(0.109 7)，但是由于兩者的測量方法有差異，這個直觀的分析結果可能并不可靠。為消除變量測量方法的影響，把捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差標準化后放入回歸模型，分析結果如表5模型(4)所示。在標準化后，回歸系數(shù)的含義是自變量每上升一個標準差，因變量會在多大程度上改變。表5模型(4)的分析結果表明，捐贈社會期望落差的影響強度(4.086 9)約為捐贈歷史期望落差影響強度(0.304 2)的13倍，說明捐贈社會期望落差的影響強度的確遠遠超過歷史期望落差。進一步T檢驗顯示，捐贈社會期望落差的影響顯著大于捐贈歷史期望落差的影響(p＜0.01)，H3a得到實證支持。這是因為與企業(yè)自身歷史相比形成的捐贈歷史期望落差難以排除時間趨勢等替代性解釋，而與同行業(yè)中類似企業(yè)相比形成的社會期望落差則更有效地排除了時間和情境等替代性解釋，更能反映企業(yè)捐贈行為是否合理。因此，與捐贈歷史期望落差相比，利益相關者和企業(yè)高管決策時更依賴社會期望落差[72]。

假設H3b預測捐贈社會期望落差對其他社會責任行為增加的影響比捐贈歷史期望落差更強，檢驗結果如表6模型(3)所示。表6模型(3)雖然可以發(fā)現(xiàn)捐贈社會期望落差與捐贈歷史期望落差對其他社會責任行為增加均有正向影響，但是T檢驗結果不顯著。此外，對捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差進行標準化處理后重新放入回歸模型。分析結果如表6模型(4)所示。進一步T檢驗顯示，捐贈社會期望落差和捐贈歷史期望落差對其他社會責任行為增加的影響仍然沒有顯著差異(p＞0.1)，H3b沒有得到支持。

(4)現(xiàn)金流權的調(diào)節(jié)作用。假設H4a預測當控股股東現(xiàn)金流權比例高時，捐贈期望落差對下一年捐贈增加的正向影響更弱，檢驗結果如表7所示。表7模型(1)加入了現(xiàn)金流權和捐贈歷史期望落差的交乘項，模型(2)加入了現(xiàn)金流權和捐贈社會期望落差的交乘項，模型(3)同時加入了現(xiàn)金流權和捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差的交乘項。模型(3)由于包含較多交乘項，部分變量的顯著性水平有所下降。

表7模型(1)的回歸結果顯示，捐贈歷史期望落差與現(xiàn)金流權的交乘項為負且顯著(p＜0.01)，即現(xiàn)金流權比例越高，捐贈歷史期望落差對下一年捐贈增加的正向影響越小。模型(2)的結果表明，捐贈社會期望落差與現(xiàn)金流權的交乘項的回歸系數(shù)也顯著為負(p＜0.01)，即現(xiàn)金流權比例越高，捐贈社會期望落差對下一年捐贈增加的正向影響越小。因此，H4a總體上得到支持。上述結論說明，實際控制人的現(xiàn)金流權比例越高，由于越需要承擔慈善捐贈的成本和不確定性，更容易出于降低成本的考慮忽略企業(yè)捐贈低于歷史期望和社會期望可能帶來的合法性威脅，導致捐贈期望落差對下一年捐贈增加的影響越小。

表7 現(xiàn)金流權在捐贈期望落差對捐贈增加影響中的調(diào)節(jié)作用

假設H4b預測當控股股東現(xiàn)金流權比例高時，捐贈期望落差對下一年其他社會責任行為增加的影響更弱，檢驗結果如表8模型(1)、(2)所示。表8模型(1)加入了現(xiàn)金流權和捐贈歷史期望落差的交乘項，模型(2)加入了現(xiàn)金流權和捐贈社會期望落差的交乘項，模型(3)同時加入了現(xiàn)金流權和捐贈歷史期望落差和社會期望落差的交乘項。表8模型1的回歸結果顯示，捐贈歷史期望落差與現(xiàn)金流權的交乘項不顯著(p＞0.1)。模型(2)的結果顯示，捐贈社會期望落差與現(xiàn)金流權的交乘項同樣不顯著(p＞0.1)。值得注意的是，表8模型(3)中交乘項的顯著性上升，這可能是因為模型(3)加入了較多交乘項，由此帶來的多重共線性導致顯著性發(fā)生了變化。因此，H4b總體上沒有得到實證支持。

表8 現(xiàn)金流權在捐贈期望落差對其他社會責任行為增加影響中的調(diào)節(jié)作用

3.3 內(nèi)生性討論

內(nèi)生性主要源于同時性偏誤、測量誤差和遺漏變量[73]。本文用如下方法控制內(nèi)生性的影響:首先，為了打破變量之間的同時性，使用滯后變量的方法(即自變量使用t-1期，因變量使用t期)。由于在t期時，企業(yè)t-1期決策已經(jīng)成為既成事實，一般不會被企業(yè)t期決策所改變，因而可以控制同時性偏誤的影響。其次，自變量和因變量都是基于審計過的企業(yè)財務數(shù)據(jù)進行測量，測量誤差在可控范圍。最后，使用固定效應模型分析數(shù)據(jù)，能夠排除難以測量的、不隨時間變化的因素可能帶來的遺漏變量誤差。固定效應模型在進行估計時用差分法把企業(yè)文化、價值觀和組織流程等不隨時間變化但會影響企業(yè)捐贈增加的因素差分掉，使本文能排除這些因素的影響[70]，降低不隨時間變化卻又沒有納入模型的因素可能帶來的內(nèi)生性，得到可靠的研究結論。

雖然本文做了上述努力，但是仍然難以完全剔除那些隨時間變化、卻難以測量的企業(yè)因素的影響。如果這些因素同時對自變量和因變量產(chǎn)生影響，那么，模型仍然存在內(nèi)生性。下面基于現(xiàn)有經(jīng)濟學和國際商務研究中的方法評估該方面遺漏變量偏誤的嚴重程度[74-75]。該方法通過調(diào)整模型中的控制變量，通過比較回歸系數(shù)在不同模型的變化幅度來評估回歸系數(shù)對控制變量增減的敏感程度，從而評估遺漏某些變量可能帶來的偏誤程度。

具體而言，假設一個回歸只放入少數(shù)控制變量(restricted model)，另一個回歸放入所有控制變量(full model)。捐贈歷史期望落差的回歸系數(shù)分別為，捐贈社會期望落差的系數(shù)分別為，則統(tǒng)計量就反映了遺漏變量偏誤對捐贈歷史和社會期望落差的系數(shù)估計的干擾程度。統(tǒng)計量的數(shù)值與遺漏變量的嚴重程度負相關[74]，這是因為如果遺漏變量后回歸系數(shù)變化很小，就說明遺漏變量偏誤對系數(shù)估計的影響非常有限。本文的全模型就是表5模型(3)，該模型包含了所有控制變量。受限模型包括如下3種遺漏重要控制變量的形式:①遺漏財務績效歷史和社會期望落差;②遺漏企業(yè)業(yè)績和冗余資源;③遺漏機構投資者比例。以捐贈期望落差對企業(yè)下一年捐贈增加的影響為例，不同設定方法的回歸系數(shù)和統(tǒng)計量如表9所示。

表9 遺漏隨時間變化因素導致的內(nèi)生性偏誤的估計(捐贈增加)

表9表明，不管遺漏哪些變量，捐贈歷史和社會期望落差的回歸系數(shù)的方向和大小高度穩(wěn)定。相關統(tǒng)計量顯示，如果捐贈歷史期望落差對捐贈增加的影響完全歸因為遺漏變量偏誤，則遺漏變量的數(shù)量至少是模型中已有變量的84～183倍(平均值是180);如果捐贈社會期望落差對捐贈增加的影響完全歸因于遺漏變量偏誤，則遺漏變量的數(shù)量至少是模型中已有變量的617～2 676倍(均值是1 633)。由于研究模型中已經(jīng)放入較多企業(yè)層面變量和行業(yè)年份控制變量，即便存在遺漏變量，也不可能有如此之多。因此，遺漏的企業(yè)層面隨時間變化的因素導致的內(nèi)生性偏誤應該不會改變研究結論。

另外，同時性偏誤和遺漏變量還可能導致逆向因果問題，即因變量對自變量有逆向影響。這一問題在使用橫截面數(shù)據(jù)時尤為嚴重，因為橫截面數(shù)據(jù)往往在同一時點測量自變量和因變量。在面板數(shù)據(jù)中，可以聯(lián)合使用滯后處理和固定效應模型控制逆向因果的影響，得到可靠的研究結論。Leszczensky等[76]基于蒙特卡羅模擬發(fā)現(xiàn)，使用包含滯后變量的固定效應模型能在廣泛情形下有效地控制面板數(shù)據(jù)中可能存在的逆向因果偏誤。遵循Leszczensky等的建議，本文也使用帶有滯后項的固定效應模型控制可能存在的逆向因果偏誤。

最后，本文還嘗試使用工具變量法控制內(nèi)生性的影響，以得到更準確的研究結論。考慮到捐贈期望落差對企業(yè)下一年捐贈增加有顯著影響，而對下一年其他社會責任行為增加沒有顯著影響，側重使用工具變量法評估捐贈期望落差對捐贈增加的分析結果是否穩(wěn)健。參照現(xiàn)有研究[77-78]，選取t-1年是否發(fā)生大地震作為捐贈期望落差的工具變量4把大于里氏7級的地震界定為大地震。在研究樣本期間，2008年、2010年和2013年分別發(fā)生過汶川地震、玉樹地震和雅安地震)。首先，t-1年發(fā)生大地震后，利益相關者(如政府和網(wǎng)民)會密切關注企業(yè)捐贈水平，使企業(yè)面臨很強的社會比較壓力[47]。為了不被利益相關者批評，企業(yè)在t-1年會密切監(jiān)控同行的捐贈水平和企業(yè)歷史捐贈水平，導致企業(yè)捐贈不僅與同行更為接近，而且往往會高于歷史水平，即t-1年發(fā)生大地震會導致企業(yè)在t-1年的捐贈社會期望落差和歷史期望落差變小。因此，工具變量與內(nèi)生自變量負相關。其次，由于利益相關者注意力稀缺，一般不會長期緊密關注某一事件，導致t-1年的大地震對捐贈產(chǎn)生的影響一般集中在當年，而對企業(yè)后續(xù)年份(如t年)的捐贈行為沒有直接影響。因此，t-1年的大地震是一個合格的工具變量。工具變量的回歸結果如表10所示。

表10進一步基于統(tǒng)計檢驗來判斷工具變量是否恰當。無論是Stock-Wright檢驗還是Anderson-Rubin檢驗都拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設(p＜0.01)，說明工具變量選取恰當?；貧w結果顯示，t-1年發(fā)生大地震后，企業(yè)t-1年的捐贈歷史和社會期望落差更低(p＜0.01)，符合預期。同時，在控制內(nèi)生性的影響之后，企業(yè)t-1年的捐贈歷史和社會期望落差仍然對企業(yè)t年的捐贈增加有顯著的正向影響(p＜0.01)，與表5的回歸結果一致，說明研究結論受內(nèi)生性的影響較小。

表10 使用工具變量法控制內(nèi)生性的影響(捐贈增加)

3.4 樣本選擇性偏差的影響

本文僅把披露了企業(yè)社會責任報告的企業(yè)納入研究(這些企業(yè)在社會責任報告中披露了其他社會責任行為)，可能有樣本選擇偏差。與現(xiàn)有研究一樣，使用Heckman兩階段模型來控制樣本選擇偏差的影響[79]。第1階段模型預測企業(yè)是否披露CSR報告，然后生成Inverse Mill’s ratio;第2階段模型把新生成的變量作為控制變量，以控制樣本選擇偏差。使用Heckman兩階段模型的回歸結果如表11所示。表11表明，在控制樣本選擇偏差之后，回歸結果仍然保持不變，說明樣本選擇偏差問題不至于從根本上改變研究結論。

表11 捐贈期望落差對企業(yè)捐贈和其他社會責任行為增加影響的Heckman兩階段回歸結果

3.5 穩(wěn)健性測試

為了檢驗研究結論的穩(wěn)健性，本文還進行了如下測試:

(1)用不同方法計算捐贈歷史期望落差。在計算捐贈歷史期望落差時，需要選擇恰當?shù)摩林涤嬎憔栀洑v史期望(HA i，t)。在主要回歸結果中，把α設定為0.75。為檢驗結果的穩(wěn)健性，把α設定為0.25或0.5，并重新計算捐贈歷史期望落差(His_below2和His_below3)。進一步分析表明，無論α取哪個值都能得到一致的研究結論，說明研究結論對捐贈歷史期望落差的不同計算方法有較強的穩(wěn)健性。

(2)用不同方法計算捐贈社會期望落差。在計算捐贈社會期望落差時，需要選擇一定數(shù)量的同行業(yè)企業(yè)。參照現(xiàn)有研究[58]，基于馬氏距離選擇同行業(yè)中與企業(yè)最為接近的5個企業(yè)計算捐贈社會期望落差。為檢驗回歸結果是否受企業(yè)數(shù)量的影響，基于7個或9個同行業(yè)企業(yè)計算捐贈社會期望落差(Soc_below2和Soc_below3)。回歸結果顯示，研究結論與主要的回歸結果一致，說明研究結論對捐贈社會期望落差的不同計算方法穩(wěn)健。

4 結論

社會績效期望落差會降低企業(yè)合法性，導致利益相關者質疑和不支持企業(yè)[3-4]，進而危害企業(yè)長期發(fā)展。雖然社會績效期望落差伴隨嚴重后果，但是現(xiàn)有研究集中于探討企業(yè)如何應對財務績效期望落差，對企業(yè)如何應對社會績效期望落差研究較少。本文分析了企業(yè)如何應對捐贈期望落差這一社會績效期望落差的重要維度，有助于拓展社會績效期望落差與企業(yè)應對策略相關研究?；谥袊鲜泄?008～2018年數(shù)據(jù)進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn):

(1)捐贈期望落差越大，企業(yè)越需要增加社會責任行為以消除負面影響，贏得利益相關者的支持。

(2)與采取其他社會責任行為相比，企業(yè)更可能采用增加捐贈這一與捐贈期望落差直接相關的企業(yè)社會責任行為。

(3)不同類型的捐贈期望落差對企業(yè)行為的影響強度有差異:與捐贈歷史期望落差相比，捐贈社會期望落差對捐贈增加的影響更強，但捐贈歷史和社會期望落差對其他社會責任行為增加的影響強度沒有顯著差異。

(4)現(xiàn)金流權比例越高，實際控制人越需要承擔捐贈增加的成本，捐贈期望落差對捐贈增加的影響越弱。

本文對績效反饋和慈善捐贈文獻有如下貢獻:

(1)將績效反饋從財務績效拓展到社會績效，豐富和拓展了績效反饋理論。具體而言，現(xiàn)有研究側重于探討財務績效期望落差對企業(yè)行為的影響，對社會績效期望落差研究較少[15]。本文深入比較了社會績效期望落差與財務績效期望落差的差異，并基于慈善捐贈這一社會績效的核心維度，探討了捐贈期望落差對企業(yè)捐贈和其他社會責任活動增加的影響，有助于將績效反饋理論從財務績效推廣到社會績效。研究表明，與企業(yè)可以通過多樣性的策略來應對財務績效期望落差不同，企業(yè)傾向于采用相關和較為單一的策略來應對社會績效期望落差。

(2)比較了捐贈歷史期望落差和捐贈社會期望落差影響強度的差異，發(fā)現(xiàn)在面臨決策不確定性時，企業(yè)更依賴捐贈社會期望落差進行決策。由于財務績效評估有較為明確的標準，導致企業(yè)會較為平等地解讀和對財務績效歷史和社會期望落差做出反應。然而，由于社會績效的評價標準模糊，利益相關者(包括企業(yè)決策者)更依賴能排除更多替代性解釋的捐贈社會期望落差來做出后續(xù)的社會責任決策。這凸顯了不同維度期望落差的決策含義對財務和社會績效有本質不同，豐富和拓展了對于財務績效期望落差和社會績效期望落差的異質性的理解。

(3)通過比較捐贈期望落差對捐贈增加和其他社會責任行為增加的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)更傾向于使用增加捐贈而不是增加其他社會責任行為來應對捐贈期望落差帶來的威脅，說明企業(yè)傾向于使用單一和相關的策略來應對社會績效期望落差，深化了對于企業(yè)應對社會績效期望落差的策略的理解。

(4)通過分析實際控制人現(xiàn)金流權的調(diào)節(jié)作用，揭示了企業(yè)決策者在解讀和應對績效期望落差方面的異質性，為提出有針對性的建議奠定了基礎。

(5)豐富和拓展了企業(yè)慈善捐贈相關研究。以往研究往往靜態(tài)地研究企業(yè)捐贈的影響因素，對捐贈如何在時間上動態(tài)調(diào)整探討較少。然而，萬科“捐款門”等企業(yè)實踐表明，企業(yè)一般會依據(jù)歷史和社會比較信息動態(tài)地調(diào)整企業(yè)捐贈行為，使企業(yè)的行為動態(tài)地符合利益相關者的預期?；谄髽I(yè)實踐和績效反饋理論，本文把捐贈歷史期望落差和社會期望落差納入企業(yè)捐贈的影響因素，不僅彌補了傳統(tǒng)靜態(tài)研究的局限，而且對理解企業(yè)捐贈如何在時間上進行動態(tài)調(diào)整具有重要啟示。

研究結論對企業(yè)實踐有如下啟示:

(1)由于捐贈期望落差會降低企業(yè)合法性，企業(yè)應該動態(tài)地監(jiān)控企業(yè)在捐贈活動中的表現(xiàn)。當企業(yè)的表現(xiàn)低于利益相關者預期時，下一期要在捐贈方面表現(xiàn)得更積極，避免捐贈行為不當影響企業(yè)長遠發(fā)展。

(2)與捐贈歷史期望落差相比，企業(yè)更應注重監(jiān)控捐贈社會期望落差，并更及時和更高強度地對捐贈社會期望落差做出反應。

(3)為了節(jié)省成本，企業(yè)在面臨捐贈期望落差時沒有花費太多資源增加其他維度的社會責任行為。這可能是因為在投入資源相同的情況下，企業(yè)增加捐贈比增加其他社會責任行為能更有效地修復合法性，說明企業(yè)在面對社會績效期望落差時，要使用直接相關的彌補措施，以提高合法性修復效果。

(4)當實際控制人的現(xiàn)金流權比例高時，實際控制人由于需要承擔更多的捐贈增加成本，導致對捐贈期望落差更不敏感。由于捐贈行為不當會損害企業(yè)合法性和長期發(fā)展?jié)摿?，現(xiàn)金流權比例高的企業(yè)要更謹慎地評估各種應對策略的短期和長期影響，避免為了節(jié)省短期成本而影響企業(yè)長期發(fā)展。

本文存在如下不足:首先，雖然捐贈是最受中國企業(yè)決策者和利益相關者關注的一個社會績效維度，但研究結論能否推廣到社會績效其他維度(如環(huán)境保護、合規(guī)經(jīng)營和勞工政策等)存在疑問。因此，進一步的研究可以基于其他社會責任維度探討社會績效期望落差對企業(yè)應對策略的影響，豐富和拓展正在興起的社會績效期望落差相關研究[15]。其次，本文基于理論和企業(yè)實踐認為企業(yè)主要通過調(diào)整后續(xù)的社會責任行為來應對捐贈期望落差，但企業(yè)仍然有其他選項。例如，企業(yè)可以通過懲罰做出不當捐贈決策的高管(包括解雇、降低薪酬和不予晉升)等方法來降低利益相關者對企業(yè)捐贈行為的批評，從而修復企業(yè)合法性。因此，進一步的研究可以將其他結果變量(如高管離職、薪酬和晉升)納入研究范圍，以豐富和拓展企業(yè)應對捐贈期望落差的策略。最后，近年來社會各界對企業(yè)捐贈的持續(xù)關注可能放大捐贈期望落差對結果變量的影響強度。因此，進一步的研究可以把其他國家作為研究情境，以評估研究結論的國家差異。