公司慈善捐贈的“信號傳遞”動機——基于一項自然實驗的考察

田利輝 王可第

(1．南開大學 金融發(fā)展研究院，天津 300071；2．中國特色社會主義經濟建設協同創(chuàng)新中心，天津 300071)

一、引言

大量研究表明，信息不對稱所引發(fā)的“道德風險”和“逆向選擇”會導致市場失靈[1]，進而對公司的投資決策、融資決策和資本成本產生不利影響，直接影響資本市場資源配置效率[2][3][4]。因此，如何降低信息不對稱一直是公司財務領域亟需解決的重要課題。

信號傳遞理論認為，由于信息不對稱，具有信息優(yōu)勢的公司管理層比股東和外部投資者更能直接地了解到企業(yè)內部情況，掌握有關企業(yè)未來現金流量、投資機會和盈利等私有信息。高質量公司為了將自己與其他公司區(qū)別開來，其管理層有動機將公司高質量的信號及時地傳遞給市場及外部投資者，從而使投資者及利益相關者能夠識別出公司質量，最終引起高質量公司股價的上漲。

選擇何種信號工具向市場傳遞信息是信號理論需要解決的最基本問題。信號工具的有效性需要滿足兩個必要條件：其一，信號工具必須是非強制的，是公司可自主選擇的行為；其二，信號工具具有不易模仿性，即高質量公司的信號傳遞成本低于低質量公司[5]。金融領域的文獻研究表明，公司可通過股利發(fā)放[6]、資本結構[7][8]、IPO溢價[9]、股票回購[10]等高成本的公司行為向外部人發(fā)送公司真實信號。

目前，承擔社會責任已成為中國企業(yè)的一股潮流，企業(yè)慈善捐贈作為承擔社會責任的表現形式之一，對促進社會公平、縮小貧富差距具有重要意義，是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的重要力量。關于企業(yè)慈善捐贈，目前學術界的通用定義是：“企業(yè)以資源非互惠的方式無條件地提供資金或者物資給政府或者相關機構”。慈善是企業(yè)自主行為，并且慈善支出直接降低企業(yè)當期績效，并不能為企業(yè)帶來即時收益，是一種高成本的行為。可見，慈善捐贈滿足信號工具的兩個必要條件。那么，以利潤最大化為目標的企業(yè)為什么進行慈善捐贈？通過企業(yè)慈善捐贈能否區(qū)分公司質量？換言之，慈善捐贈是否可作為一種“信號工具”？

盡管早已有國外學者提出公司慈善捐贈的“信號傳遞動機”[11][12]，然而，公司慈善捐贈行為的影響因素過于繁雜，慈善捐贈動機與結果之間的嚴重的內生性問題使我們無法準確判斷公司進行慈善捐贈的動機[13]。因此，尚沒有文獻提出并明確檢驗中國企業(yè)慈善捐贈存在“信號傳遞動機”。

幸運的是，中國在2010年3月推出的“融資融券”制度，放松賣空管制，為檢驗慈善捐贈的“信號傳遞動機”提供了理想的準自然實驗場景：在存在賣空機制的情況下，如果公司股票被賣空，則會造成股價下跌，并引起一系列連鎖反應。賣空機制放大了高質量公司被低估的不良后果，增強了高質量公司通過發(fā)送信號將其與低質量公司區(qū)別開來的動機，而通過慈善捐贈發(fā)送信號可以使投資者及利益相關者能夠識別出公司質量，從而避免被惡意賣空。并且，在我國現行融資融券制度下，可賣空和不可賣空股票同時并存，這為我們的研究提供了天然的實驗組和對照組。自融資融券交易試點推出以來，融資融券標的股票先后進行了多次調整，不斷有樣本被加入或剔除，產生了賣空壓力在時間序列和橫截面均不斷變化的樣本，這一獨特背景能夠消除潛在并同時發(fā)生的公司所處政治環(huán)境改變等其他事件的影響，排除慈善捐贈的其他動機①，得到更為可靠的研究結論。

基于上述分析，本文以2007～2015年我國A股上市公司為樣本，運用雙重差分方法，實證檢驗了放松賣空管制這一外生沖擊對公司慈善捐贈的影響。本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，本文運用信號傳遞理論對中國上市公司的慈善捐贈行為進行了新的理論闡述，對于企業(yè)如何選擇信號工具來有效傳遞信息以降低信息不對稱程度具有重要的理論與借鑒意義，也為檢驗信號理論提供獨特樣本和來自轉型國家的新證據。第二，本文豐富了現有文獻關于公司慈善捐贈動機的研究。已有研究認為公司慈善捐贈主要出于利他[14]、尋租[15]、代理[16][17]、信號傳遞[11][12]等動機。我國學者側重于從經濟后果與慈善捐贈之間的關系間接判斷公司慈善捐贈的動機，認為中國上市公司慈善捐贈主要是為了政治尋租[18][19]。然而，上述文獻均受到內生性問題的干擾，并且無法排除其他動機。本文借助“融資融券”這一自然實驗有效克服了慈善捐贈后果與動機之間的內生性，直接驗證了公司慈善捐贈的“信號傳遞動機”。第三，本文豐富了賣空機制經濟后果的研究，從“信號傳遞動機”的新視角，探討了放松賣空管制對公司慈善捐贈影響，豐富了融資融券實施效果和經濟后果的研究。

二、文獻綜述與研究假設

2001年度諾貝爾經濟學獎被授予三位美國經濟學家——喬治·阿克爾洛夫(George Akerlof)、邁可爾·斯彭斯(Michael Spence)和約瑟夫·斯蒂格利茨(Joseph Stiglitz)，以獎勵他們在不對稱信息市場分析方面所做出的開創(chuàng)性研究。Akerlof對具有逆向選擇問題的市場第一次進行了正式的分析，在二手車市場的例子中，轎車所有者與潛在買方之間關于轎車質量的信息不對稱將導致市場最終只有劣質產品，好車被壞車擠出市場[1]。Spence擴展了Akerlof的研究，在其經典論文JobMarketSignaling中，Spence開創(chuàng)性地研究了將“教育水平”作為“信號傳遞”的工具在勞動力市場上的作用，分析了勞動力市場上具有信息優(yōu)勢的個體如何通過“信號傳遞”將信息可信地傳遞給處于信息劣勢的個體以實現有效率的市場均衡[5]。運用類似的方法，Rothschild和Stiglitz探討了保險市場的信號傳遞模型[20]。

信息不對稱同樣是金融市場的顯著特征，Ross、Leland 和 Pyle、Bhattacharya等率先將Spence的信號傳遞模型運用到公司金融領域[7][8][21]。信息不對稱下如何對各種信號傳遞策略進行選擇，如何清晰、準確、有效地傳遞信號以降低信息不對稱程度應是信號使用者重點考慮的問題[22]。已有研究認為，慈善捐贈作為企業(yè)履行社會責任的表現形式之一，受到社會和學者的廣泛關注，有問卷調查證據表明，無論是專業(yè)投資者還是非專業(yè)投資者都將慈善捐贈等履行社會責任的行為作為評估公司好壞和進行投資決策的重要依據[23]。更有研究發(fā)現，企業(yè)慈善具有一種類似于保險的功能，當市場中出現對于公司的不利質疑時，公司的利益相關者對于開展慈善的公司更傾向于做出無辜的判斷，因此，慈善捐贈行為可以幫助公司在不利事件發(fā)生時減輕其所受的損失[24][25]。朱松發(fā)現，社會責任的履行會影響我國投資者對企業(yè)盈利持續(xù)性的判斷，企業(yè)社會責任表現越好，市場評價越高，會計盈余的信息含量也越高[26]。因此，公司可以通過參與慈善行為向外部人傳遞公司質量的信號，使投資者及利益相關者能夠識別出公司質量。

中國證券市場于2010年3月正式放松賣空管制，這標志著我國A股市場的一個突破性發(fā)展，意味著我國股票市場“單邊市”正式結束，投資者可以對列入可賣空名單的個股進行賣空交易。放松賣空管制，外生增加了可賣空公司的賣空壓力和下端風險[27]。在公司股票交易環(huán)境發(fā)生外生改變和股價產生向下壓力的情況下，不知情的外部投資者可能將股價下跌的壓力誤讀為公司基本面的惡化，進而發(fā)生跟風交易的“羊群效應”，從而引發(fā)股價進一步下跌和賣空進一步加劇的惡性循環(huán)，而賣空導致的股價下跌所引起的“反饋效應”將直接影響公司的投資、融資等正常經營活動[28]。可見，賣空機制放大了高質量公司被低估的不良后果，外生性提高了高質量公司通過發(fā)送信號將其與低質量公司區(qū)別開來的動機，在此條件下，公司管理層利用慈善捐贈作為信號工具向公司外部人發(fā)送信號，使投資者及利益相關者能夠識別出公司質量，從而避免被惡意賣空。基于上述分析，本文提出研究假設H1：

H1：放松賣空管制顯著提高了可賣空公司的慈善捐贈水平。

發(fā)送信號是有成本的，信號的可信度隨著信號成本的提高而提高[5][7]，企業(yè)在決定是否發(fā)送信號時會進行成本—收益分析：成本即為信號發(fā)送所需花費的成本，例如慈善捐贈的支出，而信號發(fā)送的收益為在區(qū)分出“好”與“壞”后，市場對“好”的溢價。因此，只有發(fā)送信號的成本足夠高，才能阻止“壞”公司的模仿行為，從而真正區(qū)分出“好公司”與“壞公司”。如果“信號傳遞動機”成立，那么我們可以預期放松賣空管制對公司慈善捐贈的促進作用在融資約束嚴重程度越低和盈利能力越強的公司越顯著，原因在于此類公司更能夠承擔信號發(fā)送的高昂成本，信號傳遞能力更強。相反，對于“壞公司”即使在放松賣空管制的情況下有發(fā)送信號的強烈動機也無法承擔慈善捐贈的高昂成本?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設H2：

H2：根據信號傳遞動機，對于信號發(fā)送能力越強的公司，放松賣空管制越能促進公司慈善捐贈。

放松賣空管制對公司的影響存在異質性，不同公司的信號發(fā)送需求也不盡相同。就公司面臨的產品競爭程度而言，在競爭的產品市場上，公司可能面臨缺乏定價能力、投資不足以及進入受阻等不利的市場競爭狀況，面臨著被其他競爭者所掠奪和威脅的風險。放松賣空管制無疑會增大上述風險，因此，產品市場競爭越激烈的公司越需要向消費者、供貨商和雇員等利益相關者傳遞公司質量的信號，提高聲譽以應對競爭者的掠奪和威脅。不僅如此，公司的信息環(huán)境也可能影響信號傳遞需求。公司信息環(huán)境越不透明，公司內部人與外部人之間不對稱程度越嚴重，投資者越難以對公司做出真實的準確評估。在放松賣空管制后，投資者越可能誤解公司的股價信息，公司則越需要向外界發(fā)送信號來降低信息不對稱程度。此外，公司股權分散程度也可能影響放松賣空管制對信號傳遞的需求。股權越分散，股東行動可能越不統一，并且分散的中小股東更容易受到情緒的影響，在公司股票被賣空時，越容易引發(fā)“羊群行為”。因此，當公司股權越分散時，公司越需要傳遞公司真實質量的信號。基于上述分析，本文提出研究假設H3：

H3：根據信號傳遞動機，對于信號傳遞需求越強的公司，放松賣空管制越能促進公司慈善捐贈。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據

本文選取2007～2015年上市公司作為初始樣本，然后進行如下篩選：剔除金融和保險行業(yè)的樣本公司；剔除ST的上市公司；剔除模型中各控制變量有缺失值以及相關數據異常的樣本；本文使用的數據樣本是此后得到的15291個公司-年觀測值。為剔除異常值對結果的影響，對模型中的所有連續(xù)變量在1%的水平進行Winsorize處理。慈善捐贈數據來自CSMAR數據庫內財務報表附注中披露的“營業(yè)外支出——(非)公益性捐贈”一欄。其他數據來自于CSMAR及Wind數據庫。

(二)模型設計及變量定義

我國融資融券采取先試點、后推廣和對標的股票分步擴容的方式進行，由于融資融券的試點和擴容事件是外生于公司行為的制度性沖擊，這為研究放松賣空管制對公司慈善行為的影響提供了自然實驗條件。由于我國賣空股票在時間上是交錯出現的，我們借鑒已有文獻使用的雙重差分模型檢驗放松賣空管制對企業(yè)慈善行為的影響[29][30]：

Donatei,t=β0+β1Shorti,t+β2AfterShorti,t+γXi,t-1+μi+dt+εi,t

(1)

式(1)中，被解釋變量Donate表示t期公司i的慈善捐贈水平，若該公司年報披露了公益性或非公益性捐贈數值，則將二者相加作為慈善捐贈的總額，未披露該信息的樣本該項取0。為確保結果穩(wěn)健成立，采用如下兩種方法來度量企業(yè)捐贈行為：慈善捐贈總額占總資產的比例(Donate_ta)、慈善捐贈總額占企業(yè)營業(yè)收入的比例(Donate_rev)。Short為賣空標的啞變量，若上市公司過去或現在在賣空標的公司名單中則取1，否則取0；AfterShort為賣空前后啞變量，上市公司被加入賣空名單當年及以后年度(直至被剔除賣空名單)取1，否則取0。本文關心的是AfterShort的系數，如果AfterShort的系數顯著為正，則說明放松賣空管制顯著促進了公司慈善捐贈。

綜合以往研究公司慈善捐贈影響因素的文獻，本文選取資產規(guī)模對數(Size)、上市時間(Age)、資產負債率(Lev)、營業(yè)收入增長率(Growth)、現金流(CF)、資產收益率(ROA)、赫芬達爾指數(HHI)等指標作為控制變量。此外，還控制了行業(yè)和年度固定效應。各變量的說明見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

(一)描述性統計與單變量檢驗

表2報告了主要變量的全樣本描述性統計結果，結果顯示：上市公司慈善捐贈總額占公司總資產的比例(Donate_ta)的平均值為0.017%，占當年營業(yè)收入的比例(Donate_rev)的平均值為0.035%。Donate_ta與Donate_rev的標準差分別為0.038和0.080，說明不同上市公司的慈善捐贈水平均存在較大差異。對于賣空標的啞變量Short，均值為0.43，說明在本文的研究樣本中，約有43%的公司曾被加入過賣空名單。AfterShort的均值為0.151，標準差為0.358。其他控制變量的分布也均在合理區(qū)間。

表2 主要變量的描述性統計

由于2010年以前所有股票均不可賣空，因此表3是對2010～2015年可賣空與不可賣空股票的慈善捐贈分組描述性統計。可賣空公司的慈善捐贈指標Donate_ta的均值為0.017，顯著高于不可賣空公司的慈善捐贈指標Donate_ta的均值0.015；可賣空公司的慈善捐贈指標Donate_rev的均值為0.036，顯著高于不可賣空公司的慈善捐贈指標Donate_ta的均值0.032。

注：(1)均值差異T檢驗報告的是兩組均值之差，中位數差異檢驗報告的為卡方統計量。(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

(二)回歸結果與分析

1.放松賣空管制與公司慈善捐贈

表4報告了模型(1)的回歸結果。由于全樣本有大量慈善捐贈為0的個體(總共有4565個觀測值，約占樣本總量的20%)，為了保證回歸結果的可靠性，我們同時采用OLS回歸和Tobit回歸。第(1)～(2)列列示了OLS回歸結果。其中，第(1)列是采用Donate_ta作為慈善捐贈度量指標的回歸結果，AfterShort的系數為0.005，且在1%的水平顯著；第(2)列是采用Donate_rev作為慈善捐贈度量指標的回歸結果，AfterShort的系數為0.013，且在1%的水平顯著。這說明，放松賣空管制顯著促進了公司的慈善捐贈。Short前的系數均在1%的水平上顯著為正，說明在加入賣空名單前，這些公司的慈善捐贈也較多。在控制變量方面，Lev、CF、ROA均與公司慈善捐贈的各項指標呈現顯著正相關，Age與慈善捐贈的各項指標顯著負相關。

當采用Tobit回歸估計模型時，AfterShort前的系數也均顯著為正。這說明，公司股票可賣空后，公司顯著提高了慈善捐贈水平，與本文的假設H1的預期一致。

2.信號傳遞能力分組分析

為進一步證明上市公司慈善捐贈的“信號傳遞動機”，我們根據公司信號傳遞能力進行分樣本分析。公司通過慈善捐贈發(fā)送信號是高成本行為，根據研究假設H2，我們預期放松賣空管制的慈善捐贈效應在融資約束程度低和業(yè)績好的公司更顯著，原因在于此類公司信號發(fā)送的能力更強，當面臨賣空沖擊時，公司有能力及時通過慈善捐贈向外界傳遞信號；相反，對于面臨嚴重融資約束和盈利能力差的公司，即使有發(fā)送信號的動機也無能為力。

對于融資約束，借鑒鞠曉生等研究者的做法[31]，本文使用SA指數作為我國上市公司融資約束的度量指標。SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age，本文計算了每個上市公司觀測年度的SA指數。SA指數為負，且絕對值越大，說明公司受到的融資約束程度越嚴重。按照SA是否大于年度-行業(yè)中位數，我們將樣本分為融資約束不嚴重的組和融資約束嚴重的組。表5第(1)、(2)、(7)、(8)報告了相應的回歸結果，結果顯示，當Donate_ta為因變量時，對于融資約束不嚴重的組，AfterShort的系數為0.006，且在5%的水平上顯著，而對于融資約束嚴重的組，AfterShort的系數為-0.006，但不顯著，組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數在1%的水平上存在顯著差異。當因變量為Donate_rev時，對于融資約束不嚴重的組，AfterShort的系數在1%水平上顯著為正，而對于融資約束嚴重的組，AfterShort的系數為負且不再顯著。組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數在10%的水平上存在顯著差異。上述結果說明，放松賣空管制的慈善捐贈效應只發(fā)生在融資約束不嚴重的組，與假設H2的預期相一致。

表4 放松賣空管制與公司慈善捐贈

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號內為t值，下表同。

表5 信號傳遞能力分組分析

注：組間差異檢驗使用費舍爾組合檢驗(Permutation test)，報告的結果為AfterShort回歸系數在兩組間的差異和經驗P值的顯著性，經驗P值經過抽樣1000次得到。限于篇幅沒有報告控制變量的回歸結果，感興趣的讀者可向作者索取，下表同。

對于公司業(yè)績，本文采用凈資產收益率(ROA)與經營活動現金流(CF)作為公司業(yè)績的度量指標。盈利能力越強，現金流越充足的公司越有充足的資源通過投入慈善活動傳遞公司的質量信號。按照ROA是否大于年度—行業(yè)中位數我們將樣本分為盈利能力強的組和盈利能力弱的組，表5第(3)、(4)、(9)、(10)列報告了相應的回歸結果，結果顯示，當Donate_ta為因變量時，對于盈利能力強的組，AfterShort的系數在1%的水平上顯著為正，而對于盈利能力弱的組，AfterShort的系數為負且不再顯著。組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數在1%的水平上存在顯著差異。當因變量為Donate_rev時，兩組間AfterShort的系數在10%的水平上存在顯著差異。這說明，放松賣空管制的慈善捐贈效應只發(fā)生在盈利能力強的組，與假設H2的預期相一致。按照經營活動現金流是否大于年度—行業(yè)中位數我們將樣本分為現金流充足的組和現金流不充足的組，表5第(5)、(6)、(11)、(12)列報告了相應的回歸結果，結果顯示，當Donate_ta為因變量時，對于現金流充足的組，AfterShort的系數在5%的水平上顯著為正，而對于現金流不充足的組，AfterShort的系數也不再顯著，組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數至少在5%的水平上存在顯著差異。

表5的結果表明，融資約束程度越低和業(yè)績越好的公司面臨賣空沖擊時更傾向提高捐贈數額。因此，假設H2成立。要使信號傳遞有效，需要信號成本足夠高以阻止低質量公司的模仿行為；公司財務狀況更好，因而信號傳遞能力更強的公司，越傾向在面臨賣空沖擊時通過慈善捐贈發(fā)送信號。這也進一步證明了公司慈善捐贈的“信號傳遞動機”。

3.信號傳遞需求分組分析

公司信號傳遞的需求存在異質性，為檢驗假設H3，本文從如下幾個維度考察賣空沖擊對不同信號傳遞需求公司慈善捐贈的影響：第一，我們預期放松賣空管制的慈善捐贈效應在面臨產品競爭更激烈的公司更顯著，原因在于信號傳遞有利于其在競爭對手中脫穎而出，獲取競爭優(yōu)勢，因此，面臨產品競爭越激烈的公司信號傳遞的需求越強，越傾向于通過慈善捐贈傳遞信號。第二，我們預期放松賣空管制的慈善捐贈效應在信息環(huán)境越不透明的公司越顯著。公司信息環(huán)境越不透明，公司利益相關者與公司之間的信息不對稱程度越高，公司越需要其他途徑傳遞信號，降低信息不對稱程度。第三，我們預期放松賣空管制的慈善捐贈效應在股權更分散的公司更顯著。

表6 信號傳遞需求分組分析

借鑒韓忠雪和周婷婷等文獻的做法[32]，本文使用壟斷租金(PMC)度量公司在該行業(yè)中所處的壟斷地位，進而判斷企業(yè)在產品市場上面臨的競爭程度②。按照PMC是否大于年度-行業(yè)中位數，我們將樣本分為面臨市場競爭不激烈的組和市場競爭激烈的組。表6中第(1)、(2)、(7)、(8)列報告的結果顯示，當因變量為Donate_ta時，對于面臨市場競爭不激烈的上市公司，AfterShort的系數為正，但不顯著，而對于面臨市場競爭激烈的上市公司，AfterShort的系數在5%的水平上顯著為正；當因變量為Donate_rev時，所得結果相同。并且，組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數至少在10%的水平上存在顯著差異。這說明市場競爭越激烈，放松賣空管制的慈善捐贈效應越顯著。

借鑒Hutton等文獻的思路[33]，本文基于單家公司的盈余管理程度構建信息透明度指標。利用分行業(yè)分年度的修正Jones模型估計可操控性總應計利潤，采用前3期的可操縱性總應計利潤的絕對值加總起來測度公司的信息透明度(Opaque)。按照Opaque是否大于年度—行業(yè)中位數，我們將樣本分為透明度低的組和透明度高的組。表6中第(3)、(4)、(9)、(10)列報告的結果顯示，當因變量為Donate_ta時，對于信息透明度高的組，AfterShort的系數為正，但不顯著，而對于信息透明度低的組，AfterShort的系數在5%的水平上顯著為正；當因變量為Donate_rev時，所得結果類似。并且，組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數至少在5%的水平上存在顯著差異。這說明信息環(huán)境越差，放松賣空管制的慈善捐贈效應越顯著。

我們使用公司前十大股東持股比例的赫芬達爾(H10)指數度量股權分散程度，按照H10是否大于年度—行業(yè)中位數，我們將樣本分為股權分散程度低的組和股權分散程度高的組，表6第(5)、(6)、(11)、(12)列報告的結果顯示，當因變量為Donate_ta時，對于股權更分散的公司，AfterShort的系數在1%的水平上顯著為正，而對于股權更集中的公司，AfterShort的系數不再顯著；當因變量為Donate_rev時所得結果類似。組間差異檢驗顯示，兩組間AfterShort的系數在10%的水平上存在顯著差異。這說明，放松賣空管制的慈善捐贈效應在股權更分散的上市公司中更顯著。

表6的結果表明，產品市場競爭更激烈、信息環(huán)境越不透明、股權更分散的上市公司在面臨資本市場的賣空沖擊時更傾向于提高慈善捐贈額度，支持假設H3。這說明，當面臨賣空沖擊時，信號需求越強的公司越傾向通過慈善捐贈向市場傳遞信號，與公司慈善捐贈的“信號傳遞”動機的預期相一致。

五、穩(wěn)健性檢驗③

(一)替代性解釋

近年來關于賣空機制的研究發(fā)現，賣空不僅能夠提高定價效率，而且能夠約束經理人行為，發(fā)揮外部治理作用[34]。因此，本文認為賣空沖擊導致公司慈善捐贈增加的另一種解釋是源于賣空機制發(fā)揮的外部治理作用：慈善捐贈是企業(yè)履行社會責任的重要組成部分，但卻是高成本的行為，慈善支出可能擠占公司其他支出，影響公司會計利潤，為規(guī)避經營風險，經理人從事慈善的動機可能不足[29]。賣空機制的出現發(fā)揮了監(jiān)督經理人的作用，緩解了委托代理問題，彌補了賣空機制出現前公司慈善捐贈可能存在的不足，導致本文實證出現的結果。

根據上述邏輯，賣空機制通過發(fā)揮外部治理效應作用于公司慈善捐贈行為，是公司治理機制的一種替代和補充。因此，如果上述邏輯成立，我們應該看到公司內部治理機制越不完善，代理沖突越嚴重的公司，放松賣空管制的慈善捐贈效應越顯著。我們使用管理層持股比例和第二至第五大股東持股比例度量公司治理。一般而言，管理層持股比例越高，代理沖突越不嚴重。第二至第五大股東持股比例越高，監(jiān)督力量越強。結果顯示，公司治理水平更高的組的AfterShort的系數顯著大于公司治理水平低的組的系數，與“外部治理效應”的預期相反，其可能的原因是公司治理水平越高，代理沖突越不嚴重的公司，在面臨資本市場沖擊時越可能及時采取措施應對，如本文所研究的慈善捐贈向外界發(fā)送信號，因此可以排除“外部治理效應”的解釋。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為進一步確認本文結論的可靠性，本文在上述理論假設的基礎上進行了以下幾方面的穩(wěn)健性測試，總體上并沒有改變原有的研究結論。

第一，剔除本文樣本中慈善捐贈為0的觀測值，重新進行OLS回歸。

第二，采用PSM配對樣本重新檢驗。交易所在選擇可賣空標的股票時主要依據加權評價指標，并綜合考慮上市公司及市場情況進行選取。為避免控制組和實驗組在控制變量上存在的系統性差異，我們采用PSM方法選擇配對樣本。具體而言，首先根據本文的控制變量選擇配對樣本，然后根據配對好的樣本重新進行OLS回歸。

第三，除PSM方法外，我們選擇另一種方法進一步控制樣本選擇偏差的影響?？紤]到絕大部分融資融券標的股票均為滬深300指數成分股，借鑒李志生等文獻的做法，我們只選取滬深300指數成分股中的融資融券標的股票和非融資融券標的的股票進行DID分析[35]。

六、結論與啟示

越來越多的中國企業(yè)投入到慈善捐贈活動中，那么是什么動機驅使中國企業(yè)為社會福利做出貢獻？受到內生性的干擾，學術界一直無法準確區(qū)分公司慈善的各種動機。中國證券市場于2010年3月推出的“融資融券”，正式放松賣空管制，標志著我國A股市場的一個新發(fā)展，外生地改變了公司股票的交易環(huán)境，增加了股票的賣空壓力。本文利用這一自然實驗，檢驗了我國企業(yè)慈善捐贈的“信號傳遞動機”。以2007～2015年我國A股上市公司為樣本，運用雙重差分方法發(fā)現，放松賣空管制顯著提高了可賣空公司的慈善捐贈水平，在進行一系列的穩(wěn)健性檢驗之后結果依然成立。研究結果表明：放松賣空管制帶來的賣空沖擊使股價產生向下壓力，并提高下端風險，相對于不可賣空公司，可賣空公司的經理人通過慈善捐贈向市場發(fā)送信號表明公司的“真實質量”，避免賣空沖擊對股價和公司經營環(huán)境的影響。進一步分析發(fā)現，對于融資約束程度越低、盈利能力越強、產品競爭越激烈、信息不對稱越嚴重、股權更分散的上市公司放松賣空管制的慈善捐贈效應越顯著。上述結果表明，公司的確運用慈善捐贈作為信號工具應對賣空沖擊。

本文的研究啟示在于：首先，中國上市公司的慈善捐贈并非完全為了建立政治聯系的自私行為，也能充當降低資本市場信息不對稱程度的“信號工具”，選擇在公司股票交易環(huán)境發(fā)生外生改變時進行慈善捐贈，是向市場傳遞公司真實質量的有效途徑之一，并且這一信號傳遞方式獲得了市場的認可，使公司股價在面臨賣空沖擊時維持了穩(wěn)定。因此，在轉軌時期的中國，企業(yè)要認識到慈善捐贈既是履行社會責任、造福社會的重要手段，也是獲取市場認可、應對外部環(huán)境沖擊的信號傳遞工具。其次，從規(guī)范公司慈善行為的角度來看，應認識到慈善捐贈在區(qū)分公司真實質量降低資本市場信息不對稱中發(fā)揮的作用，積極引導鼓勵公司的慈善捐贈行為。堅持市場化改革方向，讓更多企業(yè)參與競爭，提高產品市場競爭程度。同時，應加強國有企業(yè)改革，打破“預算軟約束”，加強對國有企業(yè)履行社會責任的激勵。最后，從資本市場監(jiān)管的角度來看，資本市場制度變遷具有實際效應，應穩(wěn)步推進資本市場改革，提高資本市場對上市公司的反饋調節(jié)能力，發(fā)揮“股票晴雨表”作用。

注釋：

①已有文獻表明，賣空機制能夠發(fā)揮約束經理人的外部治理作用[34]，如果放松賣空管制前公司的慈善投資存在不足，那么賣空機制可能通過發(fā)揮治理效應增加公司的慈善捐贈，針對這一可能替代性解釋，后文專門進行了討論予以排除。

②根據中國的會計準則及資本市場狀況，本文的壟斷租金的具體定義為：壟斷租金(PMC)=(稅前利潤+當年折舊額+財務費用-資本總額×加權平均資本成本)÷銷售總額。其中，資本總額=權益資本+短期債務+長期債務，加權平均資本成本=(權益資本÷資本總額)×權益資本成本+(短期債務÷資本總額)×短期債務成本+(長期債務÷資本總額)×長期債務成本。本文用CAPM模型來估計公司的權益資本成本，權益資本成本=無風險收益+系統風險×市場組合的風險溢價，系統風險數據直接取自CCER股票價格收益數據庫，無風險收益為一年期銀行存款利率。從壟斷租金的計算公式可以看出，壟斷租金可以準確地描述行業(yè)內的單個企業(yè)在該行業(yè)中的壟斷勢力，如果壟斷租金較高，表明該企業(yè)面臨的產品市場競爭程度就較低。

③囿于篇幅，本文沒有報告相關回歸結果，感興趣的讀者可向作者索取。