謝清華 王嘉發(fā) 韓冰

【摘要】市場在資源配置中起決定性作用， 會計(jì)信息作為會計(jì)市場的重要機(jī)制構(gòu)成， 在新常態(tài)下探討會計(jì)信息透明度對第三次分配的作用有重要的政策意義和理論意義。本文基于利益相關(guān)者理論， 以2008 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本， 實(shí)證檢驗(yàn)會計(jì)信息透明度與企業(yè)慈善捐贈的關(guān)系。研究結(jié)果表明，透明度高的會計(jì)信息顯著提高了企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平； 影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)， 會計(jì)信息透明度通過改善企業(yè)績效、 提高公司治理水平和履行社會責(zé)任三條路徑提高企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平； 異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 相對于低融資約束和小規(guī)模企業(yè)， 高融資約束和大規(guī)模企業(yè)的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈意愿的影響程度更高。本文豐富了會計(jì)信息透明度經(jīng)濟(jì)后果的研究， 對鼓勵第三次分配、 實(shí)現(xiàn)社會公平有參考和借鑒意義。

【關(guān)鍵詞】會計(jì)信息透明度；第三次分配；捐贈意愿；捐贈水平

【中圖分類號】 F830.9? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）07-0067-11

一、 引言

收入不平等這一世界超級問題已引起各界人士普遍關(guān)注。厲以寧（1994）指出， 市場經(jīng)濟(jì)條件下收入應(yīng)有第三次分配。第三次分配的實(shí)質(zhì)是對社會財富的再分配， 但凡社會財富擁有者自愿將其財產(chǎn)捐贈給他人， 就屬于第三次分配的范疇（葉姍，2012）。依靠道德、 文化、 習(xí)慣等因素推動， 第三次分配以慈善捐贈形式（葉姍，2012）， 校正第一次分配的貧富差距， 彌補(bǔ)第二次分配的資源不足（白光昭，2020）。2004年以來， 我國政府逐漸意識到慈善捐贈在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用， 開啟了制度化推動慈善捐贈事業(yè)發(fā)展之路， 并相繼頒布了《中國慈善事業(yè)發(fā)展指導(dǎo)綱要（2006 ～ 2010年）》《慈善法》。新時代下， 我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段， 高質(zhì)量發(fā)展是未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主旋律。黨的十九屆四中全會指出， 要“重視發(fā)揮第三次分配作用， 發(fā)展慈善等社會公益事業(yè)”， 推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。2020年10月， 《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二?三五年遠(yuǎn)景目標(biāo)的建議》再次強(qiáng)調(diào)，要“發(fā)揮第三次分配作用， 發(fā)展慈善事業(yè)， 改善收入和財富分配格局”， 第三次分配和慈善捐贈被提高到了一個全新的高度。在政府大力推動下， 近二十年來， 我國慈善捐贈事業(yè)不斷發(fā)展， 款物捐贈呈上升趨勢。2015 ～ 2020年我國慈善捐贈情況如圖1所示， 可以看出， 2015 ～ 2020年我國內(nèi)地接受款物捐贈總體呈上升趨勢， 2020年我國內(nèi)地接受款物捐贈共計(jì)2086.13億元， 同比增長了39.03%， 其中企業(yè)捐贈總額1218.11億元， 占58.39%， 盡顯責(zé)任擔(dān)當(dāng)， 為促進(jìn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展做出巨大貢獻(xiàn)。經(jīng)典企業(yè)理論認(rèn)為， 企業(yè)根本目標(biāo)在于追求利潤最大化， 而捐贈意味著企業(yè)要將一部分資源用于不以獲利為目的的社會活動， 無疑會增加企業(yè)營運(yùn)成本， 與利潤最大化目標(biāo)存在利益沖突。但有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 業(yè)績下滑（李四海等， 2016）、 虧損（李四海等， 2012）的企業(yè)并沒有因?yàn)樽陨砝麧櫹陆祷蛱潛p而減少捐贈。那么企業(yè)慷慨捐贈背后的動機(jī)是什么？又有哪些因素影響企業(yè)捐贈決策？

學(xué)者們聚焦于財務(wù)績效、 公司治理、 管理層異質(zhì)性和企業(yè)面臨的外部環(huán)境等視角深入探究了企業(yè)捐贈的影響因素。一是財務(wù)績效。擁有閑置資金是企業(yè)捐贈的基礎(chǔ)（Waddock和Graves，1997）， 良好的財務(wù)績效賦予了企業(yè)更多的閑置資金（Adams和Hardwick，1998）， 提高了企業(yè)捐贈的可能性（山立威等，2008；李四海等，2016）， 而高資產(chǎn)負(fù)債率則減少了企業(yè)可利用閑置資金， 降低了企業(yè)捐贈意愿（Brown等，2006）。二是公司治理。董事會成員數(shù)量（Brown等，2006）和股東數(shù)量（Bartkus等，2002）對企業(yè)捐贈具有正向影響， 管理層持股比例越高， 企業(yè)捐贈意愿越強(qiáng)（古志輝，2015）， 但股權(quán)集中度對企業(yè)捐贈的意愿和水平產(chǎn)生負(fù)向影響（Bartkus等，2002；古志輝，2015；江新峰和李四海，2019）。主要的解釋是股東與管理層之間、 大股東與中小股東之間存在代理沖突。一方面， 高股權(quán)集中度賦予股東監(jiān)督管理層的權(quán)力， 當(dāng)股東利益與管理層利益產(chǎn)生沖突時， 利本位思想使得股東傾向抑制管理層的捐贈決策（Bartkus等，2002；李詩田和宋獻(xiàn)中，2014）。另一方面， 股權(quán)集中度越高， 大股東對企業(yè)的控制力越強(qiáng)， 越有可能忽視企業(yè)捐贈可能形成的聲譽(yù)影響， 轉(zhuǎn)而傾向侵占中小股東利益（古志輝，2015）。但也有學(xué)者指出， 當(dāng)控股股東存在股權(quán)質(zhì)押時， 出于拉升股價或?qū)ぷ鈩訖C(jī)， 企業(yè)的捐贈水平會顯著提升（胡珺等，2020）。此外， 企業(yè)規(guī)模越大， 越容易受到外界的關(guān)注與監(jiān)督， 企業(yè)捐贈意愿就越強(qiáng)， 捐贈水平也就越高（山立威等，2008）。三是管理層異質(zhì)性。管理層宗教信仰（曾建光等，2016）和性別（杜興強(qiáng)和馮文韜，2012）等都對企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平具有影響。四是企業(yè)面臨的外部環(huán)境。稅收激勵（王碩等，2019）、 行業(yè)協(xié)會（陳貴梧和胡輝華，2018）、 產(chǎn)業(yè)政策（ 韓金紅和楊小偉，2021）、 經(jīng)濟(jì)不確定性（鄭曉宇，2021）等也影響企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平。

一些學(xué)者認(rèn)為會計(jì)信息透明度提高了企業(yè)經(jīng)營成本（Botosan和Stanford，2005）和披露風(fēng)險（王可第，2021）， 但更多的學(xué)者認(rèn)為會計(jì)信息透明度有利于發(fā)揮會計(jì)治理功能， 具體體現(xiàn)在以下三個方面： 一是會計(jì)信息透明度的提高緩解了資本市場利益相關(guān)者間的信息不對稱（逯東等，2012）， 既有效保護(hù)了投資者權(quán)益（邱靜和王琪，2020）， 又優(yōu)化了資本市場資源配置（周中勝和陳漢文，2008）， 進(jìn)而改善了企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）。二是會計(jì)信息透明度的提高緩解了股東與管理層、 股東與債權(quán)人（Armstrong等，2010）， 以及大股東和中小股東（黎文靖和孔東民，2013）之間的信息不對稱， 優(yōu)化了公司治理。三是會計(jì)信息透明度的提高使得資本市場利益相關(guān)者更加了解企業(yè)， 顯著提升了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平（王嘉鑫等，2020）， 進(jìn)而降低了企業(yè)的債務(wù)資本成本（張興亮和夏成才，2015）和股權(quán)資本成本（曾穎和陸正飛，2006）。

通過以上文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)， 學(xué)者們研究捐贈的影響因素以及會計(jì)信息透明度的經(jīng)濟(jì)后果已有了豐碩的成果。一些學(xué)者從財務(wù)績效（李四海等，2016）、 公司治理（江新峰和李四海，2019）等企業(yè)內(nèi)部特征， 以及企業(yè)外部環(huán)境（王碩等，2019）等角度探索和研究了企業(yè)捐贈的影響因素， 也有學(xué)者從企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）、 公司治理（黎文靖和孔東民，2013）和資本成本（曾穎和陸正飛，2006）等角度剖析了會計(jì)信息透明度的經(jīng)濟(jì)后果， 但鮮有文獻(xiàn)研究會計(jì)信息透明度對第三次分配的影響。

鑒于此， 本文基于利益相關(guān)者理論， 運(yùn)用2008 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 實(shí)證檢驗(yàn)會計(jì)信息透明度與第三次分配的關(guān)系。研究結(jié)果表明： 會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平顯著正相關(guān)； 路徑研究發(fā)現(xiàn)， 會計(jì)信息透明度通過改善企業(yè)績效、 提高公司治理水平和積極履行企業(yè)社會責(zé)任來提高捐贈意愿和捐贈水平； 異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)， 相對于低融資約束和小規(guī)模企業(yè)， 高融資約束和大規(guī)模企業(yè)的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈意愿的影響程度更大。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)如下： 一是本文把第三次分配與會計(jì)信息透明度結(jié)合在一個框架中進(jìn)行研究， 揭示了會計(jì)信息透明度顯著影響第三次分配的現(xiàn)象， 豐富了第三次分配的影響因素和會計(jì)信息透明度社會后果的相關(guān)文獻(xiàn)， 為合理引導(dǎo)第三次分配管理提供了參考， 也為監(jiān)管部門發(fā)揮會計(jì)信息宏觀治理作用提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)； 二是對會計(jì)信息透明度影響第三次分配的機(jī)理進(jìn)行了解釋， 即會計(jì)信息透明度通過改善公司績效、 提高公司治理水平和履行企業(yè)社會責(zé)任促進(jìn)企業(yè)參與第三次分配； 三是解釋了會計(jì)信息透明度如何影響第三次分配， 把會計(jì)信息從微觀作用提升到了會計(jì)治理的高度， 可以促進(jìn)會計(jì)信息在更好地服務(wù)資本市場的同時服務(wù)社會治理。

二、 理論分析與研究假說

黨的十九大報告明確指出， “使市場在資源配置中起決定性作用， 更好發(fā)揮政府作用”， 此兩項(xiàng)作用的實(shí)現(xiàn)皆依賴于客觀、 公允、 高質(zhì)量會計(jì)信息的支持（武輝和王竹泉，2019）。推進(jìn)我國基本分配制度高質(zhì)量發(fā)展， 既要強(qiáng)調(diào)第一次分配的決定性作用， 也要更好地發(fā)揮第二次分配的調(diào)節(jié)功能， 高度重視第三次分配的補(bǔ)充作用（武曉峰， 2010）。因此， 研究會計(jì)信息透明度是否能優(yōu)化第三次分配是個有趣的話題， 是對推進(jìn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展的有益探討和研究， 具有重要的理論價值和實(shí)踐意義。

基于利益相關(guān)者理論， 利益相關(guān)者的重要性在很大程度上決定了企業(yè)對利益相關(guān)者需求的關(guān)注程度。而財務(wù)績效（李四海等，2016）、 公司治理（江新峰和李四海，2019）和外部環(huán)境（王碩等，2019）等因素影響企業(yè)對利益相關(guān)者需求的關(guān)注程度， 從而可能影響企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平。會計(jì)信息透明度的功能就在于降低信息不對稱（逯東等， 2012）， 促使各利益相關(guān)者之間信息平等。一方面， 會計(jì)信息透明度的提高能降低企業(yè)資本成本（曾穎和陸正飛，2006）， 優(yōu)化公司治理（黎文靖和孔東民，2013）， 提高企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）， 為保護(hù)利益相關(guān)者提供資金支持和內(nèi)部治理基礎(chǔ)； 另一方面， 高會計(jì)信息透明度能提升企業(yè)在利益相關(guān)者中的地位和形象， 促使企業(yè)更積極進(jìn)行慈善捐贈等社會責(zé)任行為， 從而促進(jìn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展。

從委托代理角度看， 較高的會計(jì)信息透明度能有效降低企業(yè)信息不對稱， 完善企業(yè)內(nèi)部治理， 減少委托代理成本， 約束企業(yè)管理者的利己性目標(biāo)， 關(guān)注各利益相關(guān)者的利益。一方面， 兩權(quán)分離情境下， 股東與管理層的利益存在偏差， 兩者之間存在委托代理沖突。當(dāng)代理沖突越大時， 囿于信息不對稱， 管理層越傾向于增加利己性目標(biāo)（李詩田和宋獻(xiàn)中，2014）， 以實(shí)現(xiàn)自身利益最大化（如聲譽(yù)、政治業(yè)績等）， 可能不關(guān)心或者很少關(guān)心其他利益相關(guān)者的利益。另一方面， 出于利己性目標(biāo)， 企業(yè)代理者在捐贈上產(chǎn)生逆向選擇， 可能跟風(fēng)捐贈或者不捐贈。而在高透明度的會計(jì)信息系統(tǒng)中， 會計(jì)信息的治理作用能有效抑制管理者的逆向選擇， 獲取其他利益相關(guān)者的支持和擁護(hù)， 從而提高企業(yè)的捐贈意愿。

從信號傳遞角度看， 囿于信息不對稱， 資本市場利益相關(guān)者無法充分了解企業(yè)， 使得企業(yè)無法快速獲取資源， 因此不透明的會計(jì)信息會影響企業(yè)的捐贈環(huán)境和氛圍。捐贈就是一種有選擇性的、 積極的信號傳遞， 能降低信息不對稱， 增強(qiáng)利益相關(guān)者的投資信心， 使得企業(yè)從資本市場獲取更多資源。一方面， 捐贈是企業(yè)積極履行社會責(zé)任的表現(xiàn)， 易被利益相關(guān)者感知和識別， 有助于提升企業(yè)社會形象， 贏得良好社會聲譽(yù)， 從而提升利益相關(guān)者對企業(yè)的信賴度； 另一方面， 閑置資金（Waddock和Graves，1997）和良好業(yè)績（李四海等，2016）是捐贈的基礎(chǔ)， 信息不對稱情境下， 捐贈可以對外傳遞企業(yè)經(jīng)營狀況良好的信號， 從而降低利益相關(guān)者對企業(yè)業(yè)績下滑的風(fēng)險感知（李四海等，2016）， 虧損企業(yè)的捐贈意愿和捐贈水平更高（李四海等，2012）。然而， 信息透明度影響著企業(yè)上述信號的有效傳遞和相關(guān)風(fēng)險信號的披露， 利益相關(guān)者對企業(yè)捐贈的不同反應(yīng)和態(tài)度會通過信息披露系統(tǒng)影響企業(yè)捐贈決策。

從會計(jì)治理功能角度看， 可利用在特定環(huán)境下產(chǎn)生的會計(jì)信息緩解信息不對稱與代理問題， 提高公司治理效率， 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（姚文韻和崔學(xué)剛，2011）， 提高服務(wù)利益相關(guān)者的能力和質(zhì)量。一方面， 會計(jì)信息透明度的提升能緩解股東與管理層、 股東與債權(quán)人（Armstrong等，2010）、 大股東與中小股東（黎文靖和孔東民，2013）之間的信息不對稱， 優(yōu)化公司治理， 公平公正地維護(hù)利益相關(guān)者的利益； 另一方面， 由于會計(jì)信息能引導(dǎo)市場和政府的資源配置（張先治和石芯瑜，2018）， 所以會計(jì)信息透明度的提升能優(yōu)化市場資源配置（周中勝和陳漢文，2008）及政府資源調(diào)配， 提高企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）， 夯實(shí)企業(yè)捐贈基礎(chǔ)， 進(jìn)而促進(jìn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展。在信息傳遞的作用下， 會計(jì)信息透明度通過改善公司治理、 提高企業(yè)績效等發(fā)揮會計(jì)治理功能， 促進(jìn)企業(yè)捐贈， 進(jìn)而實(shí)現(xiàn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展。具體而言：

一是會計(jì)信息透明度的提升能改善企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）， 為企業(yè)直接利益相關(guān)者的訴求提供財富保證， 從而提高企業(yè)捐贈意愿與捐贈水平（李四海等，2016）。會計(jì)信息透明度的提升， 還能緩解企業(yè)與資本市場利益相關(guān)者之間的信息不對稱（逯東等，2012）， 一方面通過優(yōu)化市場的資源配置（周中勝和陳漢文，2008）， 使得優(yōu)質(zhì)企業(yè)能從資本市場迅速獲取發(fā)展所需資源， 提高企業(yè)績效（李英利和譚夢卓，2019）； 另一方面助力實(shí)現(xiàn)國家治理能力現(xiàn)代化， 科學(xué)評價政府資源調(diào)配績效， 促進(jìn)經(jīng)濟(jì)資源有效配置， 充分發(fā)揮企業(yè)優(yōu)勢（張先治和石芯瑜，2018）， 提高企業(yè)績效。眾多文獻(xiàn)研究表明， 企業(yè)捐贈與企業(yè)績效存在緊密關(guān)聯(lián)關(guān)系。閑置資金是企業(yè)捐贈的基礎(chǔ)（Waddock和Graves，1997）， 良好的企業(yè)績效能賦予企業(yè)更多的閑置資金（Adams和Hardwick，1998）， 提高企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平（李四海等，2016）。山立威等（2008）的研究證實(shí)， 企業(yè)的捐贈水平受自身經(jīng)濟(jì)能力影響， 業(yè)績越好的企業(yè)的捐贈意愿與捐贈水平越高。

二是會計(jì)信息透明度的提升能優(yōu)化公司治理（黎文靖和孔東民，2013）， 降低企業(yè)內(nèi)部利益相關(guān)者的訴求風(fēng)險， 從而提高企業(yè)捐贈意愿與捐贈水平（古志輝，2015 ；李詩田和宋獻(xiàn)中，2014）。會計(jì)信息透明度的提升從以下三個層面優(yōu)化公司治理： 其一， 會計(jì)信息透明度的提升緩解了股東與管理層之間的信息不對稱， 有利于股東了解企業(yè)經(jīng)營管理， 優(yōu)化管理層的經(jīng)營決策； 其二， 會計(jì)信息透明度的提升緩解了股東與債權(quán)人之間的信息不對稱， 使債權(quán)人得以了解企業(yè)財務(wù)狀況， 增強(qiáng)了債權(quán)人對企業(yè)財務(wù)決策的監(jiān)督； 其三， 會計(jì)信息透明度的提升緩解了大股東與中小股東之間的信息不對稱， 降低了中小股東參與公司治理的成本， 減少了大股東資金占用和掏空行為的可能性（黎文靖和孔東民，2013）。公司治理的優(yōu)化也提高了企業(yè)捐贈質(zhì)量。一方面， 隨著股東對企業(yè)經(jīng)營決策了解程度的提高， 管理層的捐贈意愿和捐贈水平必將引起股東的關(guān)注與問詢， 不利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)利潤最大化的捐贈決策很可能受到抑制（李詩田和宋獻(xiàn)中，2014）； 另一方面， 中小股東積極參與公司治理， 亦能影響管理層的捐贈決策（黎文靖和孔東民，2013）。

三是會計(jì)信息透明度的提升能增強(qiáng)企業(yè)的社會責(zé)任， 使企業(yè)重視外部相關(guān)者的利益， 從而提高企業(yè)捐贈意愿與捐贈水平。企業(yè)會計(jì)信息披露提供了企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)信息， 伴隨著會計(jì)信息透明度的提升， 企業(yè)社會責(zé)任相關(guān)的信息披露水平也得以提高， 投資者就更了解企業(yè)社會責(zé)任履行情況（袁冬梅等，2021）。捐贈作為企業(yè)履行社會責(zé)任的重要表現(xiàn)形式， 與其他企業(yè)社會責(zé)任行為相比， 具有更強(qiáng)的公眾效應(yīng)， 更容易被利益相關(guān)者所感知， 企業(yè)捐贈意愿越強(qiáng)， 捐贈水平就越高。一方面， 企業(yè)捐贈作為一種企業(yè)社會責(zé)任行為， 具備經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性和可選擇性。經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性指的是企業(yè)捐贈需要流出真金白銀， 其他企業(yè)模仿需要成本； 可選擇性指的是企業(yè)捐贈行為不具備外部強(qiáng)制性， 捐贈與否由企業(yè)自由決定。慈善捐贈的強(qiáng)大經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)與可選擇性有可能增強(qiáng)企業(yè)捐贈意愿。另一方面， 經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)性與可選擇性使得企業(yè)捐贈具備信號傳遞功能。捐贈需要流出真金白銀， 企業(yè)捐贈水平高， 會對外傳遞企業(yè)目前現(xiàn)金流等財務(wù)狀況良好（Shapira，2012）或?qū)ξ磥順I(yè)績持積極樂觀態(tài)度（Lys等，2015；Glazer 和Konrad，1996）的信號， 有助于企業(yè)從資本市場獲取更多企業(yè)發(fā)展所需的關(guān)鍵資源（Donaldson 和 Preston， 1995）。

因此， 本文提出如下假設(shè)：

H1： 提高會計(jì)信息透明度能夠提高企業(yè)的慈善捐贈意愿和捐贈水平， 促進(jìn)我國第三次分配高質(zhì)量發(fā)展。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證本文的研究假設(shè)， 參考胡珺等（2020）的做法， 構(gòu)建如下模型（1）：

Donati，t=α0+α1Transi，t+α2Controli，t+ψi+Jt+ζi，t

（1）

模型（1）中， i表示第i個A股上市公司， t表示第t年， Donat和Trans分別代表樣本公司的慈善捐贈和會計(jì)信息透明度， Control代表控制變量， ψi為行業(yè)控制變量， Jt為年度控制變量，ζi，t為回歸殘差。本模型對回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差在公司層面上進(jìn)行Cluster調(diào)整。根據(jù)前述理論分析， 本文預(yù)測Trans的回歸系數(shù)α 1為正， 即預(yù)測會計(jì)信息透明度與企業(yè)慈善捐贈正相關(guān)。

（二）變量測度

1. 被解釋變量： 企業(yè)捐贈（Donat）。本文采用上市公司年報披露的捐贈支出確定企業(yè)捐贈， 為了刻畫捐贈過程， 分別從捐贈意愿和捐贈水平兩個方面進(jìn)行衡量。其中： 捐贈意愿（Donat1）采用是否存在捐贈虛擬變量衡量， 如果存在捐贈則取值為1， 否則為0； 捐贈水平采用捐贈絕對水平（Donat2）和捐贈相對水平（Donat3）衡量， 用捐贈總額加1的自然對數(shù)衡量捐贈絕對水平， 用捐贈總額與總資產(chǎn)之比衡量捐贈相對水平。

2. 解釋變量： 會計(jì)信息透明度（Trans）。已有文獻(xiàn)中， 會計(jì)信息透明度指標(biāo)一般采用公開披露的數(shù)據(jù)和自建指標(biāo)數(shù)據(jù)等多種衡量方法進(jìn)行測度。在公開數(shù)據(jù)披露方面， 部分學(xué)者（張程睿和王華，2007）采用深交所公開披露的年度考評數(shù)據(jù)對會計(jì)信息透明度進(jìn)行衡量。為了促進(jìn)股市交易公平， 保護(hù)投資者的利益， 2001年深交所頒布了《深圳證券交易所上市公司信息披露工作考核辦法》， 從及時性、 準(zhǔn)確性、 完整性、 合法性四方面分等級對上市公司及董事會秘書的信息披露工作進(jìn)行考核。之后， 深交所就陸續(xù)依據(jù)此考核辦法對上市公司按照“優(yōu)秀”“良好”“及格或者合格”“不及格或者不合格”四個等級進(jìn)行排名。張程睿和王華（2007）采用了最能體現(xiàn)透明度差異的優(yōu)秀和不及格兩類等級對公司透明度進(jìn)行分類量化， 優(yōu)秀等級公司透明度較高取值為1， 不及格公司透明度較低取值為0。

在自建指標(biāo)方面， 已有文獻(xiàn)通常采用盈余管理、 審計(jì)質(zhì)量等指標(biāo)衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度。因?yàn)橛喙芾淼挠?jì)量存在多樣化， 導(dǎo)致衡量企業(yè)的會計(jì)信息質(zhì)量計(jì)算方式多樣化。也有部分學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的會計(jì)信息越透明， 分析師越愿意跟蹤企業(yè)的信息進(jìn)行預(yù)測， 因此他們采用分析師預(yù)測精準(zhǔn)度衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度。為了讓會計(jì)信息透明度測度更準(zhǔn)確， 辛清泉等（2014）使用綜合指標(biāo)計(jì)算會計(jì)信息透明度。首先， 計(jì)算公司盈余質(zhì)量、 分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確度； 其次， 收集深交所對上市公司的年度考評數(shù)據(jù)、 分析師跟蹤人數(shù)和是否屬于國際“四大”審計(jì)數(shù)據(jù)； 最后， 根據(jù)上述五個指標(biāo)計(jì)算會計(jì)信息透明度的綜合指標(biāo)， 若其中一個或多個公司的上述指標(biāo)缺失， 則用剩余變量樣本考評等級得分的平均值衡量。其中： 公司盈余質(zhì)量根據(jù)調(diào)整的DD模型（Dechow 等，2002）計(jì)算； 如果屬于國際“四大”審計(jì)則取值為1， 否則為0； 上市公司信息披露工作考核結(jié)果依據(jù)上市公司信息披露質(zhì)量從高到低劃分為A、 B、 C、 D四個等級（優(yōu)、良、及格和不及格）并分別賦值為4、 3、 2、 1。分析師盈余預(yù)測準(zhǔn)確度的計(jì)算步驟如下： 首先計(jì)算同一年不同分析師預(yù)測的每股盈余的中位數(shù)與實(shí)際每股盈余之差， 其次對該差值除以上年度的每股股價取絕對值， 最后取上一步的相反數(shù)便得到盈余預(yù)測的精準(zhǔn)度指標(biāo)值。

鑒于我國資本市場的特點(diǎn)和現(xiàn)有國情， 企業(yè)的管理層會在認(rèn)真考慮自身利益和社會影響的基礎(chǔ)上進(jìn)行捐贈活動， 有學(xué)者發(fā)現(xiàn)控股股東在股權(quán)質(zhì)押情境下的慈善捐贈行為同時表現(xiàn)出拉升股價和尋租動機(jī)（胡珺等，2020）， 因此選擇用DD模型計(jì)算會計(jì)信息透明度①、 深交所的年度考評數(shù)據(jù)和分析師跟蹤人數(shù)衡量我國捐贈市場的會計(jì)信息透明度會更加準(zhǔn)確， 故本文采用辛清泉等（2014）使用的綜合指標(biāo)計(jì)算會計(jì)信息透明度（Trans1）， 采用分析師跟蹤人數(shù)（Trans2）對會計(jì)信息透明度做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3. 控制變量。為了控制公司治理和公司特征等因素對企業(yè)捐贈的影響， 本文參考胡珺等（2020）的做法， 選擇公司規(guī)模（Size）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 凈資產(chǎn)收益率（Roe）、 上市年限（Age）以及年度（Year）和行業(yè)（lndustry）虛擬變量作為控制變量?？紤]企業(yè)捐贈的滯后性和反向因果關(guān)系， 增加了前一期捐贈水平（Yt-1）， 同時根據(jù)前文的理論分析， 還將現(xiàn)金流比率（Cashflow）、 股權(quán)性質(zhì)（Soe）、 股權(quán)集中度（Balance）、 董事長與總經(jīng)理兼任（Dual）、 獨(dú)立董事比率（Indep）作為控制變量。

上述變量的定義見表1。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

因財務(wù)數(shù)據(jù)受2007年我國執(zhí)行新企業(yè)會計(jì)準(zhǔn)則的影響， 本文選擇2008 ～ 2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本。深交所披露的考評數(shù)據(jù)采用手工收集； 企業(yè)捐贈數(shù)據(jù)通過Python提取企業(yè)年報披露的相關(guān)信息獲取； 公司財務(wù)數(shù)據(jù)和公司治理、 分析師跟蹤人數(shù)等數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。為了排除異質(zhì)樣本和極端值樣本的影響， 參照已有文獻(xiàn)的通用做法， 刪除了金融類、 ST、 ?ST、 PT類和存在數(shù)據(jù)缺失的公司樣本， 刪除了捐贈值小于0的樣本， 對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行縮尾處理， 最終得到22831個樣本觀測值。本文的統(tǒng)計(jì)和分析工具為Excel 2017和Stata 16.0。

四、 實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示： 捐贈意愿（Donat1）的標(biāo)準(zhǔn)差是0.3027， 捐贈相對水平（Donat3）的平均值是0.0003、 中位數(shù)是0.0001， 捐贈絕對水平（Donat2）的中位數(shù)是12.6115、 平均值是11.4849、 最小值是0 和最大值是20.6464， 表明樣本公司之間捐贈的差別較大， 因?yàn)榫栀洓Q策和捐贈數(shù)額受企業(yè)決策層綜合考慮的結(jié)果， 每個公司決策層的決策存在較大的異質(zhì)性； 會計(jì)信息透明度（Trans1）的平均值是0.4488， 標(biāo)準(zhǔn)差是0.2531， 分析師跟蹤人數(shù)（Trans2）的平均值是7.7716， 標(biāo)準(zhǔn)差是 10.051， 表明不管是采用綜合指標(biāo)還是采用單一指標(biāo)衡量會計(jì)信息透明度， 樣本公司之間會計(jì)信息透明度的差別都較大， 這一方面受我國資本市場發(fā)展程度的影響， 另一方面受會計(jì)信息是否被感知的決策者影響； 公司規(guī)模（Size）的平均值是22.2473， 標(biāo)準(zhǔn)差是 1.2475， 表明樣本公司在規(guī)模上存在較大異質(zhì)性； 股權(quán)性質(zhì)（Soe）的平均值是0.3701， 表明有大約37%的樣本公司是國有控股企業(yè)。

（二）回歸分析

表3報告了會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈影響的回歸結(jié)果。由于Donat1代表捐贈意愿， 屬于0和1二元選擇變量， 故表3中第（1）列和第（2）列的模型采用Probit回歸， 其他列的模型采用簡單線性回歸模型。結(jié)果顯示， 會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈均在1%的水平上正相關(guān)， 表明會計(jì)信息透明度在第三次分配的宏觀領(lǐng)域中能夠發(fā)揮治理作用， 國家推動會計(jì)發(fā)揮治理作用的方向正確， 實(shí)證結(jié)果支持了本文的假設(shè)。

從解釋變量的影響結(jié)果看， 表3的第（1）、 （2）列中， Trans1和Trans2的回歸系數(shù)分別是0.2567和0.0083， 說明采用綜合指標(biāo)計(jì)算的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的作用更大， 捐贈意愿深受會計(jì)信息透明度的影響。表3的第（3）、 （4）列中， Trans1和Trans2的回歸系數(shù)分別是0.8828和0.0253， 遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過第（1）、 （2）列， 表明企業(yè)會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈水平的影響超過了企業(yè)捐贈意愿。表3的第（5）、 （6）列中的捐贈是采用相對水平測度的， 可能企業(yè)捐贈只是企業(yè)總資產(chǎn)的很少一部分， 在回歸中， Trans1和Trans2盡管在1%的水平上顯著， 但回歸系數(shù)太小， 因此在回歸結(jié)果上多保留了一個小數(shù)。基準(zhǔn)回歸結(jié)果驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)。

從控制變量的影響結(jié)果來看， 表3的六個模型均反映了企業(yè)的捐贈是受上期捐贈影響的， 在六個模型中Yt-1的系數(shù)分別是38.24、 37.0442、 304.8705、 300.4201、 0.1711、 0.1704， 系數(shù)不但大而且均在1%的水平上顯著， 表明構(gòu)建模型需要控制前一期捐贈水平， 論證了本文選擇Yt-1作為控制變量的必要性。其他控制變量不再一一陳述。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 改變變量度量。本文選擇深交所披露的考評數(shù)據(jù)作為會計(jì)信息透明度的替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒張程睿和王華（2007）的做法， 按照考評結(jié)果好壞依次打分為4、 3、 2、 1。模型估計(jì)結(jié)果顯示， 會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈顯著正相關(guān)， 得出的結(jié)果與前面結(jié)果無差異， 表明結(jié)果穩(wěn)健。后續(xù)分別采用分析師跟蹤人數(shù)、 是否屬于國際“四大”審計(jì)作為會計(jì)信息透明度的替代變量進(jìn)行檢驗(yàn)， 結(jié)果沒有實(shí)質(zhì)性變化。

2. 采用傾向匹配得分法（PSM）。為避免樣本特征差異導(dǎo)致研究結(jié)果不穩(wěn)健， 本文采用PSM配對后對企業(yè)捐贈進(jìn)行回歸。對會計(jì)信息透明度采用中位數(shù)處理， 樣本大于中位數(shù)的取1， 小于或者等于中位數(shù)的取0； 然后將Yt-1、 Size、 Lev、 Roe、 Cashflow、 Soe、 Age、 Balance、 Dual和Indep作為協(xié)變量計(jì)算傾向得分值， 采用1∶1近鄰方法匹配， 并刪除了無法匹配的樣本， 檢驗(yàn)結(jié)果表明研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

限于篇幅， 上述檢驗(yàn)結(jié)果未列出。

（四）內(nèi)生性問題討論

考慮到一方面會計(jì)信息透明度與企業(yè)慈善捐贈之間存在比較嚴(yán)重的反向因果問題， 另一方面企業(yè)的捐贈行為可能受其他政策行為的影響， 企業(yè)捐贈的變化也可能由其他變量的變化引起， 因此企業(yè)捐贈和會計(jì)信息透明度之間可能存在內(nèi)生性問題， 企業(yè)捐贈行為的變化可能不是由會計(jì)信息透明度的變化引起的。本文采用2SLS回歸模型降低可能存在的內(nèi)生性問題。借鑒 Kim和Lu（2011）的研究， 選擇公司i的會計(jì)信息透明度減去同年度同行業(yè)其他公司會計(jì)信息透明度均值作為工具變量， 檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4第（1）和（4）列報告了第一階段的回歸結(jié)果， 第一階段的回歸F值大于10， 而且Trans1的平均值mTrans1和Trans2的平均值mTrans2的系數(shù)分別為0.9116和0.9079， 均在1%的水平上顯著， 拒絕了弱工具變量假設(shè)。第二階段的回歸Hansen J值不顯著， 表明選擇的工具變量是外生的； 工具變量與自變量顯著相關(guān)， 表明將同年度同行業(yè)公司i的會計(jì)信息透明度減去其他公司會計(jì)信息透明度均值作為工具變量符合相關(guān)性要求。表4第（2）、 （3）、 （5）和（6）列報告了第二階段的回歸結(jié)果， 可以看出， 在控制內(nèi)生性后， 會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)顯著， 表明結(jié)果穩(wěn)健。

五、 影響機(jī)制分析

從理論分析中發(fā)現(xiàn)， 更高的會計(jì)信息透明度有利于企業(yè)產(chǎn)生更好的業(yè)績和提高內(nèi)部治理水平， 從而促進(jìn)企業(yè)參與第三次分配， 提高捐贈水平。同時， 企業(yè)捐贈也是一種企業(yè)社會責(zé)任行為， 高會計(jì)信息透明度的企業(yè)會通過履行社會責(zé)任提高自身聲譽(yù)和規(guī)避“檸檬”市場對企業(yè)的錯誤識別， 從而提高捐贈意愿和捐贈水平。因此， 本文將從會計(jì)信息透明度的業(yè)績效應(yīng)、 治理效應(yīng)和社會責(zé)任效應(yīng)三個角度研究會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響機(jī)制。為此， 建立了如下模型：

Mi，t=α0+α1Transi，t+α2Controli，t+ψi+Jt+ζi， t? （2）

Donati，t=β0+β1Transi，t+β2Mi，t+β3Controli，t+ψi+Jt+ζi，t （3）

其中， M為機(jī)制路徑， 分別代表企業(yè)業(yè)績、 企業(yè)內(nèi)部治理水平和企業(yè)社會責(zé)任，如果α1和β2顯著， 則表明路徑存在。

（一）會計(jì)信息透明度的業(yè)績效應(yīng)

總體上， 較高的會計(jì)信息透明度有利于提高證券市場資源配置效率（周中勝和 陳漢文，2008）， 改善企業(yè)財務(wù)績效（張兵等， 2009）， 提升企業(yè)價值， 從而為企業(yè)捐贈提供資金支持。企業(yè)績效分為長期績效和短期績效， 因?yàn)槠髽I(yè)在長期內(nèi)要實(shí)現(xiàn)價值最大化目標(biāo)， 本文參考Mcconnell等（1990）的做法使用TobinQ衡量企業(yè)價值， 用總資產(chǎn)收益率（Roa）和TobinQ分別代表企業(yè)的短期績效和長期績效， 總資產(chǎn)收益率（Roa）和TobinQ數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。表5展示了會計(jì)信息透明度的業(yè)績效應(yīng)分析結(jié)果。表5的第（1） ～ （4）列展示的是企業(yè)短期業(yè)績效應(yīng)分析結(jié)果， 考慮到Roa與Roe的多重共線性關(guān)系， 這四個模型中的控制變量去掉了Roe； 第（5） ～ （8）列展示的是企業(yè)長期業(yè)績效應(yīng)分析結(jié)果； 第（1）、 （2）列和第（7）、 （8）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度； 第（3） ～ （6）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度。在第（1）、（3）、（5）、（7）列的中介變量回歸中， 中介變量Roa和TobinQ與Trans1或者Trans2的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正； 在第（2）、（3）、（4）、（5）列的中介變量回歸中， 中介變量Roa和TobinQ也與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著為正， 而且Donat2與中介變量Roa顯著正相關(guān)， 與中介變量TobinQ顯著負(fù)相關(guān)。這說明企業(yè)參與第三次分配存在短期和長期的業(yè)績效應(yīng)， 在短長期內(nèi)高的企業(yè)信息透明度均可以提高企業(yè)的業(yè)績， 但是短期績效提高了企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平， 長期績效卻抑制了企業(yè)的捐贈意愿和捐贈水平， 這可能與企業(yè)所擁有的價值觀導(dǎo)向有關(guān)。有學(xué)者基于企業(yè)長期價值最大化目標(biāo)認(rèn)為捐贈增加了企業(yè)成本， 加劇了第二類代理沖突， 不鼓勵企業(yè)對外捐贈（陸建橋，1999；La Porta等，1999）。

為了排除第二類代理沖突影響TobinQ對企業(yè)捐贈的作用， 本文用TobinQ_1衡量剔除第二類代理沖突影響的企業(yè)長期績效。TobinQ_1計(jì)算如下： 首先， 采用修正的Jones計(jì)量模型計(jì)算DA值， 計(jì)算過程參考陸建橋（1999）的做法； 其次， 采用模型（4）計(jì)算TobinQ的回歸殘差， 參考前人文獻(xiàn)， 模型（4）中的Control選取公司規(guī)模（Size）、 資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、 凈資產(chǎn)收益率（Roe）、 上市年限（Age）、 現(xiàn)金流比率（Cashflow）、 股權(quán)性質(zhì)（Soe）、 股權(quán)集中度（Balance）、 董事長與總經(jīng)理兼任（Dual）、 獨(dú)立董事比率（Indep）； 最后， 采用殘差作為TobinQ_1的代理變量， 衡量剔除第二類代理沖突影響后的企業(yè)長期績效。

TobinQi，t=α0+α1DAi，t+α2Controli，t+ψi+Ji+ζi，t （4）

表6的第（1） ～ （4）列展示了會計(jì)信息透明度的長期業(yè)績效應(yīng)（剔除第二類代理沖突影響）分析結(jié)果， 其中第（1）、 （2）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度?？梢钥闯?， 在第（1）、 （3）列中介變量回歸中， 中介變量TobinQ_1與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)； 在第（2）、 （4）列中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)， 而且TobinQ_1的系數(shù)顯著為正， 解析了前面Donat2與TobinQ反向影響的矛盾。

本文用DA的相反數(shù)衡量代理成本， 如果DA的相反數(shù)越大， 則代理成本越小。用DA的相反數(shù)與TobinQ的乘積作為TobinQ_1的代理變量， 衡量低代理成本對企業(yè)長期績效的邊際效應(yīng)， 實(shí)證結(jié)果也證明了TobinQ_1與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)； 同時Donat2與Trans1或者Trans2也均在1%的水平上顯著正相關(guān)， 并且TobinQ_1的系數(shù)顯著為正。

綜合上述分析可得， 企業(yè)的會計(jì)信息透明度存在顯著的短期業(yè)績效應(yīng)和長期業(yè)績效應(yīng)且能促進(jìn)企業(yè)參與第三次分配。

隨后， 本文對企業(yè)捐贈采用Donat1和Donat3做穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn) 中介變量Roa和Tobin Q對Trans1或者Trans2影響的顯著性和方向與采用Donat2相比未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化（限于篇幅結(jié)果略，下同）。

（二）會計(jì)信息透明度的內(nèi)部治理效應(yīng)

較高的會計(jì)信息透明度有利于改善內(nèi)部控制環(huán)境、 緩解信息不對稱、 抑制盈余管理， 為企業(yè)捐贈提供內(nèi)部基礎(chǔ)保障。本文使用企業(yè)內(nèi)部治理指數(shù)（nbkzzs）的自然對數(shù)衡量企業(yè)的內(nèi)部治理水平， 企業(yè)內(nèi)部治理指數(shù)來自迪博數(shù)據(jù)庫。表7展示了會計(jì)信息透明度內(nèi)部治理效應(yīng)分析結(jié)果， 第（1）、 （2）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度。在第（1）、 （3）列 中介變量回歸中， nbkzzs與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)； 在第（2）、 （4）列中介變量回歸中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)， 而且中介變量nbkzzs的系數(shù)顯著為正。這說明企業(yè)參與第三次分配存在會計(jì)信息透明度的內(nèi)部治理效應(yīng)， 高會計(jì)企業(yè)信息透明度可以提高企業(yè)的內(nèi)部治理水平， 同時高的內(nèi)部治理水平又可以促進(jìn)企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平。因此， 企業(yè)的會計(jì)信息透明度存在顯著的內(nèi)部治理效應(yīng)。

（三）會計(jì)信息透明度的社會責(zé)任效應(yīng)

較高的會計(jì)信息透明度是企業(yè)履行社會責(zé)任和保護(hù)相關(guān)者利益的一種表現(xiàn)， 有利于企業(yè)積極承擔(dān)社會責(zé)任， 為企業(yè)捐贈營造了良好的社會責(zé)任環(huán)境。和訊網(wǎng)上市公司社會責(zé)任報告專業(yè)評測體系從股東責(zé)任， 員工責(zé)任， 供應(yīng)商、 客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任， 環(huán)境責(zé)任和社會責(zé)任五方面考察， 每個方面分別設(shè)立二級和三級指標(biāo)對社會責(zé)任進(jìn)行全面評價， 其中涉及二級指標(biāo)13個、 三級指標(biāo)37個， 比較全面客觀。本文使用的企業(yè)社會責(zé)任（zerenzdf）數(shù)據(jù)來自和訊網(wǎng)披露的企業(yè)社會責(zé)任指數(shù)。鑒于這一指數(shù)包含了捐贈， 因此本文中介效應(yīng)檢驗(yàn)中企業(yè)社會責(zé)任（zerenzdf）為不包含捐贈的社會責(zé)任指數(shù)之和（股東責(zé)任， 員工責(zé)任， 供應(yīng)商、 客戶和消費(fèi)者權(quán)益責(zé)任以及環(huán)境責(zé)任之和）， 以檢驗(yàn)除捐贈以外的其他企業(yè)社會責(zé)任是否為企業(yè)營造捐贈環(huán)境的中介路徑。表8展示了會計(jì)信息透明度的社會責(zé)任效應(yīng)分析結(jié)果， 第（1）、 （2）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 第（3）、 （4）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度。在第（1）、（3）列中介變量回歸中， 中介變量zerenzdf與Trans2在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)， Trans1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正； 在第（2）、（4）列中介變量回歸中， Donat2與Trans1或者Trans2均在1%的水平上顯著正相關(guān)， 而且中介變量zerenzdf的系數(shù)顯著為正。這說明企業(yè)參與第三次分配存在會計(jì)信息透明度的社會責(zé)任效應(yīng)， 高的企業(yè)會計(jì)信息透明度可以提高企業(yè)披露和履行企業(yè)社會責(zé)任的水平， 同時高的社會責(zé)任水平又可以促進(jìn)企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平。 因此， 企業(yè)的會計(jì)信息透明度存在顯著的社會責(zé)任效應(yīng)。

六、 異質(zhì)性分析

（一）融資約束影響會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈關(guān)系的異質(zhì)性分析

企業(yè)是否捐贈取決于兩點(diǎn)： 一是企業(yè)是否具有捐贈意愿； 二是企業(yè)是否具有捐贈能力， 捐贈能力又由企業(yè)是否具有可供捐贈的資金決定。實(shí)務(wù)中， 一般高融資約束的企業(yè)在捐贈領(lǐng)域心有余而力不足， 但是也存在虧損企業(yè)積極參與慈善捐贈的情況， 因此本研究將對樣本公司融資約束的大小進(jìn)行分類， 區(qū)別融資約束不同水平的樣本公司對會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈關(guān)系的影響是否存在異質(zhì)性進(jìn)行檢驗(yàn)。融資約束指數(shù)（Sa）參考Hadlock和Pierce（2010）的方法構(gòu)建， Sa=（-0.737×Size）+（0.043×Size2）-（0.040×Age）。按照Sa的中位數(shù)將樣本分為高融資約束組和低融資約束組， 分析會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的異質(zhì)性影響， 回歸結(jié)果見表9的第（1） ～ （4）列， 其中第（1）、 （2）列為高融資約束組，第（3）、 （4）列為低融資約束組。第（1）、 （3）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 高融資約束組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.3172并在1%的水平上顯著， 低融資約束組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.1855并在5%的水平上顯著， 說明在高融資約束企業(yè)中會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響程度和影響反應(yīng)更大。第（2）、 （4）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 高融資約束組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.0088并在1%的水平上顯著， 低融資約束組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.0069并在5%的水平上顯著， 也說明在高融資約束企業(yè)中會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響程度和影響反應(yīng)更大。因此， 融資約束對會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈關(guān)系的影響中存在著異質(zhì)性。

（二）公司規(guī)模影響會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈關(guān)系的異質(zhì)性分析

在描述性統(tǒng)計(jì)中發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)規(guī)模存在顯著差異， 一般而言大企業(yè)應(yīng)當(dāng)比小企業(yè)承擔(dān)更大的社會責(zé)任， 具有較強(qiáng)的捐贈意愿和較高的捐贈水平， 因此公司規(guī)模不同可能導(dǎo)致企業(yè)捐贈存在異質(zhì)性。本研究按照公司規(guī)模的中位數(shù)將樣本分為兩組進(jìn)行異質(zhì)性分析， 結(jié)果見表9的第（5） ～ （8）列， 其中： 第（5）、 （6）列為大規(guī)模企業(yè)組， 第（7）、 （8）列為小規(guī)模企業(yè)組。第（5）、 （7）列以Trans1衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 大規(guī)模企業(yè)組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.3211并在1%的水平上顯著， 小規(guī)模企業(yè)組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.1789并在5%的水平上顯著， 說明在大規(guī)模企業(yè)組中， 會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響程度和影響反應(yīng)更大。第（6）、 （8）列以Trans2衡量企業(yè)的會計(jì)信息透明度， 大規(guī)模企業(yè)組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.0088并在1%的水平上顯著， 小規(guī)模企業(yè)組的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的回歸系數(shù)是0.0068并在5%的水平上顯著， 也說明在大規(guī)模企業(yè)組中會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響程度和影響反應(yīng)更大。因此， 公司規(guī)模對會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈意愿關(guān)系的影響存在著異質(zhì)性。

七、 研究結(jié)論、 啟示和展望

（一）研究結(jié)論

本文利用2008 ～ 2020年我國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)， 基于利益相關(guān)者理論的視角， 考察了會計(jì)信息透明度在第三次分配中的宏觀治理作用， 并得到以下研究結(jié)論： 會計(jì)信息透明度與企業(yè)捐贈存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明， 會計(jì)信息透明度顯著提高了企業(yè)的捐贈意愿和捐贈水平， 在第三次分配中發(fā)揮了積極的宏觀治理作用； 影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)， 會計(jì)信息透明度通過改善企業(yè)績效、 提高公司治理水平和履行社會責(zé)任提高企業(yè)捐贈意愿和捐贈水平； 異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 相對于低融資約束企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)， 高融資約束企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈意愿的影響程度更大。

（二）研究啟示

本文的研究具有以下啟示： 首先， 要加強(qiáng)對企業(yè)會計(jì)信息披露的管理。本文發(fā)現(xiàn)， 會計(jì)信息透明度顯著提高了企業(yè)的捐贈意愿與捐贈水平， 說明了會計(jì)信息透明度的宏觀治理作用， 該結(jié)果也提醒企業(yè)監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)更加關(guān)注對會計(jì)信息透明度的披露方式、 披露內(nèi)容、 披露時間和精準(zhǔn)測度等方面的監(jiān)管。其次， 要采取措施完善第三次分配的引導(dǎo)制度。本文結(jié)果表明， 相對于低融資約束和小規(guī)模企業(yè)， 高融資約束和大規(guī)模企業(yè)的會計(jì)信息透明度對企業(yè)捐贈的影響程度更大， 因此， 對不同的企業(yè)需要采取不同的引導(dǎo)方式， 促進(jìn)全部企業(yè)積極參與第三次分配， 為實(shí)現(xiàn)共同富裕發(fā)揮企業(yè)的主力軍作用。

（三）未來展望

本文雖然具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義， 但是受主客觀研究條件的限制， 依然存在一些問題有待進(jìn)一步研究。首先， 從研究樣本看， 受樣本容量的限制， 本文只考慮了A股公司樣本， 對非上市公司和非A股上市公司的研究并未考慮在內(nèi)， 主要原因是非上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù)難以從公開數(shù)據(jù)庫中獲取， 這樣的實(shí)證檢驗(yàn)在效力上是有限的， 因此在未來的研究中可以擴(kuò)大樣本容量以提升統(tǒng)計(jì)的有效性和信息量； 其次， 從研究視角看， 企業(yè)捐贈包括商業(yè)捐贈和慈善捐贈， 而本文間接地采用企業(yè)捐贈衡量慈善捐贈， 研究結(jié)論可能存在偏差， 因此未來研究可以進(jìn)一步把捐贈分為商業(yè)捐贈和慈善捐贈， 更能豐富會計(jì)信息透明度宏觀治理作用的相關(guān)文獻(xiàn)； 最后， 從衡量指標(biāo)看， 第三次分配并不局限于捐贈， 隨著計(jì)量工具的不斷完善和調(diào)查條件的不斷優(yōu)化， 衡量第三次分配的方法可在后續(xù)研究中不斷完善。

【 注 釋 】

1 DD模型計(jì)算的會計(jì)信息透明度如下：第一，計(jì)算總流動應(yīng)計(jì)利潤（TCA），TCA=（營業(yè)利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額+折舊與攤銷）/平均總資產(chǎn)；第二，計(jì)算營業(yè)收入改變量（△REV）、經(jīng)營現(xiàn)金流量（CFO）、年末固定資產(chǎn)價值（PPE）和上期總資產(chǎn)的倒數(shù)（A）；第三，對TCA、A、△REV、PPE和本期與前后期的CFO進(jìn)行回歸，計(jì)算回歸殘差；第四，根據(jù)t年和之前4年的回歸殘差這5個數(shù)值計(jì)算其標(biāo)準(zhǔn)差，由此得到企業(yè)t年的盈余質(zhì)量指標(biāo)；第五，對盈余質(zhì)量指標(biāo)取相反數(shù)，即得到會計(jì)信息透明度指數(shù)DD。

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【作者單位】1.湛江科技學(xué)院會計(jì)學(xué)院，廣東湛江 524094；2.湛江科技學(xué)院粵西數(shù)智會計(jì)研究中心， 廣東湛江 524094。韓冰為通訊作者