朱 滔， 涂躍俊

一、引 言

2021年8月17日，中共中央財經(jīng)委員會第十次會議指出，要構(gòu)建初次分配、再分配、三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排，扎實促進全體人民共同富裕。區(qū)別于初次分配中的市場配置機制和再分配中的行政調(diào)節(jié)機制，三次分配的動力機制有賴于社會力量的積極自愿性參與。其中，慈善捐贈是三次分配的重要內(nèi)容和主要形式。根據(jù)《慈善藍皮書：中國慈善發(fā)展報告(2020)》，慈善捐贈活動日益成為公司在承擔社會責任和打造自身影響力方面的重要投資決策。然而，慈善捐贈作為一種無償贈予資產(chǎn)所有權(quán)或名義所有權(quán)的行為，需要公司將一定數(shù)額的資金、實物或者服務贈予有需要的對象。這勢必會減少公司能夠直接控制和配置的財務資源，不利于公司短期會計業(yè)績的提升。因此，在我國上市公司廣泛實施的業(yè)績型股權(quán)激勵下，管理層為達到行權(quán)業(yè)績條件，是否存在削減公司慈善捐贈、降低公司社會責任承擔的現(xiàn)象？本文就此問題展開系統(tǒng)研究，這對于理解上市公司股權(quán)激勵政策與三次分配制度安排之間的協(xié)同效應具有理論與實踐意義。

在我國業(yè)績型股權(quán)激勵的政策背景下，被授予股權(quán)激勵的管理層除了需要達到行權(quán)業(yè)績條件外，還需要將公司股價維持在一定水平，才能夠通過行權(quán)最終實現(xiàn)激勵收益，這兩個條件缺一不可?；趯I(yè)績型股權(quán)激勵核心特征的分析，本文提出權(quán)衡假說，認為被授予股權(quán)激勵的管理層需要在會計業(yè)績達標和維持理想股價之間進行權(quán)衡。這將促使公司并不會一味地削減慈善捐贈，而僅是通過降低管理層機會主義慈善捐贈，以應對行權(quán)業(yè)績條件達標的壓力。同時，管理層也傾向于通過維持戰(zhàn)略性慈善捐贈，以保持公司良好的社會聲譽、穩(wěn)定股價。本文以2009—2017年期間實施過股權(quán)激勵的公司為樣本，采用雙重差分計量模型對權(quán)衡假說進行實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著管理層股權(quán)激勵強度的提高，公司慈善捐贈會顯著下降，但僅限于管理層機會主義慈善捐贈，而戰(zhàn)略性慈善捐贈則沒有顯著變化。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在融資約束較嚴重、代理成本較高、股價崩盤風險較高和信息透明度較高的公司中，管理層股權(quán)激勵強度的提高顯著降低了機會主義慈善捐贈。同時當公司面臨較高股價崩盤風險時，管理層傾向于增加公司戰(zhàn)略性慈善捐贈以穩(wěn)定股價。這些實證結(jié)論表明，當管理層面臨高強度股權(quán)激勵時，會選擇性地削減不同類型的慈善捐贈水平，以實現(xiàn)在會計業(yè)績達標和維持理想股價之間的平衡，從而支持了本文的權(quán)衡假說。

相比現(xiàn)有文獻，本文的增量貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：首先，在我國業(yè)績型股權(quán)激勵的政策背景下，業(yè)績行權(quán)條件達標和維持公司股價是股權(quán)激勵兩個不可分割的核心條件，現(xiàn)有文獻缺乏對管理層如何在兩者之間進行權(quán)衡的研究?；趯蓹?quán)激勵核心特征的分析，本文首次提出了股權(quán)激勵對公司慈善捐贈影響的權(quán)衡假說，豐富了股權(quán)激勵的相關(guān)理論分析。其次，本文也構(gòu)成了對慈善捐贈領(lǐng)域文獻的有益補充。大量文獻研究了慈善捐贈的動機，包括利他性、戰(zhàn)略性和管理層機會主義動機等。但現(xiàn)有文獻尚鮮有關(guān)注當管理層面臨強度較高的股權(quán)激勵這一特定情景時，如何權(quán)衡短期會計業(yè)績達標和社會責任承擔之間的矛盾。本文結(jié)論表明，管理層會選擇性地削減不同類型的慈善捐贈，這為認識慈善捐贈的動機提供了新的視角和經(jīng)驗證據(jù)。最后，本文所得研究結(jié)論具有重要的政策啟示。本文發(fā)現(xiàn)隨著管理層股權(quán)激勵強度的提高，公司的確降低了慈善捐贈，但僅限于管理層機會主義慈善捐贈。因此，本文所得結(jié)論一定程度上消除了對管理層面臨行權(quán)業(yè)績條件壓力可能選擇降低公司社會責任承擔的顧慮，為鼓勵和推進股權(quán)激勵的施行提供了積極的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)管理層股權(quán)激勵與公司慈善捐贈

公司實施股權(quán)激勵的初衷是為了協(xié)調(diào)“股東—管理者”之間的利益沖突，將管理者的利益與公司價值聯(lián)系在一起。但是由于股東與管理者之間信息不對稱，管理者出于最大化自身利益的考慮，使得股權(quán)激勵帶來的實際效果往往具有兩面性。

有別于西方發(fā)達資本市場國家的股權(quán)激勵安排，根據(jù)《上市公司股權(quán)激勵管理辦法(試行)》的要求，我國上市公司的股權(quán)激勵均采用業(yè)績型激勵的制度安排，即只有在達到行權(quán)業(yè)績條件的前提下，股權(quán)激勵對象才能獲得所授股份的行使權(quán)。圍繞行權(quán)業(yè)績條件，文獻發(fā)現(xiàn)在股權(quán)激勵實施前，為了降低考核基期業(yè)績，高管進行了向下的真實盈余管理。股權(quán)激勵實施后，同樣存在通過真實盈余管理或應計盈余管理來達到行權(quán)業(yè)績條件的情況，尤其是當公司真實業(yè)績臨近行權(quán)業(yè)績條件時，管理層存在強烈的盈余管理動機，以實現(xiàn)“踩線”達標的目的。更為嚴重的情況是，管理層甚至會削減研發(fā)投入、廣告支出等長期投資進行真實盈余管理，以換取短期會計業(yè)績的改善。這些研究事實上表明行權(quán)業(yè)績條件并非唾手可得，否則，管理層也無須通過真實盈余管理等嚴重扭曲公司資源配置的手段來調(diào)節(jié)短期會計業(yè)績。與此同時，已有研究發(fā)現(xiàn)慈善捐贈對公司可用于運營、研發(fā)或扭虧的資源產(chǎn)生了擠占效應，因此，在管理層面臨行權(quán)業(yè)績條件壓力的情況下，管理層作為“理性經(jīng)濟人”存在削減慈善捐贈的動機，從而將更多資源直接配置到能夠在短期內(nèi)提高公司會計業(yè)績的方面，以便達成行權(quán)業(yè)績條件。因此，本文預期在業(yè)績型股權(quán)激勵的背景下，管理層被授予的股權(quán)激勵強度越高，提升短期會計業(yè)績達標的動機越強，越可能削減公司慈善捐贈，據(jù)此，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：管理層股權(quán)激勵強度越高，公司會顯著削減慈善捐贈。

(二)管理層股權(quán)激勵與管理層機會主義慈善捐贈、戰(zhàn)略性慈善捐贈

股權(quán)激勵行權(quán)首先需要達到行權(quán)業(yè)績條件，但行權(quán)最終是否能夠?qū)崿F(xiàn)激勵收益才是股權(quán)激勵產(chǎn)生激勵效果的關(guān)鍵。劉井建等研究發(fā)現(xiàn)較低的股權(quán)激勵強度是股權(quán)激勵效果不理想的重要原因，相當一部分達成業(yè)績指標要求后獲得行權(quán)資格的管理層，并未從股票期權(quán)中獲得理想收益。行權(quán)是否帶來收益，帶來多大的收益，取決于公司股票的市場表現(xiàn)，股價越高行權(quán)帶來的激勵收益也越高。相反，如果公司股價大幅下跌，股票期權(quán)可能成為虛值期權(quán)，喪失行權(quán)價值。因此，被授予股權(quán)激勵的管理層不僅面臨業(yè)績壓力，而且面臨維持理想股價的壓力。但達成行權(quán)業(yè)績條件和維持理想股價兩個目標并非完全一致。比如，通過真實活動盈余管理“踩線”達標，會扭曲公司資源配置，給長期維持理想股價帶來困難。而且，市場一旦識別出管理層的敗德行為，公司股價就會大幅下跌，將嚴重影響激勵收益。因此，被授予股權(quán)激勵的管理層需要在業(yè)績達標和維持理想股價之間權(quán)衡。

從是否有助于增強長期競爭優(yōu)勢、提高企業(yè)價值的角度，慈善捐贈動機可劃分為戰(zhàn)略性和管理層機會主義兩種動機。Porter, M. E., Kramer, M. R., “The Competitive Advantage of Corporate Philanthropy”, , Vol.80, No.1, 2002, pp.56-68. 戰(zhàn)略性慈善捐贈動機認為，慈善捐贈是增強企業(yè)競爭優(yōu)勢的一種長期投資。Donaldson, T., Preston, L., “The Stakeholder Theory of the Modern Corporation: Concepts, Evidence and Implications”, , Vol.79, No.2, 1995, pp.431-468. 基于轉(zhuǎn)型時期的中國資本市場，研究發(fā)現(xiàn)慈善捐贈可以幫助公司建立良好的政治關(guān)系、銀企關(guān)系和市場聲譽，幫助企業(yè)獲得融資便利、政府補助和投資機會等戰(zhàn)略性資源，并有助于企業(yè)更好地抵御負面信息給公司股價帶來的沖擊。Godfrey, P. C., “The Relationship between Corporate Philanthropy and Shareholder Wealth: A Risk Management Perspective”, , Vol.30, No.4, 2005, pp.777-798. 總的來說，戰(zhàn)略性慈善捐贈表現(xiàn)出較強的“工具性”特征，是公司換取利益和相關(guān)資源的一種戰(zhàn)略性投資行為。而管理層機會主義慈善捐贈動機則認為，慈善捐贈是管理者贏得個人聲譽和地位的自利行為，機會主義慈善捐贈以犧牲公司股東利益為代價，換取管理層自身的私有利益，是代理成本的一種表現(xiàn)，對企業(yè)績效有負面影響。Atkinson L., Galaskiewicz, J., “Stock Ownership and Company Contributions to Charity”, , Vol.33, No.4, 1988, pp.82-100.

綜上，戰(zhàn)略性慈善捐贈能夠幫助企業(yè)在長期中獲取資源，樹立良好的社會聲譽，防止股價大幅下跌對股權(quán)激勵收益帶來負面影響，因此，本文預期公司不會隨意削減戰(zhàn)略性慈善捐贈。而機會主義慈善捐贈作為管理層為獲取自身利益而采取的機會主義行為，削減機會主義慈善捐贈，可以增加公司可直接配置的財務資源，有利于行權(quán)業(yè)績條件的達成。因此，本文預期管理層的股權(quán)激勵強度越高，削減機會主義慈善捐贈的動機越強。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：管理層股權(quán)激勵強度越高，公司將顯著削減管理層機會主義慈善捐贈，而戰(zhàn)略性慈善捐贈則沒有顯著變化。

三、數(shù)據(jù)來源、樣本選擇與變量定義

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

研究數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，初始樣本為2009—2017年滬、深A股實行股票期權(quán)和限制性股票激勵的公司。根據(jù)研究需要：(1)剔除ST、PT公司；(2)剔除金融、保險行業(yè)的公司；(3)剔除主要研究變量缺失的公司；(4)剔除在樣本期間多次實行股權(quán)激勵的公司，最終得到4 422個“公司—年”樣本。為避免極端異常值的影響，本文對研究中所有連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理。

(二)研究變量

慈善捐贈。借鑒山立威等和李維安等，采用總資產(chǎn)和銷售收入調(diào)整的慈善捐贈金額(乘100)作為公司慈善捐贈水平的代理變量，分別記為Don_TA和Don_Sale。其中慈善捐贈來自財務報表附注中披露的營業(yè)外收支(非)公益性捐贈一欄。

戰(zhàn)略性和管理層機會主義慈善捐贈。已有文獻發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模越大、績效越好、成長性越高和國有企業(yè)對戰(zhàn)略性慈善捐贈的需求越高。借鑒曹海敏和孟元的方法，建立如下回歸模型：

,=+,-1+,-1+,-1+,-1+,-1++,+,

其中，是慈善捐贈?；貧w的預測值代表戰(zhàn)略性捐贈，殘差項代表機會主義慈善捐贈。預測中分別采用_和_作為被解釋變量，分別預測總資產(chǎn)調(diào)整和銷售收入調(diào)整的戰(zhàn)略性慈善捐贈和機會主義慈善捐贈。

股權(quán)激勵強度(Incentive)。借鑒Bergstresser等，Bergstresser, D., Thomas., P., “CEO Incentives and Earnings Management”, , Vol.80, No.3, 2006, pp.511-529.采用股價變動1%帶來的股權(quán)價值變動占全部報酬的比重來反映股權(quán)激勵的強度。由于本文雙重差分計量模型需要考察股權(quán)激勵前后慈善捐贈變化，因此股權(quán)激勵強度計算公式中僅包含股權(quán)激勵方案中被授予的股票數(shù)量，不包括管理層已經(jīng)持有的存量股票。管理層股權(quán)激勵強度的計算公式如下：

進一步，根據(jù)雙重差分計量模型需要，將股權(quán)激勵強度設(shè)置為虛擬變量。具體而言，根據(jù)股權(quán)激勵方案中管理層股權(quán)激勵強度，管理層股權(quán)激勵強度大于樣本中位數(shù)的公司，在樣本期之內(nèi)均取1，小于中位數(shù)的公司，在樣本期之內(nèi)均取0。

股權(quán)激勵時間變量()。由于股權(quán)激勵通常會有一年等待期，因此在公司實行股權(quán)激勵后一年開始的年份取1，股權(quán)激勵當年及之前的年份取0。

其他控制變量的定義見表1。

表1 變量定義

(三)實證模型

采用如下公司固定效應的雙重差分模型來考察股權(quán)激勵強度差異對慈善捐贈的影響：

,=+,×,+,+∑+,+++,

其中，是慈善捐贈水平，分別取慈善捐贈、戰(zhàn)略性和機會主義慈善捐贈，是所有控制變量，是公司固定效應。由于采用公司固定效應模型，而取值依據(jù)股權(quán)激勵方案，在樣本區(qū)間內(nèi)該值均無變化，因此未進入回歸模型。模型中重點關(guān)注交互項×的系數(shù)，假設(shè)1預測顯著為負。當為戰(zhàn)略性慈善捐贈時，假設(shè)2預測不顯著。當為機會主義慈善捐贈時，假設(shè)2預測顯著為負。

值得一提的是，很多不可觀測的因素會影響公司選擇是否實行股權(quán)激勵。因此，本文將樣本限制為實施過股權(quán)激勵的公司，按股權(quán)激勵強度()對公司進行分組的研究設(shè)計，可以更好地對不可觀測的選擇性因素加以控制，以緩解選擇性偏差帶來的內(nèi)生性問題。在穩(wěn)健性檢驗中，將實施股權(quán)激勵的公司與未實行的公司進行配對，采用配對的雙重差分模型(PSM-DID)，不改變基本結(jié)論。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。慈善捐贈方面，樣本公司_和_的標準差約為各自均值的3倍，表明不同公司的慈善捐贈水平存在較大差異。的均值為18.1%，意味著國企實施股權(quán)激勵的數(shù)量要顯著少于非國企的數(shù)量。

表2 研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3報告了關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)。表3顯示，除慈善捐贈兩個變量外，其他變量之間均不存在高度的線性相關(guān)性。從公司特征來看，激勵強度較高的公司，慈善捐贈水平更高。非國企和業(yè)績好的公司，慈善捐贈水平更高。而高杠桿、大規(guī)模和高成長的公司，慈善捐贈水平更低。

表3 關(guān)鍵變量的相關(guān)系數(shù)表

表4 管理層股權(quán)激勵對慈善捐贈的影響

(二)管理層股權(quán)激勵對公司慈善捐贈的影響

表4報告了管理層股權(quán)激勵對慈善捐贈的影響。結(jié)果顯示，交互項×的系數(shù)顯著為負，表明股權(quán)激勵實施后，管理層股權(quán)激勵強度更高的公司，慈善捐贈下降幅度顯著增大。這種下降在經(jīng)濟意義上也是重要的，由于股權(quán)激勵強度較高的公司_均值為258，×的回歸系數(shù)為-11，意味著慈善捐贈(_)在股權(quán)激勵實施后下降了46.63%(-1.1%/2.58%)。整體而言，表4的實證結(jié)果支持假設(shè)1。

(三)管理層股權(quán)激勵對戰(zhàn)略性、管理層機會主義慈善捐贈的影響

表5報告了管理層股權(quán)激勵對不同類型慈善捐贈的影響。結(jié)果顯示，隨著股權(quán)激勵強度的提高，管理層機會主義慈善捐贈顯著下降，而戰(zhàn)略性慈善捐贈有所增長，但在統(tǒng)計上并不顯著，從而支持假設(shè)2。進一步，在未報告的結(jié)果中，我們發(fā)現(xiàn)真實盈余管理水平更高的公司中，股權(quán)激勵對管理層機會主義慈善捐贈的負向影響更為顯著，而戰(zhàn)略性慈善捐贈則沒有顯著變化，表明真實盈余管理水平較高的公司，管理層在業(yè)績達標和維持理想股價之間面臨更大的權(quán)衡壓力，仍支持假設(shè)2。

(四)穩(wěn)健性檢驗

首先，采用配對的雙重差分模型(PSM-DID)進一步考察內(nèi)生性問題的影響。具體而言，樣本區(qū)間實施股權(quán)激勵的公司Treat取1，截至2017年從未實施過股權(quán)激勵的公司Treat取0。按照實施過股權(quán)激勵的公司(實驗組)在股權(quán)激勵前一年的特征變量(包括所有的控制變量)，對所有樣本期間未進行股權(quán)激勵的公司(對照組)進行有放回的1對1配對。配對后實驗組和對照組公司在股權(quán)激勵前，所有特征變量均沒有顯著差異，慈善捐贈增長率也沒有顯著差異。因此，可以認為配對后實驗組和對照組公司滿足平行趨勢假設(shè)。股權(quán)激勵時間變量定義為1，實施股權(quán)激勵前1年和當年取0，實施股權(quán)激勵后的1到5年取1。配對的雙重差分模型回歸結(jié)果見表6。表6顯示，當取慈善捐贈和機會主義慈善捐贈時，×的系數(shù)顯著為負，股權(quán)激勵導致機會主義慈善捐贈下降，并帶動慈善捐贈整體水平的下降，仍支持研究假設(shè)1和2。

表5 管理層股權(quán)激勵對戰(zhàn)略性、管理層機會主義慈善捐贈的影響

表6 股權(quán)激勵對慈善捐贈影響的雙重差分回歸結(jié)果

其次，采用年報公告日附近[-1,3]共5個交易日的累計超常收益()，考察了戰(zhàn)略性和管理層機會主義慈善捐贈的市場反應。如表7所示，發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略性慈善捐贈水平越高或增加越多，累計超常收益顯著更高，表明戰(zhàn)略性慈善捐贈具有積極的信號作用，有助于提振公司股價。而管理層機會主義慈善捐贈水平與累積超額收益未呈現(xiàn)顯著相關(guān)，表明機會主義慈善捐贈沒有信號作用，這可能是由于管理層機會主義慈善捐贈更為隱蔽，不易被投資者所識別。市場反應檢驗的結(jié)果與戰(zhàn)略性、機會主義慈善捐贈所蘊含的經(jīng)濟含義相一致。

表7 戰(zhàn)略性慈善捐贈(SDon)和機會主義慈善捐贈(PDon)的市場反應(CAR)

再次，結(jié)合已有研究文獻，將是否虧損、政治關(guān)聯(lián)、管理者特征(董事長學歷、年齡和性別)、行業(yè)競爭程度、廣告支出、現(xiàn)金持有、無形資產(chǎn)占比等影響戰(zhàn)略性慈善動機的因素納入曹海敏和孟元的模型中，重新區(qū)分戰(zhàn)略性和機會主義慈善捐贈，如表8所示，不改變研究結(jié)論。

表8 重新區(qū)分戰(zhàn)略性和機會主義慈善捐贈

然后，安慰劑檢驗。隨機生成公司實施股權(quán)激勵的年份，類似地定義股權(quán)實施后一年開始取1，其他年份取0，重復上述回歸，結(jié)果如表9所示，不改變研究結(jié)論。其他的檢驗還包括，剔除上市當年已經(jīng)實行股權(quán)激勵的樣本公司，這些樣本公司大多數(shù)在上市前已經(jīng)實施股權(quán)激勵。重新定義時間變量()，股權(quán)激勵通常有明確的有效期，將設(shè)定為股權(quán)激勵等待期到有效期之間的年份取1，其他年份取0。將樣本限制到2016年及以前實行股權(quán)激勵的公司，以保證每一家Post都能夠取到1和0兩個值，均不改變研究結(jié)論。

表9 隨機生成公司股權(quán)激勵年份后，高管股權(quán)激勵對慈善捐贈的影響

最后，考慮股權(quán)激勵的類型。對股票期權(quán)和限制性股票進行了分組回歸，結(jié)果顯示在管理層被授予限制性股票的樣本組中，激勵強度越高，公司自利性慈善捐贈減少越多，同時戰(zhàn)略性慈善捐贈增加越多，仍支持權(quán)衡假說。在管理層被授予股票期權(quán)的樣本組中，激勵強度對慈善捐贈沒有顯著影響。這是因為，限制性股票的行權(quán)價格一般以股價的50%為基礎(chǔ)，因此，只要股價下跌不超過50%，被授予對象仍需要在達成業(yè)績條件和維持理想股價之間權(quán)衡。而股票期權(quán)的行權(quán)價格以股價為參照，因此，即便股價小幅度下跌，也將導致股票期權(quán)的行權(quán)價值為零，因此，我們預期只有在股票期權(quán)的行權(quán)價值尚處于實值狀態(tài)下(簡單起見，用股票的年末收盤價大于股票期權(quán)的行權(quán)價作為股票期權(quán)價值尚處于實值狀態(tài)的依據(jù))，管理層才會面臨業(yè)績達標和維持理想股價之間權(quán)衡的壓力。在股票期權(quán)價值處于實值的子樣本中，回歸結(jié)果顯示激勵強度越高，公司自利性慈善捐贈減少越多，戰(zhàn)略性慈善捐贈增加越多。綜上，分組回歸結(jié)果仍支持權(quán)衡假說。

五、進一步分析

根據(jù)前文的分析，管理層實現(xiàn)股權(quán)激勵收益需要同時滿足兩個條件，一是達到行權(quán)業(yè)績條件，二是將公司股價維持在理想水平。本文從融資約束和代理成本兩個角度對行權(quán)業(yè)績條件做進一步驗證，從股價崩盤風險和信息透明度兩個角度對維持理想股價做進一步驗證，以期對權(quán)衡假說提供更為具體的經(jīng)驗證據(jù)。

(一)融資約束的調(diào)節(jié)效應

已有研究表明，慈善捐贈有助于公司獲得金融資源，從而緩解融資約束，因此，當公司面臨較高的融資約束時，預期管理層不會削減公司的戰(zhàn)略性慈善捐贈，因為這可能會進一步加劇公司的融資約束。但管理層可以選擇削減機會主義慈善捐贈以增加可配置的財務資源，這有利于提升公司的短期會計業(yè)績，以便達到行權(quán)業(yè)績條件。

依據(jù)Hadlock和PierceHadlock, C., Pierce, J., “New Evidence on Measuring Financial Constraints: Moving Beyond the KZ Index”, , Vol.23, No.5, 2010, pp.1909-1940. 提出融資約束SA指數(shù)，SA通常為負數(shù)，該值越大代表融資約束越嚴重。SA的計算公式為：-0737*+0043*2-004*，其中，是總資產(chǎn)的自然對數(shù)(單位：百萬元)，是上市的年齡。該指數(shù)中的公司規(guī)模和上市年齡隨時間變化不大且具有很強的外生性，因此，能夠更好地緩解內(nèi)生性問題。根據(jù)公司股權(quán)激勵實施前融資約束程度的中位數(shù)，將公司分為高和低融資約束組，考察股權(quán)激勵前后，不同融資約束程度公司慈善捐贈變化的差異。回歸結(jié)果見表10。

表10 融資約束、管理層股權(quán)激勵與慈善捐贈

(續(xù)上表)

表10顯示，股權(quán)激勵強度差異對慈善捐贈的影響僅在融資約束程度較高的樣本組中存在，當公司面臨較強的融資約束時，股權(quán)激勵強度的提高顯著降低了慈善捐贈水平。從捐贈類型來看，融資約束主要影響了機會主義慈善捐贈的下降，而戰(zhàn)略性慈善捐贈則沒有顯著變化。實證結(jié)果仍支持權(quán)衡假說對于融資約束調(diào)節(jié)效應的理論預期。

(二)代理成本的調(diào)節(jié)效應

股權(quán)激勵是協(xié)調(diào)股東與管理層利益沖突的重要手段，已有文獻普遍發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵能夠有效緩解管理層的代理問題，而管理層機會主義慈善捐贈本身就是代理問題的一種表現(xiàn)。由于通過削減機會主義慈善捐贈，管理層可以將更多財務資源用于改善公司短期會計業(yè)績，以迎合行權(quán)業(yè)績條件。因此，預期在代理問題更嚴重的公司中，股權(quán)激勵將帶來機會主義慈善捐贈顯著的下降。本文采用管理費用占銷售收入的比重作為代理成本的代理變量，根據(jù)公司在股權(quán)激勵實施前代理成本的中位數(shù)，將公司分為代理成本高和低兩組，考察代理成本的調(diào)節(jié)效應，結(jié)果見表11。

表11 代理成本、管理層股權(quán)激勵與慈善捐贈

(續(xù)上表)

表11顯示，在代理問題更嚴重的公司中，股權(quán)激勵強度的提高帶來機會主義慈善捐贈的顯著下降，并帶動公司整體慈善捐贈水平的下降。此外，在低代理成本組中，隨著股權(quán)激勵強度的增強，還出現(xiàn)了戰(zhàn)略性慈善捐贈增加的情況。

(三)股價崩盤風險的調(diào)節(jié)效應

股價崩盤風險反映了管理層維持公司股價的壓力大小。本文用個股收益率分布的上下波動比率來度量股價崩盤風險。首先，建立如下個股周收益率和市場周收益率回歸模型：

,=+,-2+,-1+,+,+1+,+2+,

其中，()為個股i周特有收益率大于(小于)年平均周收益率的周數(shù)。越大，代表股價崩盤風險越高。

我們按股權(quán)激勵實施前股價崩盤風險()的中位數(shù)，將公司分為高、低兩組。表12顯示，當股價崩盤風險較高時，×的系數(shù)在戰(zhàn)略性慈善捐贈回歸中顯著為正，表明當面臨較大的股價下行壓力時，管理層選擇增加戰(zhàn)略性慈善捐贈，試圖通過聲譽機制，穩(wěn)定和提振公司股價。與此同時，當股價崩盤風險較低時，×的系數(shù)在機會主義慈善捐贈回歸模型中顯著為負。表明當面臨的股價下行壓力較小時，管理層選擇削減機會主義慈善捐贈，以便更易實現(xiàn)行權(quán)業(yè)績條件，從而通過行權(quán)實現(xiàn)激勵收益?？梢姡芾韺訒x擇性地調(diào)整公司的慈善捐贈，以實現(xiàn)其特定的目的，實證結(jié)果仍支持權(quán)衡假說。

表12 股價崩盤風險、管理層股權(quán)激勵與慈善捐贈

(四)信息透明度的調(diào)節(jié)效應

公司慈善捐贈能夠幫助公司建立良好聲譽，增強公司抵御負面信息對股價的沖擊。因此，預期在信息透明度較高的公司中，聲譽機制越容易發(fā)揮作用，公司不會選擇隨意削減戰(zhàn)略性捐贈。而削減機會主義慈善捐贈則可以向利益相關(guān)者傳遞積極信號，為公司贏得聲譽。因此，預期信息透明度會增強股權(quán)激勵強度對機會主義慈善捐贈的影響。

仿效伊志宏等，采用分析師預測分歧度來測度信息透明度，分歧度越高代表公司的信息越不透明。分歧度等于分析師預測的每股收益的標準差除以實際每股收益的絕對值。根據(jù)股權(quán)激勵實施前分歧度的中位數(shù)，將公司分成信息透明度高和低兩組，考察股權(quán)激勵前后，不同激勵強度公司慈善捐贈變化的差異，結(jié)果見表13。

表13 信息透明度、管理層股權(quán)激勵與慈善捐贈

表13顯示，在信息透明度高的公司中，管理層激勵強度的提高顯著降低了公司慈善捐贈水平和機會主義慈善捐贈。

六、研究結(jié)論

本文研究了管理層股權(quán)激勵對公司社會責任承擔的影響，研究認為被授予股權(quán)激勵的管理層需要在達成業(yè)績行權(quán)條件和維持理想股價之間權(quán)衡，實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)隨著管理層股權(quán)激勵強度的提高，管理層機會主義慈善捐贈顯著下降，并帶動慈善捐贈整體水平的下降，而戰(zhàn)略性慈善捐贈則沒有顯著變化。進一步分析發(fā)現(xiàn)，在融資約束嚴重和代理成本較高的公司中，股權(quán)激勵強度的提高帶來機會主義慈善捐贈的顯著下降。在股價崩盤風險較高的公司中，股權(quán)激勵強度的提高帶來戰(zhàn)略慈善捐贈的顯著增加，以及機會主義慈善捐贈的顯著下降。在信息透明度較高的公司中，股權(quán)激勵強度的提高帶來機會主義慈善捐贈的顯著下降。這些實證結(jié)果表明，當管理層面臨高強度股權(quán)激勵時，會選擇性地削減不同類型的慈善捐贈水平，以實現(xiàn)在行權(quán)業(yè)績條件和維持理想股價之間的權(quán)衡。

本文彌補了現(xiàn)有股權(quán)激勵研究文獻忽視對公司社會責任承擔影響的不足，拓展了股權(quán)激勵的研究視角，豐富了股權(quán)激勵的研究內(nèi)容，有助于更全面地認識股權(quán)激勵產(chǎn)生的后果。同時研究也具有有益的政策啟示。首先，經(jīng)驗證據(jù)消除了對管理層面臨行權(quán)業(yè)績條件壓力可能選擇降低公司社會責任承擔的顧慮，為監(jiān)管部門鼓勵和推進股權(quán)激勵，尤其在具有多任務特征的國企中推進股權(quán)激勵，提供了積極的經(jīng)驗證據(jù)支持。其次，研究表明股權(quán)激勵強度的提高能夠減少機會主義慈善捐贈，有助于降低代理成本，而且信息透明度的提高能夠強化股權(quán)激勵帶來機會主義慈善捐贈減少的作用。因此，建立良好的信息環(huán)境，將有助于公司股價的市場表現(xiàn)成為股權(quán)激勵實施過程中管理層為業(yè)績“達標”而采取策略性行為的重要約束。