慈善捐贈與企業(yè)創(chuàng)新

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。為了進一步探究捐贈對創(chuàng)新的影響機制，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)融資約束來促進企業(yè)創(chuàng)新。此外，進一步分組發(fā)現(xiàn)，在國有企業(yè)、大企業(yè)及盈利狀況更好的企業(yè)中捐贈更能促進創(chuàng)新。

二、文獻回顧與研究假設(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，進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貼，進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)會依靠媒體宣傳擴大用戶基礎(chǔ)，吸引更多人才流入，進而提升企業(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。基于此，提出如下假設(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。考慮到公司所處的行業(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)。考慮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企業(yè)創(chuàng)新，采用新的模型設(shè)定也進一步證實了原結(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，進而吸引更多的消費者關(guān)注，促進企業(yè)的產(chǎn)品營銷，同時由于企業(yè)擁有更為良好的聲譽，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)的綜合實力越強時，捐贈對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用可能越明顯。

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?？梢钥吹?，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，捐贈對創(chuàng)新的促進作用會更加明顯。

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。