翟淑萍，顧 群

(天津財經(jīng)大學 商學院，天津 300222)

一、 引言

企業(yè)慈善捐贈是自愿無償將其有權(quán)處分的合法財產(chǎn)贈送給合法的受贈人用于與生產(chǎn)經(jīng)營活動沒有直接關(guān)系的公益事業(yè)的行為[注]中華人民共和國財政部《關(guān)于加強企業(yè)對外捐贈財務(wù)管理的通知》(財企[2003]95號)。作為自負盈虧的主體，企業(yè)慈善捐贈不僅僅是出于回報社會、體現(xiàn)社會責任的利他行為，也可能在很大程度上是出于經(jīng)濟動機的考慮，希望提升企業(yè)的會計業(yè)績[1]，或者是增加股東的財富[2-3]。可見企業(yè)慈善行為的經(jīng)濟動機是行善可獲得回報，企業(yè)能夠通過行善而得到更好發(fā)展。而只有當企業(yè)財務(wù)業(yè)績較好或者現(xiàn)金流充足時，才可能通過捐贈履行社會責任[4-5]，因此企業(yè)捐贈行為應與其能夠承擔社會責任的經(jīng)濟能力有關(guān)[6]。然而，通過對我國2006—2011年滬深股市連續(xù)6年有慈善捐贈行為A股上市公司數(shù)據(jù)的考察發(fā)現(xiàn)，我國上市公司捐贈規(guī)模與其營業(yè)收入的相關(guān)系數(shù)為-0.03，與其經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量的相關(guān)系數(shù)為-0.02。即總體來講，我國具有慈善捐贈行為的上市公司財務(wù)業(yè)績及現(xiàn)金充裕程度均無法解釋其大額的捐贈行為。從個別公司來看，更有在經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量呈現(xiàn)大額負值而進行捐贈的現(xiàn)象。因此，企業(yè)大量踴躍捐贈行為在得到贊賞的同時，也使一些捐贈企業(yè)受到質(zhì)疑。從合規(guī)操作角度來看，企業(yè)的捐贈，尤其是巨額捐贈，是否考慮了股東利益？是否存在企業(yè)高管為了滿足某種特殊需要或者個人偏好(如獲得更高的社會地位)而捐贈的可能性？捐贈行為是否會使企業(yè)承擔相應的代理成本？由此，我們進一步考慮，如果企業(yè)捐贈在一定程度上是由代理問題引發(fā)，那么這種捐贈行為能否通過某種財務(wù)機制加以緩解或制約？融資約束能否起到這種緩解或制約作用？

國外雖然有較為豐富的成果研究企業(yè)慈善捐贈的代理問題，但缺乏從融資約束視角探討代理問題引發(fā)的企業(yè)捐贈行為的制約作用。而且由于社會背景的不同，更缺乏不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)代理成本、捐贈傾向以及融資約束治理作用差異的比較。國內(nèi)對于企業(yè)捐贈動機的研究大多集中于提升企業(yè)財務(wù)績效、提高企業(yè)聲譽以及社會責任等視角，雖然有從控股股東性質(zhì)和高管特征角度的探討[7-8]，但缺乏從代理問題視角的考察和對代理理論的詮釋，更缺乏從融資約束視角探討代理問題引致的企業(yè)捐贈的制約機制。基于此，本文從代理成本角度探討我國上市公司慈善捐贈行為的動機，并進一步探討融資約束是否能夠發(fā)揮一定的治理作用從而約束上市公司由于代理問題引發(fā)的捐贈行為，并比較不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的代理成本、捐贈傾向以及融資約束治理作用的差異。

本文余下部分的安排為:第二部分是理論分析與研究假設(shè)，第三部分是研究設(shè)計，第四部分是融資約束程度的衡量，第五部分是實證檢驗結(jié)果，第六部分是結(jié)論與局限性。

二、 理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)代企業(yè)制度下所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩權(quán)分離，在不完全契約和道德風險存在的情況下，會產(chǎn)生代理成本問題，在企業(yè)投資決策中則表現(xiàn)為非理性投資行為的發(fā)生，投資未使企業(yè)價值最大化。特別是當企業(yè)存在自由現(xiàn)金流量的時候，本應將這部分多余的自由現(xiàn)金流量分配給股東，但“自利”的經(jīng)理為了增加自己的經(jīng)營權(quán)可能去做一些對股東無利可圖的決策[9]。企業(yè)慈善捐贈作為一種自由裁量行為也可能構(gòu)成企業(yè)經(jīng)理人隱性的代理成本[10]。Williamson認為企業(yè)捐贈行為是經(jīng)理層追求個人名譽而對股東財富的一種肆意使用[11]。James & Suzanne也認為企業(yè)慈善捐贈是出于企業(yè)經(jīng)理人的個人興趣，而非公司利益或者社會需求[12]。Brown等認為捐贈雖然會帶有商業(yè)廣告的目的，但更多的是經(jīng)理人員通過企業(yè)捐款為自己謀取名聲或社會地位[13]。因此，捐贈在很大程度上會被視為是經(jīng)理人員個人的善行，而不是一種企業(yè)行為[14]。甚至慈善捐款成為經(jīng)理人員享受在職消費的一種方式[15]，以及公司高管隨意支配公司資產(chǎn)的行為[注]胡冠中.上市公司捐款如何保護股東權(quán)益引關(guān)注[EB/OL].每日經(jīng)濟新聞，2008年5月27日.，而可能損害投資者利益。

代理理論已經(jīng)揭示出由于所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離，企業(yè)經(jīng)理人與股東利益不一致會導致代理問題，該代理問題會使得經(jīng)理人出于自身利益最大化而做出有損于股東財富的捐贈決策，且企業(yè)代理成本越高，該決策與股東財富最大化目標的偏離越大。因此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在控制其他影響企業(yè)捐贈因素的前提下，代理成本與企業(yè)捐贈水平正相關(guān)。

只有當企業(yè)存在閑置財務(wù)資源時，才有能力實施慈善捐贈，因此企業(yè)的財務(wù)靈活性是影響慈善捐贈的因素之一。具有較低的融資約束是財務(wù)靈活性的重要體現(xiàn)。融資約束是在不完美的資本市場情況下，企業(yè)所需內(nèi)部資金不足需要外部融資時，由于資金成本較高或信貸配給難以滿足其資金需求時導致融資不足，使投資低于最優(yōu)水平。因此融資約束的提高會導致企業(yè)財務(wù)靈活性的降低。持有較多自由現(xiàn)金流量的企業(yè)代理問題往往更為嚴重[16-17]。融資約束的存在可以降低企業(yè)財務(wù)靈活性與自由現(xiàn)金流量，從而在一定程度上對管理層的投資行為進行約束，迫使管理層放棄一些低收益的投資項目[18]，提高項目選擇的標準[19]，從而提高企業(yè)投資效率[20]，緩解企業(yè)代理問題，進而改善現(xiàn)金的邊際價值，抑制企業(yè)管理層諸如過度投資、享受高額津貼的自利行為[21]。因此，融資約束與代理成本可能呈現(xiàn)反向變化的態(tài)勢，即融資約束程度上升，代理成本下降[22-23]，尤其在中國這種弱投資者保護國家，融資約束能夠起到一定的治理效果，通過約束企業(yè)的融資政策和財務(wù)行為可以降低代理成本[24]。對于企業(yè)捐贈決策而言，融資約束可以通過降低企業(yè)代理成本而降低管理者出于自身利益考慮的捐贈決策?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：融資約束能在一定程度上對企業(yè)代理成本引致的捐贈行為起到制約作用。

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同會給企業(yè)的融資行為帶來顯著的差異，國有企業(yè)與民營企業(yè)在融資上存在天然的不平等性。國有企業(yè)憑借其壟斷地位往往具有較強的經(jīng)濟實力和較高的經(jīng)濟效益，有能力從銀行獲得較高的貸款份額，還能獲得一些財政、稅收上的優(yōu)惠。而銀行為降低貸款風險、提高自身收益能力也愿意為國有企業(yè)提供貸款，這些都會直接或間接影響企業(yè)所面臨的融資約束。并且國有企業(yè)還存在有“預算軟約束”問題，林毅夫、李志贇、巴曙松等研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)中普遍存在“預算軟約束”的現(xiàn)象[25-26]。Kornai指出向企業(yè)提供資金的機構(gòu)(政府或銀行)未能堅持原先的商業(yè)約定，使企業(yè)的資金運用超過了它當期收益的范圍，這種現(xiàn)象被稱為“預算軟約束”[27]。即國有企業(yè)處于財務(wù)困境時，政府出于維護社會穩(wěn)定和良好形象的目的，會對企業(yè)進行政策支持使其生存下來[28]。因此與國有企業(yè)相聯(lián)系的“預算軟約束”在一定程度上可以減輕國有企業(yè)面臨的真實融資約束。

而民營企業(yè)主要依靠自我積累、自我籌資發(fā)展起來，在銀行信貸市場以及資本市場中處于明顯的劣勢地位。民營企業(yè)無論在股權(quán)融資還是債務(wù)融資方面都受到更多的體制性歧視，民營企業(yè)無法與國有企業(yè)在資本市場上獲得同等機會[29]。Brandt & Li、Cull & Xu發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)很難獲得國有銀行的貸款，這些企業(yè)即使能獲得貸款，也面臨更高的貸款標準[30-31]。因此，民營企業(yè)常常受到融資約束的困擾，民營企業(yè)的融資約束程度往往要高于國有企業(yè)。因此，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)經(jīng)理人的行為會受到更大的制約，使其捐贈決策目標與股東財富最大化目標的偏離程度降低。基于上述分析，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：相對于國有企業(yè)，融資約束對民營企業(yè)代理成本引致的捐贈行為具有更強的約束效應。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本為2006—2011年滬深股市連續(xù)6年有慈善捐贈的A股上市公司，剔除ST公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終樣本為419家公司，2514個觀測值，其中國有樣本295家，民營樣本124家。公司慈善捐贈數(shù)據(jù)來源于公司各年年報中的“公益性捐贈”數(shù)據(jù)，由作者手工翻閱獲取，如果公司的捐贈和贊助支出數(shù)據(jù)合并在一起，則樣本公司被剔除。公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二) 融資約束指數(shù)

企業(yè)面臨的融資約束程度不能直接觀察，在融資約束理論的實證研究中一個重要問題就是如何構(gòu)造一個能夠較好地反映企業(yè)融資約束程度的度量指標。融資約束的評價有利用單指標判別的方法，即根據(jù)單指標取值大小分辨融資約束程度的高低，如公司規(guī)模、利息保障倍數(shù)等[32-33]。也有利用多指標構(gòu)建融資約束指數(shù)，并根據(jù)指數(shù)取值的大小對融資約束的高低進行判別，如Cleary運用多元判別分析法構(gòu)造融資約束指數(shù)ZFC[34]，Kaplan & Zingales運用ordered logistic模型構(gòu)造的KZ指數(shù)等。為克服單指標判別融資約束的不穩(wěn)定性，本文借鑒Kaplan & Zingales構(gòu)造KZ指數(shù)的思路[35]，采用二元Logistic回歸模型構(gòu)建融資約束指數(shù)，并利用Fisher判別函數(shù)構(gòu)建融資約束指數(shù)，以檢驗Logistic回歸模型所構(gòu)建融資約束指數(shù)判別的穩(wěn)定性。

(三) 實證模型和變量定義

為檢驗本文的研究假設(shè)，設(shè)計實證模型(1):

DONAit=α0+α1CONit+α2ACit+α3FCit×ACit+α4FCit×ACit×CONit+α5CRit+α6IDit+α7TAit+εit

(1)

其中，DONA為慈善捐贈變量，使用公司當年捐贈金額與營業(yè)收入的比值；CON為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量，當企業(yè)是國有控股時，CON取0，當企業(yè)是民營控股時，CON取1；AC為代理成本變量，由于委托人與受托人之間的代理成本有很強的隱秘性，因此在實證研究中只能用間接的方法來衡量，本文研究的代理成本是反映在職消費等顯性成本，采用銷售費用與管理費用合計數(shù)占營業(yè)收入的百分比來計量，該指標取值越高，企業(yè)代理成本越高；FC表示企業(yè)的融資約束程度，使用二元logistic回歸模型構(gòu)造的融資約束指數(shù)。另外，根據(jù)李四海等相關(guān)研究[36]，本文采用股權(quán)集中度(CR，即公司前5位大股東持股比例之和)、獨立董事比例(ID)以及捐贈稅收價格TA=1-公司適用所得稅稅率×(1-公司不可在稅前扣除捐贈數(shù)額/公司捐贈總額)[注]從2008年開始，我國一般企業(yè)所得稅稅率由33%降到25%，同時，我國企業(yè)用于公益、救濟性的捐贈準予扣除比例由年度應納稅所得額的3%上升到12%。作為控制變量，以控制公司治理、稅盾等因素對公司捐贈的影響。εit為隨機誤差項。

為了檢驗假設(shè)1，考察慈善捐贈—代理成本的系數(shù)α2是否顯著大于零；為了檢驗假設(shè)2，考察融資約束和代理成本交乘項(FC×AC)的系數(shù)α3是否顯著小于零；為了檢驗假設(shè)3，考察融資約束、代理成本和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交乘項(FC×AC×CON)的系數(shù)α4是否顯著小于零。

四、 融資約束程度的衡量

(一) 樣本預分組

本文選取利息保障倍數(shù)和股利支付率作為樣本預分組指標。對樣本觀測值按照利息保障倍數(shù)從大到小排序，選取前33%的觀察值作為低融資約束組，后33%作為高融資約束組。股利支付率大于零的作為低融資約束組，股利支付率為零的作為高融資約束組。本文將按照利息保障倍數(shù)和股利支付率分組所得的交集部分作為最終的高融資約束組和低融資約束組，最終得到707個低融資約束的觀測值和454個高融資約束的觀測值。

(二) 變量選擇

本文借鑒國內(nèi)外相關(guān)研究成果，選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、營運資金占總資產(chǎn)比重(NWC)、財務(wù)冗余(SLACK)和企業(yè)規(guī)模(SIZE)作為衡量上市公司融資約束程度的指標。指標定義如表1所示。

表1 融資約束狀態(tài)識別財務(wù)指標的定義

①Cleary計算財務(wù)冗余時使用的是(現(xiàn)金+短期投資+0.5×存貨+0.7×應收賬款-短期借款)∕固定資產(chǎn)凈值，因我國2006年準則變更，故本文對2007年后的樣本使用交易性金融資產(chǎn)替代短期投資。

對這五個指標進行高融資約束組和低融資約束組之間均值差異的t檢驗，在1%顯著性水平下，各指標均值在兩組樣本之間均存在顯著差異，說明這五個變量指標能夠較好地區(qū)分不同樣本組別的融資約束狀態(tài)。

(三) 融資約束指數(shù)的構(gòu)建

(2)

構(gòu)建融資約束指數(shù)。該指數(shù)值越大，表明公司為高融資約束的概率越大，融資約束程度越高。利用高融資約束組和低融資約束組樣本數(shù)據(jù)對模型(2)進行回歸，擬合結(jié)果為：

FCit=-26.206ROEit+8.502LEVit-2.746NWCit-0.146SLACKit-0.053SIZEit

模型擬合程度很高，在5%的顯著性水平下模型總體關(guān)系顯著，回歸系數(shù)顯著不為零，模型總體和變量均具有顯著性，且變量的系數(shù)符號與預期一致。另外，模型預測準確性很高，預測錯判率僅為7.3%(下頁表2)。

利用相同的財務(wù)指標構(gòu)建非標準化的Fisher判別函數(shù)(系數(shù)符號做相反數(shù)處理)：

該判別函數(shù)的錯判率為14.4%(表2)，說明Fisher判別模型要比Logistic回歸模型的判別功效稍遜色一些。利用Fisher判別函數(shù)和logistic回歸結(jié)果對全樣本計算融資約束指數(shù)的相關(guān)系數(shù)達到0.863，說明融資約束函數(shù)的構(gòu)建具有較強的穩(wěn)定性。因此，本文采用Logistic回歸結(jié)果構(gòu)建的融資約束指數(shù)對全樣本數(shù)據(jù)計算融資約束程度，并利用Fisher判別函數(shù)構(gòu)建的融資約束指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。

五、 實證檢驗結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計

表3 慈善捐贈(DONA)描述性統(tǒng)計

表3是慈善捐贈的描述性統(tǒng)計結(jié)果，慈善捐贈占收入比(DONA)的最大值為4.43%，最小值幾乎等于0，均值為0.0684%，這說明我國上市公司的捐贈收入比差距非常大，并且數(shù)值不高。比較國有企業(yè)與民營企業(yè)的捐贈收入比可以看出，國有企業(yè)的均值為0.0506%，民營企業(yè)的均值為0.1106%，且在5%顯著性水平下，國有和民營企業(yè)捐贈水平均值具有顯著差異，可以看出民營企業(yè)具有更高的捐贈傾向，這與我國現(xiàn)階段政府對于私有產(chǎn)權(quán)保護力度不夠、并控制著企業(yè)所需稀缺資源有關(guān)，民營企業(yè)需通過慈善捐贈建立聲譽資本進而形成無形的戰(zhàn)略性資源[37]，以此為自身發(fā)展創(chuàng)造良好的外部空間[14]。

(二) 實證回歸結(jié)果

本文使用STATA 12.0軟件對2006—2011年419家上市公司的平行面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，首先進行Hausman檢驗，未能拒絕原假設(shè)，即應采用隨機效應模型回歸。采用逐步回歸的方法對模型參數(shù)進行估計，結(jié)果如表4所示。

表4 代理成本和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對慈善捐贈影響的逐步回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)字為t值。***，**，*分別表示在0.01，0.05和0.1顯著水平上統(tǒng)計顯著。

在1%顯著性水平下，5個模型總體線性關(guān)系均顯著。在10%顯著性水平下，除ID變量外回歸系數(shù)均顯著區(qū)別于零，因此刪除ID后進行最終模型的確定(模型5)。逐步回歸過程沒有影響變量回歸系數(shù)的正負號和顯著性，說明變量間不存在明顯的共線性。

從回歸結(jié)果可以看出，在1%顯著性水平下，慈善捐贈—代理成本系數(shù)顯著為正(0.0031191)，表明代理成本問題越嚴重，企業(yè)的慈善捐贈水平越高，與本文提出的假設(shè)1結(jié)論相符。另外，慈善捐贈—產(chǎn)權(quán)性質(zhì)系數(shù)顯著為正(0.0005598)，表明民營企業(yè)更偏好于進行慈善捐贈，與描述性統(tǒng)計的分析結(jié)論相一致。

在1%顯著性水平下，代理成本(AC)的系數(shù)顯著為正(0.0031191)，在10%顯著性水平下，融資約束和代理成本交乘項的系數(shù)顯著為負(-0.0001081)，因此有(0.0031191-0.0001081FC)AC，當FC<28.8538時，(0.0031191-0.0001081FC)>0，而在全部2514個樣本中只有5個樣本不滿足這一條件，這就說明隨著融資約束程度(FC)的提高，會導致99.80%的樣本代理成本系數(shù)逐漸遞減，但始終為正值。因此，說明融資約束的提高，能緩解代理成本提高引起的捐贈增加，意味著融資約束程度的提高，會顯著減弱代理成本與慈善捐贈之間的正向關(guān)系，與本文提出的假設(shè)2結(jié)論相符。

在10%顯著性水平下，融資約束、代理成本和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交乘項的系數(shù)顯著為負(-0.0001561)，因此當企業(yè)為國有產(chǎn)權(quán)時，有(0.0031191-0.0001081FC)AC，當FC<28.8538時，(0.0031191-0.0001081FC)>0(1764個樣本，即99.72%的國有樣本滿足這一條件)。當企業(yè)為民營所有時，有(0.0031191-0.0002642FC)AC，當FC<11.8058時，(0.0029412-0.0002591FC)>0(740個樣本，即99.33%的民營樣本滿足這一條件)。該結(jié)果說明民營企業(yè)融資約束的提高，更能緩解代理成本提高引起的捐贈增加，即融資約束對民營企業(yè)代理成本引起的捐贈的制約作用高于國有企業(yè)，與本文提出的假設(shè)3結(jié)論相符。

此外，在10%顯著性水平下，股權(quán)集中度、捐贈稅收價格與捐贈水平均呈負相關(guān)關(guān)系，說明股權(quán)集中度與捐贈的稅收價格越高，公司捐贈支出越低，該結(jié)果也與預期一致。

注：①括號內(nèi)數(shù)字為t值。***，**，*分別表示在0.01，0.05和0.1顯著水平上統(tǒng)計顯著。②總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高意味著代理成本越低，因此AC*及其交乘項的回歸系數(shù)與表4中相應自變量的回歸系數(shù)符號均為相反的關(guān)系。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

為使結(jié)果更加可靠，本文作如下穩(wěn)健性檢驗：(1)以判別分析方法構(gòu)造的融資約束指數(shù)FC×替代二元logistic回歸模型構(gòu)造的融資約束指數(shù)FC；(2)以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(AC*=營業(yè)收入/平均資產(chǎn)總額)作為隱性代理成本的替代變量，分別對假設(shè)1—假設(shè)3進行實證檢驗。檢驗結(jié)果表明，除了顯著性水平稍有變化外，結(jié)論基本保持一致。

六、 結(jié)論與局限性

(一) 研究結(jié)論

本文以2006—2011年滬深股市連續(xù)6年有慈善捐贈的A股上市公司為研究樣本，對不同所有權(quán)企業(yè)的融資約束、代理成本和慈善捐贈的關(guān)系開展了理論與實證分析。研究發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)代理成本越高，慈善捐贈水平越高；(2)融資約束能在一定程度上對企業(yè)代理問題引發(fā)的捐贈起到一定的制約作用；(3)民營企業(yè)具有更強的慈善捐贈傾向，但融資約束對民營企業(yè)代理成本引發(fā)的捐贈的制約效應更強。由以上研究結(jié)果我們可以發(fā)現(xiàn)，由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異導致了民營企業(yè)在經(jīng)營過程中需要付出更多的努力和代價獲得與國有企業(yè)相同的資源和地位，表現(xiàn)在捐贈活動中，則體現(xiàn)為民營企業(yè)需要更大的捐贈規(guī)模才能建立聲譽資本以獲得與國有企業(yè)等同的社會地位。而由于企業(yè)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離引致的代理問題，企業(yè)經(jīng)理人存在出于自身利益考慮的捐贈行為。融資約束的存在可以降低企業(yè)代理成本，從而對代理問題引發(fā)的捐贈起到一定的制約作用。但由于社會資源向國有經(jīng)濟的傾斜，融資約束對于國有企業(yè)也并非真正意義上的硬約束，由代理成本引發(fā)的捐贈行為也難以受到融資約束的真正制約，從而可能導致國有財產(chǎn)的流失和企業(yè)價值的毀損。

(二) 研究局限

企業(yè)在進行慈善捐贈時，除了代理問題會引發(fā)過度捐贈以外，還會有出于社會責任而產(chǎn)生的捐贈，但是這兩部分數(shù)據(jù)憑借現(xiàn)有的財務(wù)報告披露是無法區(qū)分的，并且現(xiàn)有的研究成果也沒有提供方法上的支持，社會責任的評價也缺乏具有公信力的指標。因此本文的不足之處在于沒有控制由于社會責任引起的企業(yè)慈善捐贈，從而可能導致研究結(jié)果有一定的偏差。探索企業(yè)捐贈中有多少屬于與企業(yè)財務(wù)實力并不匹配的過度捐贈成為后續(xù)研究的方向。

參考文獻：

[1]杜興強,杜穎潔.公益性捐贈、會計業(yè)績與市場績效:基于汶川大地震的經(jīng)驗證據(jù)[J].當代財經(jīng),2010(2):113-122.

[2]Godfrey P C. The relationship between corporate philanthropy and shareholder wealth: a risk management perspective [J].Academy of Management Review,2005,30(4):777-798.

[3]鄭杲娉,徐永新.慈善捐贈、公司治理與股東財富[J].南開管理評論,2011(2):92-101.

[4] Schwartz R A. Corporate philanthropic contributions [J].Journal of Finance,1968(22):479-497.

[5]Leclair M S, Gordon K. Corporate support for artistic and cultural activities: what determines the distribution of corporate giving?[J]. Journal o f Cultural Economics,2000(24):225-241.

[6]山立威,甘犁,鄭濤.公司捐款與經(jīng)濟動機——汶川地震后中國上市公司捐款的實證研究[J].經(jīng)濟研究,2008(11):51-60.

[7]高勇強,何曉斌,李路路.民營企業(yè)家社會身份、經(jīng)濟條件與企業(yè)慈善捐贈[J].經(jīng)濟研究,2011(12):111-123.

[8]陳仕華,馬超.企業(yè)間高管聯(lián)結(jié)與慈善行為一致性——基于汶川地震后中國上市公司捐款的實證研究[J].管理世界,2011(12):87-95.

[9]Jensen M C, Meckling W H. Theory of the firm: managerial behavior, agency cost, and ownership structure [J].Journal of Financial Economics,1976,3(4):305-360.

[10]Wang Jia, Coffey B S. Board composition and corporate philanthropy [J].Journal of Business Ethics,1992,11(10):771-778.

[11]Williamson O. Managerial discretion and business behavior [J]. American Economic Review,1963(53):1032-1057.

[12]Werbel J D, Carter S M. The CEO’s influence on corporate foundation giving[J]. Journal of Business Ethics,2002(40):47-60.

[13]Brown W O, Eric H, Janet K S. Corporate philanthropic practices [J]. Journal of CorporateFinance,2006,12(5):855-877.

[14]梁建,陳爽英,蓋慶恩.民營企業(yè)的政治參與、治理結(jié)構(gòu)與慈善捐贈[J].管理世界,2010(7):109-118.

[15]賈明,張喆.高管的政治關(guān)聯(lián)影響公司慈善行為嗎？[J].管理世界,2010(4):99-113.

[16]梅丹.我國上市公司固定資產(chǎn)投資規(guī)模財務(wù)影響因素研究[J].管理科學,2005(5):80-86.

[17]Scott R A. Over-investment of free cash flow [J].Review of Accounting Studies,2006,11(2):159-189.

[18]Denis D J, Denis D K. Managerial discretion, organizational structure, and corporate performance: a study of leveraged recapitalizations [J].Journal of Accounting and Economics,1993,16(1-3):209-236.

[19]Gayané H. Financial constraints and investment efficiency: internal capital allocation across the business cycle[J].Journal of Financial Intermediation,2011,20(2):264-283.

[20]Grossman S J, Hart O D. The cost and benefits of ownership: a theory of vertical and lateral integration [J].The Journal of Political Economy,1986,94(4):691-719.

[21]Denis D J, Sibilkov V. Financial constraints, investment, and the value of cash holdings[J].The Review of Financial Studies,2010,23(1):247-269.

[22]張宗益,鄭志丹.融資約束與代理成本對上市公司非效率投資的影響——基于雙邊隨機邊界模型的實證度量[J].管理工程學報,2012(2):119-126.

[23]顧群，翟淑萍.融資約束、代理成本與企業(yè)創(chuàng)新效率——來自上市高新技術(shù)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟與管理研究,2012(5):73-80.

[24]王彥超.融資約束、現(xiàn)金持有與過度投資[J].金融研究,2009(7):121-133.

[25]林毅夫,李志贇.政策性負擔、道德風險與預算軟約束[J].經(jīng)濟研究,2004(2):17-27.

[26]巴曙松,劉孝紅,牛播坤.轉(zhuǎn)型時期中國金融體系中的地方治理與銀行改革的互動研究[J].金融研究,2005(5):25-37.

[27]János K. Economics of shortage [M].Amsterdam: North-Holland,1980.

[28]田利輝.國有產(chǎn)權(quán)、預算軟約束和中國上市公司杠桿治理[J].管理世界,2005(7):123-128.

[29]孫錚,劉鳳委,李增泉.市場化程度、政府干預與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].經(jīng)濟研究,2005(5):52-63.

[30]Brandt L, Li Hongbin. Bank discrimination in transition economies: ideology, information or incentives[J].Journal of Comparative Economics,2003,31(3):387-413.

[31]Robert C, Colin X L. Institutions, ownership, and finance: the determinants of profit reinvestment among Chinese firms [J].Journal of Financial Economics,2005,77(1):117-146.

[32]Titman S, Wessels R. The determinants of capital structures choice[J]. The Journal of Finance,1988,43(1):1-19.

[33]Whited T M. Debt, liquidity constraints and corporate investment: evidence from panel data[J].The Journal of Finance,1992,47(4):1425-1460.

[34]Cleary S. The relationship between firm investment and financial status[J]. The Journal of Finance,1999,54(2):673-692.

[35]Kaplan S N, Zingales L. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints?[J]. The Quarterly Journal of Economics,1997,112(1):169-215.

[36]李四海.管理者背景特征與企業(yè)捐贈行為[J].管理科學與工程,2012(1):138-152.

[37]高勇強,陳亞靜,張云均.“紅領(lǐng)巾”還是“綠領(lǐng)巾”:民營企業(yè)慈善捐贈動機研究[J].管理世界,2012(8):106-114.