章颖薇，胡明英

(集美大学 财经学院，福建 集美 361021)

一、引 言

关于企业捐赠的研究，国内外学者对企业捐赠的动机、影响因素以及经济后果的研究较为广泛，但从粘性角度研究企业捐赠行为却较少，大多偏向企业是否捐赠、捐赠额度以及捐赠类型等单一维度探讨捐赠动机或者经济后果。Bertels等、Soppe等从定性角度分析，认为企业的社会责任行为具有粘性特征，[1-2]Watson则进一步指出企业捐赠可能存在粘性特性，我国学者潘奇和龙建辉等从利益相关者期待的角度实证检验了捐赠粘性的存在性。[3]在上述研究的基础上，笔者借鉴已有成本(费用)粘性的概念，尝试从粘性角度探讨企业在不同经营状况下捐赠变化的规律和特征。捐赠粘性是指企业在营业收入下降时捐赠支出的减少幅度小于营业收入上升时捐赠增加的幅度。利用我国沪深A股制造业上市公司2008—2018年经验数据进行实证分析，结果表明我国上市公司捐赠支出存在粘性特征。这反映了我国上市公司在经营状况恶化时并未减少捐赠支出，在一定程度上加重了财务负担，但也从侧面体现出上市公司社会责任履行程度的增加，社会责任意识的不断提高。

本研究可能存在的创新点和贡献为：(1)已有研究对企业捐赠前因后果进行了大量的规范和实证研究，笔者结合成本粘性理论加以分析，拓展了企业捐赠的研究范围。而捐赠行为亦是企业履行社会责任的一种表现，体现了企业对社区或社会成员等利益相关者的重视，故又扩展了社会责任的研究范围。(2)现有研究探讨了高管薪酬粘性、工资粘性、期间费用粘性等，笔者从捐赠责任角度切入探讨粘性，拓展了成本粘性研究。(3)发现产权性质、代理成本的异质性会对企业捐赠粘性程度产生不同的影响，并据此提出了建设性建议。

二、文献综述

(一)企业成本粘性研究

Noreen和Soderstrom率先发现了实际经济活动中企业成本的非对称性特征，但并未找到充分证据。[4]Anderson、Banker以及Janakiraman给出了令人信服的证据，并将其定义为“成本粘性”，同时提出了经典的成本粘性研究模型——ABJ模型。[5]此后，Balakrishnan等、Calleja等也证实了成本粘性的客观存在[6-7]，而Weiss发现了成本反粘性特性[8]，Banker等将成本的粘性和反粘性统称为粘性成本行为。[9]我国学者孙铮和刘浩首次引入了费用粘性概念。[10]随后，众多学者展开了成本粘性研究：刘武证实了费用粘性存在行业差异，实证发现制造业和信息技术业费用粘性较强，而房地产行业几乎不存在费用粘性。[11]孔玉生等证实了营业成本的粘性特征。[12]

就成本粘性成因研究，我国学者孙铮和刘浩将其概括为契约观、效率观以及机会主义观。[10]Banker等人将成本粘性归因于调整成本、管理者乐观预期以及代理成本三方面。[13]两者的观点不谋而合。现有文献大多也是从上述三方面展开研究。调整成本观认为，管理者在遇到市场需求变化时，通常需要权衡已投入资源的收益与改变资源的调整成本，以此达到最优资源投入水平，但管理者偏向于不立即改变当期资源投入，致使成本和产量呈现非对称性。当前研究从资本密集度、人力集中度以及就业保护法规等作为度量调整成本的替代变量[5，14]，间接证实了调整成本与成本粘性存在显著正相关关系。管理者乐观预期观认为，管理层对企业未来经营状况持有乐观态度，认为企业收入和业务量变动只是暂时的，因而倾向于维持现有成本水平和选择。[15]现有研究从经济增长速度[5]、管理者过度自信程度[16-18]、分析师预测[9]等作为衡量管理者乐观预期的代理变量，均发现成本粘性或者反粘性的存在性。代理成本观认为，管理者若存在机会主义动机(例如扩大对资源控制范围)，在业务量上升时会增加投入，而在业务量下降时则尽量避免缩减资源投入以保持其控制力，从而形成成本粘性。[14]有研究表明，强有力的公司治理可以减轻代理问题进而降低成本粘性程度[19]，但盈余管理行为又会导致成本粘性高估。[20]

(二)企业捐赠研究

捐赠话题研究热度持续不减，现有研究大多集中在企业捐赠动机及经济后果等方面。就企业捐赠动机来说，现有文献认为主要存在三种动机[21](Sánchez)：(1)利他动机，认为企业捐赠是为了无偿帮助他人，越是深受儒家文化熏陶的企业，捐赠额度和可能性也就越高。[22](2)政治动机，利用捐赠寻求政治资源，例如政府补贴[23]、税收优惠[24-25]和投资机会[26]等。(3)声誉动机，通过从事慈善捐赠活动树立良好企业形象，获得良好声誉，为企业利润最大化夯实基础。就企业捐赠的经济后果来说，现有文献研究了捐赠如何影响企业绩效或者企业价值，得出的研究结论莫衷一是。大量研究证实捐赠正向影响企业绩效或价值[27-33]，有些研究证实捐赠负向影响企业绩效或价值[34]，还有部分研究认为捐赠和企业绩效或价值之间无相关关系或者非线性关系。[35-39]

(三)企业捐赠粘性研究

就目前来说，关于企业捐赠前因后果的文章众多，但直接从粘性角度展开研究的较少。从现有文献来看，潘奇等发现我国上市企业慈善捐赠行为存在“逼捐”特征，从粘性角度给出了实证支撑证据。[3]另有部分文献从社会责任角度展开粘性研究，国外学者Bertels和Peloza定性分析认为受到其他公司社会责任实践情况的影响，企业利益相关者会对企业形成更高的社会责任履行期待，致使企业社会责任履行程度呈现“易升难减”的特征。[1]Soppe和Schauten等从29个国家抽取了2 447家公司实证发现了企业利益相关者社会责任期待影响企业社会责任绩效[2]，这在一定程度上支撑了Bertels和Peloza的研究结论。Watson前瞻性地指出社会责任成本可能存在强粘性特征。[40]我国学者李林晓和郭亚辉以中国上市制造业企业为研究样本，均发现了社会责任成本的粘性特点，且社会责任成本粘性均有利于企业长期价值的提升。[15，41]

三、提出假设

(一)概念界定

企业捐赠粘性由成本粘性引申而来，在借鉴前人研究基础之上，笔者将捐赠粘性定义为：相对于企业经营业绩变化，企业捐赠支出并未呈现同比例波动，具体表现为当企业经营业绩下降时，企业捐赠支出缩减幅度小于业绩上升时捐赠支出扩大幅度。

(二)捐赠粘性存在性分析

发展和维持与各利益相关者之间的关系，获得他们的价值认同，是现代企业特别是上市企业的重要战略目标。[42]因此，企业捐赠或多或少会受到利益相关者期待的影响。有研究表明，拥有更多资源或者更为富有的企业，其利益相关者可能会期待企业履行更多的社会责任，而这种过高期待又在无形之中对企业形成了压力。[3，43]为彰显社会责任坚守的积极性，经营业绩下滑时，企业捐赠很可能与业绩变化呈现非对称性，或者小幅度减少捐赠支出，以发挥表率作用或者借此完成政府摊派任务。总之，在利益相关者的不断“倡导捐赠”“劝捐”等鼓励下，即使企业经营业绩不佳，也要“打肿脸充胖子”，致使捐赠只进难退，呈现粘性特点。

根植于数千年传统文化形成的约定俗成，亦是形成捐赠粘性的重要原因之一。在“好事做到底”的社会氛围下，企业捐赠呈现持续性特点。进一步来说，不管业绩下滑与否，捐赠行为必须贯彻到底。Oliver的研究认为慈善捐赠行为时间长度体现了企业社会责任承担的坚守程度。[44]若企业没有持续或者停捐，不仅此时可能会招致“铁公鸡”的帽子，之前的捐赠行为还可能背上“沽名钓誉”的骂名。如2008年汶川地震时，加多宝集团率先捐了1亿元而获得了强烈的社会好评，2013年雅安地震时，其在2008年的捐款数额上又再捐赠了1个亿。说明社会公众并不关注捐赠企业的经营业绩，而是一味地看企业捐赠行为是否持续进行以及数额大小。所以，企业一旦发生捐赠行为，为保持声誉，即使业绩下滑，捐赠金额也不能减少。

基于捐赠的声誉动机以及信号传递理论，慈善捐赠可以作为一种信号，向利益相关者传递企业发展前景良好和负责任的企业形象信息。因此，当企业经营环境良好、经营业绩较好时，捐赠的形象声誉建立功能会促使企业积极投身公益事业。而当业绩呈现下滑趋势时，企业的捐赠行为可以降低利益相关者对业绩下降的风险感知[45]，进而坚定利益相关者对企业未来的发展信心[46]，那么企业就不会选择此时减少捐赠支出，从而产生了捐赠粘性。

再者，委托代理理论认为现代企业经营权和所有权分离致使股东和管理层利益目标出现分歧，进而产生了严重的委托代理矛盾。Hemingway等认为慈善捐赠是管理层用来谋取私利的一种“工具”。[47]Friedman称“社会责任”是管理层自利行为的“傀儡”。[48]因此，在业绩水平较高的阶段，管理层可能出于建立个人形象、构建商业帝国的动机，积极参与慈善捐赠以获得良好声誉或政治关系等社会资本。但当业绩下滑时，捐赠就可能成为管理层推卸经营不善的借口，加之信息不对称问题的存在，管理层此时不会大幅度减少捐赠支出反而可能更为积极承担社会责任，在利益相关者面前树立了一个负责任的经理人形象，进而有利于获取利益相关者的信任和支持，减轻业绩下滑对经理人的不利影响。由此产生了捐赠粘性。

基于以上分析，提出假设1。

H1:我国上市公司捐赠行为存在粘性特征，表现为业绩下滑时捐赠的减少幅度小于业绩上升时捐赠增加的幅度。

(三)产权性质与捐赠粘性

根据实际控制人性质，笔者将样本分为国有企业和民营企业。已有研究发现，我国国有企业普遍存在预算软约束以及高额在职消费等问题，委托代理矛盾也更为严重[49-50]，故成本费用粘性一般也更高。类似地，笔者也认为捐赠粘性在国有企业中体现的更为明显。原因如下：

1.国有企业经营目标和民营企业相比，并非完全追逐财富最大化或价值最大化，而是兼具经济和非经济目标。其中非经济目标是指维护社会稳定和促进经济发展。[51]另一方面，国有企业相较于民营企业占据了更多的社会资源。比如在政府补贴方面，国有企业不管是否处于亏损还是盈利状态上，其整体上获取的补贴收入都远超民营企业。[52-53]所以，利益相关者对国有企业抱有较高的社会责任期待。那么，国有企业应该比民营企业更讲社会责任[51]，更积极履行捐赠责任。所以，当经济形势较差时，民营企业可通过减少社会责任成本来减轻经营负担，而国有企业不得不兼顾社会稳定目标，继续维持社会责任投入，也即减少捐赠支出的可能性较低，甚至为了响应国家政府号召而加大捐赠投入，于是捐赠粘性更为明显。

2.国有企业委托代理问题更为严重。政府部门直接掌控国有企业主要高管人事变动[54]，监管机构对高管可能存在“监管缺位”现象。[50]当高管发生违规行为，相较于民营企业，监管机构更可能采取纵容、忽视的态度，使得处罚违规国有高管力度较低，进而使得管理层机会主义动机膨胀。体现为在经营业绩较好阶段，发生大量捐赠支出来建立良好企业声誉，而当经营不佳时，管理层的过度自信或者基于维持“帝国”声誉目的，他们此时不会减少捐赠支出，从而捐赠呈现粘性特征。

基于上述分析，提出假设2。

H2：产权性质影响捐赠粘性，表现为国有企业相对于民营企业捐赠粘性更强。

四、研究设计

(一)数据来源及样本描述

本研究以我国沪深A股制造业上市公司2008—2018年捐赠数据作为面板数据的研究来源，其中捐赠数据来自CSMAR的财务报表附注数据库中的营业外支出，其他数据均来自CSAMAR相关数据库。为确保样本的合理性，对样本进行了如下处理：(1)剔除2008—2018年出现ST、PT等重大事项的上市公司。(2)剔除数据严重缺失的样本。(3)由于有的上市公司将捐赠与赞助款、罚款等全部放入营业外支出项目，无法得到准确的捐赠金额，故将该类样本删除。针对企业年报中当年未出现而下年出现或当年出现而下一年未出现捐赠数据，分别使用下一年或当年数据作为企业当年捐赠数据。(4)对样本进行上下1%的缩尾处理。通过以上处理得到7 734个样本。

(二)模型设计

借鉴ABJ模型检验捐赠粘性的存在性[5]，同时考虑不同年份之间的捐赠可能会相互影响，因此加入年份控制变量,同时控制其他因素对被解释变量的影响[3]，由此构建模型(1)检验制造业上市公司捐赠粘性的存在性。

LnDoni,t=β0+β1LnInci,t+β2×Di,t×LnInci,t+∑βi×controli,t+∑Year+ε

(1)

在模型(1)中，考察捐赠粘性机制如下：当Inci,t>Inci,t-1时，Di,t=0，表示营业收入每上升1%，捐赠支出增加β1%；当Inci,t

(三)变量说明

1．被解释变量。捐赠支出变化LnDoni,t=Ln(Doni,t/Doni,t-1)，Doni,t表示第i家企业第t期的捐赠数额，Doni,t/Doni,t-1表示企业捐赠支出第t-1期第t期的变化率，对其取对数，可减少异方差的影响。

2．解释变量。(1)营业收入变化LnInci,t=Ln(Inci,t/Inci,t-1),Inci,t表示第i家企业第t期的营业收入，Inci,t/Inci,t-1表示企业营业收入第t-1期第t期的变化率，对其取对数，可减少异方差的影响。(2)虚拟变量Di,t，当营业收入相较于前一年出现下降时，取1，否则取0。(3)产权性质Soe：根据实际控制人性质，若实际控制人为国有企业，则Soe=1，否则取0。

3．控制变量。参考现有文献[3，54，55]，设置控制变量如下：(1)企业年龄(Age):从企业成立当年到统计当年的差。(2)企业规模(Size)：期末总资产合计的自然对数。(3)财务风险(Lev)：期末总资产合计与总负债合计的比值。(4)企业成长性(Growth)：主营业务收入增长率。(5)两职合一(P)：两职合一取值为1，否则为0。(6)独立董事比例(Ind)：独立董事数量与董事会总人数的比值。主要变量说明见表1。

表1 主要变量定义表

五、实证结果及分析

(一)描述性统计

回归检验之前，表2对制造业上市企业样本的主要变量作了描述性统计。在参与捐赠的样本中，捐赠支出增长率(Donation)的均值为4.160 1，说明上市公司整体捐赠呈现上升趋势，标准差为16.996 8，说明各样本捐赠支出数额差异较大。被解释变量LnDon标准差为1.746 9，LnInc标准差为0.240 9，表明取自然对数后捐赠变化率和收入变化率较为平稳。上市公司规模、财务杠杆、成长性、两职合一、独立董事等变量的标准差较小，取值范围相差不大，呈现较为平稳的态势。企业年龄均值为15.960 4，最小值为5，最大值为30，表明企业经营年份相差较大。

表2 描述性统计

(二)相关性分析

回归检验之前，笔者还对模型中关键变量作了Pearson和Spearson相关性分析，结果见表3。所有变量之间的相关系数均小于0.5，且模型VIF检验的均小于2，表明回归模型中变量不存在严重多重共线性问题。未控制其他变量情况下，企业捐赠(LnDon)与企业收入(LnInc)之间存在显著正相关关系，即企业业绩越好，捐赠支出也就越多，进而有可能进行下一步捐赠粘性的研究。

表3 相关性分析[注]***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1；对角线以上为Spearman相关系数，对角线以下为Pearson相关系数。

(三)回归分析

1．捐赠粘性存在性检验。本研究采用面板数据进行检验，为确保研究估计的可靠性，进行了如下模型选择工作：(1)面板数据回归模型可以使用固定效应模型(FE)、随机效应模型(RE)以及混合回归模型(OLS)，经过F检验(FE与OLS)，模型(1)(2)均接受原假设，适用OLS模型，经过LM检验(RE与OLS)，模型(1)(2)均接受原假设，适用OLS模型，故采用混合回归模型进行检验。(2)面板数据可能存在异方差、自相关等问题，采用cluster聚类稳健标准误。假设1的回归结果如表4。

由表4可知，在未控制年份以及相关控制变量时，交乘项D×LnInc系数不显著，但仍为负号，初步说明了捐赠粘性的存在性。加入年份虚拟变量回归，回归2中交乘项系数在10%水平下负显著，系数为-0.34，表示营业收入上升1%时，公司捐赠支出增加0.437%，而当营业收入每下降1%时，公司捐赠支出减少0.097%(0.437%-0.34%)。回归3加入可能影响捐赠的控制变量以及年份虚拟变量，交乘项系数在5%的水平下负显著，系数为-0.486，表明营业收入上升1%，公司捐赠支出增加0.553%，而营业收入下降1%，公司捐赠支出仅减少0.067%(0.553%-0.486%)。企业规模对捐赠支出变化产生正向影响，而财务杠杆以及成长性对捐赠支出变化产生负向影响。综上，我国上市企业捐赠存在明显的粘性特征，由此假设1得到了验证。

5．产权性质影响捐赠粘性的检验。为检验捐赠粘性在国有以及民营企业中的表现，同时降低交乘项可能存在的多重共线性问题，采用分组的方式对样本进行分类重新回归。回归结果如表5所示。不管是国有企业还是民营企业样本，LnInc都在1%的水平下显著为正，且国有企业样本的系数高于民营企业，这在一定程度上说明国有企业履行社会捐赠责任方面较民营企业更为积极，其有足够的经济收入来支撑捐赠支出。但交乘项D×LnInc系数仅在国有企业样本中负显著，说明国有企业捐赠存在显著的粘性特征，也表明国有企业承担了较多的捐赠责任。表5的回归结果验证产权性质会对捐赠粘性的影响存在异质性，由此假设2得到了检验。

表4 捐赠粘性存在性检验[注]***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

(四)稳健性检验

1．level模型。本研究借鉴研究粘性的level模型[3，56，57]，建立模型(2)，对假设1进行再次检验。

LnDon1i,t=β0+β1Roai,t+β2×Ai,t×Roai,t+β3×Ai,t+∑βi×controli,t+∑Year+ε

(2)

其中Don1为捐赠与主营业务收入的比值，同时对Don1自然对数化以减少后续回归的异质性影响。Roa为会计业绩(营业利润除以平均总资产)代理变量。A为虚拟变量，若业绩较上年呈现下降趋势，取值为1，否则取值为0。控制变量如前文所示，同时加入年份虚拟变量以控制时间效应。

表5 产权性质与捐赠粘性[注]***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

回归结果如表6所示，分别采用OLS、FE以及RE方法进行回归，同时控制聚类标准误以减少异方差自相关的影响。交乘项A×Roa的系数显著为负数，表明我国制造业上市企业捐赠支出普遍存在粘性特征。同时考虑F检验以及LM检验结果，模型(2)采用OLS回归，因此当业绩每上升1%，捐赠支出就增加3.437%，而当业绩每下滑1%，捐赠支出就缩减0.519%(3.437%-2.918%)，由此捐赠支出存在“易增难减”的特性，故假设1得到验证。

表6 Level模型检验捐赠粘性的存在性[注]***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

2．删除样本。考虑2008年和2013年发生了重大自然灾害事件，可能导致企业大规模捐赠，故剔除2008年和2013年样本，利用模型(1)(2)重新回归，结果如表7所示。交乘项均显著为负，表明捐赠粘性客观存在，再次验证了假设1。

表7 剔除2008年和2007年样本回归结果[注]***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

六、进一步研究

就成本粘性成因而言，调整成本在直接测量方面存在难度[14]，故目前大多数文献从机会主义、管理者乐观预期动机展开研究，那么捐赠粘性是否也存在机会主义动机或者管理者乐观预期动机？机会主义动机的表象为委托代理成本严重，体现为管理层代理矛盾以及大股东代理矛盾，使用管理费用/营业收入(M)衡量经理人代理成本[58]，使用其他应收款/总资产(S)衡量大股东代理成本[59]，判断三重交乘项D×LnInc×M和D×LnInc×S的符号是否显著为负，若不显著，则以M和S的中位数为分类基准，将样本分为高代理成本组与低代理成本组进行分组回归，那么交乘项系数应当在高代理成本组显著为负数，且高于低代理成本组水平，回归结果如表8和表9所示。类似地，采用管理者过度自信量化管理者乐观预期动机[17]，具体为管理层相对薪酬(MP=管理层人员平均薪酬与员工平均薪酬比值)和管理层前三相对薪酬(MP3=管理层前三人员薪酬与管理层薪酬之和的比值)，考察三重交乘项D×LnInc×MP、D×LnInc×MP3符号是否显著为负，若不显著则以MP与MP3中位数将样本分为高度管理者过度自信组和低度管理者过度自信组，考察交乘项D×LnInc符号在两组样本中是否有显著差异，回归结果如表10和表11所示。

由表8和表9可知，在全样本下，二次交乘项显著为负，而三次交乘项并不是显著负，进一步考虑以中位数分组，分组后，高代理成本组二次交乘项显著为负，低代理成本组二次交乘项不具有统计意义，由此可以说明委托代理成本是捐赠粘性的成因之一。

由表10和表11可知，全样本二次交乘项显著为负，而三次交乘项不具有统计上意义，分样本回归后，二次项交乘系数也不具有统计上意义，由此表明管理层过度自信并未影响捐赠粘性，也即捐赠粘性并不是管理层乐观预期动机造成的。

表8 经理人代理成本与捐赠粘性

表9 股东代理成本与捐赠粘性

续表9

表10 管理层过度自信与捐赠粘性

续表10

表11 管理层过度自信与捐赠粘性

七、结 语

既有文献在探讨企业捐赠时大多研究其动机以及经济后果，较少从粘性角度展开研究。笔者采用2008—2018年我国沪深A股制造业企业的捐赠数据证实了企业捐赠存在粘性特征，还发现粘性特征在国有企业样本中更为明显。究其粘性的成因，进一步研究发现代理成本是影响因素之一，体现为高代理成本加剧了粘性程度，而管理者的乐观预期并未影响捐赠粘性。

本研究意义在于：(1)证实了捐赠粘性的客观存在性，同时丰富了捐赠和粘性领域的研究；(2)已有文献大多关注成本费用粘性，捐赠作为一种社会责任也同样可能成为企业社会负担，从而形成社会成本。后续研究可继续挖掘其他社会成本的经济后果。(3)实证分析发现捐赠粘性在国有企业中更为显著，一定程度上反映了我国国企社会责任履行程度较好，但不容忽视其慷慨捐赠动机，需要进一步完善公司治理。由此提出如下建议：就企业而言，重视捐赠粘性的特征，将捐赠可能招致的社会成本纳入成本预算和成本管理之中，同时加强与利益相关者的信息沟通，及时披露公司捐赠和财务状况；就政府而言，应当营造公平良好的市场环境，引导公众形成良好的价值观，客观评价企业捐赠行为。