韓金紅 楊小偉

【摘要】以2006 ～ 2019年我國A股上市企業(yè)為樣本， 實證檢驗產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響及其作用路徑。 研究發(fā)現(xiàn)： 產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會更加“樂善好施”、進行更多的慈善捐贈， 且這種影響在成長性高、市場化水平高、分析師跟蹤人數(shù)多及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中更顯著。 基于作用路徑的檢驗發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策的支持有利于緩解企業(yè)的融資約束， 使企業(yè)有動機和能力進行更多慈善捐贈。 上述發(fā)現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響及其作用路徑提供了直接證據(jù)， 對理解產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟后果具有重要意義。

【關(guān)鍵詞】產(chǎn)業(yè)政策;慈善捐贈;市場化水平;融資約束

【中圖分類號】F272? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）14-0100-10

一、引言

截至2020年我國已實施十三個“五年規(guī)劃”， 其核心是通過政府的直接干預(yù)和間接引導， 為支持的行業(yè)提供各種優(yōu)惠， 實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和發(fā)展[1，2] 。 關(guān)于國家產(chǎn)業(yè)政策經(jīng)濟后果的研究， 已有學者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策的支持向外界傳遞了積極的信號， 有利于受政策支持的企業(yè)獲得銀行貸款、權(quán)益資金及政府補助等[1，3] ， 從而緩解其融資約束[2] 。 而融資約束可能會影響企業(yè)慈善捐贈。 那么， 國家產(chǎn)業(yè)政策的支持能否促使企業(yè)進行更多的慈善捐贈呢？ 如果能， 產(chǎn)業(yè)政策促進企業(yè)慈善捐贈的影響機制是什么？ 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的作用后果是否受企業(yè)內(nèi)部特征及外部環(huán)境因素的影響？

基于此， 本文采用2006 ～ 2019年我國滬深A(yù)股上市企業(yè)數(shù)據(jù)， 探討產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈的關(guān)系， 并考察市場化水平對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 結(jié)果表明： 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈顯著正相關(guān)， 且在市場化水平高的地區(qū)更顯著。 進一步地， 通過作用路徑檢驗發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策緩解了企業(yè)的融資約束， 進而促使企業(yè)進行更多的慈善捐贈。 此外還發(fā)現(xiàn)， 在成長性高、市場化水平高、分析師跟蹤人數(shù)多及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 產(chǎn)業(yè)政策對其慈善捐贈的促進作用更強。

本文的貢獻主要表現(xiàn)在以下幾個方面： ①已有研究表明， 產(chǎn)業(yè)政策對外部資源配置如銀行貸款、權(quán)益資金[1，3] 、政府補助[3] ， 以及企業(yè)經(jīng)營如投資[4] 、資本結(jié)構(gòu)調(diào)整[5] 、風險承擔[6] 等有影響， 尚未有學者研究產(chǎn)業(yè)政策如何影響企業(yè)的慈善捐贈。 因此， 本文將產(chǎn)業(yè)政策與慈善捐贈納入一個框架進行系統(tǒng)分析， 從而將產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟后果從外部資源的獲取、運營延伸到企業(yè)內(nèi)部社會責任的履行， 拓展了已有的分析框架。 ②通過檢驗企業(yè)內(nèi)部成長性特征及市場化水平、分析師跟蹤人數(shù)、媒體關(guān)注度等外部不同環(huán)境下產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響， 發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策支持企業(yè)的慈善捐贈水平受企業(yè)內(nèi)部特征及外部環(huán)境的綜合影響， 這為學術(shù)研究和實踐政策的制定提供了更為豐富的視角。 ③本文揭示了產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)慈善捐贈的傳導路徑， 是對宏觀經(jīng)濟政策與微觀經(jīng)濟行為研究的有益補充。

二、文獻綜述

已有研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以提高市場的有效性， 改善市場失靈， 促進經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[7-9] 。 Aghion等[10] 利用我國1998 ～ 2007年所有大中型企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 競爭性行業(yè)或促進行業(yè)競爭的產(chǎn)業(yè)政策提高了企業(yè)的生產(chǎn)率。 而Blonigen[11] 通過對主要鋼鐵生產(chǎn)國的鋼鐵行業(yè)產(chǎn)業(yè)政策的研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策的應(yīng)用將導致下游制造業(yè)出口競爭力的顯著下降。 同時， Chen等[1] 和王克敏等[3] 研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以改善外部融資環(huán)境， 使得受政策支持的企業(yè)易于獲得銀行貸款、權(quán)益資金及政府補助等， 緩解了受政策支持企業(yè)的融資約束[2] ， 提高了企業(yè)研發(fā)投資的積極性， 促進了企業(yè)的研發(fā)投入[4] ， 推動企業(yè)從事策略性創(chuàng)新行為[12] 。 此外， 李廣子和劉力[13] 研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策可以提高企業(yè)的信貸資金配置效率， 有利于企業(yè)提高資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度[5] ， 增強企業(yè)的風險承擔能力[6] 。

由上述文獻綜述可知， 產(chǎn)業(yè)政策改善了企業(yè)的外部環(huán)境， 提高了企業(yè)的資源獲取能力， 并對其行為產(chǎn)生了重大影響。 那么， 產(chǎn)業(yè)政策增加了企業(yè)可利用的資源后， 能否促使企業(yè)進行更多的慈善捐贈呢？ 目前尚未有研究關(guān)注此問題。 由于慈善捐贈可以幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高企業(yè)的社會聲譽[14-16] ， 改善其與消費者之間的關(guān)系， 最終提升企業(yè)價值[17，18] ， 因此， 研究產(chǎn)業(yè)政策是否促進了企業(yè)慈善捐贈至關(guān)重要。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈

產(chǎn)業(yè)政策是國家調(diào)控經(jīng)濟的一項重要手段， 可以引導有限的資源流向生產(chǎn)效率高的行業(yè)， 優(yōu)化資源配置[19] ， 緩解受政策支持企業(yè)的外部融資約束， 進而影響企業(yè)的慈善捐贈。

一方面， 從企業(yè)慈善捐贈的動機角度看， 受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)往往未來發(fā)展前景更好， 財務(wù)信息的可信度更高， 這降低了企業(yè)與外界的信息不對稱程度， 使得企業(yè)易于獲得權(quán)益融資、銀行貸款和長期負債[1，3，20] ， 從而緩解受政策支持企業(yè)的外部融資約束[2] 。 通過慈善捐贈， 企業(yè)可以提升知名度、建設(shè)品牌[14，15，21] ， 提升消費者的認可度和購買意向[22] ， 從而提高市場占有率[23] ， 對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生正面影響[14，24] ， 最終提高企業(yè)價值[17，18] 。 因此， 基于戰(zhàn)略目的[25] ， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)在融資約束得到緩解后， 有動機進行更多的慈善捐贈。 而未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)信息不對稱程度嚴重， 在銀行信貸市場的融資能力受限[26] ， 只有在滿足自身發(fā)展需要之后才有動機進行慈善捐贈， 因此未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈更少。

另一方面， 從企業(yè)慈善捐贈的能力角度看， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)易于獲得外部融資[1，3，20] ， 也可能享受更多的政府補助和稅收優(yōu)惠[3，27] ， 故受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金更充足， 更有能力進行更多的慈善捐贈， 提高企業(yè)價值[17，18] 。 而我國企業(yè)普遍存在融資約束問題[28] ， 相較于受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)信息不對稱程度高， 因此難以在銀行信貸市場融資[26] ， 融資約束問題更為嚴重， 故未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金不足， 慈善捐贈更少。

綜上所述， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)未來發(fā)展前景會更好， 有利于緩解其外部融資約束， 促使其獲得更多的資金， 因此， 為追求更大的企業(yè)價值， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有動機和能力進行更多的慈善捐贈。 基于此， 本文提出假設(shè)1：

H1： 相對于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈更多。

（二）產(chǎn)業(yè)政策、市場化水平與企業(yè)慈善捐贈

由上述分析可知， 產(chǎn)業(yè)政策的支持可以改善企業(yè)的外部融資環(huán)境， 提高企業(yè)的融資能力。 而外部融資環(huán)境的重要影響因素是市場化水平。 在我國的市場化進程中， 由于資源稟賦、地理位置等差異， 市場化水平不同的地區(qū)， 其金融發(fā)展程度相差甚遠、極不平衡， 因此對于市場化水平不同的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對慈善捐贈的作用效果會存在顯著差異。

一方面， 從企業(yè)慈善捐贈的動機看， 在市場化水平高的地區(qū)， 政府對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的干預(yù)減少， 金融體系健全， 市場機制發(fā)揮了更充分的作用， 各種信息在市場中流動速度加快， 因此企業(yè)進行慈善捐贈的信息能夠得到有效傳播， 這有助于企業(yè)提升知名度[14，15] ， 從而提升消費者的認可度和購買意愿[22] ， 最終提高企業(yè)價值[17，18] 。 因此， 在市場化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)融資約束得到緩解后， 為提高其價值， 有更強的動機進行慈善捐贈。 相對而言， 在市場化水平低的地區(qū)， 金融體系不健全， 使得受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)資金可獲得性差[29] 。 而當?shù)卣畬Y金配置擁有廣泛的裁量權(quán)， 且面臨著政治晉升錦標賽帶來的高壓力[30] ， 因此有動機要求獲取政府資源的企業(yè)擴大經(jīng)營規(guī)模[31] ， 貢獻更多GDP。 因此， 在市場化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)為獲取政府資源， 更傾向于將資金用于擴大經(jīng)營規(guī)模， 從而進行慈善捐贈的動機不足， 慈善捐贈更少。 可見， 相較于市場化水平低的地區(qū)， 市場化水平高的地區(qū)政府干預(yù)少、金融體系健全， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有更強的動機進行慈善捐贈。

另一方面， 從企業(yè)慈善捐贈的能力看， 在市場化水平高的地區(qū)， 受政策支持的企業(yè)易于獲得外部融資[1，3，20] 。 同時， 由于信息在市場中流動速度加快， 企業(yè)與銀行之間的信息不對稱程度顯著降低， 使得受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)容易獲得更多的貸款[26] ， 從而有能力進行更多的慈善捐贈。 而在市場化水平低的地區(qū)， 金融體系不健全， 外部資源更多依靠政府配置， 資金持有集中度高、流動存在滯后性， 多數(shù)企業(yè)銀行貸款成本高、可獲得性差[32] ， 因而在市場化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)面對慈善捐贈更多是有心無力， 慈善捐贈更少。 可見， 相較于市場化水平低的地區(qū)， 在市場化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更容易獲得外部融資， 資金更充足， 從而有能力進行更多的慈善捐贈。

綜上所述， 相對于市場化水平低的地區(qū)， 在市場化水平高的地區(qū)由于政府干預(yù)少、金融體系健全， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更容易獲取外部融資， 資金更充足， 因此會進行更多的慈善捐贈。 基于此， 本文提出假設(shè)2：

H2： 相對于市場化水平低的地區(qū)， 在市場化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的促進作用更顯著。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于自2006年起， 企業(yè)慈善捐贈數(shù)據(jù)才規(guī)范披露， 故本文以2006 ～ 2019年我國A股上市企業(yè)為樣本， 并對數(shù)據(jù)做如下處理： ①剔除金融類企業(yè); ②剔除ST、?ST上市企業(yè); ③剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本; ④借鑒曾偉強等[33] 的做法， 剔除所屬證監(jiān)會行業(yè)分類中按年度少于10個的樣本， 共得到19110個樣本數(shù)據(jù)。 本文數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。 實證檢驗使用Stata 15.0進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計， 并對所有連續(xù)變量分別在兩端進行1%的縮尾處理（Winsorize）。

（二）變量定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)慈善捐贈。 參考Chen等[34] 、Du[35] 及胡珺等[36] 的研究， 以企業(yè)當年慈善捐贈金額與營業(yè)收入的比值乘以1000來衡量。

2. 解釋變量： 產(chǎn)業(yè)政策。 本文研究的期間是2006 ～ 2019年， 涉及國家“十一五”規(guī)劃（2006 ～ 2010年）、“十二五”規(guī)劃（2011 ～ 2015年）和“十三五”規(guī)劃（2016 ～ 2019年）。 因此根據(jù)“十一五”“十二五”“十三五”規(guī)劃以及證監(jiān)會頒布的《上市企業(yè)行業(yè)分類指引（2012年修訂）》的內(nèi)容， 在借鑒祝繼高等[37] 、陳冬華和姚振曄[38] 對產(chǎn)業(yè)政策劃分方法的基礎(chǔ)上， 通過篩選五年規(guī)劃文件， 將其中存在“鼓勵”“支持”等字眼的行業(yè)定義為產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)， 如果上市企業(yè)所屬行業(yè)屬于產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)， 賦值為1， 否則賦值為0。

3. 調(diào)節(jié)變量： 市場化水平。 本文主要采用王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告》（2018）中各地區(qū)市場化相對進程數(shù)據(jù)來確定市場化水平， 市場化指數(shù)越大代表市場化水平越高。 根據(jù)企業(yè)所處省份市場化進程指數(shù)是否大于該年度所有省份市場化進程指數(shù)中位數(shù)進行分類， 大于中位數(shù)的取值為1， 否則為0。 由于數(shù)據(jù)截至2016年， 對于2017 ～ 2019年市場化進程數(shù)據(jù)， 本文參考楊興全等[39] 、吳娜等[40] 的做法予以補充。

4. 控制變量。 本文參考高勇強等[16] 、許年行和李哲[41] 、鮑豐華等[42] 、鄒萍[43] 及鄭登津和謝德仁[44] 等的研究方法， 選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金持有、托賓Q值等指標作為控制變量。 回歸過程中控制了年度、行業(yè)固定效應(yīng)。 回歸模型中主要變量及其計算方法見表1。

（三）模型設(shè)計

為檢驗假設(shè)1和假設(shè)2， 參考已有研究構(gòu)建模型（1）：

上述模型中， H1的驗證是將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（1）進行回歸， 若產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)顯著為正， 則H1得到驗證。 將樣本企業(yè)分為市場化水平高和市場化水平低兩組， 分別代入模型（1）進行回歸。 若在市場化水平高組產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)顯著為正， 而在市場化水平低組產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)不顯著， 則假設(shè)2得到驗證。

五、實證檢驗及結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了本文回歸模型（1）中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

如表2所示， 企業(yè)慈善捐贈（Dona）的最小值為0， 最大值為6.167， 標準差為0.962， 說明不同企業(yè)間慈善捐贈規(guī)模存在較大差異。 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的均值為0.640， 說明有64.0%的企業(yè)受產(chǎn)業(yè)政策的支持， 這與祝繼高等[37] 的均值64.2%、陳冬華和姚振曄[38] 的均值61.2%接近。 市場化水平（Mar）的均值為0.549， 說明有54.9%的企業(yè)處于市場化水平高的地區(qū)。

（二）多元回歸結(jié)果及分析

1. 產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈。 為檢驗H1， 將全樣本數(shù)據(jù)代入上述模型（1）進行回歸， 回歸結(jié)果如表3所示。

在表3中， 回歸方程F值為19.6555， 達到了1%的顯著性水平， 說明回歸方程設(shè)計合理， 整體有較好的解釋能力。 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)為0.0588， 在5%的水平上顯著， 說明相對于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更加“樂善好施”， 慈善捐贈更多。 這主要在于產(chǎn)業(yè)政策可以引導資源流向， 促使受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)獲得更多的外部資源， 緩解了企業(yè)的外部融資約束。 通過慈善捐贈， 企業(yè)可以提升知名度、建設(shè)企業(yè)品牌， 提升消費者的認可度和購買意向， 從而提高市場占有率， 對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生正面影響， 最終提高企業(yè)價值。 因此， 受政策支持的企業(yè)在緩解融資約束后有動機和能力進行更多的慈善捐贈。 H1得到驗證。

控制變量方面， 托賓Q值（TQ）、銷售收入比（ME）的系數(shù)顯著為正， 與預(yù)期一致， 說明企業(yè)價值越高、廣告支出越多， 企業(yè)慈善捐贈越多[41] 。 存貨資產(chǎn)比（Inv）、董事會規(guī)模（Bdsize）的系數(shù)顯著為正， 說明企業(yè)期末存貨占總資產(chǎn)的比例越高、董事會規(guī)模越大， 企業(yè)慈善捐贈越多， 與鮑豐華等[42] 、鄒萍[43] 的研究一致。 獨立董事占比（Idp）、高管持股比例（Exshr）的系數(shù)也顯著為正， 說明獨立董事占比越高、高管持股比例越高， 企業(yè)慈善捐贈越多。 這主要在于慈善捐贈有利于提高企業(yè)價值， 而獨立董事越多， 越有利于董事會吸納專業(yè)人員的意見， 促使企業(yè)參與慈善捐贈; 又因為企業(yè)價值越高， 持股高管獲利越多， 因此高管持股比例越高的情況下， 企業(yè)越有動機進行慈善捐贈。 資產(chǎn)負債率（Lev）、固定資產(chǎn)比（Ppe）與企業(yè)慈善捐贈呈顯著負相關(guān)關(guān)系， 說明企業(yè)面臨的還款壓力越大、固定資產(chǎn)的維持和重置成本越高， 企業(yè)慈善捐贈越少。

2. 產(chǎn)業(yè)政策、市場化水平與企業(yè)慈善捐贈。 為檢驗H2， 按照市場化水平的高低， 將企業(yè)分為市場化水平高和市場化水平低兩個樣本組， 并分組代入回歸模型（1）， 回歸結(jié)果如表4所示。

在表4中， 市場化水平高、市場化水平低樣本組， 回歸方程的F值分別為11.6012、11.8427， 均達到了1%的顯著性水平， 這說明回歸方程在分組情況下設(shè)計合理， 整體依然具有較強的解釋能力。 在市場化水平高的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)為0.0718， 達到了5%的顯著性水平; 而在市場化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策（IP）的系數(shù)不顯著。 這說明相對于市場化水平低的地區(qū)， 在市場化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的促進作用更顯著， 即在市場化水平高的地區(qū)企業(yè)慈善捐贈規(guī)模更大， 該結(jié)果驗證了H2。

由此說明， 在市場化水平高的地區(qū)， 政府對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)、金融體系干預(yù)少， 市場機制發(fā)揮了更充分的作用。 由于受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)未來發(fā)展前景好， 且在市場化水平高的地區(qū)外部資源相對豐富， 因此， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)易于獲得外部資源， 緩解其融資約束， 而慈善捐贈對企業(yè)財務(wù)業(yè)績、價值等有正向促進作用， 因此， 在市場化水平高的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)有動機和能力進行更多的慈善捐贈。 而在市場化水平低的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策的支持未能促進企業(yè)慈善捐贈。 原因可能是： 在市場化水平低的地區(qū)， 外部資源持有相對集中， 政府對資源的配置有較大的裁量權(quán)， 由于政府面臨較大的“晉升錦標賽”壓力， 其會要求獲得政府資源的企業(yè)擴大經(jīng)營規(guī)模， 以貢獻更多GDP， 因此企業(yè)的外部資源可獲得性差、成本較高。 在獲得有限的資源后， 企業(yè)更可能是優(yōu)先滿足生產(chǎn)經(jīng)營所需， 因此， 在市場化水平低的地區(qū)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈的動機和能力不足。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 替換企業(yè)慈善捐贈度量方式。 為減少收入波動性帶來的影響， 本文參考山立威等[23] 、潘越等[45] 的做法， 以企業(yè)慈善捐贈金額除以前三年營業(yè)收入的均值乘以1000作為替代變量， 代入上文回歸模型（1）進行檢驗， 回歸結(jié)果如表5所示。

在表5中， 全樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0504， 達到了10%的顯著性水平; 市場化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0903， 達到了5%的顯著性水平; 在市場化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果增強了上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 說明相對于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈更多; 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響過程中， 市場化水平起到了調(diào)節(jié)作用， 即相對市場化水平低的地區(qū)， 在市場化水平高的地區(qū)， 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的促進作用更顯著。

2. 固定效應(yīng)模型。 考慮到其他無法觀測的因素可能影響產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈的關(guān)系， 本文借鑒張嬈等[6] 的研究， 使用固定效應(yīng)模型弱化對本文實證結(jié)果的影響， 回歸結(jié)果如表6所示。

表6中， 全樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0588， 達到了5%的顯著性水平; 市場化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0718， 同樣達到了5%的顯著性水平; 在市場化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果說明， 在考慮了其他無法觀測因素的影響后， 本文的實證結(jié)果依然穩(wěn)健。 H1和H2得到驗證。

3. 傾向得分匹配法（PSM）。 為減少內(nèi)生性問題的影響， 本文借鑒楊興全等[19] 、巫岑等[5] 的做法， 采取傾向得分匹配法（PSM）。 具體地， 以產(chǎn)業(yè)政策（IP）作為解釋變量， 企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、現(xiàn)金持有（Cash）、托賓Q值（TQ）、固定資產(chǎn)比（Ppe）及存貨資產(chǎn)比（Inv）作為控制變量， 進行l(wèi)ogit回歸。 PSM過程中， 本文分別采取最鄰近距離一對一有放回和無放回進行匹配， 回歸后滿足平衡測試。 然后以匹配樣本重新代入上述模型（1）進行回歸， 結(jié)果如表7所示。

表7中， 在一對一有放回匹配或一對一無放回匹配后的回歸結(jié)果中， 全樣本與市場化水平高樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)至少達到了10%的顯著性水平， 而在市場化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)均不顯著。 該結(jié)果說明通過PSM減少內(nèi)生性問題帶來的影響后， 實證結(jié)果依然穩(wěn)健， H1和H2得到驗證。

4. 替換企業(yè)慈善捐贈缺失值。 由于財務(wù)數(shù)據(jù)缺失并非外生因素導致， 為排除企業(yè)慈善捐贈的缺失值對實證結(jié)果的影響， 本文借鑒Curtis等[46] 、許年行和李哲[41] 的做法， 將企業(yè)慈善捐贈缺失值替換為0， 代入上述模型（1）進行回歸， 結(jié)果如表8所示。

表8中， 全樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0341， 達到了10%的顯著性水平; 市場化水平高樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0517， 達到5%的顯著水平， 而在市場化水平低樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 該結(jié)果說明在考慮了企業(yè)慈善捐贈缺失值的影響后， 結(jié)果依然穩(wěn)健， H1、H2得到驗證。

六、影響機制分析

產(chǎn)業(yè)政策可以調(diào)整資源流向， 緩解企業(yè)外部融資約束， 使得企業(yè)有動機和能力從事更多的慈善捐贈， 以追求企業(yè)價值最大化[17，18] 。 上文已證實受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈更多， 那么， 產(chǎn)業(yè)政策是否通過緩解融資約束促進企業(yè)慈善捐贈呢？

鞠曉生等[47] 、盧盛峰和陳思霞[48] 的研究表明， Sa指數(shù)能夠很好地反映我國企業(yè)的融資約束程度。 其中Sa越小， 說明企業(yè)融資約束程度越低。 本文將檢驗Sa指數(shù)是否在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈之間具有顯著的中介效應(yīng)。 借鑒溫忠麟等[49] 、陳凌和陳華麗[50] 的研究， 本文在模型（1）的基礎(chǔ)上設(shè)立模型（2）、模型（3）， 然后以融資約束（Sa）作為中介變量， 檢驗其在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈之間的中介效應(yīng)。

借鑒溫忠麟等[49] 、陳凌和陳華麗[50] 的研究， 檢驗中介效應(yīng)需要四個步驟： 由于H1已經(jīng)得到驗證， 此處不再重復(fù)步驟一。 步驟二， 如果模型（2）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1和模型（3）中融資約束Sa的系數(shù)β2都顯著為負， 說明產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的促進作用是通過緩解融資約束來實現(xiàn)。 步驟三， 如果模型（3）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1顯著為正， 說明融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈之間具有部分中介效應(yīng)， 若β1不顯著， 則表示融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈之間具有完全中介效應(yīng)。 步驟四， 如果模型（2）中產(chǎn)業(yè)政策IP的系數(shù)β1和模型（3）中融資約束Sa的系數(shù)β2兩個系數(shù)中有一個不顯著， 則進行Sobel檢驗; 如果Sobel檢驗顯著， 說明融資約束中介效應(yīng)顯著， 否則融資約束中介效應(yīng)不顯著。 基于此， 本文將全樣本數(shù)據(jù)代入模型（2）、模型（3）進行回歸， 回歸結(jié)果如表9所示。

在表9模型（2）的回歸結(jié)果中， IP的系數(shù)為

-0.0135， 達到了5%的顯著性水平， 模型（3）的回歸結(jié)果中， Sa的系數(shù)為-0.1405， 達到了1%的顯著性水平， 滿足了上述步驟二的要求。 接下來執(zhí)行步驟三： 檢查模型（3）中IP系數(shù)的顯著性。 由于在模型（3）中IP的系數(shù)為0.0569， 達到了5%的顯著性水平， 說明融資約束在產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)慈善捐贈之間具有中介效應(yīng)， 即產(chǎn)業(yè)政策支持通過緩解企業(yè)的融資約束， 促使企業(yè)更加“樂善好施”， 從而進行更多的慈善捐贈。

七、進一步研究

（一）成長性

成長性不同的企業(yè)， 其對外部資源的依賴程度不同。 高成長性的企業(yè)， 可以獲得較多的成長機會， 內(nèi)部資源難以滿足自身發(fā)展需求。 產(chǎn)業(yè)政策的支持可以緩解高成長性企業(yè)的融資約束， 企業(yè)在緩解融資約束后， 通過增加慈善捐贈可以幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象、提高企業(yè)的社會聲譽[14-16] ， 改善與消費者之間的關(guān)系， 最終提升企業(yè)價值[17，18] ， 從而吸引更多的投資， 促進其發(fā)展。 因此， 本文預(yù)期產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)中高成長性企業(yè)將進行更多慈善捐贈， 追求更高的企業(yè)價值。

借鑒鄭登津和謝德仁[44] 、潘越等[45] 的研究， 本文用營業(yè)收入增長率反映企業(yè)成長性。 將成長性高于所在行業(yè)、年度中位數(shù)的企業(yè)定義為高成長性企業(yè)， 并賦值為1， 否則定義為低成長性企業(yè)， 并賦值為0。 將樣本企業(yè)分為高成長性和低成長性兩組， 分別代入模型（1）進行回歸。 回歸結(jié)果如表10所示。

表10中， 高成長性樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0661， 達到了10%的顯著性水平， 而低成長性樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明相對于低成長性企業(yè)， 高成長性企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會進行更多的慈善捐贈。 本文的預(yù)期得到驗證。

（二）分析師跟蹤數(shù)量

陳冬華和姚振曄[38] 的研究表明， 分析師跟蹤的人數(shù)越多， 企業(yè)股價反映的信息越多。 產(chǎn)業(yè)政策的支持會緩解企業(yè)的融資約束[2] ， 促使其進行更多的慈善捐贈。 而分析師跟蹤能夠捕獲企業(yè)慈善捐贈的正面信息并向市場傳遞， 從而幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高其股價[14，15，17，18] 。 因此， 本文預(yù)期在分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會進行更多的慈善捐贈， 以幫助企業(yè)提升價值。

借鑒陳冬華和姚振曄[38] 的研究， 本文按行業(yè)、年度取中位數(shù)， 將分析師跟蹤人數(shù)大于所在行業(yè)、年度中位數(shù)的企業(yè)定義為分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)， 并賦值為1， 否則定義為分析師跟蹤數(shù)量少的企業(yè)， 并賦值為0。 將樣本分為分析師跟蹤數(shù)量多和分析師跟蹤數(shù)量少兩組， 分別代入模型（1）進行回歸， 回歸結(jié)果如表11所示。

表11中， 分析師跟蹤數(shù)量多的樣本組產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0624， 達到了10%的顯著性水平， 而在分析師跟蹤數(shù)量少的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明在分析師跟蹤數(shù)量多的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會進行更多的慈善捐贈， 以幫助企業(yè)樹立品牌、提升價值。 本文的預(yù)期得到驗證。

（三）媒體關(guān)注度

已有研究表明， 媒體發(fā)揮了信息中介作用， 有效緩解了企業(yè)與外部利益相關(guān)者的信息不對稱問題[38] ， 進而對股票定價產(chǎn)生重大影響。 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)由于融資約束的緩解會進行更多的慈善捐贈， 而這種行為會通過媒體的積極報道幫助企業(yè)樹立良好的品牌形象， 提高其社會聲譽和消費者的認可度[14-16，22] ， 最終提高企業(yè)的股價。 因此， 本文預(yù)期在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會進行更多的慈善捐贈。

基于此， 本文參考陳冬華和姚振曄[38] 的研究， 并考慮企業(yè)規(guī)?？赡軒淼脑胍?， 以企業(yè)年度內(nèi)新聞媒體報道數(shù)量與企業(yè)規(guī)模的比值來衡量企業(yè)的媒體關(guān)注度， 并按行業(yè)、年度取中位數(shù)。 當企業(yè)媒體關(guān)注度高于中位數(shù)時定義為媒體關(guān)注度高組， 并賦值為1， 否則定義為媒體關(guān)注度低組， 并賦值為0。 將樣本企業(yè)分為媒體關(guān)注度高和媒體關(guān)注度低兩組， 分別代入上述模型（1）進行回歸， 回歸結(jié)果如表12所示。

表12中， 媒體關(guān)注度高的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)為0.0643， 達到了10%的顯著性水平， 而在媒體關(guān)注度低的樣本組， 產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)不顯著。 這說明在媒體關(guān)注度高的企業(yè)中， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)會進行更多的慈善捐贈， 以幫助企業(yè)提高聲譽、提升價值。 本文的預(yù)期得到驗證。

八、結(jié)論及建議

產(chǎn)業(yè)政策作為政府調(diào)控國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展方向的重要措施， 對企業(yè)外部環(huán)境及其內(nèi)部經(jīng)營行為都產(chǎn)生了重大影響。 本文將企業(yè)慈善捐贈行為納入產(chǎn)業(yè)政策的研究框架， 并基于動機和能力兩個視角對二者關(guān)系進行探討。 研究發(fā)現(xiàn)： 相對于未受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)， 受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)慈善捐贈更多， 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響主要通過緩解企業(yè)的融資約束這種機制來實現(xiàn)。 同時， 本文研究發(fā)現(xiàn)， 產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的促進作用在成長性高、分析師跟蹤人數(shù)多、市場化水平高及媒體關(guān)注度高的企業(yè)中更顯著。

本文結(jié)論對產(chǎn)業(yè)政策的評價及實踐具有重要意義： 首先， 本文研究表明， 產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)更加“樂善好施”， 會進行更多的慈善捐贈。 因此， 政府部門應(yīng)重視產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的積極影響， 全面評價產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)行為的作用后果， 促使企業(yè)積極履行社會責任。 其次， 本文將產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)慈善捐贈的影響及其作用路徑進行了充分探索， 為宏觀經(jīng)濟政策影響微觀企業(yè)行為提供了現(xiàn)實證據(jù)， 有利于更好地理解產(chǎn)業(yè)政策的經(jīng)濟后果。

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