企業的慈善捐贈行為能獲得價值回報嗎？
——基于技術創新和融資約束雙視角

唐玉蘭，劉 幸

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

在經濟新常態下，我國致力于促進社會發展，提高人民福祉。2016年3月16日我國首部《慈善法》的頒布，標志著我國慈善事業開始走向規范化[1]，也意味著我國在國家層面大力倡導企業等社會組織積極開展慈善活動。繼該法頒布實施之后，中共十九屆四中全會再次強調，慈善事業作為“第三次分配”的重要方式，在促進社會收入公平方面扮演著市場與政府均無法替代的關鍵角色[2]。中國慈善聯合會發布的《2020 年度中國慈善捐助報告》顯示，我國2020 年度共接受國內外慈善捐贈2253.13 億元，首次突破了2000 億大關，同比增長38.21%。其中，企業作為重要捐贈主體，捐贈金額高達1218.11 億元。越來越多的企業開始將慈善行為納入戰略范疇，這是否表明企業的慈善行為在實現“利他”初衷的同時也達成了“利己”的效果呢？

學界對慈善捐贈與企業價值之間的關系進行了廣泛探索，但由于研究視角和解釋框架的差異，至今仍未達成統一觀點。關于二者的關系，學界認為存在三種情況：線性關系、非線性關系和不相關。其中，線性關系又分為正向促進和負向抑制兩種情況。大部分研究者認為這兩者之間呈正向促進關系。例如以Porter 為代表的“戰略慈善觀”認為，企業對慈善領域的戰略性投資能達到“雙贏”效果，既能提高社會整體效益，又能給企業帶來經濟效益[3]。但也有部分學者根據股東利益至上觀、機會成本等理論提出，如果管理者缺乏慈善項目專業化投資的勝任能力，其除了濫用企業資源提升自我形象、規劃職業發展道路外，并不能給公司和股東帶來顯性收益[4]，反而占用了原應購買設備、擴大宣傳的財務資源[5]，從而不利于企業保持或擴大市場份額；另外，慈善捐贈的無償流出可能導致企業應變能力因資金收緊而大幅降低[6]。除了線性關系外，還有部分學者認為這兩者之間呈“倒U”型關系即非線性關系。隨著慈善力度的加大，企業價值相應達到峰值，但是難以始終維持在最佳狀態[7]，需要企業動態調整捐贈數額使其無限趨近最佳狀態，且捐贈資源的配置效率取決于動態調整的速度[8]。Barnett 等人則得出了截然相反的結論，其認為在環境動態變化過程中，若企業的捐贈金額僅為社會捐贈均值，則對企業價值的影響微乎其微，二者呈“U”型關系[9]。最后，還有部分學者認為，慈善捐贈行為既不會起到增加企業價值的“戰略慈善”效果，也不會損害企業價值，這兩者之間并沒有實質性關聯[10-11]。

綜上，現有研究雖然對慈善捐贈與企業價值之間的關系進行了不少探索，但在“大眾創業、萬眾創新”的時代，技術創新在為“經濟企業”創造出難以模仿的異質性資源的同時，是否也在“社會企業”履行社會責任過程中發揮中介作用？融資約束作為企業生存發展的重要阻礙，是否起到調節慈善捐贈效果的作用？由于企業所處行業競爭程度不同，產權性質也存在差異，其慈善捐贈效果是否也會不同？為解決上述問題，本文以2008—2020 年滬深A 股上市公司為研究樣本，實證檢驗了慈善捐贈之于企業價值的影響機制及其經濟效果。

一、理論分析與研究假設

（一）慈善捐贈與企業價值的關系

在市場競爭中，理性管理者不會罔顧企業的長期發展，將巨額資金投入到與企業戰略目標無直接聯系的慈善事業中[12]。研究發現，慈善捐贈主要通過以下三種機制產生價值創造效應。

第一，聲譽機制。社會資本理論認為，利益相關者與企業之間的隱性契約能否達成在很大程度上取決于企業的可信度，而企業的聲譽恰恰是利益相關者評價其可信度的重要標準[13]。企業慈善捐贈行為產生的影響類似于廣告效應，其在提升企業聲譽和知名度的同時，還能獲得消費者的信賴，贏得上下游企業的青睞，創造更多合作機會與發展渠道，促進企業價值的提升。

第二，迎合機制。預期理論認為，公眾事前會對企業的捐贈行為形成一定的主觀預期[14]。因此，大多數企業會通過各種方法來預測公眾心理預期，以達到短時間內獲取大量新用戶“討論”和“關注”的效果[13]，同時提高老客戶對企業品牌的認可度與忠誠度，促進產品市場占有率的提升和銷售收入的增加，從而提升企業市場價值。

第三，防御機制。慈善捐贈有利于轉移公眾對企業負面消息或不當行為的注意力[15]，具有一定的防御效用，有利于減輕負面事件對企業的沖擊。跨國企業還可通過捐贈行為緩解與東道國的關系，降低跨國經營風險[16]。另外，慈善捐贈在一定程度上還能降低企業的潛在風險[17]，保護相關資產免遭損失。

綜上，本文認為，慈善捐贈行為能為企業營造良好的發展環境，對企業價值的提升具有積極推動作用，由此，提出假設H1。

H1：慈善捐贈對企業價值具有正向促進作用。

（二）技術創新的中介效應

根據資源依賴理論，企業為搶占未來發展制高點，需從市場中不斷引入和轉換各項關鍵資源，尤其是開展技術創新必不可少的財力、物力和人力資源。而慈善捐贈能促使企業與政府、其他企業以及社會公眾之間形成相互依賴的關系網絡，而該關系網絡是企業獲取關鍵資源的有效助力[18]。

在資源交換方面，慈善捐贈極大程度上減輕了政府的財政壓力，作為“回報”，在制定相關政策時，政府可能會傾向于滿足此類企業的發展需求[19]，如給企業提供更多政府R&D 補貼、稅收優惠等[20]。此外，良好的政企關系亦被視為一種隱性擔保[21]，能一定程度上緩解企業面臨的融資約束，并有利于企業籌集更多資金用于技術創新，進而提高企業整體實力。

在創新驅動方面，由于內部資源的有限性，企業有強烈的動機從外部獲取關鍵資源提升創新能力[22]。企業的慈善捐贈行為能為企業樹立“負責任、勇擔當”的社會形象，這有助于提高企業的社會信任水平[17]，促進企業與供應商之間的溝通交流，從而提高科技資源的獲取率和便捷度，降低研發過程中資源供應的不確定性，提高創新效率，推動企業價值的提升。

在人員匯集方面，慈善捐贈有助于企業吸納擁有相同價值觀的高學歷、高素質人才，并將其新穎的思想融入到企業現有的知識網絡中，這有助于企業創新思維的提升。此外，慈善捐贈還能有效增強員工的企業認同感，降低員工離職率[23]，防止知識財產外泄[24]。

綜上，本文認為，企業慈善捐贈行為能影響技術創新進而提高企業價值，由此，提出假設H2。

H2：技術創新在慈善捐贈與企業價值之間發揮中介作用。

（三）融資約束的調節效應

在不完全有效的資本市場中，企業與債權人之間存在著信息不對稱情況，這使得債權人在制定信貸決策時將企業經營者的逆向選擇和道德風險作為其關注的重點[25]。為了降低違約風險，債權人往往會嚴格把控信貸程序，致使經營風險較高的企業獲取相同資金需要付出更高的交易成本，從而加劇了企業融資約束程度。

現有研究表明，企業面臨的融資約束程度與慈善捐贈和企業價值均密切相關[26-27]。從戰略角度看，慈善捐贈屬于企業內部資源的二次分配[28]，企業所面臨的融資約束程度將極大程度上影響企業的捐贈決策。

基于資源基礎理論，企業各項經營活動均需要一定的財務資金支持，強融資約束企業由于難以及時向外界籌集充足資金，致使不同經營活動之間的資源競爭尤為激烈，此時管理層容易作出“厚此薄彼”的戰略選擇[29]，即不進行捐贈或雖然捐贈但金額未達到公眾預期，致使捐贈行為不能實現價值創造的經濟效果；而弱融資約束企業在資源調度上留有更多余地，擁有更多“自由裁量權”，這類企業進行慈善捐贈時，不僅可以向市場展現其財務狀況良好、現金流充足、能按時履行債務契約的良好形象，還有助于與資金供給者建立長期合作關系[26]，改善融資環境，保證資金供應的穩定性，帶來利息抵稅效應等。

綜上，本文認為，較低的融資約束可以幫助企業獲得更多低成本的債務融資，從而有助于推動企業價值的提升，由此，提出假設H3。

H3：融資約束負向調節慈善捐贈對企業價值的影響。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2008—2020 年滬深A 股上市公司數據作為研究樣本，并對其作如下篩選：（1）剔除保險、金融類遵循不同準則的上市公司；（2）剔除ST、*ST、PT 類特殊上市公司，保持與其他正常公司的可比性；（3）剔除數據大量缺失的上市公司，并為消除極端值的影響，對主要變量進行了1%縮尾處理，保證回歸結果的穩定性。本文的財務數據主要源自CSMAR 數據庫，非財務數據主要源自各上市公司公開披露的年報、巨潮資訊等相關網站，通過手工收集和整理，最終獲得有效樣本20260 個；分析處理軟件采用Stata16.0。

（二）主要變量

1. 被解釋變量

企業價值。企業價值一般有兩種測量方法：資本市場價值測量和盈利能力價值測量。本文參考Wang 等人[8]的做法，采用TobinQ 來反映企業價值，同時考慮了企業的股權估值和慈善捐贈的市場反應。此外，利用盈利價值測量指標ROE 作為后文模型穩健性檢驗的替代變量。

2. 解釋變量

慈善捐贈。借鑒張振剛等人[22]的方式，選取上市公司年報中營業外支出項目披露的慈善捐贈金額，并為消除異方差，對其取自然對數處理。此外，本文將慈善捐贈金額與總資產的比值作為替代變量進行穩健性檢驗。

3. 中介變量

技術創新。參考崔也光等人[28]的方法，采用研發投入與營業收入的比值來度量技術創新。

4. 調節變量

融資約束。參考Lamont 等人[26]的方法，采用KZ 指數來衡量融資約束。KZ 指數越大，說明企業所受融資約束程度越強。

5. 控制變量

企業自身獨有的特性也會對企業價值產生一定影響。本文選取學界普遍使用的企業規模（Size）、財務杠桿（Lev）、現金比率（Cash）、固定資產比率（PP）、股權集中度（Cr1）、獨立董事比例（Inde）、產權性質（Soe）作為控制變量。在此基礎上，加入個體虛擬變量與年份虛擬變量，以控制個體和宏觀政策波動的影響。

相關變量及定義如表1 所示。

（三）模型構建

為了檢驗慈善捐贈對企業價值的影響，構建模型（1）。

式中：i表示企業；t表示年份；δt表示時間固定效應；λi表示個體固定效應；εi,t表示殘差項。

三、實證檢驗

（一）描述性統計

相關變量的描述性統計結果如表2 所示。

表2 變量的描述性統計結果

由表2 分析可知，企業價值（TobinQ）的均值為0.0270，標準差為0.0187，但最大值與最小值之間差異較大，這表明資本市場對不同企業的預期存在顯著差異，致使企業市場價值高低不一。慈善捐贈（Donate）的均值為0.0040，標準差也較小，表明樣本企業慈善捐贈的金額普遍較低。技術創新（Ino）的標準差為4.5563，說明各企業之間的技術創新水平差距較為明顯，這一差異與企業自身特性及市場環境的影響有關。融資約束（KZ）的最小值為-6.1480，最大值為6.0262，表明市場對不同信用等級的企業存在“差別化對待”現象。在控制變量方面，財務杠桿（Lev）的均值為0.3971，表明樣本公司的財務杠桿控制在0.4 左右，該結構較為合理；股權集中度（Crl）的均值為0.3467，而最大值達0.7489，符合中國企業股權結構較為集中的特性；產權性質（Soe）的均值為0.3186，說明全部樣本中捐贈企業僅31.86%為國有企業。

（二）相關性分析

在進行回歸分析之前，對上述變量進行相關性分析。根據表3 所示的Pearson 相關系數可以看出，慈善捐贈與企業價值顯著正相關，與前文提出的假設H1 相符，初步驗證了解釋變量與被解釋變量之間的關系，但具體機理仍需進一步回歸分析。同時，相關系數均遠小于0.5，說明不存在嚴重的多重共線性，所選變量較為合理，可以進行回歸分析。

表3 Pearson 相關系數

（三）基準回歸分析

表4 所示為慈善捐贈對企業價值影響的回歸結果。列（1）與列（2）是在不控制個體固定效應和時間固定效應的情形下，分別分析未加入控制變量和加入控制變量對主效應的影響。結果表明，兩種條件下慈善捐贈均在1%的水平下顯著正向促進企業價值的提升。列（3）在列（2）的基礎上控制了時間固定效應，結果表明，慈善捐贈（Donate）的影響系數提高到0.6788，且仍在1%的水平下顯著為正。列（4）在列（2）的基礎上同時控制了個體和時間固定效應，結果表明，慈善捐贈（Donate）的系數為0.1947，并通過了5%統計水平下的顯著性檢驗，說明慈善捐贈行為能對企業價值起到“錦上添花”的作用，一定程度上也為企業擴大市場影響力提供了支持，由此，假設H1 得到驗證。

（四）異質性分析

從產權性質角度來看，國有企業是我國國民經濟的中流砥柱，除了經濟責任之外，其還肩負著政治責任與社會責任，這意味著國有企業在對外捐贈時將面臨更多合規性審查與約束；而對于非國有企業來說，逐利是其生存的首要前提和目標，通過響應國家公益捐贈倡議，非國有企業能獲取更多外部創新資源，謀求進一步發展，實現價值最大化。表5 的列（1）和列（2）是基于實際控制人的產權性質將樣本分為國有企業與非國有企業兩個組別。結果顯示，慈善捐贈（Donate）的影響系數在非國有企業樣本中為0.2862，且在1%水平下顯著為正；在國有企業樣本中該影響系數為0.0684，但未通過10%的顯著性檢驗。這表明較之國有企業，非國有企業慈善捐贈行為的價值創造效果更為明顯。

表4 慈善捐贈對企業價值影響的回歸結果

表5 考慮不同產權性質與行業競爭程度的回歸結果

從行業競爭角度來看，我國經濟正處于向高質量發展轉型階段且不同行業的競爭機制、資源配置效率、政策支持力度等均存在較大差異，而行業競爭作為創新資源匯聚、流動的外部動力，其差異可能直接影響企業捐贈決策的經濟效果。本文采用赫芬達爾指數來衡量行業競爭程度，該指數越小，說明競爭越激烈。據此，本文按照全樣本赫芬達爾指數的平均值將樣本企業劃分為低競爭組和高競爭組。表5 中列（3）所示的低競爭組慈善捐贈的回歸系數為0.1162，未通過10%的顯著性檢驗；列（4）所示的高競爭組慈善捐贈的回歸系數為0.2393，且在5%水平下顯著。這表明行業競爭越激烈，企業通過慈善捐贈獲得短期效益、提升企業價值的效果越明顯。

（五）穩健性檢驗

為使研究結果更為可信，本文分別采用替換被解釋變量、解釋變量以及工具變量的方法來進行穩健性檢驗，實證結果如表6 和表7 所示。

1. 替換被解釋變量

參考朱金鳳等人[12]的方法，將ROE 作為企業價值的替代指標，并將替換后的樣本重新代入模型（1），檢驗結果如表6 中列（1）所示。

表6 穩健性檢驗結果

由表6 可知，慈善捐贈（Donate）的影響系數為0.3487，且在1%水平下顯著，這一結果支持了慈善捐贈對企業價值具有促進作用的觀點。

2. 替換解釋變量

參考鄒萍[10]的方法，以慈善捐贈金額占總資產的比值作為慈善捐贈的替代變量，其檢驗結果如表6中列（2）所示。由表可知，慈善捐贈（Donate1）的系數為1.1344，且在1%水平下顯著，這說明本文主要結論并未因變量度量方式的變化而改變，具有一定的穩健性。

3. 工具變量法

借鑒陳建英等人[30]的方法，選取行業捐贈均值（IV）作為工具變量來緩解內生性問題。一方面，企業的慈善捐贈除受到宏觀政策與自身特質影響之外，也極大程度上受到行業捐贈均值的影響；另一方面，企業價值主要由企業特質決定，行業捐贈均值并不直接影響企業價值的大小，因此該指標是嚴格外生的。

表7 所示為使用工具變量（IV）的兩階段最小二乘法的回歸結果。

表7 工具變量檢驗結果

列（1）為第一階段的回歸結果。由回歸結果可知，慈善捐贈的行業均值（IV）對慈善捐贈（Donate）的回歸系數為0.0064，且在1%水平下顯著為正，說明行業捐贈均值能顯著影響企業的慈善捐贈行為，該結論與前文理論預期一致。列（2）為第二階段的回歸結果。由回歸結果可知，使用工具變量后慈善捐贈的影響系數（Donate）為0.2183，且仍然在5%的水平下顯著為正。與此同時，F 統計量結果表明不存在弱工具變量問題。以上結果說明，慈善捐贈對企業價值具有正向促進作用的結論是穩健的。

四、機制分析

基于前文分析可知，企業的慈善捐贈行為有利于企業價值的提升，但其作用機制如何發揮效用？本文試圖從企業微觀層面來剖析慈善捐贈影響企業價值的渠道及情形；此外，考慮到慈善捐贈需要具備一定的財務基礎，本文將從融資約束角度作進一步考察。

（一）技術創新中介效應

本文將技術創新作為中介變量來解釋慈善捐贈的價值提升效應，并根據溫忠麟等人[31]的中介效應檢驗三步法來驗證假設H2，即技術創新是否在慈善捐贈影響企業價值的過程中發揮中介效應。在模型（1）的基礎上構建了模型（2）和模型（3）。

第一步檢驗慈善捐贈對企業價值的影響。表8列（1）呈現的是模型1 的回歸結果。結果顯示，慈善捐贈（Donate）的系數為0.1947，且在5%的統計水平下與企業價值顯著正相關，說明慈善捐贈的確對企業價值具有顯著促進效應，這在前文中已得到驗證。第二步檢驗慈善捐贈對技術創新的影響。表8 中列（2）為模型（2）的回歸結果，結果顯示，慈善捐贈（Donate）對技術創新（Ino）的影響系數為0.0299，且在1%水平下顯著，說明隨著企業慈善捐贈力度的增加，企業的技術創新水平能得到明顯提升。第三步同時將解釋變量和中介變量納入模型（3），驗證技術創新的中介效應，檢驗結果如表8 中列（3）所示。結果顯示，技術創新（Ino）的系數為0.1190 且通過了1%的顯著性檢驗，慈善捐贈的系數為0.1911 且在5%水平下顯著，說明技術創新在慈善捐贈給企業帶來價值回報過程中發揮了部分中介效應，即慈善捐贈對企業價值的正向影響部分是通過技術創新這一傳導路徑實現的，由此可以證明假設H2 是合理的。

表8 技術創新的中介效應檢驗結果

（二）融資約束的調節效應

由于信息不對稱等市場摩擦的長期存在，身處資本市場的各企業均受到不同程度的融資約束，且該現象也成為制約企業長期發展的“瓶頸”。為驗證假設H3，即融資約束是否抑制了慈善捐贈對企業價值的影響，本文采用KZ 指數來衡量企業面臨的融資約束程度，并構建了模型（4）。

表9 所示為融資約束的調節效應檢驗結果。列（2）是在列（1）的基礎上加入了調節變量融資約束（KZ）與融資約束和慈善捐贈的交乘項（KZ×Donate），以檢驗融資約束是否在慈善捐贈與企業價值之間發揮調節作用。結果顯示，加入調節變量后，慈善捐贈（Donate）的回歸系數為0.2209，且在1%水平下顯著；同時，慈善捐贈與融資約束的交乘項（KZ×Donate）的影響系數為-0.0505，并通過了10%的顯著性檢驗。以上結果說明，隨著融資約束程度由弱變強，慈善捐贈的正向價值效應被逐漸削弱，這驗證和支持了前文的理論假設H3。

表9 融資約束的調節效應檢驗結果

五、結論與建議

（一）研究結論

本文以2008—2020 年滬深A 股上市公司為研究樣本，研究了慈善捐贈對企業價值的影響及其作用機制，得到如下結論：

第一，慈善捐贈與企業價值顯著正相關，且技術創新在兩者之間發揮部分中介效應。企業的慈善捐贈行為通過形成聲譽機制、迎合機制和防御機制，助力企業構建與外界相互依賴的關系網絡，使其能更便捷地從外界獲取技術創新所需的人力、財力和物力資源，進而產生價值倍增效應。

第二，融資約束負向調節慈善捐贈的價值創造效果，即融資約束程度越強，慈善捐贈的價值創造效果越弱。其原因可能是強融資約束企業出于日常經營考慮，通常不會輕易將緊缺資金投入價值回報不確定的慈善領域，而弱融資約束企業雖然未必資金冗余，但慈善捐贈所釋放的利好信號可以進一步改善其經營環境，促使其資金良性循環，從而提升企業整體價值。

第三，不同產權性質的企業以及行業競爭程度不同的企業，其捐贈的價值創造效果迥然不同。國有企業組因受到更多合規性審查與約束，慈善捐贈行為的價值提升效果不如非國有企業組顯著。此外，當身處競爭更為激烈的行業時，企業的公益營銷策略更能促使其從普通營銷宣傳中脫穎而出，從而有助于企業價值的提升。

（二）對策建議

對于企業而言，首先應理解《慈善法》“促進社會進步，共享發展成果”之立法宗旨，積極履行社會責任，切實承擔“社會企業”義務。慈善捐贈能改善企業發展環境，助推企業向價值鏈高端躍進。換而言之，企業一貫行善所積累的社會資本能在企業不慎損害利益相關者合法權益時發揮效用，減小大眾對企業采取嚴厲制裁的可能性。其次應以創新驅動高質量發展，多措并舉紓解融資難題。企業若想獲得競爭優勢，僅憑自身有限資源開展技術創新的難度較大，而慈善捐贈有助于企業樹立負責任的形象，吸引“產學研”戰略合作伙伴，為產出高質量創新成果提供保障。同時，捐贈行為易受融資約束的掣肘，企業應根據實際情況靈活調整融資方式與規模，確保資本結構處于合理范圍，使捐贈決策取得預期效果。

對于政府而言，一方面，應以產權性質與行業競爭為抓手，解決企業創新發展難題。由于捐贈決策與企業所處行業環境及產權性質顯著相關，因此政府可以將貫徹落實《慈善法》作為契機，推動競爭緩慢行業中要素市場的完善與發展，激發國有企業改革與創新活力，破除非國有企業發展難題與融資壁壘，進一步提高中國企業的國際競爭力。另一方面，應加強與企業的合作交流，引導其向“專精特新”發展。政府不能僅僅向企業傳遞慈善捐贈能促進社會發展的理念，還應加強與企業的合作交流，給予積極參與社會事務、履行社會責任的企業相關創新政策優惠和資金支持，構建良性捐贈機制，著力引導企業向“專精特新”發展。與此同時，政府還應強化對高精尖技術的支持與保護力度，以技術創新驅動我國經濟高質量發展。