摘 ? 要：本文選用2007—2018年我國A股上市公司作為研究樣本，探究了慈善捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，融資約束在這一過程中發(fā)揮了部分中介作用;國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)以及盈利狀況較好的企業(yè)中，捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯。因此，企業(yè)要勇于承擔(dān)自身的社會責(zé)任，積極參與慈善捐贈。

關(guān)鍵詞：捐贈行為;社會責(zé)任;企業(yè)創(chuàng)新;工具變量;負(fù)二項回歸

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2020.11.002

中圖分類號：D632.9;F273.1 ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ? ? ? ? 文章編號：1003-9031（2020）11-0011-12

一、引言

創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的驅(qū)動力，現(xiàn)有文獻(xiàn)已從多種角度探討了影響企業(yè)創(chuàng)新的各種因素。張玉明等（2016）認(rèn)為企業(yè)文化與企業(yè)創(chuàng)新之間存在相關(guān)性。Hsu et al.（2014）研究發(fā)現(xiàn)一國的金融環(huán)境顯著影響該國企業(yè)創(chuàng)新。袁建國等（2015）發(fā)現(xiàn)公司政治關(guān)聯(lián)是影響公司創(chuàng)新的重要因素。隨著公眾對企業(yè)社會責(zé)任（CSR）的關(guān)注度不斷提高，越來越多的學(xué)者開始探討其與創(chuàng)新之間的關(guān)系。

慈善捐贈是企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任的一種重要方式。一方面，我國歷來推崇“贈人玫瑰，手有余香”，企業(yè)捐贈既是為他人伸出援助之手，也能從中提升企業(yè)社會形象;另一方面，企業(yè)能從捐贈過程中獲取資源，運(yùn)用這些資源也可能會影響今后的創(chuàng)新活動。但現(xiàn)有文獻(xiàn)著重探討了捐贈與企業(yè)業(yè)績或研發(fā)投入之間的關(guān)系，鮮有文章考察其對創(chuàng)新的影響。此外，由于捐贈與創(chuàng)新之間存在互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，現(xiàn)有的國內(nèi)文獻(xiàn)幾乎無一例外的采用與企業(yè)財務(wù)相關(guān)的指標(biāo)作為慈善捐贈的工具變量，如張敏等（2013）、郭玥等（2018）的研究將行業(yè)均值或銷售費(fèi)用與營業(yè)收入的比值作為工具變量，而由于這些因素并非完全外生于企業(yè)創(chuàng)新，使得模型的內(nèi)生性并未得到控制。

基于此，本文以2007—2018年的A股上市公司作為樣本，試圖研究捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者顯著正相關(guān)。為了控制模型的內(nèi)生性，本文參考Chen et al.（2016）的研究，以上市公司周圍的重點宗教場所數(shù)量作為慈善捐贈的工具變量來檢驗慈善捐贈與企業(yè)新的關(guān)系。為了進(jìn)一步探究捐贈對創(chuàng)新的影響機(jī)制，本文引入了反映企業(yè)融資約束程度的KZ指數(shù)，探究該指標(biāo)是否發(fā)揮了中介作用，結(jié)果發(fā)現(xiàn)捐贈能通過緩解企業(yè)融資約束來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。此外，進(jìn)一步分組發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)、大企業(yè)及盈利狀況更好的企業(yè)中捐贈更能促進(jìn)創(chuàng)新。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新

企業(yè)通過捐贈承擔(dān)了社會責(zé)任，如在2020年新冠疫情期間，各類企業(yè)紛紛捐款，塑造了良好的社會形象，企業(yè)可獲取營銷優(yōu)勢。

慈善捐贈能為企業(yè)創(chuàng)新營造良好的外部條件。Lys et al.（2012）提出當(dāng)企業(yè)參與捐贈活動時，會向外界釋放企業(yè)現(xiàn)金流充裕的信號，這往往表示企業(yè)管理層對未來前景看好，公司的估值會隨著預(yù)期現(xiàn)金流的增加而相應(yīng)提升，最終反映在股價上，這將有助于企業(yè)通過定向增發(fā)等形式進(jìn)行融資，緩解企業(yè)的融資約束。胡珺等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，通過捐贈，企業(yè)能樹立良好的社會形象，提升聲譽(yù)，進(jìn)而吸引更多潛在投資者。銀行也會依據(jù)企業(yè)的捐贈行為提高對企業(yè)的信任度，從而更可能向企業(yè)發(fā)放貸款。因此，無論從投資者還是銀行的角度引申，捐贈均能緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而為企業(yè)的創(chuàng)新活動提供充足的現(xiàn)金流支持。此外，張敏等（2013）認(rèn)為捐贈還有利于構(gòu)建“政企聯(lián)系”。企業(yè)捐贈為政府分擔(dān)一部分壓力，而政府為了回饋企業(yè)，也會相應(yīng)給予一些優(yōu)待，這促進(jìn)了“政企聯(lián)系”的形成，對企業(yè)之后的創(chuàng)新活動大有裨益。

捐贈并不總是對企業(yè)有利。Manso（2011）的研究表明，由于創(chuàng)新是一個漫長的過程，企業(yè)在此過程中必須擁有穩(wěn)定的現(xiàn)金流。依據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)在進(jìn)行融資決策時會優(yōu)先考慮內(nèi)源融資而非外部融資，企業(yè)創(chuàng)新的大部分資金來源于內(nèi)源融資。而捐贈會減少其內(nèi)源現(xiàn)金流，使得企業(yè)可能無法獲得充足的資金用于研發(fā)，這會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

綜上，本文認(rèn)為捐贈可能通過緩解融資約束的方式促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，也可能通過減少內(nèi)部現(xiàn)金流的方式阻礙企業(yè)創(chuàng)新，具體影響取決于兩種效應(yīng)的相對大?。ㄒ妶D1），由此提出如下假設(shè)：

H1a：慈善捐贈會促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

H1b：慈善捐贈會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

（二）慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新——對不同類型企業(yè)的影響

劉慧龍等（2010）認(rèn)為國有企業(yè)能配合政府完成各項工作，承擔(dān)更大的社會責(zé)任，參加更多的捐贈活動。憑借其天然的“政企聯(lián)系”能獲得更多的政府補(bǔ)貼，進(jìn)而將這些資源用于創(chuàng)新。由此，提出如下假設(shè)：

H2：若H1a成立，則相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯。

企業(yè)規(guī)模對于企業(yè)創(chuàng)新具有重要影響。Brown et al.（2006）發(fā)現(xiàn)大企業(yè)能投入用于研發(fā)創(chuàng)新的資金更多，而小企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度更高，難以通過外源融資獲取大量資金，小企業(yè)捐贈會占用企業(yè)的部分內(nèi)部資金，進(jìn)而阻礙企業(yè)創(chuàng)新。此外，顧雷雷和歐陽文靜（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，考慮到媒體更多關(guān)注大企業(yè)捐贈而忽視了小企業(yè)捐贈，使得小企業(yè)的捐贈行為難以被公眾所知曉，相比之下大企業(yè)會依靠媒體宣傳擴(kuò)大用戶基礎(chǔ)，吸引更多人才流入，進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。由此，提出如下假設(shè)：

H3：若H1a成立，則相較于小企業(yè)，大企業(yè)捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯。

當(dāng)企業(yè)的ROA越高時，企業(yè)盈利狀況越好，企業(yè)有充足的現(xiàn)金流同時進(jìn)行捐贈與創(chuàng)新，此時并不存在捐贈對創(chuàng)新所需現(xiàn)金流的嚴(yán)重擠占。當(dāng)企業(yè)的盈利狀況不佳時，企業(yè)更可能是為了獲取政策利好（如政府補(bǔ)貼等優(yōu)惠）來參與捐贈，以期盡快改善的盈利狀況，此時企業(yè)捐贈對創(chuàng)新影響不大?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

H4：若H1a成立，則相較于盈利較差的企業(yè)，盈利狀況較好企業(yè)的捐贈對創(chuàng)新的促進(jìn)效果更為明顯。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取2007—2018年滬深兩地的A股上市公司作為研究樣本①。在本區(qū)間依照如下原則對樣本進(jìn)行篩選：剔除掉金融類公司;剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本;剔除ST、*ST的樣本;剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本。為了降低離群值對結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量按照上下1%分位進(jìn)行縮尾處理，共得到了21294觀測值。

本文使用的專利數(shù)據(jù)取自CNRDS數(shù)據(jù)庫，其他樣本公司的財務(wù)與治理數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，所有實證數(shù)據(jù)通過stata16.0軟件及Excel進(jìn)行處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新

本文以上市公司當(dāng)年獲得的專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新，并采用了兩種指標(biāo)用于分析。一是企業(yè)當(dāng)年獲得的發(fā)明專利數(shù)（invent），這是由于發(fā)明專利相對于其他專利類型對創(chuàng)新的貢獻(xiàn)更大;二是企業(yè)當(dāng)年獲得的所有專利數(shù)（total）。對以上兩種指標(biāo)均進(jìn)行了對數(shù)處理。為了避免某些數(shù)值為0取對數(shù)后可能帶來的缺失值影響，本文在計算自然對數(shù)時會先將專利數(shù)量加1。

2.解釋變量：慈善捐贈

參考戴亦一等（2014）的做法，本文設(shè)置兩個變量度量企業(yè)捐贈。一是虛擬變量donation_if，若公司i在第t年內(nèi)的捐贈數(shù)額大于0，則其取值為1，反之則取值為0;二是donation，代表公司i在第t年所捐贈數(shù)額的自然對數(shù)，若公司i在第t年未披露其捐贈數(shù)額，則視為該年度公司的捐贈數(shù)為0，此時不對該數(shù)值做對數(shù)處理。

3.控制變量

除了捐贈，還有許多因素會影響企業(yè)創(chuàng)新。參照黎文靖等（2016）的研究，本文設(shè)置了如下的控制變量：公司總規(guī)模（size）、公司盈利能力（roa）、公司的資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、公司成長性（growth），公司的研發(fā)投入（rd），公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）。具體測度方面，為了減少異方差對模型造成的干擾，同時降低離群值的影響，本文依據(jù)張敏等（2013）的做法，對公司規(guī)模、研發(fā)投入等連續(xù)變量進(jìn)行對數(shù)處理。此外，借鑒袁建國等（2015）的研究，將公司的成長性定義為企業(yè)總資產(chǎn)的增長率，并以企業(yè)當(dāng)年凈利潤在期末總資產(chǎn)中所占的比重衡量企業(yè)盈利能力?？紤]到公司所處的行業(yè)（ind）與被調(diào)查年份（year）等因素也可能會影響企業(yè)創(chuàng)新，因此本文控制了公司的行業(yè)固定效應(yīng)與年固定效應(yīng)。各變量的具體定義見表1。

（三）計量模型設(shè)計

鑒于企業(yè)的創(chuàng)新常具有滯后性，本文以第t+1期企業(yè)獲得的專利數(shù)作為被解釋變量，同時也對第t+2期的時滯效應(yīng)進(jìn)行了分析。在實證檢驗時，本文選用了面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，在主回歸中引入捐贈傾向與捐贈數(shù)額的交互項，將其定義為interact，并控制了行業(yè)與年度的固定效應(yīng);為降低異方差對結(jié)果產(chǎn)生的干擾，本文中的所有回歸均采用了穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。為了研究企業(yè)捐贈傾向?qū)ζ髽I(yè)當(dāng)年獲得專利數(shù)的影響，構(gòu)建如下回歸模型：

totali，t+1=？茁0+？茁1interacti，t+？茁2？撞controlsi，t+？撞ind+？撞year+？著i，t ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

inventi，t+1=？茁0+？茁1interacti，t+？茁2？撞controlsi，t+？撞ind+？撞year+？著i，t ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

四、實證結(jié)果分析

（一）相關(guān)性分析

表2報告了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果顯示，各變量之間的相關(guān)系數(shù)值均較小，這表明模型不存在完全多重共線性。從相關(guān)性來看，企業(yè)捐贈與衡量企業(yè)創(chuàng)新的專利總數(shù)之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.125，Spearman相關(guān)系數(shù)為0.104，且均在1%的水平上顯著，說明捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)進(jìn)行捐贈有助于創(chuàng)新。此外，公司規(guī)模、總資產(chǎn)回報率及研發(fā)投入也與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，說明規(guī)模越大、盈利能力越好及研發(fā)投入越大的公司具有更強(qiáng)的創(chuàng)新能力。企業(yè)性質(zhì)與公司創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)的性質(zhì)為國有等因素對企業(yè)創(chuàng)新有一定的抑制作用。值得注意的是，企業(yè)總資產(chǎn)的增長率也與企業(yè)創(chuàng)新負(fù)相關(guān)，一個可能的解釋是由于企業(yè)剛開始時為初創(chuàng)企業(yè)，規(guī)模并不大但增長潛力很大，而企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新需要較長的時間，因此剛開始的高增長無法立刻提升企業(yè)的創(chuàng)新能力，而隨著企業(yè)的成長，企業(yè)規(guī)模逐漸擴(kuò)大且增速放緩，創(chuàng)新能力也隨之提升。

（二）基礎(chǔ)回歸分析

由表3中基礎(chǔ)模型的回歸結(jié)果可知：模型（1）研究企業(yè)捐贈對企業(yè)當(dāng)年獲得的專利總數(shù)的影響，從交互項的系數(shù)可以看出，兩者在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明企業(yè)參與捐贈能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，從而有效支持了假設(shè)H1a。模型（2）研究企業(yè)捐贈對企業(yè)當(dāng)年獲得的發(fā)明專利數(shù)的影響，結(jié)果表明在企業(yè)當(dāng)年有捐贈的前提下，企業(yè)捐贈的金額每增加1%，企業(yè)獲得的發(fā)明專利數(shù)將上升0.009%，同樣支持了捐贈有助于企業(yè)創(chuàng)新的假設(shè)。

從控制變量來看，模型總體顯著。其中企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)回報率均與企業(yè)創(chuàng)新之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)性質(zhì)等因素與企業(yè)創(chuàng)新顯著負(fù)相關(guān)，這些結(jié)果與前文針對相關(guān)系數(shù)的分析結(jié)論一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.對內(nèi)生性的控制

在本研究中，可能存在的內(nèi)生性問題主要是捐贈與創(chuàng)新之間的反向因果問題。即當(dāng)企業(yè)的創(chuàng)新能力較強(qiáng)時，企業(yè)在本行業(yè)往往具有很高的地位，企業(yè)基于鞏固自身地位同時為了維持良好社會形象等方面的考慮會經(jīng)常進(jìn)行捐贈，因此企業(yè)創(chuàng)新也能正向影響企業(yè)捐贈，這也使得本文的研究可能存在內(nèi)生性問題。在基礎(chǔ)回歸模型中，已采用滯后一期的形式在一定程度上緩解互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。為了進(jìn)一步控制模型潛在的內(nèi)生性，本研究使用兩階段工具變量法進(jìn)行處理?；贑hen et al.（2016）的研究，本文以上市公司總部周圍50公里范圍內(nèi)的重點宗教場所（包括寺廟與道觀）的數(shù)量作為工具變量。一方面，上市公司周圍的宗教場所越多，上市公司受此影響可能會進(jìn)行更多的捐贈;另一方面，某地宗教場所數(shù)量的多少與該地的歷史文化和傳統(tǒng)習(xí)俗關(guān)系密切，但對于企業(yè)的創(chuàng)新活動并不產(chǎn)生直接的影響，該工具變量與基礎(chǔ)模型的被解釋變量無關(guān)，因而可以較好地匹配工具變量要求。

由表3 IV-2SLS回歸結(jié)果可知：上市公司周邊的重點宗教場所數(shù)（religion）與企業(yè)捐贈傾向之間呈正相關(guān)關(guān)系，且估計系數(shù)在1%的水平上顯著，表明企業(yè)周圍的宗教場所會影響企業(yè)捐贈。由于該研究采用單工具變量，一階段回歸系數(shù)的t值為4.59，大于3.2的臨界值，說明其通過了弱工具變量檢驗，證明該工具變量并非弱工具變量。捐贈傾向與專利數(shù)量之間在5%的水平上顯著正相關(guān)，這再次支撐了假設(shè)H1a，表明在控制模型潛在的內(nèi)生性后，企業(yè)捐贈仍能顯著提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

2.采用負(fù)二項回歸模型

由于本文的被解釋變量是企業(yè)獲得的專利數(shù)，所有樣本取值均為非負(fù)整數(shù)?？紤]到不少的樣本年度所獲專利數(shù)為0，會使得該變量呈現(xiàn)明顯的左偏而非正態(tài)特征，若使用線性模型可能無法使回歸效果達(dá)到最佳。因此在穩(wěn)健性檢驗部分，本研究采用負(fù)二項回歸模型，以企業(yè)當(dāng)年獲得的總專利數(shù)作為被解釋變量，同時以企業(yè)捐贈規(guī)模作為解釋變量構(gòu)建模型（5），得到的回歸結(jié)果在表4中展示?？梢钥吹剑Ｐ停?）中解釋變量的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這表明企業(yè)的慈善捐贈活動能顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，采用新的模型設(shè)定也進(jìn)一步證實了原結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.考察更長的預(yù)測窗口

為了進(jìn)一步分析企業(yè)創(chuàng)新對慈善捐贈的時滯效應(yīng)，本文使用了滯后兩期（t+2期）的專利數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果表明，在選用更長的預(yù)測窗口來考察時滯效應(yīng)的影響后，企業(yè)捐贈與創(chuàng)新之間仍具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

五、進(jìn)一步分析

（一）基于融資約束的中介效應(yīng)

如前文所述，捐贈可以通過提升公司股價，擴(kuò)大公司的潛在投資者群體，提高公司的銀行貸款可獲得性以及獲取政府補(bǔ)貼等多種形式來緩解融資約束，而企業(yè)的融資約束程度越低，企業(yè)的融資壓力就越小，企業(yè)就有充裕的現(xiàn)金流，這為企業(yè)創(chuàng)新活動的順利進(jìn)行提供了必要的保障。因此，選用融資約束程度作為企業(yè)捐贈與創(chuàng)新之間的中介變量具有理論上的可行性。換言之，企業(yè)進(jìn)行捐贈可能會通過降低企業(yè)所受的融資約束程度來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

為了檢驗這一中介效應(yīng)是否存在，本文參考了魏志華等（2014）的研究思路，采用排序邏輯回歸的方法構(gòu)造了反映企業(yè)融資約束程度的KZ指數(shù)（KZ指數(shù)越大，企業(yè)融資約束程度越高），具體計算方法如下：

（3）

以KZ指數(shù)作為中介變量，依據(jù)溫忠麟等（2004）提出的經(jīng)典中介檢驗三步法，本文繼續(xù)構(gòu)造了如下模型：

kzindexi，t=？茁0+？茁1donationi，t+？茁2？撞controlsi，t+？撞ind+？撞year+？著i，t ? ? ? ? ? ? ?（4）

totali，t+1=？茁0+？茁1donationi，t+？茁2kzindexi，t+？茁3？撞controlsi，t+？撞ind+？撞year+？著i，t ? ?（5）

中介檢驗三步法的具體步驟如下：第一步，檢驗基準(zhǔn)模型中捐贈對創(chuàng)新的回歸系數(shù)是否顯著，只有結(jié)果顯著才可進(jìn)行后續(xù)檢驗;第二步，通過式（4）檢驗原模型的解釋變量是否能顯著影響中介變量KZ指數(shù)，若能，才可進(jìn)行第三步檢驗;第三步，依據(jù)式（5），將解釋變量與中介變量一同對被解釋變量創(chuàng)新進(jìn)行回歸，并查看回歸結(jié)果，只有當(dāng)中介變量的回歸系數(shù)顯著才能證明其發(fā)揮了中介作用。同時，若解釋變量的回歸系數(shù)亦顯著，表明中介變量發(fā)揮部分中介效應(yīng)，而若解釋變量的回歸系數(shù)不顯著，證明中介變量發(fā)揮完全中介效應(yīng)。

中介效應(yīng)檢驗結(jié)果在表5中報告。由于在計算KZ指數(shù)時，選用的部分變量在某些年份存在缺失值，因而本文將這些缺失值剔除，使得模型最終的觀測值個數(shù)減少到14731個。在表7中，模型1、2、3分別對應(yīng)中介檢驗法第一、二、三步的內(nèi)容。第一步里捐贈的回歸系數(shù)顯著為正，這與前文的結(jié)論一致，均表明慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新有正相關(guān)關(guān)系。第二步中捐贈的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)捐贈有助于緩解融資約束。第三步在第一步的基礎(chǔ)上引入了KZ指數(shù)這一中介變量進(jìn)行驗證，發(fā)現(xiàn)捐贈的回歸系數(shù)顯著為正，而中介變量KZ指數(shù)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明KZ指數(shù)在捐贈影響創(chuàng)新的路徑中發(fā)揮了部分中介作用。此外，表5還進(jìn)一步報告了Sobel檢驗的結(jié)果，可以看出，模型的p值均小于0.05，代表模型拒絕原假設(shè)，即該部分中介效應(yīng)成立。

從最終的機(jī)制檢驗結(jié)果來看，捐贈可以通過降低企業(yè)面臨的融資約束程度這一路徑來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，該結(jié)論與前文的分析內(nèi)容一致。

（二）異質(zhì)性檢驗

1.考慮企業(yè)性質(zhì)的影響

為了驗證假設(shè)H2，本文將全樣本依據(jù)企業(yè)性質(zhì)分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩組，并在不同的組內(nèi)分別考察捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的影響，檢驗結(jié)果見表6。由表6可知，在國有企業(yè)中，采用兩種不同的衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的口徑，donation的回歸系數(shù)均為正，且在5%的水平上保持顯著，證明捐贈能顯著提升國有企業(yè)的創(chuàng)新水平，而非國有企業(yè)捐贈對企業(yè)創(chuàng)新不產(chǎn)生顯著影響，故假設(shè)H2成立。這說明，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)捐贈能帶來更多的資源，對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果也更為明顯。

2.考慮企業(yè)綜合實力的影響

企業(yè)的綜合實力與其捐贈行為有著緊密的聯(lián)系。當(dāng)一家企業(yè)擁有較強(qiáng)的綜合實力時，該企業(yè)往往會承擔(dān)更大的社會責(zé)任，相應(yīng)捐贈活動也隨之增多。這類企業(yè)通過由捐贈產(chǎn)生的媒體效應(yīng)也會獲得更高的曝光度，進(jìn)而吸引更多的消費(fèi)者關(guān)注，促進(jìn)企業(yè)的產(chǎn)品營銷，同時由于企業(yè)擁有更為良好的聲譽(yù)，企業(yè)也能獲得更優(yōu)質(zhì)的資源用于后續(xù)的研發(fā)與創(chuàng)新活動。因此，當(dāng)企業(yè)的綜合實力越強(qiáng)時，捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用可能越明顯。

本文采用企業(yè)規(guī)模與企業(yè)盈利能力兩種指標(biāo)衡量企業(yè)的綜合實力。按照企業(yè)期末總資產(chǎn)的大小，本研究將全樣本企業(yè)劃分為大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)兩組，并在不同的組內(nèi)分別驗證捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的影響，表7的Panel A報告了分組檢驗結(jié)果。從中可以看出，大規(guī)模企業(yè)的捐贈規(guī)模與專利數(shù)量之間具有顯著正相關(guān)關(guān)系，而小規(guī)模企業(yè)的捐贈規(guī)模對專利數(shù)無顯著影響，表明規(guī)模較大的企業(yè)進(jìn)行捐贈更加有助于創(chuàng)新，故假設(shè)H3成立。

此外，本文依據(jù)企業(yè)的總資產(chǎn)回報率（ROA）大小與全樣本ROA中位數(shù)之間的關(guān)系將企業(yè)劃分為盈利狀況較好的企業(yè)與盈利狀況較差的企業(yè)，表7的Panel B報告了分組檢驗結(jié)果。可以看到，在盈利狀況較好的企業(yè)中，捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間的回歸系數(shù)為0.016，且在1%的水平上顯著，而盈利狀況較差企業(yè)的捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間并不具有顯著關(guān)系，故假設(shè)H4成立。

綜上，從企業(yè)規(guī)模與盈利能力兩維度的分組檢驗結(jié)果來看，企業(yè)的綜合實力越強(qiáng)，捐贈對創(chuàng)新的促進(jìn)作用會更加明顯。

六、研究結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文基于2007—2018年A股上市公司數(shù)據(jù)，探討了慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，得到了如下結(jié)論：企業(yè)捐贈有利于企業(yè)創(chuàng)新，這種正向影響作用在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗后仍成立;企業(yè)捐贈可以緩解企業(yè)融資約束，并通過這一路徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新;捐贈與企業(yè)創(chuàng)新之間的正相關(guān)關(guān)系具有一定的異質(zhì)性，在國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)以及盈利狀況較好的企業(yè)中，捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更明顯。

（二）啟示

企業(yè)要勇于承擔(dān)自身的社會責(zé)任，積極參與捐贈。企業(yè)捐贈有助于營造良好穩(wěn)定的社會環(huán)境，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造有利的外部條件;企業(yè)捐贈也有利于創(chuàng)新，從而推進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略布局，為企業(yè)的長期發(fā)展奠定良好的基礎(chǔ);國有企業(yè)與綜合實力較強(qiáng)的企業(yè)更應(yīng)加大力度投身于捐贈活動中，形成示范效應(yīng)，推動企業(yè)效益與社會效益協(xié)同發(fā)展。

（責(zé)任編輯：夏凡）

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收稿日期：2020-07-28

作者簡介：陳智康（1998-），男，湖北黃岡人，中南財經(jīng)政法大學(xué)金融學(xué)院碩士研究生。