董事會特征與公司捐贈關系研究

　　【摘 要】 文章以5·12汶川地震發生日至全國哀悼日期間進行捐贈的114家A股上市公司為樣本進行了實證分析，主要研究了上市公司的董事會特征與公司捐贈的關系。研究結果表明：公司捐贈與董事會規模呈顯著負相關關系，董事會規模越大，決策民主性越強，制衡效率更高，公司捐贈越少。文章的實證結果從代理成本理論角度拓展了我國關于公司捐贈的研究，以幫助政府和監管機構更好地引導公司捐贈行為，實現社會福利最大化。
　　【關鍵詞】 上市公司； 董事會特征； 公司捐贈
　　
　　一、研究背景與意義
　　近年來，我國自然災害頻發，一些企業在災害發生后積極捐款，尤其在“5·12”汶川地震災害發生后，許多上市公司的捐贈行為受到政府和廣大民眾的高度關注，產生了較大的社會反響和示范效應。萬科（000002）最初按照董事會授權的公益捐贈額度捐款200萬元，卻受到輿論嚴厲批評；有些上市公司在最初捐款后還繼續追加捐助，捐贈似乎成為公司高層經理人員隨意支配股東財富的行為。從上述例子可以看出，公司高層經理人員（以下簡稱經理人員①）的影響力和董事會的監督力度是決定公司捐贈行為的重要因素。
　　根據委托代理理論，企業所有權、經營權分離導致股東、經理利益沖突，后者可能用股東的財富去追求個人的享受或聲譽，這勢必導致經理的決策偏離股東價值最大化目標，于是產生了代理問題（Jensen & Meckling，1976）。在股東與公司高層經理的委托代理關系中，就公司捐贈行為觀察，作為受托方——公司經理人員將公司財富用于社會捐贈，為自己贏得了良好的社會聲譽，追求自身效用最大化，但減少了委托方股東財富，這必然產生由受托方承擔的代理成本。由此可以推論，公司經理人員和董事會成員對公司捐贈行為起決定性作用。本文擬研究這兩類主要成員的特征與公司捐贈行為的相關性，國外的相關研究文獻主要有：Williamson（1963）認為利潤最大化是企業的根本目標，企業捐贈的道義行為只是公司經理人員追求個人名聲而對股東財富的濫用。Haley（1991）研究得出企業捐贈更多是追逐管理效用，企業捐贈能為達到經理人員贊成的目標提供支持。James D. Werbel，Suzanne M Carter（2002）運用代理成本理論研究了經理人員對企業捐贈的影響，驗證了經理人員根據個人興趣進行捐贈的程度。Arulampalam W & P Stonehan（1995）研究認為企業管理者可能利用他們的職位行使捐贈，從而顯示管理者個人的利他主義傾向。Helland & Smith（2004）進一步運用代理成本理論解釋公司捐贈行為與董事會特征和債權人控制之間的關系。Brown，Helland & Smith（2006）指出公司經理人員通常根據股東所要求的回報決定公司捐贈，而回報的直接受益者卻是公司經理人員，捐贈能夠提升公司經理人員的社會聲譽，給予經理人員參加捐贈儀式和相關晚會的權利。國內有少量關于公司捐贈與公司和董事會特征變量之間關系的研究文獻。如許婷（2008）以我國2006年上市公司慈善排行榜上的公司為樣本，實證檢驗了上市公司慈善捐贈的影響因素。其結果表明：國有控股公司比非國有控股公司更傾向于慈善捐贈；公司董事會成員平均受教育年限與公司捐贈呈顯著正相關。上述實證研究所用的樣本數據為常態下的企業捐贈，那么在發生突發自然災害事件后的企業捐贈有代理問題嗎？
　　對此，本文采用在“5·12”汶川地震發生日至全國哀悼日期間中國上市公司捐贈數據，檢驗經理人員和董事會特征等變量與公司捐贈的關系。通過研究，本文得出以下基本結論：一是與國外和我國部分學者的研究結論相反，公司捐贈與董事會規模顯著負相關；二是經理人員年齡與公司捐贈顯著正相關；三是資產負債率越高，債務約束了公司經理人員的捐贈行為，公司捐贈支出比越低；四是托賓Q值與公司捐贈顯著正相關，成長性好的公司捐贈積極性更高，其捐贈支出比越高。
　　
　　二、理論與研究假設
　　根據委托代理理論，經理人員與股東存在利益沖突。Williamson（1963）、Haley（1991）、Arulampalam W & P Stonehan（1995）等均認為公司捐贈是公司經理人員追求個人目標而利用其職位行使捐贈。James D. Werbel， Suzanne M Carter（2002）運用代理成本理論研究了經理人員對企業捐贈的影響，驗證了經理人員根據個人興趣進行捐贈的程度。一般來說，經理人員在任期數越長，對董事會的影響越大，掌控公司重大決策的可能性就越大。因此，經理人員為了獲得更好的社會聲譽和政治資本可能踴躍捐贈。與年輕的經理人員相比，一方面年長的經理人員在公司的威望較高，對公司的影響力更大；另一方面回饋社會以獲得良好社會聲譽的愿望更強烈，可能在大自然災害中進行公司捐贈的積極性更高。可以推論，經理人員的任期越長，年齡越大，對公司的影響力越大，利用公司捐贈謀取個人目標的動機越強烈。因此，提出假設1。
　　假設1：公司捐贈與經理人員對公司的影響力正相關。
　　董事會是公司管理日常事務的權力機構，其規模大小與決策效率密切相關。Jensen（1993），蔡志岳、吳世農（2007）等認為董事會規模大會導致董事會治理失敗。Yermak（1996）和Eisenberg（1998）的研究表明，小規模的董事會比大規模的董事會更有效率。Lipon & Lorch（1992）則認為，董事會的監督能力隨著董事數量的增加而提高，但是協調和組織過程的損失將超過董事數量增加所帶來的收益。Helland & Smith（2004）進一步運用代理成本理論解釋企業捐贈行為，其研究結果表明，企業董事會的較大型會議與企業現金捐贈正相關，董事會的組成結構對企業捐贈沒有重大影響，債務對企業捐贈行為的影響是負面的，債權人有效控制的、高負債率的企業很少采取現金捐贈。Brown，Helland & Smith（2006）采用董事會規模和獨立董事比例等指標實證分析，發現董事會規模越大的公司進行公益捐贈的金額越大，董事存在通過公司捐贈為自己謀取名聲或利益的動機。由于國內外對相關變量的研究結論不一致，筆者只能從制度安排的邏輯性角度推論：董事會規模和獨立董事比例越大，公司董事會的監督力度越強，經理人員利用捐贈謀取個人聲譽的可能性越小。因此，提出假設2。
　　假設2：公司捐贈與公司董事會的監督力度負相關。
　　
　　三、研究設計
　　（一）研究模型和變量定義
　　1.研究模型
　　模型一：G/Si，t=β0+β1BSIZEi，t+β2OUTDIRi，t-1+β3
　　TENUREi，t+β4CONTRALi，t-1+β5RIi，t-1+β6TobinQi，t+β7L-
　　EVERi，t-1+β8GOVi，t+β9CEOAGEi，t+β10BEDUi，t+β11ROAi，t-1
　　+β12lnLISTi，t+εi，t
　　2.變量定義
　　模型中的被解釋變量、解釋變量與控制變量的定義見表1。
　　從已有的研究文獻可知，影響公司捐贈的變量除了前面已作說明的董事會規模、獨立董事比例以及經理人員任期和年齡外，還有股權集中度、董事教育背景、上市年限及獲利能力等相關變量。下面對其他變量加以說明。
　　股權集中度（CONTRAL）。Agrawal & Knocber（1996）認為，股權集中度可能對公司經理人員的監督更有效。孫永祥和黃祖輝（1999）的實證研究表明，較高的股權集中度和股權制衡有利于公司價值的提高。徐莉萍等（2006）研究發現，股權集中度和經營績效之間有著顯著的正向線性關系，而且這種關系在不同性質的控股股東中都是存在的。持股比例較大的股東可能更積極地履行監督職責，防止公司經理人員濫用權力。
　　
　　董事教育背景（BEDU）。本文將“有研究生以上學歷的董事人數/董事會總人數”作為董事會特征，考察董事會成員受教育程度與公司捐贈的關系。
　　政府控股（GOV）。由政府控股的上市公司更多考慮社會職能和政治目標，參與抗震救災捐贈的積極性更高。
　　上市年限（LIST）。本文將上市年限作為公司特征變量，考察其是否影響公司捐贈。
　　財務杠桿（LEVER）。Jensen（1986）認為，借款往往會給公司經理人員增加還本付息的壓力，對其管理無效率形成了有效約束，從而降低了代理成本。由于企業借款主要是從銀行取得，銀行可以在債務中增加限制性條款以抑制經理人員濫用資金的行為。Adams & Hardwick（1998）發現公司的低財務杠桿與更多捐贈相關。山立威等（2008）的研究結果表明，負債率高的公司現金捐贈占收入比例越高。本文將資產負債率作為財務杠桿比率，考察債權人監督與公司捐贈的關系。
　　托賓Q值（Tobin Q）。由于公司在“5·12”地震災害事件中的捐贈能贏得政府和媒體的更多關注，也會受到消費者和投資者的認可，被市場認為具有高成長性的公司往往有動機投入更多的捐贈費用來創造未來的成長機會。現有大多數文獻在投資模型中均以托賓Q值作為投資機會的替代變量。基于此，本文也采用托賓Q值進行回歸。Tobin Q的計算公式為：（每股價格×流通股股數+每股凈資產×非流通股股數+負債賬面價值）/總資產。
　　主營業務收入增長率（RI）。彭韶兵等（2008）采用主營業務收入增長率計量企業成長性。由于主營業務收入增長率從公司經營角度反映了企業成長性，本文用該指標考察企業成長性與公司捐贈的關系。
　　資產報酬率（ROA）。一般而言，公司盈利性越好越擁有更多的資源進行捐贈，故本文運用資產報酬率考察其對公司捐贈的影響。
　　（二）樣本選擇和描述性統計
　　本文以2007年末所有A股上市公司作為初選樣本。為了考察發生突發事件的第一時間內公司捐贈的代理問題，收集數據的時間段為2008年5月12日至2008年5月19日（全國哀悼日）。借鑒山立威等（2008）的做法，通過巨潮資訊網③的上市公司2008年的臨時公告或定期報告的社會責任部分，新浪網④的個股捐贈信息以及百度搜索⑤引擎查找、確認公司捐贈信息，共取得公司捐贈樣本148個。然后對其依次執行如下篩選程序：1.剔除只有捐贈信息而無捐贈金額的公司。部分上市公司只發布了捐贈信息，但無法確定其具體的捐贈金額；還有部分上市公司是以控股集團名義捐贈，無法確定自身的捐贈金額。28D+wO8Th26DDzrcWCjn32KolJuwz2r+EecYTdK809Q4=.剔除無法區分職工捐贈與公司捐贈的公司。部分上市公司只公布了公司和員工的總捐贈金額。3.經過上述程序，獲得129家樣本公司。最后，剔除數據缺失公司，最終得到114家樣本公司。捐贈公司的描述性統計結果見表2。
　　表2列出了本文研究樣本中各變量的描述性統計結果。通過該統計可以發現：上市公司的捐贈額不僅相對于收入很低，而且相對于資產也很低；我國上市公司的董事會規模在6~17人之間，平均值達10人；獨立董事占董事會成員比例為14%~57%，平均值達36%；經理人員任期平均為4.36年，經理人任期普遍偏短，更換頻繁；經理人員年齡在33歲~62歲，平均達47歲；受過研究生及以上學歷教育的董事比例平均達46%；托賓Q值比較高，平均值達65.95，捐贈公司的股票市值較高，投資者認為公司具有較高的成長性；主營業務收入增長率平均達6.34倍，也從公司經營層面反映了公司具有良好的成長性；捐贈公司的資產負債率平均達54%，分布比較集中。
　　
　　四、實證結果分析
　　（一）研究變量的相關分析
　　為了進一步研究董事會、經理人員等特征變量與公司捐贈之間的關系，本文對模型中的研究變量進行了Pearson和Spearman相關性分析。結果見表3。
　　從表3可以看出，模型中的被解釋變量G/S與解釋變量BSIZE和控制變量BEDU、GOV、LEVER顯著負相關，表明董事會規模越大，具有碩士及以上學位董事會成員比例越高，政府控股企業以及資產負債率越高的公司，其捐贈收入比例越低。當然，其具體情況還取決于多元回歸結果。模型各變量之間，除Q與ROA的Pearson和Spearman相關系數分別為0.492、0.452和LEVER與ROA的Pearson和Spearman相關系數分別為-0.558、-0.499之外，其余變量之間相關系數都小于0.4，表明模型中除變量Q、ROA和LEVER之外基本上不存在多重共線性問題，而變量Q、ROA和LEVER之間則可能存在多重共線性問題，對此需要在多元回歸過程中進一步檢驗其方差膨脹因子加以確認。
　　（二）董事會特征、企業成長性與公司捐贈的回歸分析
　　本文采用OLS法對模型一進行了多元回歸，結果見表4。
　　從表4所列示的模型一的OLS多元回歸結果可以看出，其可決系數為0.233，其F統計量為22.26并在1%水平上顯著，各系數VIF值均小于2，表明不存在多重共線性問題，說明模型具有較好的擬合效果。表4的模型一中只有變量BSIZE、CEOAGE、托賓Q和LEVER回歸系數顯著。具體分析如下：
　　1.經理人員年齡。變量CEOAGE與公司捐贈收入比G/S在5%的水平上顯著正相關，支持假設1。這表明經理人員年齡越大，在公司的威望相對越高，對公司決策的影響力越大。其原因有二：一方面受中國傳統文化影響，“回報社會，造福桑梓”的社會責任感強；另一方面會利用公司資源提升CEO個人的社會聲譽，因此會傾向于增加公司捐贈，使公司捐贈收入比G/S提高。2.董事會規模。變量BSIZE與公司捐贈收入比G/S在5%的水平上顯著負相關，支持假設2。這表明董事會規模越大，代表不同相關利益主體的董事決策民主性越強，制衡效率越高，因此會傾向于減少公司捐贈，使公司捐贈收入比G/S降低。3.托賓Q值。回歸結果顯示變量Q值與公司捐贈收入比G/S在5%的顯著性水平上顯著正相關。這表明，被資本市場認為成長性好的公司往往捐贈較多，以獲得監管者、投資者的更多關注，樹立公司的良好形象，從而為公司未來創造更多的成長機會。4.財務杠桿。與山立威等（2008）得出的結論相反，變量LEVER與公司捐贈收入比G/S在1%的水平上顯著負相關，這表明公司債務越多，公司還債壓力越大，公司的自有現金就會減少，同時公司債務契約對公司CEO使用資金加以約束，公司面對債務更加理性，則公司捐贈就越少。
　　將模型中因變量G/S換成G/A，采用模型二作為回歸方程進行檢驗。
　　模型二：G/Ai，t=β0+β1BSIZEi，t+β2OUTDIRi，t-1+β3TE-
　　NUREi，t+β4CONTRALi，t-1+β5RIi，t-1+β6TobinQi，t+β7LEV