中央巡視對國有企業慈善捐贈的影響

李 濤（博士生導師），羅曉梅

一、引言

中央巡視是一種具有中國特色的政治監督機制，由黨的委員會成立巡視組，協同紀檢監察機關、審計機關、政法機關，對地方政府和國有企業的領導干部，進行長達1 ～3個月的巡視稽查。作為新時期國家治理的重要制度之一，中央巡視對企業決策產生了深刻的影響（張建平和張嵩珊，2020）。慈善捐贈是企業社會責任的重要體現。企業進行慈善捐贈的動機主要有以下四種：一是政治動機，通過慈善捐贈承擔政策性負擔或者獲取政策性資源（戴亦一等，2014）；二是聲譽保護動機，借助慈善捐贈發揮聲譽保險作用，挽回因負面事件造成的聲譽損失（Shiu和Yang，2017；位豪強等，2020）；三是管理層自利動機，企業管理層借助慈善捐贈樹立良好的社會形象和積累晉升資本（徐智等，2021）；四是戰略動機，慈善捐贈可發揮廣告效應，創造股東價值，實現經濟利益與社會效益的兼容（Porter 和Kramer，2002）。可見，前三種動機都有可能擠占企業的生產資源最終損害股東利益，可統稱為自利性慈善捐贈（曹海敏和孟元，2019；張璇和陳璐，2021）。針對這些動機，既有文獻主要研究了中央巡視對政治動機型慈善捐贈的影響，尚未深入研究其他動機。

為充分考察中央巡視的政策效應，本文將慈善捐贈劃分為自利性慈善捐贈和戰略性慈善捐贈，分析中央巡視對國有企業慈善捐贈的影響及其作用機制。本文的邊際貢獻可能在于：第一，將宏微觀因素結合，考察中央巡視對國有企業慈善捐贈的間接治理效益，提供了中央巡視影響國有企業決策的經驗證據，為強化腐敗治理提供新的關注視角。第二，豐富和推進了國有企業慈善捐贈動機的研究，不僅探討了國有企業慈善捐贈動機的外部影響因素，而且揭示了國有企業慈善捐贈的內在行為機理。第三，區分了慈善捐贈的自利性動機與戰略性行為，為抑制國有企業自利性捐贈行為、規范社會責任的履行提供了治理路徑，以防范企業通過社會責任履行誤導利益相關者，促進企業健康發展。

二、制度背景

中央巡視是我國特有的一種政治監督機制，由中央組建巡視組自上而下對地方政府和國有企業進行1 ～3個月的實地檢查。中央巡視組由審計、財務、巡視、監察、執法等相關部門的業務骨干組成，巡視對象包括國有重要骨干企業、金融企業、事業單位黨委（黨組）領導班子及其成員等。根據《中國共產黨巡視工作條例》，中央巡視組依靠被巡視黨組織開展工作，按照巡視準備、巡視了解、巡視匯報、巡視反饋、移交督辦的主要工作程序，對巡視對象廉政建設的主體責任和監督責任等進行監督，旨在發現并督促解決腐敗、違法違規等問題。

黨的十八大以來，中央巡視工作經歷了從發現問題、形成震懾，到紀在法前、紀嚴于法，再到全面聚焦政治問題的三次深化。巡視監督機制在實踐中不斷創新：在授權機制上，實施了“三個不固定、一次一授權”的機制創新；在工作方式上，中央巡視組實施了常規巡視與專項巡視相結合的改革，積極探索“點穴式”“回訪式”“機動式”的巡視方法，打破了巡視對象的“過關”心理。自2013 年5月中央第一輪巡視工作啟動以來，截至2022年年底，共開展21 輪巡視，完成了對124 家央企、49 家國有重點骨干企業的巡視全覆蓋，共調查立案477.1萬件、處分472.3萬人①，有效發揮了巡視工作的“利劍”作用。

三、理論基礎與研究假說

2015年《中國共產黨巡視工作條例》的頒布預示了中紀委“央企巡視”將在長期內成為國有企業的重要外部治理機制。根據Campbell（2007）構建的制度理論分析框架，外部制度監督會影響企業的慈善捐贈決策。本文認為，中央巡視主要通過兩種方式影響國有企業的慈善捐贈決策：其一是制度的治理效應，其二是慈善捐贈的行為機理。

在巡視制度的治理效應上，中央巡視工作涵蓋國有企業社會責任的履行情況。首先，針對國有企業捐贈落實不到位或不作為等背離社會責任的情況，中央巡視組予以檢查并通報，規范國有企業的慈善行為。其次，中央巡視有助于遏制潛在的利益輸送行為。2012 年“八項規定”的出臺嚴格限定了國有企業的在職消費活動，通過公款吃喝對政府官員開展游說以謀取私利的行為將面臨巨大的風險。在此情形下，企業會更傾向于采取安全系數較高的慈善捐贈行為進行利益輸送（李維安等，2015）。中央巡視組通過整合現有組織資源，按照自上而下的層級監督、自下而上的社會監督和水平方向的平行監督交互形成的網狀監督形式，為打擊利益輸送行為提供線索。

慈善捐贈可以劃分為自利性慈善捐贈與戰略性慈善捐贈（Porter 和Kramer，2002；曹海敏和孟元，2019；張璇和陳璐，2021）。前者是指以損害股東利益為前提，實現與政府互惠、挽回聲譽、建立管理層個人形象的“偽善”行為，主要表現為政治動機、聲譽保護動機與管理層自利動機；后者是指不以損害股東利益或非理性決策為前提，能夠實現經濟利益與社會效益兼容的戰略行為。

（一）中央巡視與自利性慈善捐贈

1.政治動機。地方政府承擔著社會救助等政策目標，因囿于財政壓力，將本該由自己承擔的慈善責任轉嫁給轄區內的國有企業（趙瓊和張應祥，2007）。同時，地方政府具有轄區內各種資源配置的裁量權，可能驅使企業為獲得資源競爭優勢而將慈善捐贈作為一種“政治獻金”（戴亦一等，2014）。

中央巡視有助于減少國有企業被動攤派的捐贈支出：第一，遏制地方政府違規攤派。根據楊團和葛道順（2003）的調查，66%的企業捐贈源于攤派，且國有企業是首選攤派對象。針對公共權力異化趨勢，中央巡視組有權責令地方政府建立行政權力清單制度，通過全面檢查行政權力的規范運行和監察情況，對地方政府濫用權力行為進行制約，減少政府以捐贈為名變相向國有企業攤派。第二，治理“三公經費”資金濫用。財政部數據顯示，2018 年“三公經費”的金額大約占行政經費支出的30%，而地方政府普遍存在資金使用方面的違法違規、損失浪費等情況。對此，中央巡視對“三公經費”實行嚴格檢查、監督與問責機制，在一定程度上減少了地方政府的資金濫用問題，進而釋放出更多的財政資金用于完成政策目標，降低對國有企業的捐贈期望。

中央巡視有助于減少國有企業迎合捐贈的政治成本：一方面，降低政商關系的潛在價值。中央巡視不僅將涉及腐敗問題等不良作風的官員排除在外，而且使得未涉事官員出于自保不敢為企業提供庇佑，對政商環境形成了強烈沖擊：Fan（2008）發現腐敗官員落馬后，具有政治關聯企業的銀行貸款減少，Zhou（2014）的研究也表明外部制度的完善降低了政治關聯的作用。另一方面，提高了政府配置資源的效率。根據《中國共產黨巡視工作條例》，正風肅紀是巡視組績效考核內容之一。在績效目標的驅使下，中央巡視組會努力營造風清氣正的良好社會風氣，提升政府效率與公平。Ding 等（2020）發現，在第一輪中央巡視后，私營企業、小企業和沒有政治關聯的企業獲得了更高回報，因為這些企業囿于政商關系從政府獲得的資源更少，市場競爭能力更弱。政商關系是不斷重復博弈的過程，若企業主動迎合募捐建立的政治關聯得不到相應回報，則很可能減少捐贈。

2.聲譽保護動機。中央巡視壓縮了企業的違規空間。孫德芝和郭陽生（2018）指出，嚴厲的威懾效用有助于減少違規行為的發生。中央巡視通過高頻次和廣覆蓋方式來擴大威懾范圍，增加企業被處罰的概率，同時影響和帶動社會公眾力量強化監督效果，及時反饋企業的違規問題和線索，并對解決問題敷衍塞責的企業進行處罰和曝光，形成嚴厲的威懾效用，從而減少企業違規行為的發生，而且巡視程度越高，企業違規的發生概率越低（張建平和張嵩珊，2020）。

違規行為的減少會弱化企業的聲譽保護動機，進而減少慈善捐贈。基于風險管理思想和工具性假說，慈善捐贈可以作為一種“事后救火策略”，在企業面臨負面事件時發揮類似保險的作用。例如：當企業出現產品問題時，慈善捐贈能夠降低消費者問責程度（Klein 和Dawar，2004），且對于長期履行社會責任的企業效果更明顯（Anhamme和Grobben，2009）；當企業面臨訴訟風險和負面評價時，其參與慈善捐贈活動的積極性更高（傅超和吉利，2017）；李曉玲等（2017）發現存在違規行為的企業會進行更多的慈善捐贈。因而在中央巡視對企業違規行為形成制約后，企業利用慈善捐贈挽回聲譽的動機也會隨之減弱。

3.管理層自利動機。國有企業金字塔式的控制結構難以對高管形成有效監督，致使慈善捐贈成為建立高管個人社會地位的隱性代理問題。中央巡視有助于緩解這一問題。在貨幣薪酬上，中央巡視有助于提高高管薪酬業績敏感性。國有企業的經濟責任履行情況既是中央巡視組的關注點之一，也是高管考核體系的關鍵指標，導致高管可能增加經營投資以實現短期績效。然而，已有研究發現，慈善捐贈對企業可用于運營和扭虧等的資源產生了擠占效應（杜勇等，2015），會妨礙企業價值的提升。因此，在業績考核目標的驅使下，作為“理性經濟人”的高管可能將用于慈善捐贈的資源投入到短期內提高公司績效的方面。

在非貨幣薪酬上，中央巡視組高度關注國有企業高管權力尋租行為，通過完善職業晉升機制減少機會主義行為的發生。國有企業高管兼具政治人和經理人的雙重角色，“限薪令”導致其貨幣薪酬普遍下滑，使得他們有強烈的動機尋求政治晉升等替代性激勵。《中央企業負責人經營業績考核辦法》指出，高管的社會責任履行情況是考核內容之一，履行較多社會責任的高管更容易獲得政府官員的好感（Liao 和Daglas，2009），這加強了高管利用慈善捐贈實現政治晉升的動機。中央巡視工作以領導班子及其成員為重點關注對象，巡視內容高度關注權力尋租等問題，并且通過限制國企高管的任命權，嚴查選人用人情況，如國企高管選聘是否嚴格采取“組織考核推薦和引入市場機制、公開向社會招聘相結合”方式等，有助于抑制國企高管利用慈善捐贈實現個人晉升的機會主義行為。

（二）中央巡視與戰略性慈善捐贈

根據戰略慈善理論，慈善捐贈能夠實現社會效益和經濟效益的兼容性。Mescon和Tilson（1987）指出，慈善捐贈具有廣告效應，為企業提供了更廣泛的媒體曝光和定位。企業可以將捐贈納入品牌戰略中，樹立品牌形象和提升品牌忠誠度。值得一提的是，企業以此獲得的忠誠度有助于降低企業對經濟衰退的敏感性（Albuquerque等，2019），例如疫情對社會責任活動較多企業的股票回報率負面影響更小（Ding等，2021）。此外，對于產品本身表現平庸甚至糟糕的企業，慈善捐贈有助于扭轉企業形象，幫助企業獲取諸如聲譽資本等戰略性資源，改善競爭環境，并最終提升績效（楊寶和丁歡，2022）。

綜上所述：自利性慈善捐贈是企業為謀取私利而損害股東利益的偽善行為，中央巡視有助于矯正此類動機；而戰略性慈善捐贈并不以損害股東利益或非理性決策為前提，相反能為股東創造價值，中央巡視對此類慈善捐贈不會產生負向作用。據此，提出如下假設：

假設1：中央巡視會削減國有企業的自利性慈善捐贈，但不會影響戰略性慈善捐贈。

假設2：中央巡視通過削弱政治關聯、制約違規行為、緩解代理問題削減國有企業的自利性慈善捐贈。

四、樣本選擇與變量定義

（一）樣本選擇

本文選擇2008 ～2020 年A 股上市國有企業作為研究樣本。中央巡視數據來源于百度搜索引擎，通過手動輸入“公司名稱+巡視”進行信息收集，然后進入該公司官網，逐條瀏覽“新聞動態”等內容進行校對，經收集整理得到。其他數據均來源于CSMAR數據庫，其中，慈善捐贈數據從上市公司報表附注中“營業外支出”項目的明細項目“公益性捐贈支出”匯總整理得到。本文對樣本數據進行了如下處理：（1）剔除金融、保險類企業；（2）剔除ST、*ST類企業；（3）剔除存在異常值的樣本。此外，本文對回歸模型的連續變量進行上下1%水平的Winsorize 縮尾處理，以減少極端值對回歸誤差的負面影響。上述數據處理采用Excel和Stata 16軟件實現，得到9011個觀測值。

（二）變量定義

1.中央巡視（Treat×Post）。Treat為虛擬變量，代表企業在中央紀檢網、國有資產管理委員會網站等公布信息中是否被巡視，若被巡視，取值為1，否則為0；Post 為時間虛擬變量，企業巡視當年以及以后年份取值為1，否則為0；Treat×Post表示中央巡視的凈效應。

2.慈善捐贈（Donate）。以慈善捐贈總額與營業收入的比值來衡量慈善捐贈，為消除數級差將該比值擴大1000 倍。進一步地，借鑒曹海敏和孟元（2019）的研究，通過構建式（1）將慈善捐贈劃分為自利性慈善捐贈（Dona_self）與戰略性慈善捐贈（Dona_stra）：

其中：Size是企業規模；Roa是總資產收益率；Lev是資產負債率；TBQ是企業價值。式（1）回歸結果的擬合值為戰略性慈善捐贈（Dona_stra），殘差為自利性慈善捐贈（Dona_self）。

3.中介變量。

（1）政治動機：政治關聯（Pc）。政治關聯定義為企業的董事會成員是（或曾經是）國家級政治和政府組織成員，這里所指國家級政治和政府組織主要包括中國共產黨中央委員會、國務院、全國人民代表大會、全國人民政治協商會議或中國共產黨全國代表大會。

（2）聲譽保護動機：企業違規（Violate）。違規行為包括企業因違反法律及相關監管部門的規定而受到的公開批評、譴責、處罰甚至被立案調查等。

（3）管理層自利動機：代理成本（Ac）。本文選用管理費用率（管理費用與營業收入之比）衡量代理成本。

4.控制變量（Controls）。借鑒Hao 等（2020）的研究，選擇企業規模（Size）、獨董比例（Indep）、資產負債率（Lev）、上市年限（Age）、成長性（Growth）、總資產收益率（Roa）、所處行業（Ind）等作為控制變量。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型構建

1.中央巡視對企業慈善捐贈的政策效應。由于國有企業被巡視年份存在差異，政策效應的檢驗應當采用多期雙重差分模型（DID），本文構建式（2）～式（4）進行檢驗。其中：Treat×Post為中央巡視；Donate為慈善捐贈的總體水平；Dona_self 為自利性慈善捐贈；Dona_stra 為戰略性慈善捐贈；Controls為表1所列示的控制變量；Ind和Year為行業固定效應和時間固定效應。若式（2）中系數α1顯著為負則說明中央巡視會減少國有企業的慈善捐贈，且驗證企業的慈善捐贈并非屬于純粹的利他主義行為。若式（3）中β1的系數顯著為負，表明中央巡視能夠削減國有企業的自利性慈善捐贈，若式（4）中φ1的系數不顯著或顯著為正，則說明中央巡視不會對國有企業的戰略性慈善行為產生負向作用，假設1得證。

2.中央巡視對企業自利性慈善捐贈的影響路徑。根據檢驗中介效應的“三步法”，構建式（5）、式（6），分別檢驗中介變量與解釋變量之間的關系以及被解釋變量、中介變量與解釋變量三者的關系。如果式（5）中中央巡視（Treat×Post）的系數α1顯著、式（6）中中介變量（Med）的系數β2顯著，說明政治動機、聲譽保護動機以及管理層自利動機的作用路徑得到檢驗。

五、實證分析

（一）描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。其中，慈善捐贈（Donate）的均值為0.2355，最小值與最大值分別為0和4.0796，表明國有企業的慈善捐贈水平存在較大差異。中央巡視（Treat）的均值為0.4097，說明樣本中40.97%的國有企業受到中央巡視政策的影響。此外，可以觀測到，國有企業在資產規模、盈利表現、稅負壓力等方面均存在較大差異。

表2 描述性統計

（二）識別假定檢驗

采用雙重差分模型的一個重要假定是滿足平行趨勢，即巡視前各年度國有企業慈善捐贈水平的變化趨勢應該是一致的。本文將被中央巡視的A 股上市國有企業作為處理組，未被中央巡視的上市國有企業作為對照組，并用巡視前1 ～4年、巡視當年及之后1 ～3年的時間虛擬變量對慈善捐贈水平進行多期DID 平行趨勢檢驗，結果如表3所示。可以看出：在政策沖擊之前，處理組與對照組的差異未隨時間推移而變化，即pre4、pre3和pre2的系數不顯著異于0；在政策沖擊后，處理組的慈善捐贈水平顯著降低，即post1、post2 和post3 的系數顯著為負，表明慈善捐贈水平的降低是巡視政策導致的結果，而并非由事前差異形成，符合平行趨勢假定。

表3 平行趨勢檢驗

（三）回歸結果分析

1.中央巡視與國有企業慈善捐贈。本文采用雙重差分模型的檢驗結果如表4 所示。列（1）的回歸結果顯示，中央巡視（Treat×Post）的估計系數估計值為-0.0511，在1%的水平上顯著。從經濟意義上看，結合表2描述性統計的結果，慈善捐贈（Donate）的均值為0.2355，說明國有企業被巡視后，大約減少了21.70%的慈善捐贈。同時，列（2）中央巡視（Treat×Post）的系數不顯著，表明中央巡視不影響國有企業的戰略性慈善捐贈行為；列（3）中央巡視（Treat×Post）的系數在1%的水平上顯著為負，說明中央巡視會降低國有企業出于自利動機的慈善捐贈，假設1得證。

表4 中央巡視與國有企業慈善捐贈

2.中介效應檢驗。

（1）政治動機。表5列（1）和列（2）為中央巡視與政治動機慈善捐贈的檢驗結果。列（1）中央巡視（Treat×Post）的系數為-0.0690，且在1%的水平上顯著，表明中央巡視有助于削弱政企關聯度；列（2）政治關聯（Pc）的系數顯著為正，意味著政治關聯有助于企業與政府建立互惠關系，也進一步表明中央巡視能夠抑制國有企業尋求政治激勵的動機，進而減少自利性慈善捐贈。

表5 中介效應檢驗

（2）聲譽保護動機。表5列（3）和列（4）為中央巡視對企業聲譽保護動機慈善捐贈的回歸結果。列（3）中央巡視（Treat×Post）的系數為-0.0209，且在10%的水平上顯著，表明中央巡視會顯著抑制企業違規；列（4）企業違規（Violate）的系數為0.0877，且在1%的水平上顯著，證實企業存在利用慈善捐贈進行事后補救的聲譽保護動機，同時也表明抑制企業違規是中央巡視減少自利性慈善捐贈的中介路徑。

（3）管理層自利動機。表5列（5）和列（6）報告了中央巡視對高管自利動機慈善捐贈的回歸結果。列（5）中央巡視（Treat×Post）的系數為-0.0051，在1%的水平上顯著，證實了中央巡視能夠提高國有企業內部治理能力，從而有效降低代理成本；列（6）代理成本（Ac）的系數顯著為正，驗證了高管存在出于自利動機的慈善捐贈行為，表明緩解代理問題是中央巡視與自利性慈善捐贈間的中介路徑。

綜上，中央巡視通過削弱政治關聯、制約違規行為、緩解代理問題來削減國有企業的自利性慈善捐贈，假設2得證。

（四）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。借鑒李四海等（2012）的做法，本文將企業慈善捐贈總額/資產總額×1000作為被解釋變量進行穩健性檢驗。表6 列（1）～列（3）報告了替換被解釋變量后的回歸結果，在控制了相關變量以及年度與行業效應后，列（1）和列（3）中央巡視（Treat×Post）的相關系數在1%的水平上顯著，與基準回歸結果一致，進一步驗證了假設1。

表6 穩健性檢驗：替換變量衡量方式與剔除特殊樣本

2.剔除非正常數據。企業在大地震和疫情等突發事件期間的慈善捐贈容易受到社會輿論的壓力，這種壓力會造成攀比效應影響捐贈行為（徐莉萍等，2011；潘越等，2017；李建標和李帥琦，2020），因此，為了排除這些干擾，本文將2008年和2020年的觀測數據剔除后重新進行回歸，結果如表6列（4）～列（6）所示。可以看出，中央巡視會降低國有企業總體慈善捐贈水平和自利性慈善捐贈水平，而不影響戰略性慈善捐贈，與基準回歸結果一致，研究結論保持穩健。

3.傾向性得分匹配。為緩解國有企業異質性導致的潛在選擇性偏誤，本文采用傾向得分匹配法進行雙重差分估計，以保證在中央巡視沖擊發生之前對照組與處理組特征盡可能相似。同時，為減少因匹配造成樣本的大量丟失，本文采用半徑匹配的方法，篩選出相似的對照組。采用傾向性得分匹配后的回歸結果如表7所示，可以看出，列（1）Treat×Post 的系數在1%的水平上顯著為負，列（2）Treat×Post 的系數不顯著，列（3）Treat×Post 的系數在1%的水平上顯著為負，與基準回歸結果保持一致，研究結論保持穩健。

表7 穩健性檢驗：PSM-DID

六、進一步分析

（一）內部控制質量異質性

中央巡視與慈善捐贈之間的關系可能受到企業內部控制質量的影響。一方面，中央巡視對內部控制的關注有助于被巡視企業落實內部控制整改措施（唐大鵬等，2017），這意味著內部控制質量較低的企業更容易受到中央巡視組的監督。另一方面，良好的內部控制有助于約束經營管理行為，減少企業違規和管理層機會主義行為的發生，這說明內部控制質量較差的企業更容易出現違規行為和代理問題，進而導致更多的自利性捐贈行為。因而，中央巡視抑制自利性慈善捐贈行為的邊際效應會隨著企業內部控制質量的提高而減弱。本文根據內部控制評分中值將樣本分為內部控制質量高低兩組，對中央巡視與慈善捐贈的差異化影響進行檢驗，結果如表8 所示。可以看出，當企業的內部控制質量更低時，中央巡視顯著減少了慈善捐贈，且僅為自利性慈善捐贈。這表明中央巡視對自利性慈善捐贈的抑制作用對內部控制質量更低的企業更明顯，進一步說明中央巡視能夠推動企業進行自我監督和自我提升，強化其政治責任感和使命感，抑制企業違規和管理層非理性行為。

表8 進一步分析：內部控制質量異質性

（二）盈利情況異質性

中央巡視與慈善捐贈之間的關系可能受到企業盈利情況的影響。企業作為營利組織，理性的慈善行為應當建立在履行經濟責任的基礎上，通常情況下盈利能力更好時更有能力進行捐贈，相比虧損企業表現出更高的捐贈水平。然而，有研究表明，虧損企業為贏得政府官員的好感以獲得更多的政策性資源，傾向于進行更多的捐贈（李四海等，2012；程文莉等，2020），即虧損企業具有更強的自利性捐贈動機。本文根據企業凈利潤是否小于0 將樣本分為盈利組和虧損組，分組檢驗結果如表9所示。可以看出，無論企業是否虧損，中央巡視與自利性慈善捐贈均為顯著的負相關關系，而對戰略性慈善捐贈則沒有顯著的負向影響。這是因為：對于虧損企業而言，捐贈責任與自身發展不對等會損害企業的長遠發展和導致國有資產流失，中央巡視進駐考察會嚴格檢查企業的經濟責任履行情況，及時發現這類自利性的慈善捐贈，釋放更多用于生產資源和扭虧的資金；而對盈利企業來講，擔負起與自身發展相對等的捐贈責任，不僅有利于規避“父愛主義”的說辭，也有助于彰顯良好的公民形象，獲取利益相關者的支持，在這種情況下，中央巡視會推動企業從事更多的戰略性慈善行為。

表9 進一步分析：盈利情況異質性

七、研究結論與政策啟示

本文以2008 ～2020 年A 股上市國有企業為研究對象，將中央巡視作為外生沖擊事件，構建雙重差分模型實證檢驗中央巡視對國有企業慈善捐贈的影響及作用機制。研究發現：中央巡視會降低國有企業的慈善捐贈水平，且僅降低自利性慈善捐贈水平，不影響戰略性慈善捐贈。對自利性慈善捐贈的機制檢驗發現，中央巡視通過削弱政治關聯、抑制違規行為和緩解代理問題作用于自利性慈善捐贈。異質性分析發現，對于內部控制質量低和虧損企業，中央巡視對自利性慈善捐贈行為的抑制作用更強。研究結果在考慮了樣本的選擇偏差、非正常數據影響、變量衡量方式多樣性等后仍然穩健。

本文的研究結論對促進巡視制度安排和國有企業積極承擔慈善責任具有以下啟示：首先，結合“機動式”巡視的隨機應變特點，對存在政治關聯、內部控制質量低和虧損的國有企業實行以識別腐敗問題為導向的不固定巡視，如巡視內容不固定或時間不固定，逐步消除政府“公益攤派”或“勸捐”現象，保障國有企業在履行基本的經濟責任后承擔慈善責任；同時構建并完善公開透明的信貸體系與政府補貼辦法，減少企業在政府壓力和資源困境雙重壓力下的“主動配合”捐贈行為的發生。其次，關注企業慈善捐贈的內在動機，警惕“偽善”營銷，積極引導國有企業主動承擔社會責任，從思想上轉變企業出于獲取資源、因負面信息轉移公眾關注而參與慈善事業的不純動機；鼓勵企業的戰略慈善行為，助推公益事業以“乘數效應”發展，發揮國有企業作為國家發展中流砥柱貢獻社會的模范作用。最后，強化捐贈流程監測和效果評估（胡劍和賈麗紅，2022），提高信息透明度，避免慈善捐贈的價值毀損，對“慈善家貪官”予以充分關注，特別是高管個人或團體的大額慈善捐贈行為，追蹤其是否存在“利益輸送”與“鏈條式”“團伙式”腐敗。

【注 釋】

①數據根據中央紀委國家監察網站（https：//www.ccdi.gov.cn/）公布的2013 ～2022年全國紀檢監察機關立案和處分情況統計得出。

【 主要參考文獻】

曹海敏，孟元.企業慈善捐贈是偽善嗎——基于股價崩盤風險視角的研究［J］.會計研究，2019（4）：89 ～96.

程文莉，謝依夢，袁利華.虧損企業異質性、慈善捐贈與政府補助——基于企業成長性與盈余管理視角［J］.財會月刊，2020（4）：18 ～27.

杜勇，鄢波，張歡，步丹璐.慈善捐贈、政府補助與扭虧績效——基于中國虧損上市公司的經驗證據［J］.經濟科學，2015（4）：81 ～94.

戴亦一，潘越，馮舒.中國企業的慈善捐贈是一種“政治獻金”嗎？——來自市委書記更替的證據［J］.經濟研究，2014（2）：74 ～86.

傅超，吉利.訴訟風險與公司慈善捐贈——基于“聲譽保險”視角的解釋［J］.南開管理評論，2017（2）：108 ～121.

李四海，陸琪睿，宋獻中.虧損企業慷慨捐贈的背后［J］.中國工業經濟，2012（8）：148 ～160.

李維安，王鵬程，徐業坤.慈善捐贈、政治關聯與債務融資——民營企業與政府的資源交換行為［J］.南開管理評論，2015（1）：4 ～14.

潘越，翁若宇，劉思義.私心的善意：基于臺風中企業慈善捐贈行為的新證據［J］.中國工業經濟，2017（5）：133 ～151.

唐大鵬，武威，王璐璐.黨的巡視與內部控制關注度：理論框架與實證分析［J］.會計研究，2017（3）：3 ～11+94.

徐莉萍，辛宇，祝繼高.媒體關注與上市公司社會責任之履行——基于汶川地震捐款的實證研究［J］.管理世界，2011（3）：135 ～143+188.

徐智，郭芙蓉，干勝道.管理層自利、產權性質與企業慈善捐贈［J］.軟科學，2021（3）：49 ～54.

張璇，陳璐.國有企業高管晉升激勵與戰略性慈善捐贈［J］.財會月刊，2021（10）：44 ～51.

Anhamme J.，Grobben B..Too Good to be True：The Effectiveness of CSR History in Countering Negative Publicity［J］.Journal of Business Ethics，2009（1）：273 ～283.