慈善捐赠对业绩异质性企业价值的影响研究——来自中国上市公司的经验证据

陈建英 杜勇 张欢 于连超

一、问题的提出

处于经济新常态下的中国，正在积极建设和谐社会，促进社会稳定。近年来，越来越多的企业开始主动承担社会责任(Corporate Social Responsibility，CSR)，根据润灵环球责任评级数据，A股上市公司披露2009年度社会责任报告的数量为471家，至2014年度，这一数据达到了701家。从社会经济学角度来看，企业的目的不应仅仅是追求利润最大化，增进社会福利、承担社会责任也应该成为其重要的目标之一，企业利润最大化目标与承担社会责任是相互促进的关系。首先，基于社会声誉机制，企业履行社会责任会提升企业的知名度，企业的产品可以被社会公众认可，从而增加企业的产品销量，这样有利于企业利润最大化目标的实现；其次，企业通过履行社会责任可以增强其与当地政府的关系，这可能会给企业带来融资便利(Su和He,2010[1])、竞争环境的改善(Porter和Kramer,2002[2])、公共资源配置以及税收优惠(Swanson，1995[3])等诸多方面的好处。

作为承担社会责任的一种重要方式，慈善捐赠似乎更受中国企业的欢迎。2016年3月16日通过的《中华人民共和国慈善法》在政策层面进一步规范和鼓励企业法人等组织开展慈善活动。根据《2013年度中国慈善捐助报告》，2013年全国接收国内外社会各界的款物捐赠总额约989.42亿元，其中，企业法人的捐赠约占我国年度捐赠总额的69.67%，充当了慈善捐赠事业的主力军。企业自愿、无偿将其合法财产用于与生产经营活动没有直接联系的公益事业正是企业主动承担社会责任的重要表现，这充分体现了中国自古以来的“乐善好施”的传统美德，同时也吻合社会经济观所认为的“盈利目标和社会责任相互促进”的论断。然而，这一论断是以企业具备可以捐赠的现金流和一定的盈利能力为前提条件的，按照资源闲置的观点，慈善捐赠很大程度上取决于企业现金流和利润(Seifert等，2004[4])，并且根据国资发评价[2009]317号文件《关于加强中央企业对外捐赠管理有关事项的通知》规定，“企业应合理确定对外捐赠规模，坚持量力而行，资不抵债、经营亏损或者捐赠行为影响正常生产经营的企业，除特殊情况外，一般不得安排对外捐赠支出。”与此相悖的是，我国的社会捐赠队伍中有相当一部分的捐赠主体是本来业绩不佳的企业(1)根据企业年度报告披露数据，例如:中航重机(600765)2015年度净利润为-539 423 592.82元，营业外支出中对外捐赠项目为169 700 724.01 元，捐赠额占亏损额的比重达到31.46%；吉林化纤(000420)2014年度净利润为-1 756 305.03元,营业外支出中捐赠支出项目金额为540 000.00元,捐赠额占亏损额的比重为30.75%。，这便形成了“绩差企业慈善捐赠之谜”(杜勇等，2015[5];李四海等，2016[6])。

已有的文献(Godfrey，2005[7]；Wang等，2008[8])关于慈善捐赠影响企业价值或绩效的研究结论并不一致，本文认为捐赠的情境特征差异是造成结论不一的重要原因，由于企业进行捐赠必须以拥有足够的现金流或具备强烈的捐赠动机为前提条件，因此，在考察慈善捐赠与企业价值之间的关系时，不能忽视企业的相对业绩水平。事实上，绩差企业由于财务状况的特殊性，很可能在实施慈善捐赠的能力和动机上都显著不同于绩优企业，其捐赠所产生的经济后果也应有所不同，基于此，本文尝试重点回答如下问题：不同业绩水平下的捐赠对企业价值的影响是否相同？此外，由于各个地区社会发展程度不同，地区市场化进程存在较大差异，对慈善捐赠行为的规范性、市场反应等方面都可能不一样，因此，我们还尝试将地区市场化进程纳入到分析框架。

针对上述问题，本文以2003—2015年中国沪深两市A股上市公司为样本，结合企业的相对业绩水平，研究了企业进行慈善捐赠对其市场价值的影响。本文的研究发现：总体上，企业进行慈善捐赠提高了市场价值，但考虑到相对业绩水平后，相比于绩优企业，绩差企业慈善捐赠的价值效应显著更弱。此外，考虑到地区市场化进程差异后，相比于市场化程度较高的地区，该现象主要表现在市场化程度较低的地区；考虑到地区政策不确定性差异后，相比于政策不确定性较低的地区，该现象主要表现在政策不确定性较高的地区。本文的研究意味着，绩差企业进行慈善捐赠更多的是基于高管自利的代理问题，而不是促进企业长远发展的战略性策略。

本文的研究贡献在于：首先，基于已有文献的研究，考虑到企业的相对业绩水平，再次检验了慈善捐赠与企业价值之间的关系，弥补了以往文献中单纯考察捐赠与企业价值之间关系的缺陷，延伸和拓展了慈善捐赠领域的研究。根据现有研究，慈善捐赠与企业价值的关系尚未形成统一的结论，可能的原因在于企业进行捐赠必须以拥有足够的现金流或具备强烈的捐赠动机为前提条件，故而在考察慈善捐赠与企业价值之间的关系时，不能忽视企业的相对业绩水平，但现有文献对此关注不足。事实上，绩差企业由于财务状况的特殊性，很可能在实施慈善捐赠的能力和动机上都显著不同于绩优企业，其捐赠所产生的经济后果也应有所不同。因此，从这个角度上说，笔者从相对业绩这一视角切入研究绩差企业的慈善捐赠的价值效应，有助于在理论上完善慈善捐赠的价值效应的相关文献，在实践上为我国进一步修订慈善捐赠主体的资格条件、规范企业的慈善捐赠行为以及完善捐赠管理的相关制度等提供理论依据和经验证据。其次，本文以官员更替所导致的政策不确定作为切入点，考察了企业相对业绩对慈善捐赠价值效应的影响是否会因政策不确定性的差异而有所不同。官员更替带来的政策的不连续性，影响到企业的经营环境的不确定性，从而加剧了其经营风险。官员的异质性使其具有不同的政策偏好。官员变更产生的不确定性，会加剧企业经营环境的不确定性程度，具体表现为：加剧企业经营的信息不对称程度，提高企业投资决策的难度，降低其投资效率；加剧企业未来持有现金流的不确定性，从而加剧绩差企业的财务困境与破产风险。最后，从研究结论来看，尽管总体上慈善捐赠有利于提高企业价值，但绩差企业捐赠的价值效应显著被削弱，所以出于保护投资者的利益，政府应该限制和规范绩差企业的慈善捐赠行为，这为我国进一步修订慈善捐赠主体的资格条件、规范企业的慈善捐赠行为以及完善捐赠管理的相关制度等提供了理论依据和经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一)基于业绩差异视角的慈善捐赠与企业价值之间的关系

现有文献关于企业慈善捐赠动机的研究主要可以归纳为四个方面：一是利他动机。企业进行捐赠纯粹是为了利于他人和社会(Sharfman，1994[9])。二是战略动机。企业通过慈善捐赠，可以获得利益相关者的支持，改善竞争环境(Porter和Kramer,2002[2])。三是高管自利动机(Atkinson和Galaskiewicz,1988[10])。该观点认为进行慈善捐赠是为了企业高管获得自身效用，例如提高知名度、维护职务稳定、获得高额薪酬等。在自利动机的情形下，捐赠则可能构成企业的委托代理成本。四是制度压力动机。该观点较为强调制度因素对捐赠行为的影响(唐跃军等，2014[11])。然而，少有文献考虑绩差企业进行慈善捐赠的动机，针对绩差企业的慈善捐赠行为，本文认为主要可以从以下两个方面予以解释。

其一，基于慈善捐赠的战略性动机。根据信号传递理论，企业慈善捐赠可以作为一种信号，能够预示未来良好的发展能力(Glazer和Konrad，1996[12]；Shapira，2011[13])，从而避免外部利益相关者(债权人、政府部门等)对企业未来的发展失去信心，Williams和Barrett(2000)[14]认为，慈善捐赠可以有效降低声誉损失风险。李四海等(2016)[6]研究发现，业绩下滑企业的慈善捐赠是一种战略性行为，可以降低利益相关者对企业业绩下滑的风险感知，抑制商业信用流失的风险，并且对会计盈余在信贷契约中的作用产生了替代效应。此外，高勇强等(2012)[15]的研究发现，捐赠可以被看作是一种带有保险性质的防御策略，减少负面消息(业绩不佳)对企业造成的不利影响。在这种情况下，绩差企业进行慈善捐赠，有利于坚定利益相关者对企业未来发展的信心，从而改善目前现状，进而强化其价值效应。

其二，基于慈善捐赠导致的代理冲突问题(高管自利动机)。所有权与经营权的分离使得股东与管理者之间的利益不一致，导致管理者的决策偏离股东财富最大化的目标，产生委托代理成本。Wang和Coffey(1992)[16]指出，慈善捐赠作为管理者的一种自由裁量行为，可能构成企业隐性的代理成本。王新等(2015)[17]的研究发现，绩差企业捐赠可能成为经理人卸责的借口，尤其在业绩下滑时，由于信息不对称问题的存在，经理人积极承担社会责任，譬如进行慈善捐赠，有利于赢得利益相关者的信任与支持，减轻业绩不佳对管理者带来的不利影响，从而巩固自身职位以及维护个人声誉。在管理者的自利动机下，绩差企业慈善捐赠被内部人操纵，将有限的资源配置到便于管理者谋取私人收益，而非增加企业竞争优势的项目，同时捐赠行为的机会成本也较高，降低了资源的配置效率，显然，其最终的结果是损害了企业价值。

假设H1-1：若绩差企业捐赠的战略效应强于代理成本效应，那么捐赠的价值效应将增强。

假设H1-2：若绩差企业捐赠的战略效应弱于代理成本效应，那么捐赠的价值效应将削弱。

(二)考虑市场化进程的影响

一个地区的制度环境好坏往往决定了投资者受保护的程度，在制度环境较差的地区，投资者保护程度较弱。一方面，由于这些地区的制度尚不完善，媒体监督和经理人市场机制也不健全，导致社会道德对人们失信行为的内部约束和社会舆论对人们失信行为的外在惩罚力度都较低(宋罡等，2013[18])，最终引发企业管理层权力的过度膨胀，加上公司内部对管理层的权力制衡机制也被弱化，导致管理层能够很便利地出于自己的私利而做出经营决策，这其中包括利用企业资源进行慈善捐赠的决策，此时慈善捐赠更可能构成企业经理人隐性的代理成本。特别是当企业处于绩差状态时，这样的慈善捐赠无疑会令绩差企业“雪上加霜”。相反，在制度环境较好地区，社会道德和舆论对企业管理层行为的内外监督作用将较为凸显，形成对管理层机会主义行为的一种约束力，这种力量会牵制着管理层为谋取私利而随意地进行慈善捐赠的行为，从而在一定程度上保护绩差企业的价值免遭管理层的侵害。此外，外部治理环境的改善也会提升公司内部治理的效率，使公司决策者的行为趋于理性，从而减弱慈善捐赠行为面临的代理冲突问题。

另一方面，在市场化改革较为落后的地区，经济中非市场因素还占有重要地位(樊纲，2011[19])。在制度环境差的地区，企业受到地方政府“逼捐”的压力可能更大，企业可能迫于来自政府等方面的压力而被动进行慈善捐赠(唐跃军等，2014[11])，在这样的环境下，企业慈善捐赠很可能是出于对制度压力的回应(赵琼和张应祥，2007[20])。根据杨团和葛道顺(2003)[21]的调查，无论是捐赠项目还是捐赠金额，政府劝募下的慈善捐赠行为都占到了绝大多数，许多学者的研究都证实了我国企业的慈善捐赠行为确实存在政府的行政摊派成分(钟宏武，2007[22];郭剑花，2012[23]。对于绩差企业而言，此时的慈善捐赠更可能被视为无偿的“义举”，其战略效应被削弱。反之，在制度环境较好的地区，首先是各项制度相对健全，政府对企业捐赠行为的干预程度较低，企业更多地遵循市场化运作规律进行慈善捐赠决策；其次是制度环境较好的地区，经济增长也较快，政府掌握的可用于社会救助的资源也会更多，因此他们更有实力也更愿意对捐赠企业进行补偿，这在一定程度上会减弱慈善捐赠的代理冲突问题。

基于上述分析，在市场化进程较快的地区，绩差企业捐赠的战略效应更为明显，而在市场化进程较慢的地区，绩差企业捐赠的代理成本效应则更为明显，本文提出假设H2-1、H2-2。

假设H2-1：若绩差企业捐赠的战略效应强于代理成本效应(H1-1成立)，则在市场化程度较高的地区，绩差企业进行捐赠所带来的价值效应更强。

假设H2-2：若绩差企业捐赠的战略效应弱于代理成本效应(H1-2成立)，则在市场化程度较低的地区，绩差企业进行捐赠所带来的价值效应更弱。

(三)考虑政策不确定性的影响

一个地区官员变更所引发的政策不确定性会影响当地企业的政治关系资源格局配置(罗党论等，2016[24])。当地方官员发生变更，企业原先拥有的政治资源优势和与之相关的一系列经济资源优势随之减弱，如信贷优势，故企业有动机去赢得新政府的信任与好感，构建新的政治关系以争取在政府资源博弈中赢得优势地位。慈善捐赠是企业快速有效建立良好政企关系的途径之一(戴亦一等，2014[25])。通过慈善捐赠，企业可以向政府展示自身雄厚的财力，良好的前景与社会责任感，协助政府达成某些政治目标，从而在新任政府官员心中留下良好的印象，在新一轮的政府资源配置中获得优势地位。对于绩差企业而言，其盈利能力较弱且经营状况相对较差，面临财务困境的可能性更高，用于慈善捐赠的物质基础不足，这种情境下讨好政府的行为无疑会加剧经理人的委托代理冲突。相反，官员未发生更替的地区，既有的政企关系格局已经建立并且不会被轻易打破，此时，绩差企业进行慈善捐赠，更多地会出于企业发展的战略性考虑，坚定利益相关者的投资信心，从而改善企业现状，强化慈善捐赠的价值效应。

官员更替带来的政策的不连续性影响到企业的经营环境的不确定性，从而加剧其经营风险(罗党论等，2016[24])。官员的异质性使其具有不同的政策偏好。官员变更产生的不确定性会加剧企业经营环境的不确定性程度(曹春方，2013[26])，具体表现为：加剧企业经营的信息不对称程度，提高企业投资决策的难度，降低其投资效率；加剧企业未来持有现金流的不确定性，从而加剧绩差企业的财务困境与破产风险。相对于绩优企业而言，绩差企业会面临更为沉重的盈利压力，此时绩差企业的慈善捐赠是经理人卸责的借口，动机多是巩固自身职位，维护个人声誉以减轻业绩不佳对其带来的不利影响，出于自利动机谋取私人收益的慈善捐赠，降低了企业的资源配置效率，损害了股东与债权人的利益，加剧了慈善捐赠的代理冲突问题。反之，在政策环境稳定的地区，企业的融资与投资环境相对较为稳定，包括慈善捐赠在内的经营决策受政策变动的冲击较小，此时绩差企业的经营决策更具有连贯性和稳定性，慈善捐赠行为更多地出于对企业发展的战略性考虑，削弱了慈善捐赠的代理冲突问题。

基于上述分析，在政策不确定性较低的地区，绩差企业捐赠的战略效应更为明显，而在政策不确定性较高的地区，绩差企业捐赠的代理成本效应则更为明显，本文提出假设H3-1、H3-2。

假设H3-1：若绩差企业捐赠的战略效应强于代理成本效应(H1-1成立)，则在政策不确定性较低的地区，绩差企业进行捐赠所带来的价值效应更强。

假设H3-2：若绩差企业捐赠的战略效应弱于代理成本效应(H1-2成立)，则在政策不确定性较高的地区，绩差企业进行捐赠所带来的价值效应更弱。

三、研究设计

(一)样本选取和数据来源

本文选取2003—2015年中国沪深两市A股上市公司为初始样本，并按照如下标准进行筛选：剔除金融、保险类上市公司；剔除相关数据缺失的样本。最终，共得到14 672个公司-年度观测值。研究中企业慈善捐赠数据来自于国泰安(CSMAR)数据库中财务报表附注栏目(损益项目)，并经过手工整理所得。市场化进程数据来源于樊纲等编写的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》[19]。其他数据来自于锐思(RESSET)数据库和国泰安(CSMAR)数据库。为克服极端值对研究结论造成的影响，笔者对主要连续变量进行了在1%和99%分位上的缩尾(Winsorize)处理。

(二)模型设定与变量定义

为检验本文提出的研究假设，我们构建了回归模型(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，借鉴Wang等(2008)[8]的研究采用托宾Q值来衡量企业价值(TobinQ)，等于公司股票市场价值、债务账面价值之和与总资产的比值。解释变量为企业慈善捐赠，采用两个指标来衡量，其一，参考唐跃军等(2014)[11]的研究，采用捐赠收入比(Donate_rev)来表示，计算公式为：(企业捐赠金额/营业收入)×100；其二，采用人均捐赠额来表示企业捐赠水平(Donate_emp)，计算公式为：(捐赠额/员工人数)/100。Rel_perf表示企业的相对业绩，根据总资产收益率(ROA)，以“年度-行业”为一个单元，将样本从小到大分为三组，最小组表示业绩相对较差的企业。由于本文重点探讨的是绩差企业，因此笔者将该组赋值为1；位于中间部分的样本赋值为0；最大组表示业绩相对较优的企业，赋值为-1。在此基础上，笔者借鉴樊纲等编制的市场化指数(樊纲等，2011[19])作为市场化进程分组的依据，使用地方官员变更作为政策不确定性分组的依据。

本文在模型中纳入了一系列控制变量，包括：(1)企业规模(Size)，等于公司总资产的自然对数；(2)资产负债率(Lev)，等于期末总负债与总资产的比值；(3)成长性(Growth)，采用公司主营业务收入增长率来表示；(4)现金流量(Cfo)，等于经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值；(5)产权性质(Soe)，若样本企业为国有性质，赋值为1，否则为0；(6)董事会规模(Board)，等于董事会人数的自然对数；(7)独立董事比例(Indep_ratio)，等于独立董事人数与董事会人数的比值；(8)管理层持股(Msh)，若管理层持有公司股份，取值为1，否则为0；(9)股权集中度(First)，采用第一大股东持股比例来衡量。此外，笔者还控制了年度(Year)和行业(Industry)固定效应，其中，按照证监会的行业分类，制造业采用二级代码为划分标准，其他行业则以一级代码为标准。

本文重点关注的是α2、β2的符号和显著性，根据前文的研究假设，若α2、β2>0，则支持研究假设H1-1；若α2、β2<0，则支持研究假设H1-2。

四、实证检验

(一)变量的描述性统计

表1报告了企业年度慈善捐赠水平，可以发现2008年的捐赠收入比、人均捐赠额都远大于其他年份，这可能是受到“汶川地震”的影响，企业慈善行为受到广泛的关注。由表2的描述性统计可知，企业托宾Q值(TobinQ)的平均值(中位数)为2.379(1.863)，最小值为0.903，最大值为9.760，说明市场价值在不同企业中差异较大。慈善捐赠总额占企业营业收入(Donate_rev)的均值(中位数)为0.044%(0.011%)，人均捐赠额(Donate_emp)的均值为470.800(4.708×100)元。控制变量方面，资产负债率(Lev)均值为46.9%，第一大股东持股比例(First)的均值为36.5%，说明中国上市公司股权较为集中。

表1企业年度慈善捐赠水平(均值)

表2变量的描述性统计

(二)多元回归分析

表3列示了对研究假设H1-1、H1-2的检验结果。其中，Donate_rev、Donate_emp的估计系数在1%的水平上显著为正(t=4.978、2.989)，说明慈善捐赠具有价值提升效应。本文更为关注的是慈善捐赠与相对业绩的交乘项(Donate_rev×Rel_perf、Donate_emp×Rel_perf)，Donate_rev×Rel_perf的估计系数为-0.525，在1%的水平上显著(t=-3.199)，Donate_emp×Rel_perf的估计系数为-0.002，在5%的水平上通过统计检验(t=-2.262)。以上结果说明随着业绩由好到差，慈善捐赠的正向价值效应被显著削弱，这验证了前文假设H1-2，即支持了代理冲突观点，绩差企业实施慈善捐赠更多的可能是出于高管自利动机，而不是企业价值最大化的战略动机，捐赠的代理成本效应超过其战略效应，额外的捐赠支出成本，加剧了企业财务状况的恶化，导致股东权益减少，从而削弱了绩差企业价值，对企业长远发展产生不利影响。从控制变量的结果来看，Size、Soe的估计系数显著为负，Growth、Cfo、Indep_ratio以及First的估计系数显著为正。

表3慈善捐赠、相对业绩与企业价值

续前表

变量模型(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)考虑市场化进程的影响

在转型的新兴市场中，企业的很多行为都内生于特定的制度环境。笔者结合中国特殊的制度环境，考察了企业相对业绩对慈善捐赠价值效应的影响是否会因市场化进程的差异而有所不同。表4报告了检验结果。

通过表4可知，当解释变量为捐赠收入比(Panel A)，在模型(1)低市场化组，Donate_rev×Rel_perf的估计系数为-0.717，在1%的水平上显著(t=-3.109)；在模型(1)高市场化组，Donate_rev×Rel_perf的估计系数为-0.251，但未通过统计检验(t=-1.150)。当解释变量为人均捐赠额(Panel B)，在模型(2)低市场化组，Donate_emp×Rel_perf的估计系数为-0.005，在1%的水平上显著(t=-3.040)；但在模型(2)高市场化组，Donate_emp×Rel_perf的估计系数接近于0，未通过统计检验(t=0.276)。该结果表明在市场化进程较低的地区，绩差企业进行捐赠面临的代理冲突问题更为严重，因此其对捐赠的价值效应削弱得更明显。

表4考虑市场化进程的影响

续前表

Panel APanel B变量模型(1)低市场化进程高市场化进程变量模型(2)低市场化进程高市场化进程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)考虑政策不确定性的影响

为了进一步验证企业战略效应与代理效应的差异，笔者选取官员更替所导致的政策不确定作为切入点，考察了企业相对业绩对慈善捐赠价值效应的影响是否会因政策不确定性的差异而有所不同。表5报告了检验结果。

通过表5可知，当解释变量为捐赠收入比(Panel A)，在模型(1)官员未变更组，Donate_rev×Rel_perf的估计系数为-0.183，但未通过统计检验(t=-1.150)；在模型(1)官员变更组，Donate_rev×Rel_perf的估计系数为-0.636，在1%的水平上显著(t=-2.822)。当解释变量为人均捐赠额(Panel B)，在模型(2)官员未变更组，Donate_emp×Rel_perf的估计系数为-0.002，未通过统计检验(t=-0.695)；但在模型(2)官员变更组，Donate_emp×Rel_perf的估计系数为-0.008，在1%的水平上显著(t=-3.134)。该结果表明当地区政策不确定性上升时，绩差企业进行捐赠面临的代理冲突问题更为严重，因此其对捐赠的价值效应削弱得更明显。

表5考虑政策不确定性的影响

续前表

Panel APanel B变量模型(1)官员未变更官员变更变量模型(2)官员未变更官员变更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)稳健性检验

为了保证研究结论的稳健性，本文进行了如下的检验：

第一，工具变量法。为了有效缓解慈善捐赠与企业价值之间的内生性问题，选取慈善捐赠行业均值(剔除企业自身的慈善捐赠水平)作为慈善捐赠的工具变量，使用二阶段最小二乘法进行回归。选取行业慈善捐赠均值作为工具变量的原因在于：一是慈善捐赠行业均值与企业慈善捐赠密切相关。企业慈善捐赠不仅受到宏观层面的制度影响，如《慈善捐赠法》、地区经济发展水平等，以及微观个体特质的影响，如高管贫困经历、战略性动机、高管自利动机等，还会受到行业慈善捐赠水平的影响。当慈善捐赠行业水平较高时，企业也会出于自身利益和企业声誉的考虑追随行业慈善捐赠水平提高自身慈善捐赠水平。因此，慈善捐赠行业均值会有效促进企业慈善捐赠水平的提高。二是行业慈善捐赠均值与随机扰动性不相关，即行业慈善捐赠均值是严格外生的。行业慈善捐赠均值并不会直接影响企业自身的价值，尤其是剔除企业自身的慈善捐赠水平后。企业自身的价值更多地由企业自身的特质决定，行业慈善捐赠均值并不会直接地影响企业自身的价值大小，因此行业慈善捐赠均值是严格外生的。具体做法为：第一步，企业捐赠收入比(Donate_rev)和人均捐赠额(Donate_exp)作为被解释变量，捐赠收入比行业均值(Donate_rev_ind)和人均捐赠额行业均值分别作为解释变量，同时加入所有的控制变量进行回归，计算企业捐赠收入比和人均捐赠额的预测值。第二步，企业价值(TobinQ)作为被解释变量，将企业捐赠收入比和人均捐赠额的预测值分别与企业相对业绩水平进行交乘，同时加入所有的控制变量进行回归，得到回归结果。

表6报告了工具变量法第一阶段的回归结果。结果显示，捐赠收入比行业均值(Donate_rev_ind)对企业捐赠收入比(Donate_rev)的回归系数为0.927，在1%的水平上显著；人均捐赠额行业均值(Donate_emp_ind)对企业人均捐赠额(Donate_exp)的回归系数为0.965，在1%的水平上显著，说明慈善捐赠行业均值显著地促进了企业慈善捐赠。表7报告了工具变量法第二阶段的回归结果。结果显示，企业捐赠收入比与相对业绩的交乘项(Donate_rev×Rel_perf)的回归系数为-3.878，在1%的水平上显著(t=-8.414)；企业人均捐赠额与相对业绩的交乘项(Donate_emp×Rel_perf)的回归系数为-0.014，在1%的水平上显著(t=-4.260)。以上结果说明随着业绩由好到差，慈善捐赠的正向价值效应被显著削弱。因此，使用工具变量法缓解内生性问题后，研究结论依然成立。

表6工具变量法(第一阶段)

表7工具变量法(第二阶段)

续前表

变量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，滞后一期。为了进一步缓解慈善捐赠与企业价值之间的内生性问题，笔者将慈善捐赠和控制变量均滞后一期，换言之，将企业价值设定为t+1期。滞后一期的回归结果如表8所示。结果显示，企业捐赠收入比与相对业绩的交乘项(Donate_rev×Rel_perf)的回归系数为-0.558，在1%的水平上显著(t=-3.021)；企业人均捐赠额与相对业绩的交乘项(Donate_emp×Rel_perf)的回归系数为-0.003，在1%的水平上显著(t=-3.147)。以上结果说明随着业绩由好到差，慈善捐赠的正向价值效应被显著削弱。因此，使用滞后一期方法缓解内生性问题后，研究结论依然成立。

表8滞后一期

第三，更换相对业绩的衡量方法。上文中笔者按照总资产收益率(ROA)的年度-行业特征，将样本区分为三组，最低组赋值为1，中间组赋值为0，最高组赋值为-1。为了增强实证结果的稳健性，笔者按照总资产收益率(ROA)的年度-行业中位数重新分组，若小于年度-行业中位数赋值为1，代表业绩较差，否则为0，代表业绩较好。更换相对业绩衡量方法的回归结果如表9所示。结果显示，企业捐赠收入比与相对业绩的交乘项(Donate_rev×Rel_perf)的回归系数为-0.708，在1%的水平上显著(t=-2.771)；企业人均捐赠额与相对业绩的交乘项(Donate_emp×Rel_perf)的回归系数为-0.004，在5%的水平上显著(t=-2.197)。以上结果说明随着业绩由好到差，慈善捐赠的正向价值效应被显著削弱。因此，更换相对业绩的衡量方法后，研究结论依然成立。

表9更换相对业绩的衡量方法

续前表

变量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，使用公司聚类回归方法。上文中使用稳健标准误，为了进一步增强实证结果的稳健性，考虑公司层面聚类回归。使用公司聚类回归方法的回归结果如表10所示。结果显示，企业捐赠收入比与相对业绩的交乘项(Donate_rev×Rel_perf)的回归系数为-0.525，在1%的水平上显著(t=-2.629)；企业人均捐赠额与相对业绩的交乘项(Donate_emp×Rel_perf)的回归系数为-0.002，在10%的水平上显著(t=-1.839)。以上结果说明随着业绩由好到差，慈善捐赠的正向价值效应被显著削弱。因此，使用公司聚类回归方法后，研究结论依然成立。

表10使用公司聚类回归方法

续前表

变量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、研究结论与启示

慈善捐赠往往是以企业具备可以捐赠的现金流和一定的盈利能力为前提条件的。然而，在中国现实情境下，处于绩差状态下的企业实施慈善捐赠的现象却十分普遍，那么，这些业绩不佳的企业因何动机要“慷慨捐赠”呢？绩差企业慈善捐赠是“欲取姑予”(战略效应)还是“雪上加霜”(代理冲突问题)呢？其对企业价值的影响与绩优企业相比是否有所差异？为了弄清楚这些问题，本文以2003—2015年中国上市公司为研究样本，重点考察了慈善捐赠对企业价值的影响在不同业绩状态下的差异。本文的研究发现：绩差企业慈善捐赠的价值效应更弱；考虑到地区市场化进程差异后，相比于较高的市场化程度，在较低市场化程度的地区，绩差企业的慈善捐赠价值效应更弱；考虑到地区政策不确定性差异后，相比于政策不确定性较低的地区，该现象主要表现在政策不确定性较高的地区。

本文的政策启示是：对于企业而言，要认识到慈善捐赠在给其带来社会效益的同时，也会耗费企业一定的资源，企业应该根据自身的实力和所处的发展阶段慎重考虑是否做出慈善捐赠决定以及捐赠额度的大小，而不能一味地进行捐赠；同时，要进一步改善公司内部治理结构，引入外界媒体的监督机制，防止管理层为一己私利而任意捐赠。对于政府部门而言，应该规范绩差企业的慈善捐赠行为，加强对外捐赠的审批管理，尽可能降低慈善捐赠给企业带来的成本效应，以保证经济效益和社会效益的“两不误”。