慈善捐赠与公司财务绩效：基于融资约束视角

Charitable Giving and Corporate Financial Performance: A Perspective Based on Financing Constraints

摘要: 在共同富裕背景下，公司积极参与慈善捐赠不仅可以有效发挥第三次分配的作用，促进社会公平，还能够对公司本身产生积极影响。本文基于利益相关者理论和资源依赖理论，以2013~2022年我国A股上市公司为样本，研究慈善捐赠与公司财务绩效的关系，并检验融资约束在慈善捐赠与财务绩效之间的中介效应。研究结论表明：公司慈善捐赠能够促进其财务绩效的提升；公司慈善捐赠能够通过缓解融资约束进而提升企业财务绩效；异质性分析发现，与非国有企业相比，国有企业慈善捐赠对财务绩效的提升效果更好，并且国有企业慈善捐赠对融资约束的缓解效果更好，对企业财务绩效的正向影响也更加明显。研究结论不仅揭示了慈善捐赠对公司财务绩效的正向影响，而且有利于激发公司参与第三次分配的积极性，对实现共同富裕具有一定的现实意义。

Abstract: In the context of common prosperity, the company’s active participation in charitable donation can not only effectively play the role of the third distribution, promote social equity, but also have a positive impact on the company itself. Based on stakeholder theory and resource dependence theory, this paper takes China’s A-share listed companies from 2013 to 2022 as samples to study the relationship between charitable donation and corporate financial performance, and tests the mediating effect of financing constraints on charitable donation and financial performance. The results show that charitable donation can promote the improvement of corporate financial performance; corporate charitable donation can improve corporate financial performance by easing financing constraints; heterogeneity analysis shows that, compared with non-state-owned enterprises, charitable donation of state-owned enterprises has a better effect on improving financial performance, and charitable donation of state-owned enterprises has a better effect on alleviating financing constraints, and has a more obvious positive impact on corporate financial performance. The research conclusion not only reveals the positive impact of charitable donation on corporate financial performance, but also helps to stimulate the enthusiasm of companies to participate in the third distribution, which has certain practical significance for realizing common prosperity.

1. 引言

2021年8月17日，中央财经委员会第十次会议指出，在高质量发展中促进共同富裕，正确处理效率和公平的关系，构建初次分配、再分配、第三次分配协调配套的基础性制度安排。党的二十大报告明确指出，扎实推进共同富裕，完善分配制度，构建初次分配、再分配、第三次分配协调配套的制度体系。并鼓励加强引导、支持有意愿有能力的企业、社会组织和个人积极参与公益慈善事业。而企业慈善捐赠正是促进社会公平、促进共同富裕的重要力量。慈善捐赠不仅是第三次分配的重要手段，也是企业积极承担社会责任的重要方式。近年来，越来越多的企业通过慈善捐赠积极履行社会责任，但是慈善捐赠会导致企业经济利益的流出，对于以盈利为目的的企业来说，需要考虑对其未来生存发展的影响。在政策背景和利益的驱动下，越来越多的企业希望能够实现促进社会公平建设和企业绩效提升的双赢效果。从利益相关者理论和资源依赖理论出发，企业参与慈善捐赠向市场传递出企业积极承担社会责任的信号，有利于为企业树立良好的形象，获得与利益相关者的好感和支持，从而获得供应商更宽松的信用政策、客户的信任与支持，金融机构的低融资成本，政策红利等。并且企业对外部资源具有依赖性，企业慈善捐赠能够帮助企业获取稀缺和宝贵的资源，帮助企业形成核心竞争力，进而促进企业财务绩效。但现实中，有些企业进行捐赠不仅未获得业绩回报，反而遭到公众的吐槽，导致企业声誉下降，对其财务绩效产生负面影响。再者，目前学术界关于慈善捐赠与财务绩效的关系尚未形成统一结论，所以，本文决定研究慈善捐赠与公司财务绩效的关系，为企业制定捐赠策略提供一定的参考和建议。

2. 文献回顾与研究假设

2.1. 文献回顾

关于慈善捐赠与公司财务绩效的关系，目前学术界没有统一的定论，大致可将其分为正相关、负相关及其他关系。Husam (2024) [1]以约旦2010年至2016年间在安曼证券交易所上市的94家公司为样本，研究结果表明上市公司慈善捐赠对其财务绩效具有显著的积极影响，强调捐赠可能会吸引投资者、政府、媒体和人道主义行动的关注，所有这些都将增强公司的商誉。同样王少华和张雯菁(2023) [2]等国内学者认为企业慈善捐赠能够帮助企业缓解融资约束，带来资金资源，进而对企业的盈余能力产生积极影响。但是还有一些学者得出了相反的结论，Tan (2016) [3]认为企业进行慈善捐赠，是经济利益的流出，导致企业资源减少，没有充足的资金投入生产经营和投资，从而对企业财务绩效产生负面影响。此外，周虹(2019)等人认为企业积极履行社会责任对企业绩效的提升效果呈现先负向后正向的影响，并且随着时间的推移，影响逐渐减弱。Brammer和Millington (2008) [4]认为慈善捐赠与财务绩效之间存在U形关系，即当企业捐赠金额异常高或者低时所带来的财务绩效高于企业捐赠金额一般的时候。

企业面临的融资约束程度越高，就越可能会面临资金短缺的问题，导致企业没有充足的资金进行创新和发展，进而会对企业可持续发展产生不利影响。企业为了谋求发展就需要采取一些手段降低融资约束，慈善捐赠就是最好的手段之一。胡珺(2020) [5]等学者发现企业策略性进行慈善捐赠有助于在社会中形成良好的品牌形象，不仅可以帮助企业降低从银行等金融机构融资的成本，还能帮助企业获得客户的信赖，获得良好的商业信用。企业的融资压力得到缓解后，将有更充足的资金投入生产经营和扩大规模等，为企业财务绩效的提升提供坚实的后备力量。还有褚靖铭(2023) [6]和沈涌涛(2022) [7]等学者从产权性质的角度研究，发现不同企业面临的融资约束不同。国有企业拥有更好的政府资源，与政府有着密切的关系，其融资约束相对较小，但民营企业一定程度上会受到产权性质的不利影响，导致银行等金融机构对民营企业贷款提出更高的要求，其融资成本相对较高。

综上，关于慈善捐赠与公司财务绩效的研究结果目前并没有统一的结论。基于不同的视角，慈善捐赠会对公司财务绩效的产生不同的影响，并发现融资约束在二者之间发挥着重要作用。因此，有必要进一步研究融资约束在二者之间发挥的具体作用。

2.2. 研究假设

2.2.1. 慈善捐赠与公司财务绩效

关于慈善捐赠对公司财务绩效的影响目前还没有统一的结论，但是主流的学术观点认为慈善捐赠对公司财务绩效具有正向影响。基于利益相关者理论和资源依赖理论，公司发展需要源源不断的资源支持，但公司并不能完全实现自给自足，通常需要外界利益相关者投入资源。公司只有获得利益相关者的认可和支持，才能获取生存发展所需的各种关键资源。慈善捐赠作为一种手段能提升公司的合法性，赢得各利益相关者的信赖与支持，从而获得各种资源。具体来说，公司的利益相关者包括供应商、消费者、员工、政府等，公司参与慈善捐赠，向市场释放公司未来发展前景和生产运营良好的信息，会提高供应商对公司的好感度和信赖度，从而实行更加宽松的信用政策，延迟了公司还款期限，减轻了公司的资金压力，从而获得竞争优势。慈善捐赠经过网络媒体的传播，吸引了广大社会公众的关注，会提升潜在消费者的好感和认识度，实现销售量的提升和市场份额的增加，从而提升公司财务绩效。公司员工身处于公司内部，公司慈善捐赠行为体现公司积极承担社会责任，乐于奉献的企业文化，这能够激发员工潜在的归属感，将自己作为公司不可分离的一部分，减少离职率；同样也会吸引其他优秀的人才进入公司，为公司创造更多的价值。在我国独特的市场经济体制下，公司想要获得一些稀缺资源需要经过政府的审核和批准，公司慈善捐赠更加容易获得政府的好感，会在政策优惠、市场准入、监督管制等方面获取一定的便利，使公司获得政府所掌控的资源，为公司后续发展奠定坚实的物质基础。综上，提出如下假设：

H1：慈善捐赠与公司财务绩效正相关。

2.2.2. 慈善捐赠、融资约束与财务绩效

融资约束的产生离不开信息不对称的影响，当公司和外部利益相关者存在信息不对称问题时，公司的筹资活动会变得更加困难。因为在逆向选择的背景下，如果外部投资者对公司实际财务和经营状况没有充分了解，可能对公司的信用状况和经营业绩持有怀疑态度。然后，投资者可能会投资他们认为更可靠的公司，从而导致目标公司面临严重的融资问题，限制公司生产规模的扩张和投资活动的正常进行，从而对公司经营业绩和持续发展产生威胁。

慈善捐赠作为扩宽融资渠道、缓解公司融资约束问题的一种方式。通过对已有研究文献的总结发现慈善捐赠可以提升企业的声誉获取投资、赢得政府的好感获取资源，进而减轻企业的融资压力。一方面，公司进行慈善捐赠是一种积极的信号，向市场上传递利好的信息，吸引更多潜在投资者的关注，既为公司带来了融资资源，又降低了融资成本；当公司由于不恰当行为产生负面新闻时，慈善捐赠能够减轻舆论压力、缓解公司与利益相关者之间的紧张氛围，提高利益相关者对公司的容忍度；慈善捐赠带来的良好的声誉，使公司容易赢得政府的信任与支持，良好的政企关系，能够获得政府直接的资金和资源的支持，也能形成一种无形的担保，提高公司信誉，间接提升公司融资能力。另一方面，慈善捐赠一定程度上向社会传递出企业的财务信息，表明企业现金流充足，增加了财务和非财务信息的透明度，缓解了信息不对称的影响，有助于降低信用风险，减轻从金融机构贷款的难度，增加贷款金额，降低融资成本，缓解融资约束；其次，之前投资者由于掌握的信息不足，存在着很多不确定性，面临较高的投资风险，会要求相对较高的投资报酬率，增加了资本成本。现在，市场上存在丰富的信息，不会因为信息不充足需要付出额外的成本准确评估公司的风险，做出正确恰当的选择，会降低投资者的监督成本，因此，投资者要求的投资报酬率会降低，侧面降低了企业的融资成本并增加了融资渠道。融资约束得到缓解，企业获得了更多的融资机会和渠道，将有富足的资金和能力去扩大规模、增加研发投入，进而提高企业的创新能力和市场竞争力，从而提升企业财务绩效。综上，提出如下假设：

H2：慈善捐赠能够通过缓解融资约束进而提升公司财务绩效。

3. 研究设计

3.1. 样本选择和数据来源

本文选取2013~2022年全部A股上市公司作为初始研究样本。研究数据均来自于国泰安数据库(CSMAR)，包括“经营困境”、“财务报表”、“股权性质”、“治理结构”等专项。为了使研究数据更具有代表性、准确性和有效性，本文对样本进行如下处理：(1) 剔除金融、保险类上市公司；(2) 剔除ST、ST*、PT的上市公司；(3) 剔除样本数据存在缺失和异常的样本；此外，对所有的连续变量进行1%和99%缩尾(Winsorize)处理，以降低极端值对回归结果造成的偏差。最后，经过筛选和整理得到15,051个观测值。并且本文利用Excel和Stata17对样本数据进行初步清洗与后续回归分析。

3.2. 变量定义

财务绩效：本文借鉴顾雷雷(2022) [8]的研究，选择能够直接反映公司财务绩效的总资产收益率(ROA)进行衡量，为了保障回归结果的可靠性，用净资产收益率(ROE)进行后续的稳健性检验。

慈善捐赠：目前学术界关于慈善捐赠的衡量方式大致可将其分为两类，一类是绝对数指标，另一类是相对数指标。本文首先参考学者杜勇和陈建英(2016) [9]慈善捐赠的衡量方法，用绝对数指标企业慈善捐赠金额加1取对数来衡量慈善捐赠，希望能够消除异方差的影响；其次，选择相对数指标方式衡量慈善捐赠，即慈善捐赠金额*1000/资产总计。

融资约束：先前更多的采用单一指标衡量企业的融资约束程度，例如利息保障倍数、资产负债率、股利支付率等，但是这种方式过于单一和简单，不能准确地反映企业实际融资约束的程度，因此逐渐被一些综合指标所替代。目前，学术界大多选用综合指标进行衡量，由于SA指数有较少内生性问题，本文参照国外学者Hadlock和Pierce [10] (2010)的做法，用SA指数衡量融资约束。后续用KZ指数进行稳健性检验，该指标越大，企业面临的融资约束越高。

此外，为了降低实证过程中其他因素对企业财务绩效的影响，借鉴谢德仁(2023) [11]和席龙胜(2022) [12]等的研究，选取企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、总资产周转率(ATO)、股权集中度(TOP10)、股权集中度(Balance)、自由现金流(NCF)、股权性质(SOE)作为控制变量。同时又对年度(Year)和行业(Ind)进行控制，以减少这些因素的差异对实证结果可靠性造成的影响，具体的变量定义如表1所示。

Table 1. Variable definition table

表1. 变量定义表

变量类型	变量名称	变量符号	变量定义
被解释变量	财务绩效	ROA	总资产收益率 = 净利润/平均总资产
		ROE	净资产收益率 = 净利润/平均净资产
解释变量	慈善捐赠	Don	绝对数，ln(捐赠金额 + 1)
		Don2	相对数，慈善捐赠金额*1000/期末总资产
控制变量	企业规模	Size	期末总资产的自然对数
	资产负债率	Lev	期末总负债/期末总资产
	总资产周转率	ATO	营业收入/平均总资产
	股权集中度	TOP10	前十大股东持股比例
	股权制衡度	Balance	第二至第五大股东持股比例/第一大股东持股比例
	自由现金流	NCF	企业自由现金流/期末总资产
	股权性质	SOE	国企为1，非国企为0
虚拟变量	年份	Year	年度虚拟变量，属于该年份时为1，否则为0
	行业	Ind	行业虚拟变量，属于该行业时为1，否则为0
中介变量	融资约束	SA	SA = −0.737Size + 0.043Size^2 − 0.04Age

3.3. 模型构建

为了验证假设H1，检验慈善捐赠对企业财务绩效的影响，构建如下模型：

$RO{A}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Do{n}_{i,t}+{\alpha }_{2}Control{s}_{i,t}+\Sigma Year+\Sigma Ind+{\epsilon }_{i,t}$ (1)

其中，Don是解释变量，衡量的是慈善捐赠；ROA是被解释变量，衡量的是公司财务绩效。为了降低宏观经济环境、政策变化、行业等因素的影响，避免遗漏变量产生的影响，本文控制时间(Year)和行业(Ind)，采用双向固定效应模型进行回归。当回归系数${\alpha }_1$ 显著为正时，证明慈善捐赠能够提升企业财务绩效。

为了探究融资约束在慈善捐赠促进公司财务绩效路径中发挥的效应，借鉴温忠麟(2022) [13]的中介效应检验方法，检验假设H2是否成立，在模型(1)的基础上构建模型(2)和模型(3)。

$S{A}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Do{n}_{i,t}+{\alpha }_{2}Control{s}_{i,t}+\Sigma Year+\Sigma Ind+{\epsilon }_{i,t}$ (2)

$RO{A}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Doni,t+{\alpha }_{2}S{{\rm A}}_{i,t}+{\alpha }_{3}Control{s}_{i,t}+\Sigma Year+\Sigma Ind+{\epsilon }_{i,t}$ (3)

其中，SA表示中介变量融资约束，i表示上市公司，t表示年份，ε为随机干扰项。模型(2)是中介效应逐步回归法的第二步，验证慈善捐赠对融资约束的影响，如果模型(2)中回归系数${\alpha }_1$ 显著，则表明慈善捐赠对融资约束有显著影响，${\alpha }_1$ 的正负表示影响的方向；模型(3)是中介效应逐步回归法的第三步，模型(3)是在模型(1)的基础上加入了中介变量SA，若模型(1)中的${\alpha }_1$ 、模型(2)中的${\alpha }_1$ 以及模型(3)中的${\alpha }_2$ 显著，则表明存在中介效应，进一步地，模型(3)中的回归系数${\alpha }_1$ 如果显著为正，是部分中介效应，不显著，则表明发挥了完全中介效应。

4. 实证结果与分析

4.1. 描述性统计分析

由表2可知，公司财务绩效ROA的平均值为0.0549，最小值仅为−0.2534，最大值为0.2964，并且ROE的最大值与最小值之间也存在一定的差距，这表明不同上市公司的财务绩效水平有所不同，彼此之间存在一定的差距。公司慈善捐赠数据在取对数之后，其标准差为2.0777，最大值为18.5195，说明上市公司之间捐赠金额差异较大，且存在部分公司捐赠积极性比较高，做出的捐赠比较多。慈善捐赠Don2的最小值仅为0.0001，表明部分公司捐赠意愿不强，捐赠支出占企业总资产的比重较小，说明仍需要进一步鼓励公司积极参与慈善捐赠承担社会责任。产权性质SOE平均值为0.3023，表明本文样本中有将近三分之一的国有企业。中介变量融资约束SA的均值为−3.8327，标准差为0.2472，说明上市公司普遍面临着融资成本高、融资困难多的问题，融资约束问题已经影响了上市公司的投资活动。

Table 2. Descriptive statistics of variables

表2. 变量的描述性统计

Variable	Obs	Mean	Std. dev.	Min	Max
ROA	15,051	0.0549	0.0591	−0.2534	0.2964
ROE	15,051	0.0915	0.1014	−0.5650	0.5241
Don	15,051	13.1287	2.0777	6.9088	18.5195
Don2	15,051	0.2618	0.4740	0.0001	3.4927
Size	15,051	22.6621	1.2991	20.1227	26.8972
Lev	15,051	0.4258	0.1919	0.0463	0.8702
ATO	15,051	0.6677	0.4182	0.0910	2.9331
TOP10	15,051	59.5878	14.5893	24.3479	92.0285
Balance	15,051	0.7749	0.6047	0.0235	2.8954
NCF	15,051	0.0077	0.0953	−0.3890	0.3080
SOE	15,051	0.3023	0.4593	0.0000	1.0000
SA	15,051	−3.8327	0.2472	−4.5180	−2.9781

4.2. 相关性分析

在对慈善捐赠与公司财务绩效进行回归之前，需要对各个变量之间的相关关系进行检验，排除共线性可能的影响。以下是Pearson相关性分析的结果：

慈善捐赠Don与财务绩效ROA和ROE的相关系数分别为0.127和0.182，在1‰水平上显著为正；慈善捐赠Don2与财务绩效ROA和ROE的相关系数分别为0.196和0.132，同样通过了1‰的显著性检验，初步证明了第一个研究假设，即慈善捐赠对公司财务绩效具有正向影响，但具体结果仍需要进一步回归进行分析。融资约束SA与慈善捐赠Don的相关系数显著为正，说明慈善捐赠可以缓解融资约束。此外，表3中相关系数均小于0.5，可以降低变量间多重共线性的影响。然后，进一步对各变量进行了方差膨胀因子VIF分析，发现VIF值均小于10，说明模型中不存在明显的多重共线性问题，可以相信其回归结果。

Table 3. Correlation analysis of variables

表3. 变量的相关性分析

ROA

ROE

Don

Don2

Size

Lev

ATO

TOP10

Balance

NCF

SOE

SA

ROA

1

ROE

0.911^***

1

Don

0.127^***

0.182^***

1

Don2

0.196^***

0.132^***

0.524^***

1

Size

−0.100^***

0.073^***

0.479^***

−0.118^***

1

Lev

−0.396^***

−0.135^***

0.161^***

−0.193^***

0.560^***

1

ATO

0.187^***

0.241^***

0.083^***

0.021^**

0.055^***

0.149^***

1

TOP10

0.181^***

0.173^***

0.104^***

0.049^***

0.126^***

−0.038^***

0.059^***

1

Balance

0.001

−0.038^***

0.001

0.043^***

−0.117^***

−0.108^***

−0.053^***

−0.058^***

1

NCF

0.208^***

0.185^***

0.045^***

0.046^***

−0.002

−0.030^***

0.045^***

0.084^***

−0.036^***

1

SOE

−0.137^***

−0.055^***

0.063^***

−0.142^***

0.422^***

0.284^***

0.012

0.051^***

−0.249^***

0.013

1

SA

−0.011

0.008

0.074^***

−0.013

0.136^***

0.031^***

−0.033^***

0.220^***

−0.017^**

−0.002

−0.029^***

1

4.3. 回归分析

4.3.1. 基准回归分析

为了验证假设1是否成立，本文对模型(1)进行了回归分析，采用同时固定时间和行业的方式来验证结果，结果如表4所示。在控制其他因素不变的情况下，慈善捐赠Don与公司财务绩效的回归系数为0.0012，且在1‰水平上显著。这说明慈善捐赠确实对公司财务绩效具有正向影响，即公司慈善捐赠越多，其财务绩效越好，证明了本文的研究假设H1。Don只是对企业捐赠金额进行对数化处理，结果显著，说明利益相关者关注公司的绝对捐赠数额。将Don替换为Don2，进行相对化处理，回归系数为0.0047，仍在1‰水平上显著，说明利益相关者不仅关注公司的绝对捐赠金额，还关注公司捐赠的相对规模，并且二者对公司财务绩效均具有正向影响，证明了假设H1成立。慈善捐赠之所以能够促进公司财务绩效，是因为慈善捐赠能够帮助公司树立良好的企业形象，扩大公司的社会影响力，获得供应商、客户、政府等利益相关者的好感，从而与各利益相关者建立良好的合作关系，增加市场占有率，提高收入水平，进一步提高公司财务绩效。同时慈善捐赠向市场传递出公司现金流量充足，未来发展前景良好的信号，会吸引广大投资者的关注和投资，使公司有更充足的资源保障其财务绩效稳定增长。

Table 4. Regression results of charitable giving and corporate financial performance

表4. 慈善捐赠与公司财务绩效的回归结果

	(1)	(2)
	ROA	ROA
Don	0.0012^***
	(4.50)
Don2		0.0047^***
		(4.55)
Size	0.0254^***	0.0264^***
	(20.12)	(21.21)

续表

Lev	−0.1790^***	−0.1789^***
	(−39.43)	(−39.42)
ATO	0.0901^***	0.0902^***
	(45.45)	(45.51)
TOP10	0.0006^***	0.0006^***
	(9.71)	(9.72)
Balance	−0.0081^***	−0.0081^***
	(−5.67)	(−5.65)
NCF	0.0828^***	0.0829^***
	(21.49)	(21.52)
SOE	−0.0095^**	−0.0096^**
	(−3.04)	(−3.05)
Year	控制	控制
Ind	控制	控制
_cons	−0.5383^***	−0.5467^***
	(−17.62)	(−17.91)
N	15036	15036
R^2	0.285	0.285
adj. R^2	0.067	0.067
F	127.4284	127.4470
p	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses. ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

4.3.2. 融资约束的中介效应

为了验证假设2成立，即慈善捐赠能够通过缓解融资约束促进公司财务绩效。本文通过中介三步法验证融资约束的中介效应，前文对模型(1)进行回归已经证明了慈善捐赠对公司财务绩效具有显著的正向影响，完成了中介三步法中的第一步。接着，对模型(2)和模型(3)分别进行回归，结果如表5所示。由第2列可知，慈善捐赠与融资约束SA的回归系数为0.0014，在1‰水平上显著为正，说明慈善捐赠越多，融资约束SA指数越大，又因为SA为负数，所以融资约束越小，即慈善捐赠一定程度上能够缓解融资约束。由第3列可知，融资约束与公司财务绩效的回归系数为−0.0308，在1%水平上显著为负，说明融资约束与公司财务绩效之间显著负相关，且加入融资约束后，慈善捐赠与公司财务绩效仍然显著正相关，表明慈善捐赠确实可以通过缓解融资约束促进公司财务绩效的提升，并且融资约束在该过程中发挥着部分中介作用，也就是慈善捐赠提升公司财务绩效的路径不止融资约束这一个间接路径。经过回归结果分析，公司积极进行慈善捐赠向外界传递了公司积极承担社会责任的良好形象，并向市场传达公司经营状况良好，财务状况健康等正面信息。信息传播容易引起投资者和金融机构的好感，有利于扩宽融资渠道，降低融资成本，从而缓解公司的融资约束，带来现金流的增加，公司能够更好地利用资源投入生产经营，提高其核心竞争力，进而促进公司财务绩效的提升，验证了假设H2。

Table 5. Regression results of intermediate effect test of financing constraints

表5. 融资约束中介效应检验的回归结果

	(1)	(2)	(3)
	ROA	SA	ROA
Don	0.0012^***	0.0014^***	0.0012^***
	(3.61)	(3.52)	(3.75)
SA			−0.0308^**
			(−2.70)
Size	0.0254^***	0.0286^***	0.0263^***
	(11.95)	(5.76)	(12.35)
Lev	−0.1790^***	−0.0535^***	−0.1806^***
	(−22.96)	(−5.36)	(−22.97)
ATO	0.0901^***	−0.0090	0.0899^***
	(19.00)	(−1.76)	(18.93)
TOP10	0.0006^***	0.0016^***	0.0006^***
	(6.23)	(9.28)	(6.55)
Balance	−0.0081^***	−0.0061	−0.0083^***
	(−3.87)	(−1.63)	(−3.97)
NCF	0.0828^***	0.0440^***	0.0841^***
	(13.60)	(8.87)	(13.78)
SOE	−0.0095	−0.0170^**	−0.0101^*
	(−1.96)	(−3.00)	(−2.05)
Year	控制	控制	控制
Ind	控制	控制	控制
_cons	−0.5383^***	−4.3344^***	−0.6717^***
	(−9.83)	(−39.20)	(−9.24)
N	15036	15036	15036
R^2	0.285	0.803	0.286
adj. R^2	0.283	0.803	0.284
F	37.0374	375.3745	36.2471
p	0.0000	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses. ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

4.4. 稳健性检验

4.4.1. 替换变量法

为了减少指标选取对回归结果的潜在影响，检验结果的稳健性，本文在模型(1)的基础上，将被解释变量公司财务绩效ROA替换为ROE，回归结果如表6所示。慈善捐赠Don与公司财务绩效ROE的回归系数为0.0022，在1‰水平上显著为正，Don2与ROE的回归系数为0.0077，同样在1‰水平上显著为正，这表明慈善捐赠与公司财务绩效正相关，与前文结论一致，证明了假设H1结论的可靠性。

Table 6. Robustness test: Replace the explained variable

表6. 稳健性检验：替换被解释变量

	(1)	(2)
	ROE	ROE
Don	0.0022^***
	(4.17)
Don2		0.0077^***
		(3.76)
Size	0.0522^***	0.0541^***
	(20.88)	(21.92)
Lev	−0.2502^***	−0.2504^***
	(−27.86)	(−27.87)
ATO	0.1750^***	0.1753^***
	(44.59)	(44.66)
TOP10	0.0012^***	0.0012^***
	(9.78)	(9.79)
Balance	−0.0174^***	−0.0173^***
	(−6.13)	(−6.11)
NCF	0.1361^***	0.1364^***
	(17.85)	(17.89)
SOE	−0.0253^***	−0.0254^***
	(−4.07)	(−4.09)
Year	控制	控制
Ind	控制	控制
_cons	−1.1771^***	−1.1919^***
	(−19.47)	(−19.73)
N	15036	15036
R^2	0.238	0.238
adj. R^2	0.006	0.006
F	99.9849	99.8664
p	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses. ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

为了检验融资约束中介效应的稳健性，本文替换融资约束的衡量方式，借鉴魏志华(2014) [14]等学者的做法，选择KZ指数重新进行中介三步法回归。KZ指数越大，意味着上市公司面临的融资约束程度越高。表7第2列结果显示慈善捐赠与融资约束KZ的回归系数为−0.0404，在1‰水平上显著为负，说明企业参与慈善捐赠能够帮助缓解融资约束。第3列结果显示融资约束与公司财务绩效回归系数为−0.0107显著为负，且此时慈善捐赠与公司财务绩效的回归系数为0.0008，在1%水平上显著为正，结论与前文一直，表明假设H2的结论通过了稳健性检验。

Table 7. Robustness test: Intermediation effect of financing constraints

表7. 稳健性检验：融资约束中介效应

	(1)	(2)	(3)
	ROA	KZ	ROA
Don	0.0012^***	−0.0402^***	0.0008^**
	(3.61)	(−3.83)	(2.58)
KZ			−0.0107^***
			(−26.45)
Size	0.0254^***	−0.5516^***	0.0196^***
	(11.95)	(−8.87)	(10.29)
Lev	−0.1790^***	8.2438^***	−0.0911^***
	(−22.96)	(36.17)	(−12.68)
ATO	0.0901^***	−1.3623^***	0.0756^***
	(19.00)	(−12.97)	(17.60)
TOP10	0.0006^***	−0.0190^***	0.0004^***
	(6.23)	(−6.91)	(4.58)
Balance	−0.0081^***	0.0793	−0.0073^***
	(−3.87)	(1.32)	(−3.74)
NCF	0.0828^***	1.7576^***	0.1015^***
	(13.60)	(10.82)	(17.21)
SOE	−0.0095	0.0072	−0.0095^*
	(−1.96)	(0.05)	(−2.13)
Year	控制	控制	控制
Ind	控制	控制	控制
_cons	−0.5383^***	12.5024^***	−0.4051^***
	(−9.83)	(8.46)	(−8.57)
N	15036	15036	15036
R^2	0.285	0.299	0.381
adj. R^2	0.283	0.297	0.380
F	37.0374	79.6458	57.8488
p	0.0000	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses. ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

4.4.2. Bootsrap法中介效应检验

借鉴李军锋(2010) [15]等学者的研究，利用Bootstrap法来估计中介效应的显著性水平和置信区间，并估计出模型的间接效应和直接效应，本文将重复抽样次数设置为250次，Bootstrap法检验结果如图1和图2所示，间接效应置信区间的上下限之间不包括0，并且显著性水平显著，所以中介效应结果稳健。

Figure 1. Bootstrap method: SA mediation effect test

图1. Bootstrap自举法：SA中介效应检验

Figure 2. Bootstrap method: KZ mediation effect test

图2. Bootstrap自举法：KZ中介效应检验

4.5. 异质性分析

考虑到我国制度背景特殊，有必要研究在不同产权下慈善捐赠对公司财务绩效的影响。本节将公司分为国有和非国有，分组回归结果如表8所示。国有企业慈善捐赠与财务绩效的回归系数分别为0.0018和0.0141，在1‰水平上显著为正，非国有企业的回归系数分别为0.0007和0.0029，在5%水平上显著为正，非国有企业的回归系数普遍小于国有企业，说明慈善捐赠对国有企业和非国有企业财务绩效的影响是不同的，对国有企业的影响更加明显。这是因为国有企业相对于非国有企业更有优势获取关键资源和政策支持，从而在获取政府资助和减轻融资约束方面具有竞争优势，使其财务表现更为出色。其次，受声誉机制和政府监督等因素影响，国有企业可能更倾向于积极参与慈善捐赠；同时，在资源分配上，国有企业比非国有企业更容易得到政府的支持。综上所述，研究结论表明：相对于非国有企业，国有企业通过慈善捐赠更能显著提升其财务绩效。

Table 8. Benchmark regression results under different property rights

表8. 不同产权性质下基准回归结果

	(1) 国有	(2) 非国有	(3) 国有	(4) 非国有
	ROA	ROA	ROA	ROA
Don	0.0018^***	0.0007^*
	(4.71)	(2.06)
Don2			0.0141^***	0.0029^*
			(6.25)	(2.46)
Size	0.0166^***	0.0320^***	0.0183^***	0.0326^***
	(7.94)	(19.62)	(8.86)	(20.28)
Lev	−0.1619^***	−0.1809^***	−0.1613^***	−0.1807^***
	(−20.93)	(−32.28)	(−20.89)	(−32.25)
ATO	0.0613^***	0.1068^***	0.0609^***	0.1069^***
	(22.65)	(40.41)	(22.55)	(40.47)

续表

TOP10	−0.0001	0.0008^***	−0.0001	0.0008^***
	(−0.71)	(9.64)	(−0.74)	(9.65)
Balance	−0.0044	−0.0089^***	−0.0042	−0.0089^***
	(−1.76)	(−4.89)	(−1.70)	(−4.87)
NCF	0.0510^***	0.0930^***	0.0517^***	0.0930^***
	(7.79)	(19.98)	(7.93)	(19.99)
Year	控制	控制	控制	控制
Ind	控制	控制	控制	控制
_cons	−0.3313^***	−0.6859^***	−0.3463^***	−0.6914^***
	(−6.57)	(−17.62)	(−6.88)	(−17.78)
N	4547	10489	4547	10489
R^2	0.258	0.313	0.262	0.313
adj. R^2	0.049	0.080	0.054	0.081
F	37.4100	102.0577	38.0950	102.1318
p	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses. ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

通过股权性质进行中介效应的异质性检验，利用上文所述的中介三步法进行回归，结果如表9所示。发现回归系数仍然显著，结论与上文一致，国有企业融资约束在慈善捐赠促进公司财务绩效中的作用更加明显。在非国有企业中，融资约束仍发挥着部分中介效应，只是影响程度小于国有企业。这可能因为国有企业相较于非国有企业具有政治背景和更高的关注度，使得国有企业向外界传递的消息更多。其次，国有企业通常拥有更好的信用评级和资质等特征，投资者更愿意相信国有企业，因此，国有企业慈善捐赠对融资约束的缓解效果更好，对其财务绩效积极影响也更加明显。

Table 9. Regression results of mediating effect test under different property rights

表9. 不同产权性质下中介效应检验的回归结果

		国有			非国有
	ROA	SA	ROA	ROA	SA	ROA
Don	0.0018^***	0.0022^***	0.0019^***	0.0007^*	0.0010^**	0.0007^*
	(4.71)	(3.68)	(4.87)	(2.06)	(2.85)	(2.21)
SA			−0.0287^**			−0.0475^***
			(−2.63)			(−4.42)
Size	0.0166^***	0.0751^***	0.0188^***	0.0320^***	0.0187^***	0.0329^***
	(7.94)	(23.36)	(8.36)	(19.62)	(10.89)	(20.04)
Lev	−0.1619^***	−0.0329^**	−0.1629^***	−0.1809^***	−0.0504^***	−0.1833^***
	(−20.93)	(−2.77)	(−21.04)	(−32.28)	(−8.57)	(−32.59)
ATO	0.0613^***	−0.0040	0.0612^***	0.1068^***	−0.0118^***	0.1063^***
	(22.65)	(−0.96)	(22.62)	(40.41)	(−4.25)	(40.20)
TOP10	−0.0001	0.0008^***	−0.0000	0.0008^***	0.0010^***	0.0008^***
	(−0.71)	(5.15)	(−0.49)	(9.64)	(12.26)	(10.16)

续表

Balance	−0.0044	−0.0043	−0.0045	−0.0089^***	−0.0037	−0.0091^***
	(−1.76)	(−1.13)	(−1.81)	(−4.89)	(−1.91)	(−4.99)
NCF	0.0510^***	0.0187	0.0515^***	0.0930^***	0.0422^***	0.0950^***
	(7.79)	(1.86)	(7.88)	(19.98)	(8.64)	(20.34)
Year	控制	控制	控制	控制	控制	控制
Ind	控制	控制	控制	控制	控制	控制
_cons	−0.3313^***	−5.4471^***	−0.4877^***	−0.6859^***	−4.0472^***	−0.8781^***
	(−6.57)	(−70.28)	(−6.25)	(−17.62)	(−99.00)	(−15.05)
N	4547	4547	4547	10489	10489	10489
R^2	0.258	0.759	0.260	0.313	0.842	0.315
adj. R^2	0.049	0.691	0.051	0.080	0.789	0.083
F	37.4100	337.7583	36.5734	102.0577	1194.1451	99.9999
p	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000	0.0000

t statistics in parentheses; ^*p < 0.05, ^**p < 0.01, ^***p < 0.001.

5. 研究结论与政策建议

5.1. 研究结论

本文以2013~2022年A股上市公司为样本，研究慈善捐赠与公司财务绩效的关系，并探讨了融资约束在二者之间发挥的中介效应，得出如下主要结论：慈善捐赠与公司财务绩效呈现正相关关系，慈善捐赠不仅能够提升企业社会声誉和品牌形象，吸引更多的投资者和公众的关注，还能够为公司带来发展壮大的稀缺资源，最终将促进公司财务绩效的提升；融资约束在慈善捐赠与公司财务绩效之间发挥着部分中介效应；慈善捐赠对公司财务绩效的促进作用在国有企业中更强，同时，与非国有企业相比，国有企业慈善捐赠缓解融资约束的效果更好，对其财务绩效的促进作用也更加明显。

5.2. 政策建议

首先，鼓励公司积极参与慈善捐赠。政府和社会各界应加强对慈善捐赠的宣传和推广，宣传其带来的潜在收益，包括声誉、资源、税收优惠政策等，提高公司对慈善捐赠的认识和重视程度。同时进一步完善慈善法及相关的法律法规，明确捐赠的定义、范围、程序以及企业捐赠和受捐赠的权利与义务。通过细化法律条文、提高法律的可操作性，确保企业捐赠行为的合法性、规范性和透明度。

其次，缓解融资约束问题。政府应加强对金融市场的监督和调控，缓解公司外部融资成本高、融资渠道受限等现实问题。政府可以通过设立慈善基金、提供贷款贴息等方式，为企业提供资金支持。还可以鼓励金融机构加大对公司的支持力度，为慈善捐赠企业提供低息贷款、信贷担保等金融服务，支持慈善企业的融资需求，从而帮助公司缓解融资压力和提高市场竞争力，进而提升公司财务绩效。

最后，将慈善捐赠作为公司积极履行社会责任的重要方式，结合自身实际情况和发展需要，制定科学合理的捐赠策略。企业应定期发布社会责任报告，公开实际捐赠情况和效果。社会责任报告要包括捐赠的资金总额、捐赠方式、捐赠项目和领域、以及捐赠资金后续的使用情况和效果等内容。通过社会责任报告的发布，可以展示企业对社会的贡献程度，有利于提升品牌形象和社会影响力。同时还可以与利益相关者建立合作机制，共同推动慈善事业的发展，为实现共同富裕贡献一份力量。通过合作，可以整合社会各方资源，提高企业慈善捐赠效率和效果，还可以提高捐赠的透明度和公信力，增强公众对企业的信任。经过各方的协作与努力，充分发挥慈善捐赠在促进社会公平和共同富裕、公司绩效提升方面的作用，早日实现双赢的局面。