【作　　者】
费文颖1，2（博士）

【作者单位】
1. 北京大学经济学院博士后流动站，北京100871；2. 中国证监会博士后科研工作站，北京100033

【摘　　要】
    【摘要】本文基于实物期权理论视角，以2009 ~ 2012年这一较具代表性的特殊时间段中国A股民营上市企业为样本，研究慈善捐赠行为对不同融资约束水平的企业价值的影响。研究发现，民营企业有较高的积极性参与慈善捐赠，履行慈善捐赠将有利于提升民营企业价值；融资约束水平越高，慈善捐赠对民营企业价值的正向影响越强；当融资约束水平对慈善捐赠与民营企业价值的正向关系调节作用更强时，企业资产定价偏差更大。这些证据表明民营企业的慈善捐赠活动是企业的一项实物期权投资。进一步研究发现，实物期权执行前和执行后，慈善捐赠对民营企业价值的敏感性显著下降。
【关键词】慈善捐赠；企业价值；融资约束；实物期权
【中图分类号】F276.6      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2016）06-0010-6

一、引言
企业的资金实力是慈善捐赠的基础。在我国，民营企业长期存在融资约束问题，但财务状况并未影响企业承担社会责任的积极性。现有研究主要从经济利益、政治关系、社会声誉等方面研究企业慈善捐赠背后的动因，但至今仍缺少一个研究框架整合不同的利益诉求，以及没有考虑到利益交换背后的不确定性因素。 基于上述背景，本文从实物期权理论视角研究民营企业慈善捐赠背后的逻辑。企业慈善捐赠通过改善利益相关者关系，为企业未来应对外部环境的不确定性积累相关资源，赋予了自身对未来获得融资便利或投资机会的选择权。所以，慈善活动给企业带来的成本和收益高度不对等，捐赠支出呈现出实物期权投资的特性。鉴于此，本文从实物期权理论视角出发，实证检验了民营企业慈善捐赠对企业价值的影响。
本文可能的贡献与启示在于：以实物期权理论为视角，分析验证了我国民营企业慈善捐赠更深层次的逻辑：不一定为当期获利，而是增加了企业未来实现潜在利益的实物期权。本文的研究结论对于强化政府合理引导民营企业慈善捐赠的动机以及规范民营企业慈善行为具有重要的意义。
二、理论分析与研究假设
企业实施慈善捐赠可以帮助其建立或加强与政府的政治关系。当政府没有足够的资源来实施社区及社会的福利项目时，企业因承担慈善捐赠减轻了政府的负担而受到政府的欢迎，并使政府在未来制定政策时向自己做出倾斜（Sánchez，2000），其背后是企业与政府之间的资源互换行为。由于我国政府在宏观经济整体运行和微观市场运作方面都起着主导性作用，区别于国有企业与政府间先天的联系，民营企业有更高的积极性建立政治关系（Faccio, 2006）。张敏等（2013）已研究证实民营企业慈善行为具有政企纽带效应，是强化民营企业与政府之间关系的重要途径。基于“利益互惠”原则，政府倾向于对履行慈善捐赠的企业给予更多的财政补助（杜勇和陈建英，2016）。政府换届之后的慈善捐赠还能为民营企业带来融资便利、投资机会等多方面的经济支持（戴亦一等，2014）。
民营企业实施慈善捐赠有助于完善自身的投资者关系。经济全球化下公司对资本的角逐更加激烈，企业若有较好的社会责任表现，则传递出企业关注长期价值的信号（Benabou、Tirole，2010），企业由此增强了对社会责任投资者的吸引力，并促进企业全面改善投资者关系水平。当企业预计未来一段时间内会遭遇业绩下滑，则会通过积极承担社会责任，向投资者间接传递企业收益稳定的信号，从而降低投资者和企业之间的信息不对称程度，以此建立和维护投资者与公司之间的友好互惠关系，将公司证券维持在一个比较客观公正的价值上（Hoffman、Fieseler，2012）。
综上，慈善捐赠能够改善利益相关者关系（Beiting et al.，2014），减少各种不利因素给企业带来的负面影响，提高管理者决策的弹性（Husted B. W.，2005），企业收益也被进一步放大。由此，慈善捐赠虽是企业的一种营业外支出行为，但也属于社会责任的投资，其带来的收益是潜在的，具有较大的或然性，这种特征恰好符合实物期权理论的基本思想。
实物期权理论是金融学理论的一个分支，是金融期权在实际资产方面的扩展，实物投资领域存在与金融期权类似的选择权，投资者投资于一定的实物资产和无形资产。在外部市场环境对企业发展有利时，企业的持续投资就相当于执行期权；在外部市场环境不利时，企业也可以选择放弃进一步投资。由于项目投资大多具有不可逆性和可推迟性，这种对未来投资机会的选择权就为企业价值增值带来了无限空间。如果企业的慈善捐赠行为确是一项实物期权投资，那么行权价值最终将体现在企业价值的变化上。尤其在经济下行时，企业经营环境不确定性越高，未来亏损的可能性越大，现阶段捐赠的实物期权投资价值就越高。而且当民营企业融资约束程度越高时，捐赠的实物期权对冲风险的价值就越明显。因此，融资约束越高的民营企业，慈善捐赠带来的价值增值就越大。基于此，本文提出如下研究假设：
H1：民营企业履行慈善捐赠将提升企业价值。
H2：融资约束对慈善捐赠与民营企业价值的正向关系有正向调节效应。
一般持有实物期权的企业，通常拥有多项投资期权，而这些投资期权的执行时间并不一致，从而导致用资本资产定价模型测算上市企业股票预期收益时会出现偏差，偏差大小则依赖于企业拥有实物期权与投资标的资产的比重，如果实物期权比重过高，企业资产定价偏差就会较大（Gustavo et al.，2012）。
我国民营企业资产规模和经营水平分化比较严重，慈善捐赠带来的实物期权价值也不相同。从应对未来融资不确定性的角度来看，那些融资约束更高的民营企业，面临较大的下行风险，则投资实物期权对冲风险的价值也就更大，因此，融资约束越高的民营企业慈善捐赠所带来的价值增值就越大；从应对未来政治不确定性的角度来看，那些主营业务发展主要依赖于政府支持的民营企业，当政府官员流动可能导致企业政治关系受损时，民营企业未来的融资风险、投资风险都有可能加大。所以，企业积极承担社会责任，通过积累起来的社会资本和道德资本，能在未来一定程度上对冲企业的融资风险和政治风险。如果市场有效，投资实物期权给民营上市企业带来的价值应该最终反映在企业的市值上，而且那些实物期权投资占比更高的企业，用资本资产定价模型和三因素模型的定价偏差会更大。
实物期权的价值还体现在企业价值对标的资产价格的敏感性方面。企业前期积累了一定的实物期权，当行权能对冲实物期权等待的价值时，企业会选择投资标的资产来行权，企业价值对标的资产价格的敏感性在实物期权行权后会呈下降趋势（Gustavo et al.，2012）。在我国背景下，实物期权对那些面临更大融资困难的民营企业更具价值，民营企业一般通过融资来执行实物期权。实物期权行权后，慈善捐赠对民营企业价值的敏感性（“捐赠—价值敏感性”）会显著下降。基于上述分析，本文提出如下研究假设：
H3：融资约束水平对慈善捐赠与民营企业价值正向关系的调节作用越强，企业资产定价偏差越大。
H4：实物期权的行权将显著降低慈善捐赠对民营企业价值的敏感性。
三、研究设计
（一）样本描述
本文以沪深两市所有A股民营上市企业作为原始样本。2009 ~ 2012年适逢美国次贷危机、国内汶川地震爆发后的叠加时期，本文选取这一特殊时间段的样本进行论证，以更好地说明在经济形势不景气状况下，民营企业更加慷慨捐赠的背后逻辑。按照以下原则对样本进行筛选：①剔除金融类或包含金融类经营单元的样本；②剔除主营业务收入为负、ST以及数据不完整的样本；③剔除年报中信息披露不详尽、无法判断其政治关系的样本；④剔除年报中没有独立披露捐款数据的样本；⑤剔除在2009年以后上市的样本；⑥剔除无法在CCER数据库里找到相关数据的样本；⑦剔除个别具有极端值的样本。
（二）模型设计与变量说明
为了检验H1，确保结论的可靠性，构造检验模型（1）如下：rit-rft=α+γPG+ωCONTROLS+ε （1）
其中：rit-rft是上市民营企业股票超额收益率，代表企业价值。PG是经过规模调整后的企业年度慈善捐赠金额，参考Brown等（2006）的研究，数值等于log（捐款金额与营业收入的比值×100+1），捐款金额来自国泰安数据库内财务报表附注中披露的“营业外收支——（非）公益性捐赠”一栏。本文需要的是月度值，但因公司每年对外披露的捐赠信息只有年度值，所以将上一年年末披露的公司慈善捐赠年度值赋值到下一年12个月中。借鉴已有的研究成果（张敏等，2013），式（1）中的控制变量（CONTROLS）主要包括系统风险（BETA）、市值因子（SMB）、账面市值比因子（HML）、公司规模（LNSIZE）、股权集中度（OG）、行业虚拟变量（Indus），相关数据采用月度值。 KZ×PG为体现KZ调节效应的交乘项。因上市民营企业慈善捐赠与企业价值间存在双向影响，为削弱模型中的内生性，自变量和控制变量均选取滞后一期数据。变量定义详见表1。

为了检验H2，本文用民营上市企业的融资约束（KZ）对其进行调节，以验证融资约束是否在我国民营企业慈善捐赠增加企业价值中起到了正向调节作用。构造检验模型（2）如下：
rit-rft=α+γPG+σKZ+ξKZ×PG+
ωCONTROLS+ε  （2）
其中：KZ为度量融资约束的变量；KZ×PG为体现KZ调节效应的交乘项。结合本文的研究问题，借鉴Lamont et al.（2001）构造KZ 指数的思路，以Cashflow（经营现金流）、Q（托宾Q）、Lev（资产负债率）、Div（股利分配率）、Cashholdings（持有现金水平）五个财务指标对中国民营上市企业进行排序，并分别取中位数。对于Cashflow、Q、Cashholdings这三类变量，高于中位数取值为0，低于中位数取值为1；对于变量Lev，高于中位数取1，低于中位数取0；对于变量Div，发放股利取0，未发放股利取1。
KZ=Cashflow+Q+Lev+Div+Cashholdings （3）
KZ的取值区间为［0，5］。以五个变量的原值为自变量，KZ为因变量，并使用 Ordered Logit 模型进行回归，估计出五个特征系数，然后使用估计的系数构建 KZ 指数，如式（4）。KZ指数越高，代表企业的融资约束水平越高。
KZ=-17.2067×Cashflow-0.0495299×Q+
7.719508×Lev+4.471686×Div-9.084475×
Cashholdings （4）
为了检验H3，构造检验模型（5）。首先利用企业2009 ~ 2012年的个体月度截面数据对式（5）进行回归。因数据库只提供了每年2 ~ 12月共11个月的数据，所以一共得到44个月基本面数据。PG因无法从数据库或上市公司年报获取月度数据，所以将上一年度年末数据赋值到下一年每个月。
rit-rrt=αit+βit（rmt-rft）+ritL.PGit+δitKZit+
θitL.KZit×PGit+εit （5）
其中：t∈（t-12，t-1）；L.KZit×PGit系数在一定程度上反映慈善捐赠增加的实物期权大小，将其从小到大排序，以四分位数作为标准，将样本分为四组，已表示在表5和表6的列中。由于市场BETA是影响定价模型偏差的主要因素之一，在这里用分组的形式对不同市场系统风险BETA因素加以控制。在上面已分好的四组里的每一组中，将BETA由低到高排序，然后以四分位数作为标准，将样本分为四组，已在表5和表6的行中表示。而后对每一组样本以个股流通价值作为权重对收益率进行加权，得到16组样本中每一组的时间序列收益率rpt。再利用CAPM模型（6）和Fama-French（1993）三因素模型（7）对16个资产组合分别回归，以得到定价偏离。
rpt-rft=αp+βp（rmt-rft）+εpt （6）
rpt-rft=αp+β1p（rmt-rft）+β2pHMLt+β3pSMBt+εpt （7）
其中：SMBt代表企业规模，用月度个股总价值取自然对数后代替；HMLt代表股东权益的账面价值与市场价值之比，即账面价值比，可用上一年年末的所有者权益除以本年度每月的个股总价值得到。
四、实证结果及分析
（一）描述性统计
表2列示了主要变量的描述性统计结果。不同民营企业的融资约束水平有较大差异，从2009 ~ 2012年的数据来看，融资约束最高为15.451，最低为-22.766，并且呈现出逐年增加的趋势。这说明后金融危机时代下的“国进民退”使得我国民营企业面临着越来越严重的融资约束。另外，平均来看我国民营企业的捐赠金额呈现出波动下降趋势，这可能在一定程度上说明了我国民营企业社会责任投资逐渐理性化，而最大捐赠金额和捐赠金额标准差的递增则说明了我国不同的民营企业对慈善捐赠战略作用认识的差异变得越来越明显。

（二）慈善捐赠、融资约束与企业价值
表3报告了对模型（1）和（2）的回归结果，第（1）组数据显示了模型（1）的检验结果。当对自变量（PG）与企业超额收益率（rit-rft）进行回归时，慈善捐赠在1%的显著性水平上对企业价值有正向影响，H1得到了验证，说明民营企业通过履行慈善捐赠确实能提升企业价值。
为验证模型（2），将模型中的控制变量逐一回归以减弱控制变量间潜在的相关性，加入系统风险变量（BETA）作为市场层面影响企业价值的控制变量，回归后，得到第（2）组数据，慈善捐赠对企业价值依然有正向影响且显著性没有改变，而且PG×KZ的系数为0.0064，并通过了10%的显著性检验，说明融资约束在企业捐赠对企业价值的正向影响中有正向促进作用。加入账面市值比因子（HML）控制变量后，回归结果如第（3）组数据所示，慈善捐赠对企业价值的正向影响以及融资约束对其的正向调节效应依然成立。加入企业市值因子（SMB）控制变量后，回归结果如第（4）组数据所示，慈善捐赠对企业价值的正向影响显著，但融资约束对其的正向调节效应没有通过显著性检验；模型中依次加入代表企业特征的企业规模和股权结构变量后，得到第（5）组、（6）组数据，均显示融资约束水平对慈善捐赠与上市民营企业超额收益率的正向关系与企业超额收益率存在正向调节效应，H2通过了检验。

（三）实物期权与资本资产定价偏差
表4和表5分别展示了16组样本在CAMP、Fama-French（1993）三因素模型回归下的截距和β值，借鉴Gibbons et al.（1989）的研究，计算16组样本的平均定价偏差和GRS统计量。表4的研究结果显示，在CAPM定价模型下，随着慈善捐赠对企业价值敏感性的增强，平均定价误差逐渐上升。最低组的平均定价偏差为0.184，最高组的平均定价偏差为0.202，平均定价偏差随着实物期权的增加而有扩大的趋势。
表5的研究结果显示，在控制了市场BETA的情况下，三因素模型的平均定价偏差随着实物期权的提高而单调增加，特别是实物期权最高的分组平均定价偏差0.289与实物期权最低的分组平均定价差0.072之间相差非常大。H3得到验证，即对于民营企业而言，那些更可能面临融资困境的企业，慈善捐赠后企业价值提升更大。
（四）实物期权行权与民营企业捐赠—价值敏感性
本文通过考察民营企业在执行实物期权前后捐赠—价值敏感性的变化，与没有执行实物期权的配对企业进行对比来验证H4。借鉴Gustavo et al.（2012）的研究，选取投资峰值和融资峰值作为我国民营企业执行实物期权的替代变量。根据Whited（2006）的研究，本文定义一个企业的投资峰值是企业投资超过样本周期，即2009 ~ 2012年平均投资三倍的投资额度。沈红波等（2010）对投资支出主要有三种计量方法：一是采用固定资产净值的变化值；二是采用固定资产的变化值加上折旧费用；三是采用现金流量表中的固定资产投资支付的现金这一指标。本文借鉴了用固定资产净值变化率来度量新增投资规模的方法，即用年末固定资产净值减去年初固定资产净值再除以年初固定资产净值。
同理，类似定义一个企业的融资峰值是企业流动负债超过样本周期平均流动负债两倍的流动负债额度。为了使数据能够直观显示实物期权执行前后的慈善捐赠对企业价值敏感性的变化，首先将企业进行配对，按照国家统计局行业分类标准精确到两位数，对相同行业、相似企业规模、相近成立年限的企业进行配对，同时要求配对的两个企业，一个企业处于投资或融资峰值，另一个企业在相同的时间区间内不具有投资或融资峰值。从2009 ~ 2012年我国民营上市企业样本中，一共得到了投资峰值1543个、融资峰值720个。以企业投资峰值和融资峰值时间τ为准，统计以季度为一个时间单位，峰值所在季度为峰值当期，峰值往前一个季度为峰值前一期，峰值后一个季度为峰值后一期，并利用模型（1）分别对三个期间的样本进行回归，结果如表6所示。

表6 Panel A的研究结果显示，实物期权执行前，投资峰值前一期的慈善捐赠对民营企业价值的敏感性为0.1，而执行期权后当期就降为0.036，但在下一期内，随着企业慈善捐赠的持续进行和实物期权的累积，慈善捐赠对民营企业的价值敏感性又上升到了0.118，回到了期权执行前的水平。随着实物期权的积累、执行、再积累，企业捐赠—价值敏感性呈“U”型状态。
本文又分别验证了三个观察期的配对民营企业的捐赠—价值敏感性，波动平稳且没有通过显著性检验。为了使研究结果更具稳健性，本文又基于融资峰值前、中、后三个观察期，分别对实验企业和配对企业进行慈善捐赠与企业价值相关性的回归检验，回归结果见表6 Panel B。实验企业在实物期权执行前后，慈善捐赠与企业价值的相关性均比较显著，而且慈善捐赠对民营企业价值的敏感性均高于实物期权执行当期。配对企业同比的回归结果均不显著。H4得到验证，即我国民营企业执行实物期权前后，捐赠—价值敏感性发生了显著变化。
五、结论与启示
由于历史和制度等原因，我国民营企业一直都面临着较高的融资约束，然而这些民营企业在慈善捐赠方面却表现得格外慷慨。因此，本文基于实物期权理论视角挖掘我国民营企业积极进行慈善捐赠背后更深层次的逻辑，其行为不一定为当期获利，而是增加了企业未来实现潜在利益的实物期权。研究发现：民营企业有较高的积极性参与慈善捐赠，履行慈善捐赠可以有效提升企业价值；融资约束对慈善捐赠与民营企业价值的正向关系有显著调节效应，融资约束水平越高，慈善捐赠对民营企业价值的提升作用越大；当融资约束水平对慈善捐赠与民营企业价值的正向关系调节作用更强时，企业资产定价偏差更大；伴随实物期权的执行，民营企业经历投资或融资峰值后，慈善捐赠对民营企业价值的敏感性显著下降。
本文的研究结论表明，我国民营企业的慈善捐赠本质上是实物期权投资行为，当外部条件触发企业行权时，企业从中获取利于自身发展的融资便利或投资机会等关键性资源，以提升企业价值。
本文的主要政策建议是，因中国民营企业履行慈善捐赠的行为往往不是纯粹的利他动机，而是对政府有一些潜在的利益诉求，长此以往不利于我国公益事业的健康发展，所以，政府应首先加强对民营企业履行慈善捐赠动机的合理引导，增强民营企业履行慈善捐赠的自主性，将社会责任履行视为企业可持续发展的应有之义；其次，规范民营企业慈善行为，提高民营企业慈善捐赠行为的长效性；最后，适当考虑引入第三方企业社会责任评价机制，推动社会责任投资在我国的发展。

主要参考文献：
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