利益相關者理論下會計信息透明度何以促進第三次分配

謝清華 王嘉發 韓冰

【摘要】市場在資源配置中起決定性作用， 會計信息作為會計市場的重要機制構成， 在新常態下探討會計信息透明度對第三次分配的作用有重要的政策意義和理論意義。本文基于利益相關者理論， 以2008 ～ 2020年滬深A股上市公司為樣本， 實證檢驗會計信息透明度與企業慈善捐贈的關系。研究結果表明，透明度高的會計信息顯著提高了企業捐贈意愿和捐贈水平； 影響機制分析發現， 會計信息透明度通過改善企業績效、 提高公司治理水平和履行社會責任三條路徑提高企業捐贈意愿和捐贈水平； 異質性分析發現， 相對于低融資約束和小規模企業， 高融資約束和大規模企業的會計信息透明度對企業捐贈意愿的影響程度更高。本文豐富了會計信息透明度經濟后果的研究， 對鼓勵第三次分配、 實現社會公平有參考和借鑒意義。

【關鍵詞】會計信息透明度；第三次分配；捐贈意愿；捐贈水平

【中圖分類號】 F830.9? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）07-0067-11

一、 引言

收入不平等這一世界超級問題已引起各界人士普遍關注。厲以寧（1994）指出， 市場經濟條件下收入應有第三次分配。第三次分配的實質是對社會財富的再分配， 但凡社會財富擁有者自愿將其財產捐贈給他人， 就屬于第三次分配的范疇（葉姍，2012）。依靠道德、 文化、 習慣等因素推動， 第三次分配以慈善捐贈形式（葉姍，2012）， 校正第一次分配的貧富差距， 彌補第二次分配的資源不足（白光昭，2020）。2004年以來， 我國政府逐漸意識到慈善捐贈在經濟發展中的作用， 開啟了制度化推動慈善捐贈事業發展之路， 并相繼頒布了《中國慈善事業發展指導綱要（2006 ～ 2010年）》《慈善法》。新時代下， 我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段， 高質量發展是未來經濟發展的主旋律。黨的十九屆四中全會指出， 要“重視發揮第三次分配作用， 發展慈善等社會公益事業”， 推動經濟高質量發展。2020年10月， 《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二?三五年遠景目標的建議》再次強調，要“發揮第三次分配作用， 發展慈善事業， 改善收入和財富分配格局”， 第三次分配和慈善捐贈被提高到了一個全新的高度。在政府大力推動下， 近二十年來， 我國慈善捐贈事業不斷發展， 款物捐贈呈上升趨勢。2015 ～ 2020年我國慈善捐贈情況如圖1所示， 可以看出， 2015 ～ 2020年我國內地接受款物捐贈總體呈上升趨勢， 2020年我國內地接受款物捐贈共計2086.13億元， 同比增長了39.03%， 其中企業捐贈總額1218.11億元， 占58.39%， 盡顯責任擔當， 為促進我國第三次分配高質量發展做出巨大貢獻。經典企業理論認為， 企業根本目標在于追求利潤最大化， 而捐贈意味著企業要將一部分資源用于不以獲利為目的的社會活動， 無疑會增加企業營運成本， 與利潤最大化目標存在利益沖突。但有學者研究發現， 業績下滑（李四海等， 2016）、 虧損（李四海等， 2012）的企業并沒有因為自身利潤下降或虧損而減少捐贈。那么企業慷慨捐贈背后的動機是什么？又有哪些因素影響企業捐贈決策？

學者們聚焦于財務績效、 公司治理、 管理層異質性和企業面臨的外部環境等視角深入探究了企業捐贈的影響因素。一是財務績效。擁有閑置資金是企業捐贈的基礎（Waddock和Graves，1997）， 良好的財務績效賦予了企業更多的閑置資金（Adams和Hardwick，1998）， 提高了企業捐贈的可能性（山立威等，2008；李四海等，2016）， 而高資產負債率則減少了企業可利用閑置資金， 降低了企業捐贈意愿（Brown等，2006）。二是公司治理。董事會成員數量（Brown等，2006）和股東數量（Bartkus等，2002）對企業捐贈具有正向影響， 管理層持股比例越高， 企業捐贈意愿越強（古志輝，2015）， 但股權集中度對企業捐贈的意愿和水平產生負向影響（Bartkus等，2002；古志輝，2015；江新峰和李四海，2019）。主要的解釋是股東與管理層之間、 大股東與中小股東之間存在代理沖突。一方面， 高股權集中度賦予股東監督管理層的權力， 當股東利益與管理層利益產生沖突時， 利本位思想使得股東傾向抑制管理層的捐贈決策（Bartkus等，2002；李詩田和宋獻中，2014）。另一方面， 股權集中度越高， 大股東對企業的控制力越強， 越有可能忽視企業捐贈可能形成的聲譽影響， 轉而傾向侵占中小股東利益（古志輝，2015）。但也有學者指出， 當控股股東存在股權質押時， 出于拉升股價或尋租動機， 企業的捐贈水平會顯著提升（胡珺等，2020）。此外， 企業規模越大， 越容易受到外界的關注與監督， 企業捐贈意愿就越強， 捐贈水平也就越高（山立威等，2008）。三是管理層異質性。管理層宗教信仰（曾建光等，2016）和性別（杜興強和馮文韜，2012）等都對企業捐贈意愿和捐贈水平具有影響。四是企業面臨的外部環境。稅收激勵（王碩等，2019）、 行業協會（陳貴梧和胡輝華，2018）、 產業政策（ 韓金紅和楊小偉，2021）、 經濟不確定性（鄭曉宇，2021）等也影響企業捐贈意愿和捐贈水平。

一些學者認為會計信息透明度提高了企業經營成本（Botosan和Stanford，2005）和披露風險（王可第，2021）， 但更多的學者認為會計信息透明度有利于發揮會計治理功能， 具體體現在以下三個方面： 一是會計信息透明度的提高緩解了資本市場利益相關者間的信息不對稱（逯東等，2012）， 既有效保護了投資者權益（邱靜和王琪，2020）， 又優化了資本市場資源配置（周中勝和陳漢文，2008）， 進而改善了企業績效（李英利和譚夢卓，2019）。二是會計信息透明度的提高緩解了股東與管理層、 股東與債權人（Armstrong等，2010）， 以及大股東和中小股東（黎文靖和孔東民，2013）之間的信息不對稱， 優化了公司治理。三是會計信息透明度的提高使得資本市場利益相關者更加了解企業， 顯著提升了企業風險承擔水平（王嘉鑫等，2020）， 進而降低了企業的債務資本成本（張興亮和夏成才，2015）和股權資本成本（曾穎和陸正飛，2006）。

通過以上文獻梳理可以發現， 學者們研究捐贈的影響因素以及會計信息透明度的經濟后果已有了豐碩的成果。一些學者從財務績效（李四海等，2016）、 公司治理（江新峰和李四海，2019）等企業內部特征， 以及企業外部環境（王碩等，2019）等角度探索和研究了企業捐贈的影響因素， 也有學者從企業績效（李英利和譚夢卓，2019）、 公司治理（黎文靖和孔東民，2013）和資本成本（曾穎和陸正飛，2006）等角度剖析了會計信息透明度的經濟后果， 但鮮有文獻研究會計信息透明度對第三次分配的影響。

鑒于此， 本文基于利益相關者理論， 運用2008 ～ 2020年滬深A股上市公司數據， 實證檢驗會計信息透明度與第三次分配的關系。研究結果表明： 會計信息透明度與企業捐贈意愿和捐贈水平顯著正相關； 路徑研究發現， 會計信息透明度通過改善企業績效、 提高公司治理水平和積極履行企業社會責任來提高捐贈意愿和捐贈水平； 異質性研究發現， 相對于低融資約束和小規模企業， 高融資約束和大規模企業的會計信息透明度對企業捐贈意愿的影響程度更大。

本文可能的創新點如下： 一是本文把第三次分配與會計信息透明度結合在一個框架中進行研究， 揭示了會計信息透明度顯著影響第三次分配的現象， 豐富了第三次分配的影響因素和會計信息透明度社會后果的相關文獻， 為合理引導第三次分配管理提供了參考， 也為監管部門發揮會計信息宏觀治理作用提供了經驗證據； 二是對會計信息透明度影響第三次分配的機理進行了解釋， 即會計信息透明度通過改善公司績效、 提高公司治理水平和履行企業社會責任促進企業參與第三次分配； 三是解釋了會計信息透明度如何影響第三次分配， 把會計信息從微觀作用提升到了會計治理的高度， 可以促進會計信息在更好地服務資本市場的同時服務社會治理。

二、 理論分析與研究假說

黨的十九大報告明確指出， “使市場在資源配置中起決定性作用， 更好發揮政府作用”， 此兩項作用的實現皆依賴于客觀、 公允、 高質量會計信息的支持（武輝和王竹泉，2019）。推進我國基本分配制度高質量發展， 既要強調第一次分配的決定性作用， 也要更好地發揮第二次分配的調節功能， 高度重視第三次分配的補充作用（武曉峰， 2010）。因此， 研究會計信息透明度是否能優化第三次分配是個有趣的話題， 是對推進我國第三次分配高質量發展的有益探討和研究， 具有重要的理論價值和實踐意義。

基于利益相關者理論， 利益相關者的重要性在很大程度上決定了企業對利益相關者需求的關注程度。而財務績效（李四海等，2016）、 公司治理（江新峰和李四海，2019）和外部環境（王碩等，2019）等因素影響企業對利益相關者需求的關注程度， 從而可能影響企業捐贈意愿和捐贈水平。會計信息透明度的功能就在于降低信息不對稱（逯東等， 2012）， 促使各利益相關者之間信息平等。一方面， 會計信息透明度的提高能降低企業資本成本（曾穎和陸正飛，2006）， 優化公司治理（黎文靖和孔東民，2013）， 提高企業績效（李英利和譚夢卓，2019）， 為保護利益相關者提供資金支持和內部治理基礎； 另一方面， 高會計信息透明度能提升企業在利益相關者中的地位和形象， 促使企業更積極進行慈善捐贈等社會責任行為， 從而促進我國第三次分配高質量發展。

從委托代理角度看， 較高的會計信息透明度能有效降低企業信息不對稱， 完善企業內部治理， 減少委托代理成本， 約束企業管理者的利己性目標， 關注各利益相關者的利益。一方面， 兩權分離情境下， 股東與管理層的利益存在偏差， 兩者之間存在委托代理沖突。當代理沖突越大時， 囿于信息不對稱， 管理層越傾向于增加利己性目標（李詩田和宋獻中，2014）， 以實現自身利益最大化（如聲譽、政治業績等）， 可能不關心或者很少關心其他利益相關者的利益。另一方面， 出于利己性目標， 企業代理者在捐贈上產生逆向選擇， 可能跟風捐贈或者不捐贈。而在高透明度的會計信息系統中， 會計信息的治理作用能有效抑制管理者的逆向選擇， 獲取其他利益相關者的支持和擁護， 從而提高企業的捐贈意愿。

從信號傳遞角度看， 囿于信息不對稱， 資本市場利益相關者無法充分了解企業， 使得企業無法快速獲取資源， 因此不透明的會計信息會影響企業的捐贈環境和氛圍。捐贈就是一種有選擇性的、 積極的信號傳遞， 能降低信息不對稱， 增強利益相關者的投資信心， 使得企業從資本市場獲取更多資源。一方面， 捐贈是企業積極履行社會責任的表現， 易被利益相關者感知和識別， 有助于提升企業社會形象， 贏得良好社會聲譽， 從而提升利益相關者對企業的信賴度； 另一方面， 閑置資金（Waddock和Graves，1997）和良好業績（李四海等，2016）是捐贈的基礎， 信息不對稱情境下， 捐贈可以對外傳遞企業經營狀況良好的信號， 從而降低利益相關者對企業業績下滑的風險感知（李四海等，2016）， 虧損企業的捐贈意愿和捐贈水平更高（李四海等，2012）。然而， 信息透明度影響著企業上述信號的有效傳遞和相關風險信號的披露， 利益相關者對企業捐贈的不同反應和態度會通過信息披露系統影響企業捐贈決策。

從會計治理功能角度看， 可利用在特定環境下產生的會計信息緩解信息不對稱與代理問題， 提高公司治理效率， 促進經濟發展（姚文韻和崔學剛，2011）， 提高服務利益相關者的能力和質量。一方面， 會計信息透明度的提升能緩解股東與管理層、 股東與債權人（Armstrong等，2010）、 大股東與中小股東（黎文靖和孔東民，2013）之間的信息不對稱， 優化公司治理， 公平公正地維護利益相關者的利益； 另一方面， 由于會計信息能引導市場和政府的資源配置（張先治和石芯瑜，2018）， 所以會計信息透明度的提升能優化市場資源配置（周中勝和陳漢文，2008）及政府資源調配， 提高企業績效（李英利和譚夢卓，2019）， 夯實企業捐贈基礎， 進而促進我國第三次分配高質量發展。在信息傳遞的作用下， 會計信息透明度通過改善公司治理、 提高企業績效等發揮會計治理功能， 促進企業捐贈， 進而實現我國第三次分配高質量發展。具體而言：

一是會計信息透明度的提升能改善企業績效（李英利和譚夢卓，2019）， 為企業直接利益相關者的訴求提供財富保證， 從而提高企業捐贈意愿與捐贈水平（李四海等，2016）。會計信息透明度的提升， 還能緩解企業與資本市場利益相關者之間的信息不對稱（逯東等，2012）， 一方面通過優化市場的資源配置（周中勝和陳漢文，2008）， 使得優質企業能從資本市場迅速獲取發展所需資源， 提高企業績效（李英利和譚夢卓，2019）； 另一方面助力實現國家治理能力現代化， 科學評價政府資源調配績效， 促進經濟資源有效配置， 充分發揮企業優勢（張先治和石芯瑜，2018）， 提高企業績效。眾多文獻研究表明， 企業捐贈與企業績效存在緊密關聯關系。閑置資金是企業捐贈的基礎（Waddock和Graves，1997）， 良好的企業績效能賦予企業更多的閑置資金（Adams和Hardwick，1998）， 提高企業捐贈意愿和捐贈水平（李四海等，2016）。山立威等（2008）的研究證實， 企業的捐贈水平受自身經濟能力影響， 業績越好的企業的捐贈意愿與捐贈水平越高。

二是會計信息透明度的提升能優化公司治理（黎文靖和孔東民，2013）， 降低企業內部利益相關者的訴求風險， 從而提高企業捐贈意愿與捐贈水平（古志輝，2015 ；李詩田和宋獻中，2014）。會計信息透明度的提升從以下三個層面優化公司治理： 其一， 會計信息透明度的提升緩解了股東與管理層之間的信息不對稱， 有利于股東了解企業經營管理， 優化管理層的經營決策； 其二， 會計信息透明度的提升緩解了股東與債權人之間的信息不對稱， 使債權人得以了解企業財務狀況， 增強了債權人對企業財務決策的監督； 其三， 會計信息透明度的提升緩解了大股東與中小股東之間的信息不對稱， 降低了中小股東參與公司治理的成本， 減少了大股東資金占用和掏空行為的可能性（黎文靖和孔東民，2013）。公司治理的優化也提高了企業捐贈質量。一方面， 隨著股東對企業經營決策了解程度的提高， 管理層的捐贈意愿和捐贈水平必將引起股東的關注與問詢， 不利于實現企業利潤最大化的捐贈決策很可能受到抑制（李詩田和宋獻中，2014）； 另一方面， 中小股東積極參與公司治理， 亦能影響管理層的捐贈決策（黎文靖和孔東民，2013）。

三是會計信息透明度的提升能增強企業的社會責任， 使企業重視外部相關者的利益， 從而提高企業捐贈意愿與捐贈水平。企業會計信息披露提供了企業社會責任相關信息， 伴隨著會計信息透明度的提升， 企業社會責任相關的信息披露水平也得以提高， 投資者就更了解企業社會責任履行情況（袁冬梅等，2021）。捐贈作為企業履行社會責任的重要表現形式， 與其他企業社會責任行為相比， 具有更強的公眾效應， 更容易被利益相關者所感知， 企業捐贈意愿越強， 捐贈水平就越高。一方面， 企業捐贈作為一種企業社會責任行為， 具備經濟基礎性和可選擇性。經濟基礎性指的是企業捐贈需要流出真金白銀， 其他企業模仿需要成本； 可選擇性指的是企業捐贈行為不具備外部強制性， 捐贈與否由企業自由決定。慈善捐贈的強大經濟基礎與可選擇性有可能增強企業捐贈意愿。另一方面， 經濟基礎性與可選擇性使得企業捐贈具備信號傳遞功能。捐贈需要流出真金白銀， 企業捐贈水平高， 會對外傳遞企業目前現金流等財務狀況良好（Shapira，2012）或對未來業績持積極樂觀態度（Lys等，2015；Glazer 和Konrad，1996）的信號， 有助于企業從資本市場獲取更多企業發展所需的關鍵資源（Donaldson 和 Preston， 1995）。

因此， 本文提出如下假設：

H1： 提高會計信息透明度能夠提高企業的慈善捐贈意愿和捐贈水平， 促進我國第三次分配高質量發展。

三、 研究設計

（一）模型構建

為了驗證本文的研究假設， 參考胡珺等（2020）的做法， 構建如下模型（1）：

Donati，t=α0+α1Transi，t+α2Controli，t+ψi+Jt+ζi，t

（1）

模型（1）中， i表示第i個A股上市公司， t表示第t年， Donat和Trans分別代表樣本公司的慈善捐贈和會計信息透明度， Control代表控制變量， ψi為行業控制變量， Jt為年度控制變量，ζi，t為回歸殘差。本模型對回歸系數的標準誤差在公司層面上進行Cluster調整。根據前述理論分析， 本文預測Trans的回歸系數α 1為正， 即預測會計信息透明度與企業慈善捐贈正相關。

（二）變量測度

1. 被解釋變量： 企業捐贈（Donat）。本文采用上市公司年報披露的捐贈支出確定企業捐贈， 為了刻畫捐贈過程， 分別從捐贈意愿和捐贈水平兩個方面進行衡量。其中： 捐贈意愿（Donat1）采用是否存在捐贈虛擬變量衡量， 如果存在捐贈則取值為1， 否則為0； 捐贈水平采用捐贈絕對水平（Donat2）和捐贈相對水平（Donat3）衡量， 用捐贈總額加1的自然對數衡量捐贈絕對水平， 用捐贈總額與總資產之比衡量捐贈相對水平。

2. 解釋變量： 會計信息透明度（Trans）。已有文獻中， 會計信息透明度指標一般采用公開披露的數據和自建指標數據等多種衡量方法進行測度。在公開數據披露方面， 部分學者（張程睿和王華，2007）采用深交所公開披露的年度考評數據對會計信息透明度進行衡量。為了促進股市交易公平， 保護投資者的利益， 2001年深交所頒布了《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法》， 從及時性、 準確性、 完整性、 合法性四方面分等級對上市公司及董事會秘書的信息披露工作進行考核。之后， 深交所就陸續依據此考核辦法對上市公司按照“優秀”“良好”“及格或者合格”“不及格或者不合格”四個等級進行排名。張程睿和王華（2007）采用了最能體現透明度差異的優秀和不及格兩類等級對公司透明度進行分類量化， 優秀等級公司透明度較高取值為1， 不及格公司透明度較低取值為0。

在自建指標方面， 已有文獻通常采用盈余管理、 審計質量等指標衡量企業的會計信息透明度。因為盈余管理的計量存在多樣化， 導致衡量企業的會計信息質量計算方式多樣化。也有部分學者認為企業的會計信息越透明， 分析師越愿意跟蹤企業的信息進行預測， 因此他們采用分析師預測精準度衡量企業的會計信息透明度。為了讓會計信息透明度測度更準確， 辛清泉等（2014）使用綜合指標計算會計信息透明度。首先， 計算公司盈余質量、 分析師盈余預測準確度； 其次， 收集深交所對上市公司的年度考評數據、 分析師跟蹤人數和是否屬于國際“四大”審計數據； 最后， 根據上述五個指標計算會計信息透明度的綜合指標， 若其中一個或多個公司的上述指標缺失， 則用剩余變量樣本考評等級得分的平均值衡量。其中： 公司盈余質量根據調整的DD模型（Dechow 等，2002）計算； 如果屬于國際“四大”審計則取值為1， 否則為0； 上市公司信息披露工作考核結果依據上市公司信息披露質量從高到低劃分為A、 B、 C、 D四個等級（優、良、及格和不及格）并分別賦值為4、 3、 2、 1。分析師盈余預測準確度的計算步驟如下： 首先計算同一年不同分析師預測的每股盈余的中位數與實際每股盈余之差， 其次對該差值除以上年度的每股股價取絕對值， 最后取上一步的相反數便得到盈余預測的精準度指標值。

鑒于我國資本市場的特點和現有國情， 企業的管理層會在認真考慮自身利益和社會影響的基礎上進行捐贈活動， 有學者發現控股股東在股權質押情境下的慈善捐贈行為同時表現出拉升股價和尋租動機（胡珺等，2020）， 因此選擇用DD模型計算會計信息透明度①、 深交所的年度考評數據和分析師跟蹤人數衡量我國捐贈市場的會計信息透明度會更加準確， 故本文采用辛清泉等（2014）使用的綜合指標計算會計信息透明度（Trans1）， 采用分析師跟蹤人數（Trans2）對會計信息透明度做穩健性檢驗。

3. 控制變量。為了控制公司治理和公司特征等因素對企業捐贈的影響， 本文參考胡珺等（2020）的做法， 選擇公司規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 凈資產收益率（Roe）、 上市年限（Age）以及年度（Year）和行業（lndustry）虛擬變量作為控制變量。考慮企業捐贈的滯后性和反向因果關系， 增加了前一期捐贈水平（Yt-1）， 同時根據前文的理論分析， 還將現金流比率（Cashflow）、 股權性質（Soe）、 股權集中度（Balance）、 董事長與總經理兼任（Dual）、 獨立董事比率（Indep）作為控制變量。

上述變量的定義見表1。

（三）樣本選擇與數據來源

因財務數據受2007年我國執行新企業會計準則的影響， 本文選擇2008 ～ 2020年滬深A股上市公司為樣本。深交所披露的考評數據采用手工收集； 企業捐贈數據通過Python提取企業年報披露的相關信息獲取； 公司財務數據和公司治理、 分析師跟蹤人數等數據來自國泰安數據庫和Wind數據庫。為了排除異質樣本和極端值樣本的影響， 參照已有文獻的通用做法， 刪除了金融類、 ST、 ?ST、 PT類和存在數據缺失的公司樣本， 刪除了捐贈值小于0的樣本， 對所有連續變量在1%和99%分位上進行縮尾處理， 最終得到22831個樣本觀測值。本文的統計和分析工具為Excel 2017和Stata 16.0。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。結果顯示： 捐贈意愿（Donat1）的標準差是0.3027， 捐贈相對水平（Donat3）的平均值是0.0003、 中位數是0.0001， 捐贈絕對水平（Donat2）的中位數是12.6115、 平均值是11.4849、 最小值是0 和最大值是20.6464， 表明樣本公司之間捐贈的差別較大， 因為捐贈決策和捐贈數額受企業決策層綜合考慮的結果， 每個公司決策層的決策存在較大的異質性； 會計信息透明度（Trans1）的平均值是0.4488， 標準差是0.2531， 分析師跟蹤人數（Trans2）的平均值是7.7716， 標準差是 10.051， 表明不管是采用綜合指標還是采用單一指標衡量會計信息透明度， 樣本公司之間會計信息透明度的差別都較大， 這一方面受我國資本市場發展程度的影響， 另一方面受會計信息是否被感知的決策者影響； 公司規模（Size）的平均值是22.2473， 標準差是 1.2475， 表明樣本公司在規模上存在較大異質性； 股權性質（Soe）的平均值是0.3701， 表明有大約37%的樣本公司是國有控股企業。

（二）回歸分析

表3報告了會計信息透明度對企業捐贈影響的回歸結果。由于Donat1代表捐贈意愿， 屬于0和1二元選擇變量， 故表3中第（1）列和第（2）列的模型采用Probit回歸， 其他列的模型采用簡單線性回歸模型。結果顯示， 會計信息透明度與企業捐贈均在1%的水平上正相關， 表明會計信息透明度在第三次分配的宏觀領域中能夠發揮治理作用， 國家推動會計發揮治理作用的方向正確， 實證結果支持了本文的假設。

從解釋變量的影響結果看， 表3的第（1）、 （2）列中， Trans1和Trans2的回歸系數分別是0.2567和0.0083， 說明采用綜合指標計算的會計信息透明度對企業捐贈的作用更大， 捐贈意愿深受會計信息透明度的影響。表3的第（3）、 （4）列中， Trans1和Trans2的回歸系數分別是0.8828和0.0253， 遠遠超過第（1）、 （2）列， 表明企業會計信息透明度對企業捐贈水平的影響超過了企業捐贈意愿。表3的第（5）、 （6）列中的捐贈是采用相對水平測度的， 可能企業捐贈只是企業總資產的很少一部分， 在回歸中， Trans1和Trans2盡管在1%的水平上顯著， 但回歸系數太小， 因此在回歸結果上多保留了一個小數。基準回歸結果驗證了本文提出的假設。

從控制變量的影響結果來看， 表3的六個模型均反映了企業的捐贈是受上期捐贈影響的， 在六個模型中Yt-1的系數分別是38.24、 37.0442、 304.8705、 300.4201、 0.1711、 0.1704， 系數不但大而且均在1%的水平上顯著， 表明構建模型需要控制前一期捐贈水平， 論證了本文選擇Yt-1作為控制變量的必要性。其他控制變量不再一一陳述。

（三）穩健性檢驗

1. 改變變量度量。本文選擇深交所披露的考評數據作為會計信息透明度的替代變量進行檢驗。借鑒張程睿和王華（2007）的做法， 按照考評結果好壞依次打分為4、 3、 2、 1。模型估計結果顯示， 會計信息透明度與企業捐贈顯著正相關， 得出的結果與前面結果無差異， 表明結果穩健。后續分別采用分析師跟蹤人數、 是否屬于國際“四大”審計作為會計信息透明度的替代變量進行檢驗， 結果沒有實質性變化。

2. 采用傾向匹配得分法（PSM）。為避免樣本特征差異導致研究結果不穩健， 本文采用PSM配對后對企業捐贈進行回歸。對會計信息透明度采用中位數處理， 樣本大于中位數的取1， 小于或者等于中位數的取0； 然后將Yt-1、 Size、 Lev、 Roe、 Cashflow、 Soe、 Age、 Balance、 Dual和Indep作為協變量計算傾向得分值， 采用1∶1近鄰方法匹配， 并刪除了無法匹配的樣本， 檢驗結果表明研究結果較為穩健。

限于篇幅， 上述檢驗結果未列出。

（四）內生性問題討論

考慮到一方面會計信息透明度與企業慈善捐贈之間存在比較嚴重的反向因果問題， 另一方面企業的捐贈行為可能受其他政策行為的影響， 企業捐贈的變化也可能由其他變量的變化引起， 因此企業捐贈和會計信息透明度之間可能存在內生性問題， 企業捐贈行為的變化可能不是由會計信息透明度的變化引起的。本文采用2SLS回歸模型降低可能存在的內生性問題。借鑒 Kim和Lu（2011）的研究， 選擇公司i的會計信息透明度減去同年度同行業其他公司會計信息透明度均值作為工具變量， 檢驗結果見表4。

表4第（1）和（4）列報告了第一階段的回歸結果， 第一階段的回歸F值大于10， 而且Trans1的平均值mTrans1和Trans2的平均值mTrans2的系數分別為0.9116和0.9079， 均在1%的水平上顯著， 拒絕了弱工具變量假設。第二階段的回歸Hansen J值不顯著， 表明選擇的工具變量是外生的； 工具變量與自變量顯著相關， 表明將同年度同行業公司i的會計信息透明度減去其他公司會計信息透明度均值作為工具變量符合相關性要求。表4第（2）、 （3）、 （5）和（6）列報告了第二階段的回歸結果， 可以看出， 在控制內生性后， 會計信息透明度與企業捐贈的回歸系數顯著， 表明結果穩健。

五、 影響機制分析

從理論分析中發現， 更高的會計信息透明度有利于企業產生更好的業績和提高內部治理水平， 從而促進企業參與第三次分配， 提高捐贈水平。同時， 企業捐贈也是一種企業社會責任行為， 高會計信息透明度的企業會通過履行社會責任提高自身聲譽和規避“檸檬”市場對企業的錯誤識別， 從而提高捐贈意愿和捐贈水平。因此， 本文將從會計信息透明度的業績效應、 治理效應和社會責任效應三個角度研究會計信息透明度對企業捐贈的影響機制。為此， 建立了如下模型：

Mi，t=α0+α1Transi，t+α2Controli，t+ψi+Jt+ζi， t? （2）

Donati，t=β0+β1Transi，t+β2Mi，t+β3Controli，t+ψi+Jt+ζi，t （3）

其中， M為機制路徑， 分別代表企業業績、 企業內部治理水平和企業社會責任，如果α1和β2顯著， 則表明路徑存在。

（一）會計信息透明度的業績效應

總體上， 較高的會計信息透明度有利于提高證券市場資源配置效率（周中勝和 陳漢文，2008）， 改善企業財務績效（張兵等， 2009）， 提升企業價值， 從而為企業捐贈提供資金支持。企業績效分為長期績效和短期績效， 因為企業在長期內要實現價值最大化目標， 本文參考Mcconnell等（1990）的做法使用TobinQ衡量企業價值， 用總資產收益率（Roa）和TobinQ分別代表企業的短期績效和長期績效， 總資產收益率（Roa）和TobinQ數據均來自國泰安數據庫。表5展示了會計信息透明度的業績效應分析結果。表5的第（1） ～ （4）列展示的是企業短期業績效應分析結果， 考慮到Roa與Roe的多重共線性關系， 這四個模型中的控制變量去掉了Roe； 第（5） ～ （8）列展示的是企業長期業績效應分析結果； 第（1）、 （2）列和第（7）、 （8）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度； 第（3） ～ （6）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度。在第（1）、（3）、（5）、（7）列的中介變量回歸中， 中介變量Roa和TobinQ與Trans1或者Trans2的系數均在1%的水平上顯著為正； 在第（2）、（3）、（4）、（5）列的中介變量回歸中， 中介變量Roa和TobinQ也與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著為正， 而且Donat2與中介變量Roa顯著正相關， 與中介變量TobinQ顯著負相關。這說明企業參與第三次分配存在短期和長期的業績效應， 在短長期內高的企業信息透明度均可以提高企業的業績， 但是短期績效提高了企業捐贈意愿和捐贈水平， 長期績效卻抑制了企業的捐贈意愿和捐贈水平， 這可能與企業所擁有的價值觀導向有關。有學者基于企業長期價值最大化目標認為捐贈增加了企業成本， 加劇了第二類代理沖突， 不鼓勵企業對外捐贈（陸建橋，1999；La Porta等，1999）。

為了排除第二類代理沖突影響TobinQ對企業捐贈的作用， 本文用TobinQ_1衡量剔除第二類代理沖突影響的企業長期績效。TobinQ_1計算如下： 首先， 采用修正的Jones計量模型計算DA值， 計算過程參考陸建橋（1999）的做法； 其次， 采用模型（4）計算TobinQ的回歸殘差， 參考前人文獻， 模型（4）中的Control選取公司規模（Size）、 資產負債率（Lev）、 凈資產收益率（Roe）、 上市年限（Age）、 現金流比率（Cashflow）、 股權性質（Soe）、 股權集中度（Balance）、 董事長與總經理兼任（Dual）、 獨立董事比率（Indep）； 最后， 采用殘差作為TobinQ_1的代理變量， 衡量剔除第二類代理沖突影響后的企業長期績效。

TobinQi，t=α0+α1DAi，t+α2Controli，t+ψi+Ji+ζi，t （4）

表6的第（1） ～ （4）列展示了會計信息透明度的長期業績效應（剔除第二類代理沖突影響）分析結果， 其中第（1）、 （2）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度。可以看出， 在第（1）、 （3）列中介變量回歸中， 中介變量TobinQ_1與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關； 在第（2）、 （4）列中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關， 而且TobinQ_1的系數顯著為正， 解析了前面Donat2與TobinQ反向影響的矛盾。

本文用DA的相反數衡量代理成本， 如果DA的相反數越大， 則代理成本越小。用DA的相反數與TobinQ的乘積作為TobinQ_1的代理變量， 衡量低代理成本對企業長期績效的邊際效應， 實證結果也證明了TobinQ_1與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關； 同時Donat2與Trans1或者Trans2也均在1%的水平上顯著正相關， 并且TobinQ_1的系數顯著為正。

綜合上述分析可得， 企業的會計信息透明度存在顯著的短期業績效應和長期業績效應且能促進企業參與第三次分配。

隨后， 本文對企業捐贈采用Donat1和Donat3做穩健性檢驗， 發現 中介變量Roa和Tobin Q對Trans1或者Trans2影響的顯著性和方向與采用Donat2相比未發生實質性變化（限于篇幅結果略，下同）。

（二）會計信息透明度的內部治理效應

較高的會計信息透明度有利于改善內部控制環境、 緩解信息不對稱、 抑制盈余管理， 為企業捐贈提供內部基礎保障。本文使用企業內部治理指數（nbkzzs）的自然對數衡量企業的內部治理水平， 企業內部治理指數來自迪博數據庫。表7展示了會計信息透明度內部治理效應分析結果， 第（1）、 （2）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度。在第（1）、 （3）列 中介變量回歸中， nbkzzs與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關； 在第（2）、 （4）列中介變量回歸中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關， 而且中介變量nbkzzs的系數顯著為正。這說明企業參與第三次分配存在會計信息透明度的內部治理效應， 高會計企業信息透明度可以提高企業的內部治理水平， 同時高的內部治理水平又可以促進企業捐贈意愿和捐贈水平。因此， 企業的會計信息透明度存在顯著的內部治理效應。

（三）會計信息透明度的社會責任效應

較高的會計信息透明度是企業履行社會責任和保護相關者利益的一種表現， 有利于企業積極承擔社會責任， 為企業捐贈營造了良好的社會責任環境。和訊網上市公司社會責任報告專業評測體系從股東責任， 員工責任， 供應商、 客戶和消費者權益責任， 環境責任和社會責任五方面考察， 每個方面分別設立二級和三級指標對社會責任進行全面評價， 其中涉及二級指標13個、 三級指標37個， 比較全面客觀。本文使用的企業社會責任（zerenzdf）數據來自和訊網披露的企業社會責任指數。鑒于這一指數包含了捐贈， 因此本文中介效應檢驗中企業社會責任（zerenzdf）為不包含捐贈的社會責任指數之和（股東責任， 員工責任， 供應商、 客戶和消費者權益責任以及環境責任之和）， 以檢驗除捐贈以外的其他企業社會責任是否為企業營造捐贈環境的中介路徑。表8展示了會計信息透明度的社會責任效應分析結果， 第（1）、 （2）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度。在第（1）、（3）列中介變量回歸中， 中介變量zerenzdf與Trans2在5%的水平上顯著負相關， Trans1的系數均在1%的水平上顯著為正； 在第（2）、（4）列中介變量回歸中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關， 而且中介變量zerenzdf的系數顯著為正。這說明企業參與第三次分配存在會計信息透明度的社會責任效應， 高的企業會計信息透明度可以提高企業披露和履行企業社會責任的水平， 同時高的社會責任水平又可以促進企業捐贈意愿和捐贈水平。 因此， 企業的會計信息透明度存在顯著的社會責任效應。

六、 異質性分析

（一）融資約束影響會計信息透明度與企業捐贈關系的異質性分析

企業是否捐贈取決于兩點： 一是企業是否具有捐贈意愿； 二是企業是否具有捐贈能力， 捐贈能力又由企業是否具有可供捐贈的資金決定。實務中， 一般高融資約束的企業在捐贈領域心有余而力不足， 但是也存在虧損企業積極參與慈善捐贈的情況， 因此本研究將對樣本公司融資約束的大小進行分類， 區別融資約束不同水平的樣本公司對會計信息透明度與企業捐贈關系的影響是否存在異質性進行檢驗。融資約束指數（Sa）參考Hadlock和Pierce（2010）的方法構建， Sa=（-0.737×Size）+（0.043×Size2）-（0.040×Age）。按照Sa的中位數將樣本分為高融資約束組和低融資約束組， 分析會計信息透明度對企業捐贈的異質性影響， 回歸結果見表9的第（1） ～ （4）列， 其中第（1）、 （2）列為高融資約束組，第（3）、 （4）列為低融資約束組。第（1）、 （3）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度， 高融資約束組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.3172并在1%的水平上顯著， 低融資約束組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.1855并在5%的水平上顯著， 說明在高融資約束企業中會計信息透明度對企業捐贈的影響程度和影響反應更大。第（2）、 （4）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度， 高融資約束組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.0088并在1%的水平上顯著， 低融資約束組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.0069并在5%的水平上顯著， 也說明在高融資約束企業中會計信息透明度對企業捐贈的影響程度和影響反應更大。因此， 融資約束對會計信息透明度與企業捐贈關系的影響中存在著異質性。

（二）公司規模影響會計信息透明度與企業捐贈關系的異質性分析

在描述性統計中發現， 企業規模存在顯著差異， 一般而言大企業應當比小企業承擔更大的社會責任， 具有較強的捐贈意愿和較高的捐贈水平， 因此公司規模不同可能導致企業捐贈存在異質性。本研究按照公司規模的中位數將樣本分為兩組進行異質性分析， 結果見表9的第（5） ～ （8）列， 其中： 第（5）、 （6）列為大規模企業組， 第（7）、 （8）列為小規模企業組。第（5）、 （7）列以Trans1衡量企業的會計信息透明度， 大規模企業組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.3211并在1%的水平上顯著， 小規模企業組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.1789并在5%的水平上顯著， 說明在大規模企業組中， 會計信息透明度對企業捐贈的影響程度和影響反應更大。第（6）、 （8）列以Trans2衡量企業的會計信息透明度， 大規模企業組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.0088并在1%的水平上顯著， 小規模企業組的會計信息透明度對企業捐贈的回歸系數是0.0068并在5%的水平上顯著， 也說明在大規模企業組中會計信息透明度對企業捐贈的影響程度和影響反應更大。因此， 公司規模對會計信息透明度與企業捐贈意愿關系的影響存在著異質性。

七、 研究結論、 啟示和展望

（一）研究結論

本文利用2008 ～ 2020年我國滬深A股上市公司數據， 基于利益相關者理論的視角， 考察了會計信息透明度在第三次分配中的宏觀治理作用， 并得到以下研究結論： 會計信息透明度與企業捐贈存在顯著的正相關關系。研究結果表明， 會計信息透明度顯著提高了企業的捐贈意愿和捐贈水平， 在第三次分配中發揮了積極的宏觀治理作用； 影響機制分析發現， 會計信息透明度通過改善企業績效、 提高公司治理水平和履行社會責任提高企業捐贈意愿和捐贈水平； 異質性分析發現， 相對于低融資約束企業和小規模企業， 高融資約束企業和大規模企業的會計信息透明度對企業捐贈意愿的影響程度更大。

（二）研究啟示

本文的研究具有以下啟示： 首先， 要加強對企業會計信息披露的管理。本文發現， 會計信息透明度顯著提高了企業的捐贈意愿與捐贈水平， 說明了會計信息透明度的宏觀治理作用， 該結果也提醒企業監管部門應當更加關注對會計信息透明度的披露方式、 披露內容、 披露時間和精準測度等方面的監管。其次， 要采取措施完善第三次分配的引導制度。本文結果表明， 相對于低融資約束和小規模企業， 高融資約束和大規模企業的會計信息透明度對企業捐贈的影響程度更大， 因此， 對不同的企業需要采取不同的引導方式， 促進全部企業積極參與第三次分配， 為實現共同富裕發揮企業的主力軍作用。

（三）未來展望

本文雖然具有一定的理論意義和現實意義， 但是受主客觀研究條件的限制， 依然存在一些問題有待進一步研究。首先， 從研究樣本看， 受樣本容量的限制， 本文只考慮了A股公司樣本， 對非上市公司和非A股上市公司的研究并未考慮在內， 主要原因是非上市公司的相關數據難以從公開數據庫中獲取， 這樣的實證檢驗在效力上是有限的， 因此在未來的研究中可以擴大樣本容量以提升統計的有效性和信息量； 其次， 從研究視角看， 企業捐贈包括商業捐贈和慈善捐贈， 而本文間接地采用企業捐贈衡量慈善捐贈， 研究結論可能存在偏差， 因此未來研究可以進一步把捐贈分為商業捐贈和慈善捐贈， 更能豐富會計信息透明度宏觀治理作用的相關文獻； 最后， 從衡量指標看， 第三次分配并不局限于捐贈， 隨著計量工具的不斷完善和調查條件的不斷優化， 衡量第三次分配的方法可在后續研究中不斷完善。

【 注 釋 】

1 DD模型計算的會計信息透明度如下：第一，計算總流動應計利潤（TCA），TCA=（營業利潤-經營活動產生的現金流量凈額+折舊與攤銷）/平均總資產；第二，計算營業收入改變量（△REV）、經營現金流量（CFO）、年末固定資產價值（PPE）和上期總資產的倒數（A）；第三，對TCA、A、△REV、PPE和本期與前后期的CFO進行回歸，計算回歸殘差；第四，根據t年和之前4年的回歸殘差這5個數值計算其標準差，由此得到企業t年的盈余質量指標；第五，對盈余質量指標取相反數，即得到會計信息透明度指數DD。

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【基金項目】廣東省教育廳普通高校青年創新人才類項目“智慧城市信息化技術對會計舞弊識別中數據挖掘算法研究”（項目編號：2022WQNCX101）；湛江市哲學社會科學規劃課題（項目編號：ZJ22QN11）；湛江科技學院2022年第二批校級本科教學質量與教學改革工程項目（項目編號：ZLGC-2022553）

【作者單位】1.湛江科技學院會計學院，廣東湛江 524094；2.湛江科技學院粵西數智會計研究中心， 廣東湛江 524094。韓冰為通訊作者