融资约束、代理成本与企业慈善捐赠——基于企业所有权视角的分析

翟淑萍，顾 群

(天津财经大学 商学院，天津 300222)

一、 引言

企业慈善捐赠是自愿无偿将其有权处分的合法财产赠送给合法的受赠人用于与生产经营活动没有直接关系的公益事业的行为[注]中华人民共和国财政部《关于加强企业对外捐赠财务管理的通知》(财企[2003]95号)。作为自负盈亏的主体，企业慈善捐赠不仅仅是出于回报社会、体现社会责任的利他行为，也可能在很大程度上是出于经济动机的考虑，希望提升企业的会计业绩[1]，或者是增加股东的财富[2-3]。可见企业慈善行为的经济动机是行善可获得回报，企业能够通过行善而得到更好发展。而只有当企业财务业绩较好或者现金流充足时，才可能通过捐赠履行社会责任[4-5]，因此企业捐赠行为应与其能够承担社会责任的经济能力有关[6]。然而，通过对我国2006—2011年沪深股市连续6年有慈善捐赠行为A股上市公司数据的考察发现，我国上市公司捐赠规模与其营业收入的相关系数为-0.03，与其经营活动现金净流量的相关系数为-0.02。即总体来讲，我国具有慈善捐赠行为的上市公司财务业绩及现金充裕程度均无法解释其大额的捐赠行为。从个别公司来看，更有在经营活动现金净流量呈现大额负值而进行捐赠的现象。因此，企业大量踊跃捐赠行为在得到赞赏的同时，也使一些捐赠企业受到质疑。从合规操作角度来看，企业的捐赠，尤其是巨额捐赠，是否考虑了股东利益？是否存在企业高管为了满足某种特殊需要或者个人偏好(如获得更高的社会地位)而捐赠的可能性？捐赠行为是否会使企业承担相应的代理成本？由此，我们进一步考虑，如果企业捐赠在一定程度上是由代理问题引发，那么这种捐赠行为能否通过某种财务机制加以缓解或制约？融资约束能否起到这种缓解或制约作用？

国外虽然有较为丰富的成果研究企业慈善捐赠的代理问题，但缺乏从融资约束视角探讨代理问题引发的企业捐赠行为的制约作用。而且由于社会背景的不同，更缺乏不同所有权性质企业代理成本、捐赠倾向以及融资约束治理作用差异的比较。国内对于企业捐赠动机的研究大多集中于提升企业财务绩效、提高企业声誉以及社会责任等视角，虽然有从控股股东性质和高管特征角度的探讨[7-8]，但缺乏从代理问题视角的考察和对代理理论的诠释，更缺乏从融资约束视角探讨代理问题引致的企业捐赠的制约机制。基于此，本文从代理成本角度探讨我国上市公司慈善捐赠行为的动机，并进一步探讨融资约束是否能够发挥一定的治理作用从而约束上市公司由于代理问题引发的捐赠行为，并比较不同所有权性质企业的代理成本、捐赠倾向以及融资约束治理作用的差异。

本文余下部分的安排为:第二部分是理论分析与研究假设，第三部分是研究设计，第四部分是融资约束程度的衡量，第五部分是实证检验结果，第六部分是结论与局限性。

二、 理论分析与研究假设

现代企业制度下所有权和经营权两权分离，在不完全契约和道德风险存在的情况下，会产生代理成本问题，在企业投资决策中则表现为非理性投资行为的发生，投资未使企业价值最大化。特别是当企业存在自由现金流量的时候，本应将这部分多余的自由现金流量分配给股东，但“自利”的经理为了增加自己的经营权可能去做一些对股东无利可图的决策[9]。企业慈善捐赠作为一种自由裁量行为也可能构成企业经理人隐性的代理成本[10]。Williamson认为企业捐赠行为是经理层追求个人名誉而对股东财富的一种肆意使用[11]。James & Suzanne也认为企业慈善捐赠是出于企业经理人的个人兴趣，而非公司利益或者社会需求[12]。Brown等认为捐赠虽然会带有商业广告的目的，但更多的是经理人员通过企业捐款为自己谋取名声或社会地位[13]。因此，捐赠在很大程度上会被视为是经理人员个人的善行，而不是一种企业行为[14]。甚至慈善捐款成为经理人员享受在职消费的一种方式[15]，以及公司高管随意支配公司资产的行为[注]胡冠中.上市公司捐款如何保护股东权益引关注[EB/OL].每日经济新闻，2008年5月27日.，而可能损害投资者利益。

代理理论已经揭示出由于所有权与经营权的分离，企业经理人与股东利益不一致会导致代理问题，该代理问题会使得经理人出于自身利益最大化而做出有损于股东财富的捐赠决策，且企业代理成本越高，该决策与股东财富最大化目标的偏离越大。因此，本文提出假设1。

假设1：在控制其他影响企业捐赠因素的前提下，代理成本与企业捐赠水平正相关。

只有当企业存在闲置财务资源时，才有能力实施慈善捐赠，因此企业的财务灵活性是影响慈善捐赠的因素之一。具有较低的融资约束是财务灵活性的重要体现。融资约束是在不完美的资本市场情况下，企业所需内部资金不足需要外部融资时，由于资金成本较高或信贷配给难以满足其资金需求时导致融资不足，使投资低于最优水平。因此融资约束的提高会导致企业财务灵活性的降低。持有较多自由现金流量的企业代理问题往往更为严重[16-17]。融资约束的存在可以降低企业财务灵活性与自由现金流量，从而在一定程度上对管理层的投资行为进行约束，迫使管理层放弃一些低收益的投资项目[18]，提高项目选择的标准[19]，从而提高企业投资效率[20]，缓解企业代理问题，进而改善现金的边际价值，抑制企业管理层诸如过度投资、享受高额津贴的自利行为[21]。因此，融资约束与代理成本可能呈现反向变化的态势，即融资约束程度上升，代理成本下降[22-23]，尤其在中国这种弱投资者保护国家，融资约束能够起到一定的治理效果，通过约束企业的融资政策和财务行为可以降低代理成本[24]。对于企业捐赠决策而言，融资约束可以通过降低企业代理成本而降低管理者出于自身利益考虑的捐赠决策。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：融资约束能在一定程度上对企业代理成本引致的捐赠行为起到制约作用。

企业产权性质的不同会给企业的融资行为带来显著的差异，国有企业与民营企业在融资上存在天然的不平等性。国有企业凭借其垄断地位往往具有较强的经济实力和较高的经济效益，有能力从银行获得较高的贷款份额，还能获得一些财政、税收上的优惠。而银行为降低贷款风险、提高自身收益能力也愿意为国有企业提供贷款，这些都会直接或间接影响企业所面临的融资约束。并且国有企业还存在有“预算软约束”问题，林毅夫、李志贇、巴曙松等研究发现国有企业中普遍存在“预算软约束”的现象[25-26]。Kornai指出向企业提供资金的机构(政府或银行)未能坚持原先的商业约定，使企业的资金运用超过了它当期收益的范围，这种现象被称为“预算软约束”[27]。即国有企业处于财务困境时，政府出于维护社会稳定和良好形象的目的，会对企业进行政策支持使其生存下来[28]。因此与国有企业相联系的“预算软约束”在一定程度上可以减轻国有企业面临的真实融资约束。

而民营企业主要依靠自我积累、自我筹资发展起来，在银行信贷市场以及资本市场中处于明显的劣势地位。民营企业无论在股权融资还是债务融资方面都受到更多的体制性歧视，民营企业无法与国有企业在资本市场上获得同等机会[29]。Brandt & Li、Cull & Xu发现民营企业很难获得国有银行的贷款，这些企业即使能获得贷款，也面临更高的贷款标准[30-31]。因此，民营企业常常受到融资约束的困扰，民营企业的融资约束程度往往要高于国有企业。因此，相对于国有企业，民营企业经理人的行为会受到更大的制约，使其捐赠决策目标与股东财富最大化目标的偏离程度降低。基于上述分析，本文提出假设3。

假设3：相对于国有企业，融资约束对民营企业代理成本引致的捐赠行为具有更强的约束效应。

三、 研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文研究样本为2006—2011年沪深股市连续6年有慈善捐赠的A股上市公司，剔除ST公司以及数据缺失的样本，最终样本为419家公司，2514个观测值，其中国有样本295家，民营样本124家。公司慈善捐赠数据来源于公司各年年报中的“公益性捐赠”数据，由作者手工翻阅获取，如果公司的捐赠和赞助支出数据合并在一起，则样本公司被剔除。公司财务数据来自CCER数据库和CSMAR数据库。

(二) 融资约束指数

企业面临的融资约束程度不能直接观察，在融资约束理论的实证研究中一个重要问题就是如何构造一个能够较好地反映企业融资约束程度的度量指标。融资约束的评价有利用单指标判别的方法，即根据单指标取值大小分辨融资约束程度的高低，如公司规模、利息保障倍数等[32-33]。也有利用多指标构建融资约束指数，并根据指数取值的大小对融资约束的高低进行判别，如Cleary运用多元判别分析法构造融资约束指数ZFC[34]，Kaplan & Zingales运用ordered logistic模型构造的KZ指数等。为克服单指标判别融资约束的不稳定性，本文借鉴Kaplan & Zingales构造KZ指数的思路[35]，采用二元Logistic回归模型构建融资约束指数，并利用Fisher判别函数构建融资约束指数，以检验Logistic回归模型所构建融资约束指数判别的稳定性。

(三) 实证模型和变量定义

为检验本文的研究假设，设计实证模型(1):

DONAit=α0+α1CONit+α2ACit+α3FCit×ACit+α4FCit×ACit×CONit+α5CRit+α6IDit+α7TAit+εit

(1)

其中，DONA为慈善捐赠变量，使用公司当年捐赠金额与营业收入的比值；CON为产权性质变量，当企业是国有控股时，CON取0，当企业是民营控股时，CON取1；AC为代理成本变量，由于委托人与受托人之间的代理成本有很强的隐秘性，因此在实证研究中只能用间接的方法来衡量，本文研究的代理成本是反映在职消费等显性成本，采用销售费用与管理费用合计数占营业收入的百分比来计量，该指标取值越高，企业代理成本越高；FC表示企业的融资约束程度，使用二元logistic回归模型构造的融资约束指数。另外，根据李四海等相关研究[36]，本文采用股权集中度(CR，即公司前5位大股东持股比例之和)、独立董事比例(ID)以及捐赠税收价格TA=1-公司适用所得税税率×(1-公司不可在税前扣除捐赠数额/公司捐赠总额)[注]从2008年开始，我国一般企业所得税税率由33%降到25%，同时，我国企业用于公益、救济性的捐赠准予扣除比例由年度应纳税所得额的3%上升到12%。作为控制变量，以控制公司治理、税盾等因素对公司捐赠的影响。εit为随机误差项。

为了检验假设1，考察慈善捐赠—代理成本的系数α2是否显著大于零；为了检验假设2，考察融资约束和代理成本交乘项(FC×AC)的系数α3是否显著小于零；为了检验假设3，考察融资约束、代理成本和产权性质交乘项(FC×AC×CON)的系数α4是否显著小于零。

四、 融资约束程度的衡量

(一) 样本预分组

本文选取利息保障倍数和股利支付率作为样本预分组指标。对样本观测值按照利息保障倍数从大到小排序，选取前33%的观察值作为低融资约束组，后33%作为高融资约束组。股利支付率大于零的作为低融资约束组，股利支付率为零的作为高融资约束组。本文将按照利息保障倍数和股利支付率分组所得的交集部分作为最终的高融资约束组和低融资约束组，最终得到707个低融资约束的观测值和454个高融资约束的观测值。

(二) 变量选择

本文借鉴国内外相关研究成果，选取净资产收益率(ROE)、资产负债率(LEV)、营运资金占总资产比重(NWC)、财务冗余(SLACK)和企业规模(SIZE)作为衡量上市公司融资约束程度的指标。指标定义如表1所示。

表1 融资约束状态识别财务指标的定义

①Cleary计算财务冗余时使用的是(现金+短期投资+0.5×存货+0.7×应收账款-短期借款)∕固定资产净值，因我国2006年准则变更，故本文对2007年后的样本使用交易性金融资产替代短期投资。

对这五个指标进行高融资约束组和低融资约束组之间均值差异的t检验，在1%显著性水平下，各指标均值在两组样本之间均存在显著差异，说明这五个变量指标能够较好地区分不同样本组别的融资约束状态。

(三) 融资约束指数的构建

(2)

构建融资约束指数。该指数值越大，表明公司为高融资约束的概率越大，融资约束程度越高。利用高融资约束组和低融资约束组样本数据对模型(2)进行回归，拟合结果为：

FCit=-26.206ROEit+8.502LEVit-2.746NWCit-0.146SLACKit-0.053SIZEit

模型拟合程度很高，在5%的显著性水平下模型总体关系显著，回归系数显著不为零，模型总体和变量均具有显著性，且变量的系数符号与预期一致。另外，模型预测准确性很高，预测错判率仅为7.3%(下页表2)。

利用相同的财务指标构建非标准化的Fisher判别函数(系数符号做相反数处理)：

该判别函数的错判率为14.4%(表2)，说明Fisher判别模型要比Logistic回归模型的判别功效稍逊色一些。利用Fisher判别函数和logistic回归结果对全样本计算融资约束指数的相关系数达到0.863，说明融资约束函数的构建具有较强的稳定性。因此，本文采用Logistic回归结果构建的融资约束指数对全样本数据计算融资约束程度，并利用Fisher判别函数构建的融资约束指数进行稳健性检验。

五、 实证检验结果

(一) 描述性统计

表3 慈善捐赠(DONA)描述性统计

表3是慈善捐赠的描述性统计结果，慈善捐赠占收入比(DONA)的最大值为4.43%，最小值几乎等于0，均值为0.0684%，这说明我国上市公司的捐赠收入比差距非常大，并且数值不高。比较国有企业与民营企业的捐赠收入比可以看出，国有企业的均值为0.0506%，民营企业的均值为0.1106%，且在5%显著性水平下，国有和民营企业捐赠水平均值具有显著差异，可以看出民营企业具有更高的捐赠倾向，这与我国现阶段政府对于私有产权保护力度不够、并控制着企业所需稀缺资源有关，民营企业需通过慈善捐赠建立声誉资本进而形成无形的战略性资源[37]，以此为自身发展创造良好的外部空间[14]。

(二) 实证回归结果

本文使用STATA 12.0软件对2006—2011年419家上市公司的平行面板数据进行回归分析，首先进行Hausman检验，未能拒绝原假设，即应采用随机效应模型回归。采用逐步回归的方法对模型参数进行估计，结果如表4所示。

表4 代理成本和产权性质对慈善捐赠影响的逐步回归结果

注：括号内数字为t值。***，**，*分别表示在0.01，0.05和0.1显著水平上统计显著。

在1%显著性水平下，5个模型总体线性关系均显著。在10%显著性水平下，除ID变量外回归系数均显著区别于零，因此删除ID后进行最终模型的确定(模型5)。逐步回归过程没有影响变量回归系数的正负号和显著性，说明变量间不存在明显的共线性。

从回归结果可以看出，在1%显著性水平下，慈善捐赠—代理成本系数显著为正(0.0031191)，表明代理成本问题越严重，企业的慈善捐赠水平越高，与本文提出的假设1结论相符。另外，慈善捐赠—产权性质系数显著为正(0.0005598)，表明民营企业更偏好于进行慈善捐赠，与描述性统计的分析结论相一致。

在1%显著性水平下，代理成本(AC)的系数显著为正(0.0031191)，在10%显著性水平下，融资约束和代理成本交乘项的系数显著为负(-0.0001081)，因此有(0.0031191-0.0001081FC)AC，当FC<28.8538时，(0.0031191-0.0001081FC)>0，而在全部2514个样本中只有5个样本不满足这一条件，这就说明随着融资约束程度(FC)的提高，会导致99.80%的样本代理成本系数逐渐递减，但始终为正值。因此，说明融资约束的提高，能缓解代理成本提高引起的捐赠增加，意味着融资约束程度的提高，会显著减弱代理成本与慈善捐赠之间的正向关系，与本文提出的假设2结论相符。

在10%显著性水平下，融资约束、代理成本和产权性质交乘项的系数显著为负(-0.0001561)，因此当企业为国有产权时，有(0.0031191-0.0001081FC)AC，当FC<28.8538时，(0.0031191-0.0001081FC)>0(1764个样本，即99.72%的国有样本满足这一条件)。当企业为民营所有时，有(0.0031191-0.0002642FC)AC，当FC<11.8058时，(0.0029412-0.0002591FC)>0(740个样本，即99.33%的民营样本满足这一条件)。该结果说明民营企业融资约束的提高，更能缓解代理成本提高引起的捐赠增加，即融资约束对民营企业代理成本引起的捐赠的制约作用高于国有企业，与本文提出的假设3结论相符。

此外，在10%显著性水平下，股权集中度、捐赠税收价格与捐赠水平均呈负相关关系，说明股权集中度与捐赠的税收价格越高，公司捐赠支出越低，该结果也与预期一致。

注：①括号内数字为t值。***，**，*分别表示在0.01，0.05和0.1显著水平上统计显著。②总资产周转率越高意味着代理成本越低，因此AC*及其交乘项的回归系数与表4中相应自变量的回归系数符号均为相反的关系。

(三) 稳健性检验

为使结果更加可靠，本文作如下稳健性检验：(1)以判别分析方法构造的融资约束指数FC×替代二元logistic回归模型构造的融资约束指数FC；(2)以总资产周转率(AC*=营业收入/平均资产总额)作为隐性代理成本的替代变量，分别对假设1—假设3进行实证检验。检验结果表明，除了显著性水平稍有变化外，结论基本保持一致。

六、 结论与局限性

(一) 研究结论

本文以2006—2011年沪深股市连续6年有慈善捐赠的A股上市公司为研究样本，对不同所有权企业的融资约束、代理成本和慈善捐赠的关系开展了理论与实证分析。研究发现：(1)企业代理成本越高，慈善捐赠水平越高；(2)融资约束能在一定程度上对企业代理问题引发的捐赠起到一定的制约作用；(3)民营企业具有更强的慈善捐赠倾向，但融资约束对民营企业代理成本引发的捐赠的制约效应更强。由以上研究结果我们可以发现，由于产权性质差异导致了民营企业在经营过程中需要付出更多的努力和代价获得与国有企业相同的资源和地位，表现在捐赠活动中，则体现为民营企业需要更大的捐赠规模才能建立声誉资本以获得与国有企业等同的社会地位。而由于企业所有权与经营权分离引致的代理问题，企业经理人存在出于自身利益考虑的捐赠行为。融资约束的存在可以降低企业代理成本，从而对代理问题引发的捐赠起到一定的制约作用。但由于社会资源向国有经济的倾斜，融资约束对于国有企业也并非真正意义上的硬约束，由代理成本引发的捐赠行为也难以受到融资约束的真正制约，从而可能导致国有财产的流失和企业价值的毁损。

(二) 研究局限

企业在进行慈善捐赠时，除了代理问题会引发过度捐赠以外，还会有出于社会责任而产生的捐赠，但是这两部分数据凭借现有的财务报告披露是无法区分的，并且现有的研究成果也没有提供方法上的支持，社会责任的评价也缺乏具有公信力的指标。因此本文的不足之处在于没有控制由于社会责任引起的企业慈善捐赠，从而可能导致研究结果有一定的偏差。探索企业捐赠中有多少属于与企业财务实力并不匹配的过度捐赠成为后续研究的方向。

参考文献：

[1]杜兴强,杜颖洁.公益性捐赠、会计业绩与市场绩效:基于汶川大地震的经验证据[J].当代财经,2010(2):113-122.

[2]Godfrey P C. The relationship between corporate philanthropy and shareholder wealth: a risk management perspective [J].Academy of Management Review,2005,30(4):777-798.

[3]郑杲娉,徐永新.慈善捐赠、公司治理与股东财富[J].南开管理评论,2011(2):92-101.

[4] Schwartz R A. Corporate philanthropic contributions [J].Journal of Finance,1968(22):479-497.

[5]Leclair M S, Gordon K. Corporate support for artistic and cultural activities: what determines the distribution of corporate giving?[J]. Journal o f Cultural Economics,2000(24):225-241.

[6]山立威,甘犁,郑涛.公司捐款与经济动机——汶川地震后中国上市公司捐款的实证研究[J].经济研究,2008(11):51-60.

[7]高勇强,何晓斌,李路路.民营企业家社会身份、经济条件与企业慈善捐赠[J].经济研究,2011(12):111-123.

[8]陈仕华,马超.企业间高管联结与慈善行为一致性——基于汶川地震后中国上市公司捐款的实证研究[J].管理世界,2011(12):87-95.

[9]Jensen M C, Meckling W H. Theory of the firm: managerial behavior, agency cost, and ownership structure [J].Journal of Financial Economics,1976,3(4):305-360.

[10]Wang Jia, Coffey B S. Board composition and corporate philanthropy [J].Journal of Business Ethics,1992,11(10):771-778.

[11]Williamson O. Managerial discretion and business behavior [J]. American Economic Review,1963(53):1032-1057.

[12]Werbel J D, Carter S M. The CEO’s influence on corporate foundation giving[J]. Journal of Business Ethics,2002(40):47-60.

[13]Brown W O, Eric H, Janet K S. Corporate philanthropic practices [J]. Journal of CorporateFinance,2006,12(5):855-877.

[14]梁建,陈爽英,盖庆恩.民营企业的政治参与、治理结构与慈善捐赠[J].管理世界,2010(7):109-118.

[15]贾明,张喆.高管的政治关联影响公司慈善行为吗？[J].管理世界,2010(4):99-113.

[16]梅丹.我国上市公司固定资产投资规模财务影响因素研究[J].管理科学,2005(5):80-86.

[17]Scott R A. Over-investment of free cash flow [J].Review of Accounting Studies,2006,11(2):159-189.

[18]Denis D J, Denis D K. Managerial discretion, organizational structure, and corporate performance: a study of leveraged recapitalizations [J].Journal of Accounting and Economics,1993,16(1-3):209-236.

[19]Gayané H. Financial constraints and investment efficiency: internal capital allocation across the business cycle[J].Journal of Financial Intermediation,2011,20(2):264-283.

[20]Grossman S J, Hart O D. The cost and benefits of ownership: a theory of vertical and lateral integration [J].The Journal of Political Economy,1986,94(4):691-719.

[21]Denis D J, Sibilkov V. Financial constraints, investment, and the value of cash holdings[J].The Review of Financial Studies,2010,23(1):247-269.

[22]张宗益,郑志丹.融资约束与代理成本对上市公司非效率投资的影响——基于双边随机边界模型的实证度量[J].管理工程学报,2012(2):119-126.

[23]顾群，翟淑萍.融资约束、代理成本与企业创新效率——来自上市高新技术企业的经验证据[J].经济与管理研究,2012(5):73-80.

[24]王彦超.融资约束、现金持有与过度投资[J].金融研究,2009(7):121-133.

[25]林毅夫,李志贇.政策性负担、道德风险与预算软约束[J].经济研究,2004(2):17-27.

[26]巴曙松,刘孝红,牛播坤.转型时期中国金融体系中的地方治理与银行改革的互动研究[J].金融研究,2005(5):25-37.

[27]János K. Economics of shortage [M].Amsterdam: North-Holland,1980.

[28]田利辉.国有产权、预算软约束和中国上市公司杠杆治理[J].管理世界,2005(7):123-128.

[29]孙铮,刘凤委,李增泉.市场化程度、政府干预与企业债务期限结构——来自我国上市公司的经验证据[J].经济研究,2005(5):52-63.

[30]Brandt L, Li Hongbin. Bank discrimination in transition economies: ideology, information or incentives[J].Journal of Comparative Economics,2003,31(3):387-413.

[31]Robert C, Colin X L. Institutions, ownership, and finance: the determinants of profit reinvestment among Chinese firms [J].Journal of Financial Economics,2005,77(1):117-146.

[32]Titman S, Wessels R. The determinants of capital structures choice[J]. The Journal of Finance,1988,43(1):1-19.

[33]Whited T M. Debt, liquidity constraints and corporate investment: evidence from panel data[J].The Journal of Finance,1992,47(4):1425-1460.

[34]Cleary S. The relationship between firm investment and financial status[J]. The Journal of Finance,1999,54(2):673-692.

[35]Kaplan S N, Zingales L. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints?[J]. The Quarterly Journal of Economics,1997,112(1):169-215.

[36]李四海.管理者背景特征与企业捐赠行为[J].管理科学与工程,2012(1):138-152.

[37]高勇强,陈亚静,张云均.“红领巾”还是“绿领巾”:民营企业慈善捐赠动机研究[J].管理世界,2012(8):106-114.