慈善捐贈會同行傳染嗎？
——基于企業(yè)生命周期視角

王蒙歌，李 偉

（天津商業(yè)大學(xué)會計學(xué)院，天津 300134）

一、引言

近年來，企業(yè)社會責(zé)任越來越受到公眾關(guān)注，慈善捐贈是企業(yè)社會責(zé)任的主要組成部分。2020年爆發(fā)的新冠肺炎疫情對我國經(jīng)濟(jì)社會造成了巨大沖擊，國內(nèi)眾多企業(yè)積極捐錢捐物。截至2020年4月4日，4061 家企業(yè)共捐贈351.4 億元①數(shù)據(jù)來源：https://baijiahao.baidu.com/s?id=1664034470749089788。。觀察發(fā)現(xiàn)，相同行業(yè)內(nèi)的企業(yè)會相繼進(jìn)行捐贈，且捐贈金額、物品相似。例如，2020年1月29日，昆藥集團(tuán)捐贈300 萬元款物（100 萬元現(xiàn)金和價值200 萬元藥品），哈藥股份捐贈價值200 萬元藥品，靈康藥業(yè)捐贈價值300 萬元藥品。2020年1月29日至2月28日，共有80 家醫(yī)藥企業(yè)進(jìn)行了捐贈。這種行業(yè)內(nèi)的捐贈行為是企業(yè)獨立的決策還是受到行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)捐贈行為的影響？是否存在慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)？進(jìn)一步來看，不同企業(yè)生命周期下這種同行傳染效應(yīng)表現(xiàn)是否不同？經(jīng)濟(jì)政策不確定性是否會影響慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)？本文將對以上問題進(jìn)行探究，以深化慈善捐贈相關(guān)領(lǐng)域的研究，為社會公眾理解企業(yè)慈善捐贈行為提供更多視角。

學(xué)者們對企業(yè)慈善捐贈的動機(jī)及影響因素進(jìn)行了探討。大部分研究從公司自身特征和管理層特征兩個角度，基于企業(yè)財務(wù)決策相互獨立的假設(shè)進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)，同行業(yè)各成員間的經(jīng)濟(jì)行為存在著一定的交互作用，決策的制定與實施既以公司本身的特性為基礎(chǔ)，又被其他公司的行為所影響，存在同群效應(yīng)（傳染效應(yīng)或同伴效應(yīng)）（Crotty，2003）?，F(xiàn)有同群效應(yīng)研究主要集中在企業(yè)金融化（李秋梅和梁權(quán)熙，2020；夏子航，2021；許莉和王歡，2021）、現(xiàn)金股利（周孝華等，2021；王建瓊和黨瑤，2022）、創(chuàng)新決策（宋廣蕊等，2021；王旭和褚旭，2022）等方面。關(guān)于慈善捐贈同群效應(yīng)的研究，祝繼高等（2017）基于汶川地震和雅安地震中企業(yè)慈善捐贈行為的研究，發(fā)現(xiàn)慈善捐贈具有錨定效應(yīng)；王營和曹廷求（2017）從董事網(wǎng)絡(luò)的視角，發(fā)現(xiàn)慈善捐贈行為存在顯著的同群效應(yīng)；彭鎮(zhèn)等（2020）從更普遍的視角，實證檢驗發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)存在慈善捐贈同群效應(yīng)；李四海和江新峰（2020）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)捐贈中存在與可比范圍一般水平趨近的規(guī)避性趨同行為，也存在與可比范圍最高水平趨近的競爭性趨同行為，具體趨同行為存在基于政企關(guān)系的權(quán)變。綜上可見，現(xiàn)有研究大多考慮企業(yè)截面差異的影響，忽視了時間維度上的潛在異質(zhì)性——企業(yè)生命周期。生命周期理論指出，處于不同發(fā)展階段的企業(yè)在規(guī)模、盈利能力、發(fā)展能力、投融資決策、研發(fā)創(chuàng)新意愿等方面存在顯著差異（劉詩源等，2020）。因此，慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)可能會因企業(yè)所處不同生命周期而存在差異，尚未有研究將企業(yè)之間慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)納入宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀企業(yè)行為互動關(guān)系的分析框架。企業(yè)是市場經(jīng)濟(jì)的主要構(gòu)成要素，也是經(jīng)濟(jì)政策的主要影響對象和執(zhí)行媒介，企業(yè)的行為決策會受到經(jīng)濟(jì)政策波動性的影響（饒品貴等，2017）。因此，本文將宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性納入慈善捐贈同行傳染效應(yīng)研究的分析框架。

本文的貢獻(xiàn)如下：一是從企業(yè)生命周期視角探究了慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)，證實了不同生命周期下企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的差異；二是拓展了慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的外部影響因素——經(jīng)濟(jì)政策不確定性，豐富了慈善捐贈傳染效應(yīng)相關(guān)研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)存在性分析

1.戰(zhàn)略競爭機(jī)制

慈善捐贈具有“保險效應(yīng)”（Godfrey，2005）和增值效應(yīng)（鐘宏武，2007），能夠幫助企業(yè)積累積極的道德資本，建立良好聲譽。競爭互動理論認(rèn)為，企業(yè)之間存在較多市場與非市場的競爭互動（鄧新明，2018）。一家企業(yè)主動承擔(dān)社會責(zé)任，可以對其他企業(yè)產(chǎn)生榜樣作用，也可以對其他企業(yè)施加合法性層面的同構(gòu)壓力，迫使競爭對手做出反應(yīng)，主動承擔(dān)社會責(zé)任。研究發(fā)現(xiàn)，在危機(jī)事件發(fā)生前，競爭者的長期社會責(zé)任對公司的社會責(zé)任效果有明顯的負(fù)作用；而在危機(jī)事件發(fā)生后，競爭者的短期和長期社會責(zé)任對公司的社會責(zé)任挽回效應(yīng)均有明顯的負(fù)作用（樊建鋒等，2020）。同時，由于領(lǐng)先公司對機(jī)會的判斷和把握更準(zhǔn)確，決策更科學(xué)，落后公司傾向于模仿領(lǐng)先公司的選擇或做法，從而獲取有用的決策信息（Leary 和Roberts，2014）。因此，本文認(rèn)為企業(yè)可能基于維持競爭優(yōu)勢、限制競爭對手、跟隨信息優(yōu)勢企業(yè)以減少信息搜尋成本的戰(zhàn)略目的，傾向于根據(jù)同行業(yè)其他企業(yè)的慈善捐贈水平主動調(diào)節(jié)自身的慈善捐贈水平。

2.社會壓力機(jī)制

慈善捐贈的社會壓力主要來自兩方面：一方面是媒體和投資者關(guān)注；一方面是政治聯(lián)系。一般情況下，企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈后傾向于通過新聞媒體報道來提高影響力和樹立良好形象，而媒體為追求發(fā)行量和點擊率往往會對經(jīng)常履行社會責(zé)任的企業(yè)進(jìn)行跟蹤報道（Dyck 和Zingales，2004）。投資者關(guān)注到企業(yè)沒有進(jìn)行慈善捐贈或慈善捐贈數(shù)額較小時，會通過投資者互動平臺（如e 互動、微博、股吧等）向企業(yè)提出建議或施加壓力①以華蘭生物（002007.SZ）為例，2019年年底新冠肺炎疫情暴發(fā)后，行業(yè)內(nèi)眾多企業(yè)紛紛捐款捐物，部分網(wǎng)民在東方財富吧、e 互動平臺呼吁華蘭生物應(yīng)當(dāng)展現(xiàn)大型企業(yè)的社會責(zé)任擔(dān)當(dāng)。隨后，華蘭生物董秘回應(yīng)公司已向多地捐贈藥品。。根據(jù)委托代理理論，管理層為維護(hù)自身聲譽和保持良好形象，感知到這種輿論壓力后會采取趨同行為。戴亦一等（2014）認(rèn)為我國企業(yè)慈善捐贈具有尋租動機(jī)。在國內(nèi)，企業(yè)政治聯(lián)系的影響常常受到關(guān)注。一方面，政治聯(lián)系可能為企業(yè)提供更多稀缺資源；另一方面，政府希望企業(yè)能夠承擔(dān)更多的社會責(zé)任（朱斌和劉雯，2020）。在面臨生存與發(fā)展的雙重壓力下，企業(yè)慈善捐贈行為通常與其他企業(yè)特別是同行業(yè)的其他企業(yè)相適應(yīng)或相似。綜上，本文提出假設(shè)H1。

H1：同行企業(yè)之間的慈善捐贈行為會傳染，同行業(yè)其他企業(yè)的慈善捐贈水平越高，本企業(yè)的慈善捐贈水平越高。

（二）企業(yè)生命周期與慈善捐贈同行傳染效應(yīng)分析

根據(jù)組織演化規(guī)律，學(xué)術(shù)界通常將企業(yè)成長過程劃分為成長、成熟和衰退三個時期，不同生命周期的企業(yè)在財務(wù)特征、代理問題和激勵目標(biāo)等方面存在顯著差異，因此有必要研究不同生命周期下企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的異質(zhì)性。

當(dāng)企業(yè)處于成長階段時，市場份額激增，擁有眾多投資機(jī)會，需要大量資金支持，面臨嚴(yán)重的融資約束（Dickinson，2011）。此外，成長期企業(yè)面臨激烈的市場競爭，且市場對企業(yè)競爭能力的認(rèn)可度不高。根據(jù)信號傳遞理論，企業(yè)慈善捐贈行為會向利益相關(guān)者傳遞企業(yè)財務(wù)績效良好的信號，從而促使投資者增加投資，緩解企業(yè)融資壓力。同時，政府也會對該類企業(yè)給予更多政策支持，如稅收優(yōu)惠激勵（錢敏和毛瑞林，2019）。因此，企業(yè)會通過慈善捐贈吸引投資者和債權(quán)人注意，樹立履行社會責(zé)任的良好形象，籌集更多資金滿足業(yè)務(wù)發(fā)展需要，確保資本有效配置?？梢?，成長期企業(yè)更可能模仿同行業(yè)其他企業(yè)的慈善捐贈行為，即成長期企業(yè)慈善捐贈更可能被同行傳染。當(dāng)企業(yè)處于成熟階段時，經(jīng)過成長期積累，市場地位已鞏固，可支配資金增加，融資約束得以緩解，此時吸引投資者和債權(quán)人注意不再是重點（Dickinson, 2011），而且從企業(yè)市場地位和上市年限兩個角度來看，成熟期企業(yè)相比成長期企業(yè)更具信息優(yōu)勢，即成熟期企業(yè)的慈善捐贈決策更易成為被模仿對象，此時企業(yè)慈善捐贈行為不易受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈行為的傳染。當(dāng)企業(yè)進(jìn)入衰退階段時，一般會面臨生產(chǎn)經(jīng)營困難、市場份額縮小、技術(shù)和資金極度匱乏等問題，企業(yè)慈善捐贈能力大大降低，捐贈將會增加企業(yè)成本，此時企業(yè)會慎重決策，因為捐贈會對企業(yè)財務(wù)造成較大壓力（Friedman, 1970），同時消耗企業(yè)用于戰(zhàn)略調(diào)整的經(jīng)費，增加企業(yè)經(jīng)營活動的負(fù)擔(dān)。因此，衰退期企業(yè)受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈行為的影響不明顯。綜上，隨著企業(yè)生命周期階段的推移，企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)會有不同表現(xiàn)。據(jù)此，本文提出假設(shè)H2。

H2：其他條件不變的情況下，當(dāng)企業(yè)處于成長期時，同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平越高，本企業(yè)慈善捐贈水平越高；當(dāng)企業(yè)處于成熟期和衰退期時，同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平對本企業(yè)慈善捐贈水平無明顯影響。

（三）經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的影響分析

慈善捐贈可以積累道德資本，有利于提升企業(yè)聲譽、樹立企業(yè)良好形象。經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升有可能伴隨市場環(huán)境的惡化，社會面臨經(jīng)濟(jì)下行的沖擊，此時慈善捐贈可以幫助整個社會渡過艱難時期，可見，慈善捐贈行為的社會影響在經(jīng)濟(jì)困難時期更為明顯。從慈善捐贈的社會公益本質(zhì)來看，一方面，相比于經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降時期，企業(yè)更有必要在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時期進(jìn)行利他的、雪中送炭的慈善活動（鄭曉宇，2021）。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時期的企業(yè)往往可以得到政府補助、審批便利等政策利好，考慮到慈善捐贈是建立政治聯(lián)系的手段（戴亦一等，2014），企業(yè)有必要在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時進(jìn)行慈善捐贈。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性下降時期，相比于未進(jìn)行慈善捐贈的企業(yè)，參與慈善捐贈的企業(yè)可以通過加強(qiáng)政企聯(lián)系來改善公司競爭環(huán)境、對沖經(jīng)營風(fēng)險、提升經(jīng)營績效。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時期，企業(yè)的慈善捐贈意愿增強(qiáng)，會更加關(guān)注同行業(yè)其他企業(yè)的財務(wù)決策。然而，鮮有研究將企業(yè)間慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)納入宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀企業(yè)行為互動關(guān)系的分析框架?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H3。

H3：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會促進(jìn)企業(yè)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越高，企業(yè)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文選取我國滬深兩市2010-2020年A 股上市公司為初始樣本。除經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)外，其他數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫。參考已有文獻(xiàn)，在初始樣本的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)行了如下處理：（1）剔除金融類、保險類、房地產(chǎn)類上市公司；（2）剔除ST、*ST 上市公司；（3）剔除同行業(yè)同一年度公司數(shù)量少于5 家的樣本；（4）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失樣本。最終，本文得到20051 個樣本。

為減弱異常值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量按照1%的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行縮尾（Winsorize）處理。本文使用Stata 15.1 進(jìn)行統(tǒng)計和多元回歸分析。

（二）變量定義與樣本分組

1.變量定義

被解釋變量：企業(yè)慈善捐贈（Donation），本文用企業(yè)捐贈支出加1 的對數(shù)來衡量。

核心解釋變量：同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈（M_Donation），本文用同行業(yè)同一年度其他企業(yè)的捐贈支出加1 取對數(shù)后的平均值來衡量。行業(yè)分類采用2012 版證監(jiān)會二級行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)。

控制變量：本文控制了可能影響慈善捐贈的企業(yè)特征因素和行業(yè)特征因素。企業(yè)特征控制變量包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率、第一大股東持股比例；行業(yè)特征控制變量包括同行業(yè)其他企業(yè)規(guī)模、同行業(yè)其他企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率、同行業(yè)其他企業(yè)總資產(chǎn)收益率、同行業(yè)其他企業(yè)營業(yè)收入增長率、同行業(yè)其他企業(yè)第一大股東持股比例。通過Hausman 檢驗決定采用雙向固定效應(yīng)模型，即同時控制個體固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

其他變量：經(jīng)濟(jì)政策不確定性。參考Baker 等（2016）的做法，通過算術(shù)加權(quán)平均和幾何加權(quán)平均將月度指數(shù)轉(zhuǎn)化為年度指數(shù)，并除以100 得到EPU1和EPU2。本文的變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

2.樣本分組

根據(jù)企業(yè)生命周期理論，結(jié)合我國上市公司的發(fā)展現(xiàn)狀和行業(yè)差距，本文將企業(yè)生命周期分為三個階段：成長期、成熟期及衰退期。已有研究表明，劃分企業(yè)生命周期的方法主要包括如下三類：一是單變量分析法，二是綜合指標(biāo)分析法，三是現(xiàn)金流分析法。陳少華和陳愛華（2012）對比分析這三種方法后，認(rèn)為現(xiàn)金流分析法最符合我國上市公司實際情況。因此，本文借鑒Dickinson（2011）的研究，按照經(jīng)營凈現(xiàn)金流、投資凈現(xiàn)金流和籌資凈現(xiàn)金流將企業(yè)生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期，具體劃分方法如表2 所示。

表2 企業(yè)生命周期現(xiàn)金流劃分法

2010-2020年我國企業(yè)生命周期分布如表3 所示。處于成長期、成熟期、衰退期的上市公司分別有9197 家、7217 家和3637 家，且隨著時間的推移每年上市公司的數(shù)量逐漸增加，這符合我國資本市場的實際狀況。

表3 2010－2020年我國企業(yè)生命周期分布表

（三）模型設(shè)計

為驗證假設(shè)H1，借鑒Manski（1993）、李四海和江新峰（2020）、俞毛毛和錢金娥（2022）的研究思路，本文設(shè)計模型如下：

其中，i和t分別表示企業(yè)和年份，被解釋變量Donationi,t表示企業(yè)i在t年的慈善捐贈水平，解釋變量M_Donationi,t表示企業(yè)i的同行業(yè)其他企業(yè)在t年的平均慈善捐贈水平。通過Hausman 檢驗，本文決定采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，F(xiàn)irm表示個體固定效應(yīng)，Year表示時間固定效應(yīng)，對隨個體和時間變動的不可觀測因素加以控制。同時，本文采用企業(yè)層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。實證檢驗中，主要觀察系數(shù)β的符號和顯著性，β顯著為正說明同行業(yè)其他企業(yè)的慈善捐贈水平對本企業(yè)的慈善捐贈水平具有顯著正向影響。

為驗證假設(shè)H2，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上，按照不同的企業(yè)生命周期（成長期、成熟期、衰退期）分樣本進(jìn)行回歸。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表4 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)慈善捐贈（Donation）的均值為12.581，最小值為0，最大值為17.563，說明不同企業(yè)在慈善捐贈方面的投入存在較大差異。同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平（M_Donation）的均值為12.586，最小值為10.316，最大值為14.841，說明不同行業(yè)慈善捐贈水平存在差異。控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究基本一致，本文不再贅述。

（二）相關(guān)性分析

表5 報告了主要變量相關(guān)性分析結(jié)果。不論是Pearson 相關(guān)系數(shù)，還是Spearman 相關(guān)系數(shù)，同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平（M_Donation）與本企業(yè)慈善捐贈水平（Donation）均在1%的水平上顯著正相關(guān)，初步驗證了假設(shè)H1，即同行業(yè)不同企業(yè)的慈善捐贈行為會傳染。

表5 主要變量相關(guān)性分析

（三）企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)檢驗

本文利用模型（1）對假設(shè)H1 進(jìn)行回歸檢驗。表6 報告了使用雙向固定效應(yīng)模型控制個體和年份后，同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平對本企業(yè)慈善捐贈水平的影響。表6 第（1）列僅包含核心解釋變量，M_Donation的回歸系數(shù)為0.169，在1%的水平上顯著，表明本企業(yè)慈善捐贈水平顯著受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平的正向影響；第（2）列加入本企業(yè)自身特征的控制變量，第（3）列加入同行業(yè)其他企業(yè)自身特征的控制變量，結(jié)果顯示解釋變量M_Donation的回歸系數(shù)均在1% 的水平上顯著為正，即同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平對本企業(yè)慈善捐贈水平存在顯著正向影響。因此，本文假設(shè)H1 得到支持。

表6 企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的回歸結(jié)果

從經(jīng)濟(jì)意義上來看，同行業(yè)其他企業(yè)平均慈善捐贈水平每增加1%，本企業(yè)慈善捐贈水平提高0.138%。進(jìn)一步觀察控制變量，企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)收入增長率的回歸系數(shù)均顯著為正，說明規(guī)模越大、總資產(chǎn)收益率和營業(yè)收入增長率越高的企業(yè)，越可能進(jìn)行慈善捐贈活動；資產(chǎn)負(fù)債率和同行業(yè)其他企業(yè)第一大股東持股比例的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明資產(chǎn)負(fù)債率水平越高、同行業(yè)其他企業(yè)第一大股東持股比例越大的企業(yè)，越不可能進(jìn)行慈善捐贈。

（四）企業(yè)生命周期與慈善捐贈同行傳染效應(yīng)

為進(jìn)一步驗證假設(shè)H2，本文在假設(shè)H1 的基礎(chǔ)上按企業(yè)不同生命周期分組進(jìn)行回歸，結(jié)果如表7 所示。

表7 第（1）列報告了成長期企業(yè)的回歸結(jié)果，本企業(yè)慈善捐贈水平在5%的水平上顯著為正，說明成長期企業(yè)慈善捐贈水平會受同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平的顯著影響，M_Donation的回歸系數(shù)為0.182，說明同行業(yè)其他企業(yè)平均慈善捐贈水平每增加5%，成長期本企業(yè)的慈善捐贈水平提高0.182%。

表7 第（2）列和第（3）列分別報告了成熟期企業(yè)和衰退期企業(yè)的回歸結(jié)果，M_Donation的回歸系數(shù)均不顯著，說明成熟期企業(yè)和衰退期企業(yè)慈善捐贈水平不會受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平的影響，即成熟期和衰退期企業(yè)慈善捐贈不存在顯著的同行傳染效應(yīng)，本文假設(shè)H2 得到支持。

表7 不同企業(yè)生命周期的慈善捐贈同行傳染效應(yīng)

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）內(nèi)生性檢驗

本文通過同行業(yè)其他企業(yè)相關(guān)變量的平均值以及年份、個體虛擬變量控制了外生效應(yīng)和混淆問題，但個體行為對群體行為的反射效應(yīng)難以避免。因此，借鑒彭鎮(zhèn)等（2020）的研究，本文將同行業(yè)其他企業(yè)股票Alpha 收益（M_Alpha）作為同行業(yè)慈善捐贈（M_Donation）的工具變量進(jìn)行檢驗，原因如下：第一，同行業(yè)其他企業(yè)的Alpha 收益反映的是同行業(yè)其他企業(yè)股票的自身信息，排除了外部宏觀市場因素和行業(yè)因素的影響，滿足相關(guān)性條件；第二，同行業(yè)其他企業(yè)的Alpha 收益不會對本企業(yè)的慈善捐贈行為產(chǎn)生影響，滿足外生性條件。

表8 第（1）和第（2）列報告了運用固定效應(yīng)工具變量模型回歸的檢驗結(jié)果，第（1）列是第一階段的回歸結(jié)果，工具變量M_Alpha的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明工具變量與內(nèi)生變量之間是相關(guān)的，并且弱工具變量檢驗的Cragg Donald Wald F 值和Kleibergen-Paap Wald rk F 值均大于10%偏誤的臨界值，表明同行業(yè)其他企業(yè)平均股票收益Alpha 通過了弱工具變量檢驗；第（2）列是第二階段的回歸結(jié)果，M_Donation的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正，與前文結(jié)論一致。

（二）變換樣本

本文借鑒鄭曉宇（2021）的做法，將CSMAR 企業(yè)社會責(zé)任數(shù)據(jù)庫中社會責(zé)任報告的“社會捐贈額”作為慈善捐贈的代理變量，重新進(jìn)行面板雙向固定效應(yīng)回歸。表8 第（3）列的回歸結(jié)果顯示，替換變量后M_Donation的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為正，說明慈善捐贈具有同行傳染效應(yīng)的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（三）剔除重大自然災(zāi)害年份樣本

相比普通年份，發(fā)生重大自然災(zāi)害年份的企業(yè)更可能普遍進(jìn)行慈善捐贈，此時“噪音”較大，難以區(qū)分企業(yè)慈善捐贈是否受同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈行為的影響。因此，本文剔除發(fā)生重大自然災(zāi)害年份的樣本，包括玉樹地震發(fā)生的2010年、雅安地震發(fā)生的2013年和新冠肺炎疫情全面暴發(fā)的2020年，然后對剩余樣本重新進(jìn)行面板雙向固定效應(yīng)回歸。表8 第（4）列的回歸結(jié)果顯示，M_Donation的回歸系數(shù)仍在10%的水平上顯著為正。這說明企業(yè)的慈善捐贈行為確實受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈行為的影響，與前文結(jié)論一致。

六、進(jìn)一步分析：經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響

為進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)政策不確定性對慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的影響，本文在模型（1）中加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU1、EPU2）及其與同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平（M_Donation）的交互項，使用雙向固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，檢驗經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU1、EPU2）的調(diào)節(jié)作用， 回歸結(jié)果如表9 所示。

表9 第（1）和第（2）列是全樣本檢驗，經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU1、EPU2）的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)慈善捐贈水平具有正向影響；交互項M_Donation×EPU1和M_Donation×EPU2的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性會增強(qiáng)企業(yè)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)。進(jìn)一步分企業(yè)生命周期來看，成長期企業(yè)經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU1、EPU2）的回歸系數(shù)和交互項的回歸系數(shù)均不顯著，說明經(jīng)濟(jì)政策不確定性對成長期企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的影響不顯著，這可能是因為處于成長期的企業(yè)自身狀況不穩(wěn)定，融資約束程度高，其慈善捐贈行為更可能由于競爭和壓力而受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈的影響，受濟(jì)政策不確定性的影響較弱。成熟期企業(yè)經(jīng)濟(jì)政策不確定性（EPU1、EPU2）與慈善捐贈交互項的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明成熟期企業(yè)在經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時會跟隨同行業(yè)其他企業(yè)進(jìn)行慈善捐贈，原因可能是此時企業(yè)如果“無動于衷”，就會與進(jìn)行慈善捐贈的同行業(yè)其他企業(yè)產(chǎn)生對比效應(yīng)（劉柏和盧家銳，2018），遭受額外聲譽損失。如果企業(yè)順應(yīng)潮流積極進(jìn)行慈善捐贈，則可以降低企業(yè)聲譽損失。上述回歸結(jié)果表明，不同生命周期下經(jīng)濟(jì)政策不確定性對企業(yè)慈善捐贈同行傳染效應(yīng)有不同影響，說明分企業(yè)生命周期研究慈善捐贈同行傳染效應(yīng)是合理且必要的。

表9 經(jīng)濟(jì)政策不確定性對慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的影響

七、研究結(jié)論與政策建議

本文以2010-2020年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，采用面板雙向固定效應(yīng)，研究企業(yè)慈善捐贈是否會同行傳染，以及企業(yè)生命周期對慈善捐贈同行傳染效應(yīng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：我國企業(yè)慈善捐贈活動存在同行傳染效應(yīng)，即同行業(yè)其他企業(yè)的慈善捐贈水平對本企業(yè)慈善捐贈水平具有顯著正向影響；從不同生命周期角度來看，成長期企業(yè)慈善捐贈水平會受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平的傳染，而成熟期和衰退期企業(yè)慈善捐贈水平不會受到同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平的傳染。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟(jì)政策不確定性會顯著增強(qiáng)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)；分企業(yè)生命周期檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性不會增強(qiáng)成長期企業(yè)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)，但會顯著增強(qiáng)成熟期企業(yè)慈善捐贈的同行傳染效應(yīng)。

根據(jù)以上研究結(jié)論，本文從企業(yè)和政府兩個角度提出以下建議：

一是企業(yè)角度。一方面，企業(yè)之間存在非市場競爭行為，其慈善捐贈決策并非是獨立進(jìn)行的，為維持競爭優(yōu)勢或減輕社會壓力，企業(yè)可以根據(jù)同行業(yè)其他企業(yè)慈善捐贈水平來調(diào)整本企業(yè)慈善捐贈策略。同時，為實現(xiàn)利益最大化，處于不同生命周期的企業(yè)應(yīng)該結(jié)合自身狀況選擇適合自身的慈善捐贈戰(zhàn)略，如在同行業(yè)其他企業(yè)積極進(jìn)行慈善捐贈時，成長期企業(yè)可以“順應(yīng)潮流”積極進(jìn)行慈善捐贈，成熟期和衰退期企業(yè)可以維持原有慈善捐贈水平。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能會給企業(yè)帶來不利影響，企業(yè)可以將慈善捐贈作為戰(zhàn)略性工具，通過慈善捐贈積極履行社會責(zé)任，以減輕經(jīng)濟(jì)政策不確定性給企業(yè)造成的不利影響。

二是政府角度。企業(yè)慈善捐贈存在同行傳染效應(yīng)，政府可以充分利用慈善捐贈的同行傳染機(jī)制，對參與慈善捐贈的企業(yè)進(jìn)行宣傳和褒獎，通過完善慈善捐贈制度和獎勵制度，以及出臺相關(guān)政策法規(guī)保障參與慈善捐贈企業(yè)的權(quán)益，以提高企業(yè)社會責(zé)任水平，進(jìn)而營造良好的社會氛圍，形成企業(yè)和社會雙贏的良性循環(huán)。