吳良海，王玲茜

(安徽工業(yè)大學(xué) 商學(xué)院，安徽 馬鞍山 243032)

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是管理者在經(jīng)營過程中對風(fēng)險管理的一種態(tài)度表征，具體表現(xiàn)在投資決策時對風(fēng)險項目的選擇偏好，反映了企業(yè)為獲得高額利潤和競爭優(yōu)勢而愿意主動冒險的傾向[1]，風(fēng)險承擔(dān)水平高的企業(yè)會選擇所有預(yù)期凈現(xiàn)值(NPV)為正的投資項目，以期達(dá)到企業(yè)價值和股東財富最大化[2]，而風(fēng)險承擔(dān)水平低的企業(yè)寧愿放棄可能帶來收益但風(fēng)險較高的項目，也不愿承擔(dān)投資失敗給自身帶來的不利影響[3]。在微觀方面，風(fēng)險承擔(dān)可以促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，提升企業(yè)價值；在宏觀方面，風(fēng)險承擔(dān)是驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的動力，能夠加快社會的資本積累。但受中國傳統(tǒng)文化“中庸之道”等思想的影響，我國企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平意識普遍較弱[4]，處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)過程中的我國企業(yè)代理問題相對更為突出，機會主義管理者更加厭惡風(fēng)險，他們出于私利的考慮，往往會放棄凈現(xiàn)值為正但風(fēng)險偏高的投資項目，從而損害企業(yè)的價值[5]。

公益性捐贈作為企業(yè)的戰(zhàn)略決策，勢必會對企業(yè)的經(jīng)營產(chǎn)生影響。絕大部分學(xué)者認(rèn)為，捐贈能夠提升公司形象，贏得社會聲譽，提高競爭力，擴(kuò)大產(chǎn)品的銷售市場，提升企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，并通過抵稅的方式實現(xiàn)企業(yè)利潤最大化，使企業(yè)“名利雙收”。但凡事都具有兩面性，捐贈也可能會減少企業(yè)的自由現(xiàn)金流量，提高企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率，給企業(yè)帶來不可預(yù)計的負(fù)面效應(yīng)[6-7]。最新發(fā)布的《2018年度中國慈善捐助報告》數(shù)據(jù)顯示，2018年我國全年接收國內(nèi)外款物捐贈共計1624.15億元，社會捐贈總量創(chuàng)歷史新高，其中，企業(yè)占比61.89%，仍為捐贈的主力軍。捐贈對企業(yè)來說，已逐漸形成一種趨勢。由此可見，捐贈的意義不再止于“送人玫瑰，手有余香”的道德層面，更成為企業(yè)的一種戰(zhàn)略手段，企業(yè)勇于承擔(dān)社會責(zé)任，但也樂于“享受”捐贈帶來的經(jīng)濟(jì)效益。那么，如何最大限度發(fā)揮捐贈的作用，擴(kuò)大捐贈的經(jīng)濟(jì)效用，減少捐贈帶來的負(fù)面影響便成為值得企業(yè)考慮的首要問題。在此背景下，考慮到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是管理者自主性的戰(zhàn)略選擇，而捐贈作為相對來說具有目的性的戰(zhàn)略決策，兩者之間會有聯(lián)系嗎？又者，捐贈是否會影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的自主性呢？

控制權(quán)激勵是一種尋求代理成本最小化的隱性激勵契約，能夠使被激勵者實現(xiàn)自我激勵且激勵作用持久[8]，其中的被激勵者往往是企業(yè)的管理層，他們掌握著企業(yè)的經(jīng)營決策大權(quán)，勢必也會對企業(yè)的捐贈與風(fēng)險承擔(dān)決策產(chǎn)生影響。鑒于此，本文選取2010—2016年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，試圖考察控制權(quán)激勵、公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)三者之間的相互關(guān)系。

本文的可能貢獻(xiàn)在于：其一，基于中國的制度環(huán)境，利用滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)，從公益性捐贈的視角，實證分析了社會責(zé)任投資的風(fēng)險承擔(dān)效應(yīng)以及控制權(quán)激勵治理機制對上述效應(yīng)的影響，所提供的經(jīng)驗證據(jù)豐富了社會責(zé)任投資研究領(lǐng)域的現(xiàn)有文獻(xiàn)；其二，本文明確了公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響的內(nèi)在作用機理，認(rèn)為公益性捐贈可能弱化企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的意愿，并從控制權(quán)激勵這一公司內(nèi)部治理的角度尋得改善方法，進(jìn)一步強調(diào)了強化公司治理、推進(jìn)現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)與市場化改革的必要性與緊迫性。

一、 文獻(xiàn)綜述

風(fēng)險承擔(dān)水平是企業(yè)追逐市場高額利潤的一種傾向，也代表了企業(yè)愿意為獲取這種利潤而付出的代價[1]。多年來，眾多學(xué)者致力于研究企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響路徑，試圖找出其內(nèi)在作用機理。在國外，Kahneman等發(fā)現(xiàn)管理者的心理認(rèn)知偏差可能會影響其對風(fēng)險的偏好，進(jìn)而影響企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)[9]。另外，管理者的性別、年齡、經(jīng)歷等個體特征也會產(chǎn)生這種影響[10]。Fama等研究證明，兩職合一削弱了董事會的審批和監(jiān)督職能，使管理層出現(xiàn)機會主義行為，主動放棄風(fēng)險較高的投資項目[11]。Morck等和Beasley研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)通過增加獨董比例，有效提升了董事會的監(jiān)督作用，進(jìn)而提高了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[12-13]。Wright等研究表明，良好的市場環(huán)境有利于企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)[14]。而國內(nèi)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的研究起步尚晚，明顯滯后于國外，李文貴等發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平存在顯著的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異[15]。胡育蓉等研究表明，緊縮的貨幣政策會對企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生負(fù)向作用[16]。周彬蕊等也證實了貨幣政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響作用，并發(fā)現(xiàn)金融市場的發(fā)展會弱化該作用[17]。呂文棟等基于中國市場的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)中存在管理者效應(yīng)，管理層的風(fēng)險偏好會影響企業(yè)的風(fēng)險傾向[18]。雖然這些研究囊括了公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)政策以及宏觀環(huán)境等眾多影響因素，但尚不全面。

作為履行社會責(zé)任重要表現(xiàn)形式的公益性捐贈已經(jīng)成為企業(yè)塑造良好形象的重要標(biāo)簽。Boatsman 等和Mohr等認(rèn)為，捐贈能夠提升公司形象，擴(kuò)大產(chǎn)品的銷售市場，達(dá)到利潤與經(jīng)理人效用的最大化，使企業(yè)“名利雙收”[19-20]。參與捐贈的企業(yè)可以迅速獲得市場認(rèn)可，提升市場與會計業(yè)績，并通過抵稅的方式實現(xiàn)企業(yè)利潤最大化[21]；捐贈帶來的道德資本(moral capital)可以為企業(yè)提供一種類似于保險的保護(hù)[22]。鐘宏武在前人的研究基礎(chǔ)之上將捐贈的作用概括為四點，即提高組織的合法性、形成積極的道德資本、改善企業(yè)與利益相關(guān)者的關(guān)系以及改善企業(yè)經(jīng)營環(huán)境[23]。之后學(xué)者得出的研究結(jié)論也基本類似，如公益性捐贈能夠促進(jìn)企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展[24]等。但也有學(xué)者提出了不同的意見，Williamson認(rèn)為，捐贈尤其是過度捐贈，可能僅僅是企業(yè)管理者“以權(quán)謀私”的機會主義行為[6]；方軍雄發(fā)現(xiàn)，汶川大地震后，市場沒有對企業(yè)的捐贈行為作出普遍積極的反應(yīng)，且越及時的捐贈，其負(fù)面作用越明顯[7]。雖然捐贈對企業(yè)來說可能“優(yōu)劣”并存，但卻也成為企業(yè)重要的戰(zhàn)略決策，對企業(yè)的諸多方面產(chǎn)生著影響。

關(guān)于控制權(quán)激勵問題研究的文獻(xiàn)相對較少。王昌林等研究表明，控制權(quán)激勵有利于抑制技術(shù)創(chuàng)新中的機會主義行為，提高人力資本所有者的努力程度，從而提高企業(yè)經(jīng)營績效[25]；姚艷虹等認(rèn)為，只有當(dāng)高管人員的品德能力在較高水平時，授予其較大的控制權(quán)，才能實現(xiàn)激勵效應(yīng)最大化，否則，可能產(chǎn)生負(fù)面的結(jié)果[26]；徐寧等利用平衡面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)激勵與技術(shù)創(chuàng)新動態(tài)能力之間存在著顯著的倒“U”型關(guān)系[8]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)著重討論管理者特征、市場環(huán)境、宏觀政策等內(nèi)外部治理因素對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，鮮見企業(yè)經(jīng)濟(jì)責(zé)任與公益性捐贈等社會責(zé)任二者相互作用關(guān)系的研究文獻(xiàn)。本文認(rèn)為，除了企業(yè)收益指標(biāo)之外，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平歸根結(jié)底是企業(yè)經(jīng)濟(jì)責(zé)任的另一個綜合表征指標(biāo)。那么，企業(yè)公益性捐贈這種社會責(zé)任的承擔(dān)和履行是否與企業(yè)經(jīng)濟(jì)責(zé)任的踐行如風(fēng)險承擔(dān)水平存在內(nèi)在聯(lián)系，兩者究竟是促進(jìn)還是抑制作用，這個問題很值得探討。本文首先論證公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平相互作用的機理，進(jìn)一步分析控制權(quán)激勵因素對二者的調(diào)節(jié)作用，在此基礎(chǔ)上運用中國資本市場的數(shù)據(jù)對上述效應(yīng)進(jìn)行統(tǒng)計檢驗，明確現(xiàn)代企業(yè)公益性捐贈這種社會責(zé)任投資在企業(yè)價值管理中所扮演的角色，因而拓展了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響因素的分析視野。

二、 理論分析與研究假設(shè)

風(fēng)險是企業(yè)戰(zhàn)略管理的基礎(chǔ)，而風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)戰(zhàn)略管理過程中決策選擇的結(jié)果，主要體現(xiàn)在企業(yè)的投融資以及經(jīng)營活動中。其中，項目投資是企業(yè)為追求高額利潤所采用的最為常見的方式，如果成功，不僅會獲得高額收益，提升企業(yè)市場價值，還可以為管理層帶來名譽上的收獲。但項目投資往往伴隨著很大的風(fēng)險，包括投資周期長、投入資金多，經(jīng)常需要企業(yè)更多地使用貸款來滿足項目的正常運轉(zhuǎn)，使企業(yè)持有較高的資產(chǎn)負(fù)債率[15]，導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)較為嚴(yán)重的債務(wù)融資、較短的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)[27-28]及較高的現(xiàn)金持有水平[29]。

現(xiàn)代企業(yè)中的兩權(quán)分離機制使得企業(yè)所有權(quán)與控制權(quán)分離，導(dǎo)致股東與管理層的利益往往不能趨于一致。企業(yè)的項目投資一般是管理層決策的結(jié)果，由于項目的投資回報期往往需要幾年甚至幾十年，與管理層的任期可能不一致，即本屆經(jīng)理人歷經(jīng)千辛萬苦經(jīng)營的投資項目可能在他們的任職期間表現(xiàn)出虧損的狀態(tài)，但卻可能在下屆經(jīng)理人的任職期內(nèi)回報顯著。另外，項目投資會占用企業(yè)大部分自由資金，甚至形成企業(yè)的負(fù)債，造成企業(yè)大量資金機會成本的堆積。這種由于投資項目收益可能存在的滯后性所引起的管理層機會主義與短視行為，導(dǎo)致管理層在經(jīng)營決策時往往傾向于風(fēng)險規(guī)避，或者說，在企業(yè)盈利的情況下對風(fēng)險的承擔(dān)意愿較低。企業(yè)的捐贈行為可以起到廣告的作用[21]，迅速地為管理者帶來社會聲譽，而捐贈支出的最終承擔(dān)者卻是股東，管理層只承擔(dān)較小的一部分成本，甚至還可以獲得額外的捐贈收益，如通過捐贈獲取一定的社會地位[30]，因此，在企業(yè)有盈利的情況下，管理層都會傾向于選擇公益性捐贈來實現(xiàn)對自身價值的提升，而不愿意花費精力、冒著風(fēng)險去投資收益不定的項目。

企業(yè)的捐贈行為在給企業(yè)帶來良好聲譽[31]、提升企業(yè)形象、擴(kuò)大產(chǎn)品的銷售市場、提高公司在市場中的競爭優(yōu)勢[32]、達(dá)到利潤與經(jīng)理人效用的最大化[19]、實現(xiàn)企業(yè)財務(wù)目標(biāo)(戰(zhàn)略慈善觀)的同時，可能會讓企業(yè)產(chǎn)生一定的“惰性”。風(fēng)險投資是企業(yè)戰(zhàn)略管理的基礎(chǔ)，而捐贈也是企業(yè)一項重要的戰(zhàn)略決策，當(dāng)兩者發(fā)生沖突時，企業(yè)會根據(jù)實際情況權(quán)衡利弊，做出選擇。如果捐贈行為已經(jīng)為企業(yè)帶來了其想要的結(jié)果，那么，企業(yè)有可能會倚仗捐贈所帶來的天然社會屏障而“固步不前”，在自身盈利的情況下傾向于風(fēng)險規(guī)避[33-34]，這與風(fēng)險決策權(quán)變假說的觀點不謀而合。

根據(jù)上述分析，本文將公益性捐贈可能抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的原因概括為以下兩點：一、公益性捐贈是企業(yè)對社會的一種無償給予，這部分資金的投出雖是非經(jīng)常性的，但也可能影響到企業(yè)對資金用途的規(guī)劃，擠出一些需要大量資金支持的高風(fēng)險投資項目，降低了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；二、捐贈能夠贏得社會聲譽，提升市場與會計業(yè)績，使企業(yè)“名利雙收”，這可能會弱化企業(yè)對高風(fēng)險、高收益項目的積極性，使企業(yè)缺乏風(fēng)險承擔(dān)意識。由此，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1其他條件不變時，公益性捐贈將抑制企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

高階理論認(rèn)為，管理層作為企業(yè)的決策主體，其背景特征、認(rèn)知模式等會影響企業(yè)層面的政策制定，如左右企業(yè)的戰(zhàn)略選擇，并對企業(yè)的績效產(chǎn)生間接影響[35]。也就是說，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)中存在管理者效應(yīng)[18]，管理層的風(fēng)險偏好會影響企業(yè)的風(fēng)險傾向，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平在一定程度上表現(xiàn)為管理層在經(jīng)營企業(yè)過程中對風(fēng)險管理的態(tài)度[36]。

兩權(quán)分離制度的產(chǎn)生導(dǎo)致了企業(yè)內(nèi)部嚴(yán)重的代理問題。委托代理理論(Principle-agent Theory)認(rèn)為，管理者作為一個理性經(jīng)濟(jì)人，當(dāng)供職的企業(yè)不能給予其所期望的報酬時，他們會自己尋求獲利機會，利用各種可能的方式增加自身的財富，達(dá)到個人利益的最大化，具體可能表現(xiàn)為不愿主動承擔(dān)風(fēng)險，甚至寧愿放棄一些風(fēng)險較高但可以給企業(yè)帶來預(yù)期收益的項目[37]，即代理問題會削弱管理層應(yīng)有的冒險動機[34]。而且，在企業(yè)參與了社會的公益性捐贈之后，這一問題會更加明顯。

信息不對稱理論(Asymmetric Information Theory)認(rèn)為，管理者作為企業(yè)的經(jīng)營決策主體，擁有比股東更多的信息來源，由于可能存在的“逆向選擇”和“道德風(fēng)險”問題，管理者在決策選擇時往往首先滿足自身的需求。企業(yè)進(jìn)行項目投資，如果成功，管理者只是被認(rèn)為做了應(yīng)該做的事，股東將成為其中最大的獲益者，但一旦投資失敗，管理者不僅可能失去眼前的工作，還可能因為被貼上“投資失敗，導(dǎo)致原供職企業(yè)損失慘重”的標(biāo)簽而影響以后的仕途。而參與捐贈是管理者的“舉手之勞”，且由企業(yè)的最終獲益人——股東“買單”，卻為管理者贏得了社會聲譽，提升了企業(yè)形象，提高了市場競爭優(yōu)勢，故參與捐贈是理性經(jīng)濟(jì)人都會做出的最終選擇。

最優(yōu)契約理論(Optimal Contract Theory)認(rèn)為，由于委托代理問題的存在，管理者不會始終維護(hù)股東的利益，而是伺機利用職務(wù)之便為自己謀取最大利益，解決這一問題的根源在于為高管人員提供足夠激勵。管理層權(quán)力理論 (Managerial Power Theory)認(rèn)為，高管薪酬雖然是解決代理問題的一種替代工具，但它本身卻也可能引起代理問題，當(dāng)貨幣報酬需要非貨幣報酬機制進(jìn)行替代時，控制權(quán)就是其重要的替代要素[38]。這主要是因為控制權(quán)不僅可以滿足管理者施展才華、實現(xiàn)自身價值的心理需求，還可以滿足其處于被需要、被服從的中心地位的優(yōu)越感，并使其得到“在職消費”所帶來的正規(guī)報酬激勵以外非物質(zhì)利益的滿足感[26]。由此可見，控制權(quán)激勵的實質(zhì)是通過對管理者控制權(quán)的激勵使其從追求自身利益最大化轉(zhuǎn)變?yōu)樽非笞陨韮r值最大化。因此，適當(dāng)加大企業(yè)的控制權(quán)激勵力度，可以有效緩解代理問題所引起的管理者選擇偏差。當(dāng)管理者熱衷于對自我價值的追求時，其對物質(zhì)利益的關(guān)注就會相應(yīng)減少，不論是公益性捐贈還是企業(yè)的風(fēng)險投資，管理者都會首先著眼于企業(yè)的利益，希望通過自身的努力來實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化，從而達(dá)到自身價值的最大化，因此，公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用會在企業(yè)實行控制權(quán)激勵時得到緩解。根據(jù)上述分析，本文提出第二個研究假設(shè)：

H2其他條件不變時，控制權(quán)激勵能夠調(diào)節(jié)公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用。

三、 研究設(shè)計

1. 關(guān)鍵變量的測度

(1) 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

風(fēng)險是客觀存在的，其實質(zhì)上具有很大的不確定性。在內(nèi)部或外部條件發(fā)生改變時，風(fēng)險所導(dǎo)致的結(jié)果是不一樣的。正因如此，在不完全競爭市場中，企業(yè)利用風(fēng)險的不確定性，通過改善內(nèi)、外部條件將“風(fēng)險”轉(zhuǎn)化為“機遇”，由此產(chǎn)生了企業(yè)利潤。而且，利潤是一個企業(yè)過去期間經(jīng)營成果的綜合反映，在一定程度上可以刻畫企業(yè)經(jīng)營決策的動態(tài)效果。參照J(rèn)ohn等[39]、Boubakri等[40]、Faccio 等[41]以及毛其淋等[42]的做法，本文采用企業(yè)盈利的波動性來度量企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，具體分為以下三個步驟。

① 計算企業(yè)利潤率(PFrate)

PFratei,t=EBITi,t/sizei,t

(1)

② 計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)利潤率(iR)

(2)

③ 計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整后，企業(yè)利潤率5年移動窗口的標(biāo)準(zhǔn)差，即企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平(RT)

(3)

其中，EBITi,t為企業(yè)i在t期的息稅前利潤；sizei,t為企業(yè)i在t期的年末總資產(chǎn)；Nt,j為企業(yè)在t期行業(yè)j的企業(yè)數(shù)量;n=5。

(2) 公益性捐贈

文章中的捐贈數(shù)據(jù)直接取自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，為了消除極端值所引起的異方差對研究結(jié)果的影響，本文將公益性捐贈額的自然對數(shù)(lndon)作為衡量企業(yè)捐贈的樣本數(shù)據(jù)。

(3) 控制權(quán)激勵

企業(yè)的收益一般被分成兩種：控制權(quán)收益和貨幣收益，其中，控制權(quán)收益是企業(yè)高級管理人員通過自身對企業(yè)經(jīng)營權(quán)、決策權(quán)的行使而形成的無形收益，如特殊權(quán)力帶來的自我價值實現(xiàn)的滿足感等[43]，這些無形收益往往難以量化?？刂茩?quán)激勵主要是通過控制權(quán)收益全部價值的無形轉(zhuǎn)換，從而對高管產(chǎn)生激勵的一種隱性激勵機制，因此，其主要是指高管人員在處理企業(yè)日常事務(wù)時，可以在一定范圍內(nèi)支配必要支出的合法權(quán)利，如任職期間合理支配的有形或無形的在職消費等[44]。高管擁有控制權(quán)，就能夠享受到諸多在職消費，故學(xué)者們多用“在職消費”來量化“控制權(quán)激勵”這一指標(biāo)。本文借鑒徐寧[8]、張妮[45]的做法，選取上市公司年報報表附注中“支付的其他與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金流量”項目披露的八項費用之和與公司主營業(yè)務(wù)收入之比來度量企業(yè)的控制權(quán)激勵水平，其中，八項費用包括辦公費、差旅費、業(yè)務(wù)招待費、通訊費、出國培訓(xùn)費、董事會費、小車費和會議費。

2. 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文的公司財務(wù)數(shù)據(jù)與治理數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，選取2010 —2016年中國滬深A(yù)股市場的全部上市公司數(shù)據(jù)為初始研究樣本。按研究慣例，本文進(jìn)行了以下調(diào)整：(1) 剔除金融、保險業(yè)公司；(2) 剔除ST、PT公司和退市公司；(3) 剔除數(shù)據(jù)有缺失的公司；(4) 剔除凈資產(chǎn)收益率為負(fù)值的公司，將盈利企業(yè)作為研究樣本，最終得到了7 880個樣本數(shù)據(jù)。為了消除極端值對實證結(jié)果的影響，本文對研究模型中連續(xù)型變量在5%的水平上進(jìn)行了縮尾(Winsorize)處理。

3. 研究模型與變量定義

為了驗證H1，本文設(shè)計了模型1，用于研究公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平間的關(guān)系。

RT=α0+α1lndon+α2state+α3lnsize+α4lev+α5roe+α6cash+α7top1+α8dual+α9idr+α10lnsalary+α11growth+α12age+α13dfl+α14market+α15fixed+α16invisible+∑year+∑industry+μ

模型1

為了驗證H2,本文設(shè)計了模型2，探究控制權(quán)激勵對公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平兩者之間關(guān)系的影響情況。

RT=β0+β1lndon+β2lndon_CI+β3CI+β4state+β5lnsize+β6lev+β7roe+β8cash+β9top1+β10dual+β11idr+β12lnsalary+β13growth+β14age+β15dfl+β16market+β17fixed+β18invisible+∑year+∑industry+ν

模型2

上述兩個模型中，被解釋變量是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，用RT表示；主要的兩個解釋變量公益性捐贈、控制權(quán)激勵，分別用lndon、CI表示，并加入公益性捐贈與控制權(quán)激勵的交乘項lndon_CI；其他變量均為控制變量。此外，本文還控制了年份與行業(yè)這兩類虛擬變量。各變量的名稱和定義見表1。

表1 變量的符號、名稱及定義

四、 實證結(jié)果分析

1. 回歸變量的描述性統(tǒng)計

表2為主檢驗?zāi)Ｐ偷拿枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果，共得到7880個觀測值，其中，樣本企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RT)的均值為0.03，中位數(shù)為0.0225，均值大于中位數(shù)，說明樣本企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)呈右偏分布，即半數(shù)以上的樣本企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平高于均值。本文在選取研究樣本時，剔除了凈資產(chǎn)收益率為負(fù)的企業(yè)，描述性統(tǒng)計的結(jié)果初步證實了在中國經(jīng)濟(jì)市場，盈利企業(yè)多傾向于風(fēng)險規(guī)避，風(fēng)險承擔(dān)水平往往較低，也初步驗證了風(fēng)險決策權(quán)變說的觀點。

公益性捐贈自然對數(shù)(lndon)的均值為1.65，中位數(shù)為0，均值大于中位數(shù)，說明樣本企業(yè)公益性捐贈呈右偏分布；最小值為0，最大值約為23.719，標(biāo)準(zhǔn)差為4.58，說明各樣本企業(yè)公益性捐贈的差異較大?？刂茩?quán)激勵(CI)的均值為0.01，中位數(shù)為0.0115，均值小于中位數(shù)，說明樣本企業(yè)控制權(quán)激勵呈左偏分布；最小值為0.0023，最大值為0.0441，標(biāo)準(zhǔn)差為0.01，說明各樣本企業(yè)控制權(quán)激勵的差異較大。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(state)的均值為0.47，說明樣本數(shù)據(jù)中有47%的企業(yè)為國有企業(yè)。

2. 相關(guān)系數(shù)表

表3為回歸模型中主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果顯示，各變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.8，表明各變量之間不存在明顯的多重共線性，且企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RT)與公益性捐贈(lndon)在1%的統(tǒng)計水平下顯著負(fù)相關(guān)，初步證實了本文的假設(shè)1。

表3 回歸模型主要變量之間的相關(guān)系數(shù)

注：左下角為皮爾遜(pearson)乘積矩相關(guān)系數(shù)，右上角為斯皮爾曼(spearman)秩相關(guān)系數(shù)。

3. 多元回歸結(jié)果分析

由表4的模型1回歸結(jié)果可以看出，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RT)與公益性捐贈(lndon)在10%的統(tǒng)計水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)公益性捐贈額越大，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越低，即公益性捐贈抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，H1成立。模型2中加入了公益性捐贈與控制權(quán)激勵的交乘項lndon_CI，其系數(shù)為0.018，且在10%的統(tǒng)計水平下顯著，表明控制權(quán)激勵對公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的顯著負(fù)向關(guān)系有抑制作用，即控制權(quán)激勵調(diào)節(jié)了公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用，H2成立。

4. 進(jìn)一步研究

(1) 關(guān)于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

基于我國的特殊國情，本文在上述研究的基礎(chǔ)上加入了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)這一研究變量，即產(chǎn)生公益性捐贈與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交乘項(lndon_state)，公益性捐贈、控制權(quán)激勵與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交乘項(lndon_CI_state)，并設(shè)計了模型3和模型4，據(jù)此考察企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對上述研究的影響。

RT=γ0+γ1lndon+γ2lndon_state+γ3state+γ4lnsize+γ5lev+γ6roe+γ7cash+γ8top1+γ9dual+γ10idr+γ11lnsalary+γ12growth+γ13age+γ14dfl+γ15market+γ16fixed+γ17invisible+∑year+∑industry+ξ

模型3

RT=η0+η1lndon+η2lndon_CI+η3lndon_state+η4lndon_CI_state+η5state+η6CI+η7CI_state+η8lnsize+η9lev+η10roe+η11cash+η12top1+η13dual+η14idr+η15lnsalary+η16growth+η17age+η18dfl+η19market+η20fixed+η21invisible+∑year+∑industry+ζ

模型4

表4結(jié)果顯示，公益性捐贈與企業(yè)產(chǎn)權(quán)的交乘項lndon_state系數(shù)為 -0.031且在10%的統(tǒng)計水平顯著，表明公益性捐贈抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)意愿的作用在國有企業(yè)中更加明顯；公益性捐贈、控制權(quán)激勵與企業(yè)產(chǎn)權(quán)的交乘項lndon_CI_state系數(shù)為 -0.120，但統(tǒng)計檢驗不顯著，表明控制權(quán)激勵對公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間負(fù)向關(guān)系的抑制作用并沒有顯著的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異。

受特殊國情的影響，我國企業(yè)一般被分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩類，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同致使企業(yè)的經(jīng)營理念與經(jīng)營模式也不盡相同。盡管對于國有企業(yè)來說，政府的捐贈動員往往是指令性攤派，它們只能被動執(zhí)行，按照“指令”進(jìn)行捐贈[46]，但由于與政府有著“血緣”關(guān)系，其在財務(wù)與政治上都能夠得到政府的更多支持[47]，如當(dāng)企業(yè)業(yè)績不景氣或者虧損時，政府會給予他們一定的補貼[48-49]等，企業(yè)的競爭壓力減小，風(fēng)險承擔(dān)意愿隨之被弱化，且國有企業(yè)捐贈所產(chǎn)生的積極影響相對于非國有企業(yè)來說范圍更廣，力度更大，其為企業(yè)贏得的間接收益也更多，由此，國有企業(yè)的捐贈行為將進(jìn)一步降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)意愿，故公益性捐贈抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)意愿的作用在國有企業(yè)中更加顯著。兩職分離制度的出現(xiàn)導(dǎo)致了股東與管理層之間嚴(yán)重的代理問題[50]，管理層往往不持有或少量持有企業(yè)的股權(quán)，因此，其與股東獲取利益的途徑不盡一致，此時可能出現(xiàn)管理層機會主義行為，如卸責(zé)[51]、鞏固地位[52]等。而且，控制權(quán)激勵的問題同時存在于國有企業(yè)與非國有企業(yè)，故控制權(quán)激勵對公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間負(fù)向關(guān)系的抑制作用并沒有顯著的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異。

注：*，**，***分別表示10%、5%、1%的顯著性水平; 括號內(nèi)為統(tǒng)計量t值。

(2) 關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期

參照蘇冬蔚等[53]的做法，以消費物價指數(shù) CPI(1978 年為基期)調(diào)整名義GDP，取調(diào)整后實際GDP的自然對數(shù)值(lngdp)作為因變量，取1、2、3、4、5、6、7代替2010 —2016年度值作為自變量，建立線性回歸模型，得結(jié)果殘差e，該殘差值為排除時間因素的實際GDP，并將其與樣本中位數(shù)(emed)比較，若殘差e大于等于樣本中位數(shù)，則定義該年度為經(jīng)濟(jì)上行期，取值為1，否則，為經(jīng)濟(jì)下行期，取值為0(見表5)。

表5 劃分經(jīng)濟(jì)周期的數(shù)據(jù)列表

注：名義GDP和消費物價指數(shù)數(shù)據(jù)均來自于《2017年中國統(tǒng)計年鑒》，GDP數(shù)據(jù)以萬億元計。

由表5可知，2010年、2015年、2016年的殘差值小于樣本中位數(shù)，因此，本文將2011—2014年度定義為經(jīng)濟(jì)上行期，其余年度定義為經(jīng)濟(jì)下行期，并將假設(shè)中各變量之間的作用關(guān)系按照經(jīng)濟(jì)周期的劃分進(jìn)行分組回歸(見表6)，由表6模型(1)(2)可得出結(jié)論一：無論經(jīng)濟(jì)下行期，還是經(jīng)濟(jì)上行期，公益性捐贈均顯著抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；由表6模型(3)(4)可得出結(jié)論二：在經(jīng)濟(jì)下行期，控制權(quán)激勵可以顯著調(diào)節(jié)公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的抑制作用，但在經(jīng)濟(jì)上行期，這種調(diào)節(jié)作用并不顯著。

表6 基于面板模型的經(jīng)濟(jì)周期分組檢驗回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示雙尾檢驗10%、5%和1%的顯著性水平。

表7為上述分組回歸的組間差異檢驗結(jié)果，其中模型(3)(6)顯示的是組間系數(shù)差及組間系數(shù)差的P值。模型(3)中公益性捐贈的組間系數(shù)差為-0.000，組間系數(shù)差的P值為0.310，表明模型(1)(2)的分組回歸結(jié)果不存在顯著差異，與上述結(jié)論一一致，即無論經(jīng)濟(jì)下行期，還是經(jīng)濟(jì)上行期，公益性捐贈均顯著抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。模型(6)中公益性捐贈與控制權(quán)激勵交乘項的組間系數(shù)差為0.008，組間系數(shù)差的P值為0.410，表明模型(4)(5)兩組之間的回歸結(jié)果不存在顯著差異，據(jù)此對上述結(jié)論二進(jìn)行修正，即無論經(jīng)濟(jì)下行期，還是經(jīng)濟(jì)上行期，控制權(quán)激勵均可調(diào)節(jié)公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用。

隨著經(jīng)濟(jì)市場化的不斷推進(jìn)，外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對企業(yè)經(jīng)營決策的影響舉足輕重?，F(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)將經(jīng)濟(jì)周期分為兩個階段，即下行階段與上行階段。下行階段即為經(jīng)濟(jì)下行期，在此期間市場需求收縮、商品銷售滯后、資金周轉(zhuǎn)疲軟，流動資產(chǎn)對企業(yè)來說異常珍貴，此時，參與社會捐贈的企業(yè)資金會更加緊張，不太可能再有能力承擔(dān)需大量資金支持的高風(fēng)險投資項目，且捐贈帶來的社會聲譽、市場與會計業(yè)績可以成為企業(yè)的“保護(hù)傘”，這都將弱化企業(yè)對高風(fēng)險、高收益項目的積極性，使企業(yè)缺乏風(fēng)險承擔(dān)意識。在經(jīng)濟(jì)上行期，經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，市場需求旺盛、商品供不應(yīng)求、資金周轉(zhuǎn)加速，加之捐贈為企業(yè)向公眾傳遞的積極信號，使企業(yè)的運營會較為順暢，企業(yè)發(fā)展勢態(tài)良好，如此可能會弱化企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)意愿。控制權(quán)激勵使管理者熱衷于對自我價值的追求，而使企業(yè)能夠穩(wěn)定、持續(xù)的運作更是其能力的一種表現(xiàn)方式，故具有良好公司治理機制的企業(yè)，其經(jīng)營理念、運行方式、發(fā)展目標(biāo)等并不會隨著經(jīng)濟(jì)周期的變化而出現(xiàn)大幅度的變動。

表7 基于面板模型的經(jīng)濟(jì)周期分組檢驗的組間差異檢驗結(jié)果

注：*、**、***分別表示雙尾檢驗10%、5%和1%的顯著性水平。

五、 穩(wěn)健性檢驗

1. 基于面板數(shù)據(jù)模型的穩(wěn)健性檢驗

本文采用OLS多元回歸進(jìn)行假設(shè)檢驗，考慮到應(yīng)用OLS必須具備擾動項期望值均值為零、方差最小等五個假設(shè)的條件在現(xiàn)實世界里難以同時具備，以及本文的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，此處追加了面板模型的穩(wěn)健性檢驗。

為了消除混合數(shù)據(jù)樣本可能存在的自相關(guān)、異方差等數(shù)據(jù)處理問題，本文采用可行的廣義最小二乘面板數(shù)據(jù)模型對前文進(jìn)行檢驗，該模型也初步緩解了遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，所得結(jié)果與前文基本一致(見表8)。

表8 基于面板模型的多元回歸結(jié)果

注：*、**、***分別表示雙尾檢驗10%、5%和1%的顯著性水平。

2. 基于內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗

一般來說，導(dǎo)致解釋變量存在內(nèi)生性的原因有很多，如樣本選擇偏誤(遺漏變量、自選擇偏差)、度量誤差、雙向因果等。為了克服內(nèi)生性問題對研究結(jié)果的影響，本文采用了如下方法進(jìn)行檢驗。

內(nèi)生性是指模型中的解釋變量與隨機擾動項相關(guān)，據(jù)此定義，本文首先使用豪斯曼檢驗(Hausman)來判定模型中內(nèi)生性問題的存在與否?？紤]到不同行業(yè)的捐贈意愿與捐贈水平會有所不同，故選取企業(yè)公益性捐贈的行業(yè)均值作為工具變量。第一階段，將捐贈額的行業(yè)均值作為公益性捐贈的解釋變量，回歸得出殘差(e)，并將殘差帶入前文主模型進(jìn)行第二階段的回歸，結(jié)果如表9中模型(1)，殘差(e)的系數(shù)顯著不為零，故存在內(nèi)生性問題?；诖?，本文加入了兩階段回歸(2SLS)方法，將主模型中的解釋變量(公益性捐贈)替換為上述第一階段回歸中公益性捐贈的擬合值(w),再次進(jìn)行第二階段回歸，結(jié)果如表9中模型(2)，公益性捐贈擬合值(w)的系數(shù)顯著為負(fù)，與前文主檢驗結(jié)果一致。

捐贈行為不斷發(fā)生，我們不可能將所有的捐贈事件囊括在實證研究中，且企業(yè)的捐贈行為受不同的“目的”支配，其表現(xiàn)出的社會效應(yīng)也有所不同。為了克服由此引起的樣本自選擇偏差，本文選取企業(yè)公益性捐贈的行業(yè)均值作為工具變量，并引入了Heckman模型來處理內(nèi)生性問題。第一階段，基于Probit模型帶入工具變量(行業(yè)均值)回歸，并計算得出逆米爾斯比率(IMR)，第二階段，將逆米爾斯比率(IMR)帶入主模型中回歸，如表9中模型(3)所示，在控制了逆米爾斯比率之后，前文主檢驗結(jié)果依舊穩(wěn)健。

為了克服企業(yè)捐贈初始條件不同存在的“選擇性偏差”(Selection Bias)，減少觀測數(shù)據(jù)偏差等問題，本文增加了得分傾向匹配(PSM)穩(wěn)健性檢驗，將企業(yè)公益性捐贈(lndon)區(qū)分為是否捐贈(dlndon),捐贈記為1(dlndon=1)，否則為0(dlndon=0)，據(jù)此進(jìn)行Logit回歸，估計傾向得分，并按照1∶1的比例對樣本進(jìn)行匹配，再次回歸得結(jié)果，如表9中模型(4)，與前文主檢驗結(jié)果一致，說明在控制了可能存在的內(nèi)生性問題后，公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的抑制作用依然存在。

表9 基于內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

續(xù) 表

六、 結(jié)論與啟示

本文以2010—2016年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，探究了公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，并從內(nèi)部治理的角度深入分析。研究發(fā)現(xiàn)：(1) 公益性捐贈抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；(2) 控制權(quán)激勵顯著調(diào)節(jié)了公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用；(3) 公益性捐贈抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的作用在國有企業(yè)中更加顯著，但控制權(quán)激勵在公益性捐贈抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的調(diào)節(jié)作用中并沒有表現(xiàn)出顯著的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異；(4) 無論是經(jīng)濟(jì)上行期，還是經(jīng)濟(jì)下行期，公益性捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用以及控制權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用均存在。

本文的研究給予我們兩點重要啟示：其一，公益性捐贈這一社會責(zé)任投資作為企業(yè)面對不確定性外部環(huán)境的一項內(nèi)生戰(zhàn)略選擇，對企業(yè)來說，優(yōu)和劣并存。其二，代理問題的存在導(dǎo)致了企業(yè)管理層的機會主義與短視行為，而建立良好的內(nèi)部激勵機制可以減輕企業(yè)中的代理沖突，緩解捐贈對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響。契約理論認(rèn)為，由兩權(quán)分離所帶來的代理問題可以通過協(xié)調(diào)管理層與企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)的沖突得到緩解。本文的研究結(jié)果表明，控制權(quán)激勵作為一種企業(yè)的內(nèi)部治理，可以有效激勵管理層著眼于企業(yè)長期利益，將自身的利益和價值訴求與企業(yè)的資本保值增值目標(biāo)趨于同一軌道。隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和現(xiàn)代企業(yè)制度的建立與不斷完善，我國企業(yè)經(jīng)營與財務(wù)實力不斷提升，將更有條件與可能創(chuàng)新企業(yè)控制權(quán)激勵的方式與方法。因此，考慮到我國資本市場發(fā)展的多層次性，業(yè)務(wù)構(gòu)成的復(fù)雜性和多元性，成長周期的多階段性，進(jìn)一步強化公司治理、推進(jìn)現(xiàn)代企業(yè)制度建設(shè)與市場化改革已迫在眉睫。

本文的研究存在以下不足和局限：其一，本文用八項費用之和與公司主營業(yè)務(wù)收入之比來度量企業(yè)的控制權(quán)激勵水平，只考慮了在職消費等有形收益，而像特殊權(quán)力給高管帶來的自我價值實現(xiàn)的滿足感等無形收益，由于其難以量化，本文并未對其進(jìn)行取值、量化，控制權(quán)激勵這一變量的衡量存在一定的局限性。其二，部分主觀因素(如企業(yè)高管的品德和能力等)和社會因素(如制度因素、資本市場和人文價值觀等)也會對本文所研究的控制權(quán)激勵、公益性捐贈與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)三者之間的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響，我們會在后期的研究中對其進(jìn)行深入研究。