慈善立法、公益性捐赠与企业诉讼风险

吴良海 （教授/博士） 李娟 徐小玉 （安徽工业大学商学院 安徽马鞍山 243032）

一、引言

全面依法治国，作为新时代坚持和发展中国特色社会主义的基本方略之一，为我国资本市场的健康发展提供了法治保障。法律诉讼作为一种外部治理机制是否会影响公司治理以及如何影响公司治理，是现代公司治理过程中的一个重要问题（周开国等，2015）。伴随着我国法治环境的不断改善以及经济市场化改革的不断推进，企业愈发倾向于采用法律途径解决纠纷（王彦超等，2017），与此同时，诉讼风险也将逐渐成为影响企业发展的重要外部不确定因素之一（潘越等，2015）。近年来，企业所面临的诉讼风险越来越高，企业涉诉次数以及涉诉金额均呈现出大幅增长的趋势，甚至有相当一部分企业的涉诉金额超过了上一年度的净利润乃至营业收入（毛新述和孟杰，2013）。图1为2010—2018年间沪深A股上市公司涉诉金额（totalamount）以及涉诉次数（totalcount）的统计情况，可以看出，上市公司的涉诉金额及涉诉次数大体呈逐年增长态势，可见，随着法制环境的优化，诉讼风险已逐渐成为影响企业运营的重要因素（钱爱民和郁智，2017）。毋庸置疑，潜在的巨额赔偿风险将破坏企业稳定的运营环境，进而导致企业的声誉遭到损害。

图1 2010—2018年间沪深A股上市公司涉诉情况统计

“制礼以崇敬，立刑以明威”。自古以来，治国理政有赖于良好的法治环境，但是，仅仅依赖于法治是不够的。习近平总书记指出，法安天下，德润人心，法律能否有效实施需要道德的支持，道德能否得到践行也需要法律的约束。随着社会的进步与发展，法治、德治深入人心，人们开始关注精神层面的追求，企业也开始积极承担社会责任。2016年9月1日颁布实施的《中华人民共和国慈善法》（以下简称《慈善法》），促进了慈善事业的发展并塑造了整个社会向善的氛围，同时也标志着法治水平得到了改善。慈善立法后，随着法制环境的改善，其是否以及如何影响企业诉讼风险？与《慈善法》密切相关的公益性捐赠是企业承担社会责任的主要途径之一，诸多学者发现企业积极进行捐赠能够为其带来良好的声誉，积累道德声誉资本，进而缓解负面事件发生时所产生的不利影响（Galaskiewicz，1985；钟宏武，2007），那么公益性捐赠是否能够有效抑制企业诉讼风险？

已有研究大多从信息披露、盈余管理（王彦超等，2008）以及审计师等角度探讨如何应对诉讼风险。本文将基于社会责任视角，分别探讨作为外部制度环境的《慈善法》，其实施前后企业诉讼风险是否存在差异？而作为内部公司治理的捐赠行为又是否能够有效防范、化解企业诉讼风险呢？

本文可能的贡献在于，将法与会计相结合，从社会责任角度出发，研究了慈善立法对企业诉讼风险的影响，同时发现，与《慈善法》密切相关的公益性捐赠能够作为企业防范、化解诉讼风险的途径之一，丰富了企业诉讼风险问题的相关文献，为现代公司的治理与变革提供了中国本土经验证据。

二、文献综述

（一）关于公益性捐赠经济后果的研究

关于捐赠所产生的积极经济后果可以概括为提高企业声誉、获取道德资本、建立政治联系以及提升企业价值等诸多方面，例如，Glazer和 Konrad（1996）研究发现，公益性捐赠作为一种重要的财务战略，能够向外界传递自身财务状况良好的信号，在显示企业自身经济状况良好的同时，还进一步提升了企业声誉资本，与此同时，公司高管基于声誉需要，可能通过捐赠维护社会形象、提高个人名声（Galaskiewicz，1985）。钟宏武（2007）认为，公益性捐赠所积累的积极声誉道德资本有助于减轻企业所面临的惩罚力度，从而抵御负面事件对企业财务状况的不利影响。李维安等（2015）提出，由于政府掌握着大量资源，因此企业有动机与政府积极建立联系，而公益性捐赠既不存在法律风险又符合公众价值观，无疑是企业与政府建立稳定联系的上佳选择。杜兴强和杜颖洁（2010）通过实证检验发现，企业捐赠的金额越多，会计和市场业绩就越好。吴良海等（2019）认为适当的捐赠数额、透明的捐赠机制与员工的捐赠扶持等承担策略的践行，有效促进了公司经济责任的切实履行，保障了与利益相关者之间的可持续发展态势。朱永明和韦梦利（2020）认为企业通过捐赠能够提升企业价值，同时能够降低企业的员工离职率。

亦有学者持不同观点，Friedman（1970）认为企业所进行的公益性捐赠是一项额外的支出，将会导致关键资源流出企业，从而在一定程度上削弱企业的竞争力，限制企业的持续发展，最终导致企业价值的降低。方军雄（2009）认为公益性捐赠并没有统一的制度标准，因而导致投资者无法判断企业的捐赠行为是否有利于企业发展。

（二）关于企业诉讼风险影响因素的研究

影响企业诉讼风险的因素包括企业外部因素与内部因素。其中，外部因素包含法律体制、法律环境以及所处地区市场化进程等方面：张维迎和柯荣住（2002）发现，在民事案件的审理过程中，法院在监管制度方面存有地方保护主义倾向，且该倾向会对企业诉讼造成影响。Clemenz和Gugler（2000）提出，随着经济的发展以及相应制度的完善，诉讼的发生将会逐渐增加。王彦超等（2008）实证检验发现，当公司所在地市场化水平越高时，其所遭受诉讼的概率也就随之增加。刘巍等（2020）发现处于法治环境好的地区以及《民事诉讼法》修订后，法律独董对企业诉讼风险的抑制效应更加显著。

影响企业诉讼风险的内部因素包含盈余管理、信息披露以及内部控制质量等方面。DuCharme等（2004）认为公司上市后所发生的诉讼风险与首次公开发行时的异常盈余之间呈正相关，即盈余管理行为加大了企业诉讼风险。Johnson 等（2001）发现，公司自愿披露的信息随着预期所面临的诉讼风险的增加而增加。Field等（2005）认为公司如果能够事前披露一些坏消息，将降低其诉讼成本。毛新述和孟杰（2013）实证检验发现内部控制质量与诉讼风险负相关，且内部控制能够缓解由担保纠纷、借款合同纠纷等所引发的诉讼风险。林斌等（2013）研究发现，内部控制质量越差的公司被诉的概率越大，同时，发生诉讼纠纷的企业，其企业价值更低。刘微芳和苏三妹（2018）发现企业内部控制质量能够抑制诉讼风险。

总的来说，研究诉讼风险的文献很多，但鲜有文献研究公益性捐赠对企业诉讼风险的影响，本文基于这一思路，试图探究公益性捐赠与企业诉讼风险两者之间的关系。

三、理论分析与研究假设

现有关诉讼影响因素的研究中，诸多学者重点强调了制度环境所发挥的重要作用。制度理论认为，组织通过适应外部的制度环境而保持趋同。任何组织都需要适应外部制度环境并遵守共同的社会价值体系。而外部制度环境将会通过正式制度和非正式制度影响企业的诉讼风险。其中，正式制度包括来源于政府的法律法规强制性压力，非正式制度包括传统规范、社会文化、期望压力以及社会舆论压力等，而本文着眼于研究法律法规层面，即慈善立法这一外部制度环境。《慈善法》在募捐捐赠、财产使用、信息公开以及监督管理等方面做出了相应的规定，同时也确立了对应的基本行为规范。

法律环境对资本市场具有重要影响。长期以来，我国致力于促进资本市场治理现代化、法治化，不断调整和完善资本市场的法律体系，在资本市场法制建过程中充分贯彻“依法治国”精神，用“良法善治”促进资本市场的健康发展，与此同时，我国的资本市场也普遍认同以法律法规为基础的司法干预机制，并且将其作为解决纠纷的重要手段（刘慧等，2016）。

伴随着法治水平与市场化改革的日渐完善，作为资本市场的主要参与者，为了有效解决该纠纷并维护自身的切实利益，企业往往会诉诸法律维护自身权益，诉讼便成为企业进行维权的重要手段之一。由此可见，法律环境在契约签订以及执行过程中起到了重要的作用，法律环境的差异可能会对企业诉讼风险产生影响，即法律制度的建立和执行情况都会影响企业所面临的诉讼风险（王彦超等，2017）。

当法律制度越完善、法律执行越严格、市场经济越发达时，企业越倾向于使用诉讼手段进行维权。在某种程度上，诉讼反映了利益相关者的维权意识，是社会不断进步、发展的一种表现形式（王彦超等，2008）。王彦超等（2008）、Clemenz和Gugle（2000）研究发现，随着经济的发展和相应制度的日益完善，诉讼发生的概率将会逐渐增大。

因此，本文认为，《慈善法》历经多年方出台，其意义不仅仅局限于慈善事业方面，更对我国多项社会立法都具有深远意义，它标志着我国的法制水平以及法律环境在一定程度上得到很大改善。基于此，在法律环境日益改善、法律制度日趋完备的情况下，企业越倾向于使用法律手段解决纠纷、维护自身权益，诉讼也就成为企业最普遍的维权手段，此时，企业诉讼发生的概率呈上升趋势，相应地，企业的诉讼风险也随之而增加。基于以上论述，本文提出假设1：

H1：慈善立法后，企业诉讼发生的概率呈上升趋势，其诉讼风险也随之而增加。

1970年末，Fama将“声誉理论”（“Reputation Theory”）引入到经济学领域，基于该理论，Fama认为即使没有受到企业的内部激励，企业经理人仍然会努力认真工作。Fombrun（1996）提出，企业声誉就是企业对其利益相关者的综合吸引力，即利益相关者对企业形象的总体评价与感知，它是企业一项重要的无形战略资源。已有研究发现，越重视声誉的企业，其捐赠额越高（Brammer和Millington，2005；李诗田和宋献中，2014）。郑志刚等（2012）通过研究汶川地震中企业是否进行捐赠，发现参与捐赠的企业获得了较为积极正面的市场反应。由此可见，积极参与捐赠的企业，更容易获得社会公众的认可，进而提高企业声誉和名望，并能赢得更多合作者和消费者的信赖，为企业积累道德声誉资本。而陷入诉讼的企业，其声誉也随之遭到破坏，进而可能对企业的生产经营活动产生一系列消极影响，可见诉讼风险是声誉风险的重要来源之一，面对声誉风险，企业的捐赠行为通过其所积累的道德声誉资本能够起到类似的保险作用（傅超和吉利，2017）。

利益相关者理论认为，任何个体、组织都无法独立存在，企业应是利益相关者的结合体，只有同所有利益相关者建立亲密联系，才能提高企业运作效率，同时也能降低外部纠纷发生的概率。如果企业只关注某个利益相关者的利益，而忽略了其他利益相关者的利益，那么企业终将遭受风险（Freeman，1984）。诉讼的发生是企业与利益相关者之间利益关系损坏的直接表现，它给企业带来很大的负面影响，且这种负面影响是持续性的。Sethi（1995）基于对慈善捐赠史的考察，发现企业通过捐赠能够加强对自身的合法保护。企业在日常经营活动中，可能会损害与利益相关者之间的关系，进而引发利益相关者的报复或者制裁行为，导致企业价值的降低。此时，捐赠往往被视为一种防御策略，在一定程度上预先保险企业的伤害行为：一方面捐赠能够缓和企业与利益相关者之间的关系，另一方面它能够削减利益相关者报复或者制裁的强度，这就是捐赠行为所特有的伤害保险作用（Godfrey，2005）。企业还可能通过捐赠来获取政府的肯定和信任，建立或维持政治关系（贾明和张喆，2010），以此来应对利益相关者给企业施加的压力。综上所述，企业积极进行捐赠能够避免利益相关者之间的利益摩擦所引发的诉讼风险。基于以上论述，本文提出假设2：

H2：公益性捐赠能够抑制企业诉讼风险。

四、研究设计

（一）样本选择和数据来源

本文选取2010—2018年沪深A股全部上市公司的数据为初始数据，并对其进行筛选：（1）剔除金融保险类企业；（2）剔除ST类以及上市未满3年的企业；（3）剔除包含缺失值的样本。最终，本文得到18 023个研究样本，其中，处理组为2 148，控制组为15 875。为了消除极端值的影响，对统计模型中的所有连续型变量进行上下各1%的百分位数缩尾（Winsorize）处理。本研究中所使用的公益性捐赠、财务指标、行业分类等数据均来自于CSMAR数据库，企业诉讼风险数据来自WIND数据库，并使用Stata 15进行了进一步处理。

（二）研究设计

为了检验本文所提出的研究假设，构建模型（1）—（4），其中模型（1）、（2）用于检验假设 1，模型（3）、（4）用于检验假设2，具体模型如下：

上述模型中，lnlitamount和lit为企业诉讼风险，lndonal为公益性捐赠。虚拟变量Treat为政策性变量，Treat=1时表示企业进行了捐赠，Treat=0时表示企业未进行捐赠；虚拟变量Post为时间性变量，由于我国《慈善法》自2016年9月1日起正式实施，因此，当Post=1时，表示2016 —2018年正式实施的时间段，当Post=0时，表示2010—2015年《慈善法》未正式实施的时间段。

本文借鉴毛新述和孟杰（2013）、潘越等（2015）以及王彦超等（2016）的相关研究，采用诉讼金额（lnlitamount）以及企业是否被诉讼（lit）来衡量企业诉讼风险。为了验证《慈善法》对企业诉讼风险的影响而排除捐赠对企业诉讼风险所产生的滞后效应，本文选择捐赠数据滞后一期得到lndonal进行衡量。同时，本文控制了企业规模、资产负债率、流动资产比率、无形资产占比等变量。上述变量名称和定义具体如表1所示。

表1 变量名称和定义

五、实证研究结果及其分析

（一）描述性统计

表2报告了各变量的描述性统计结果，公益性捐赠（lndonal）均值为1.19，中位数为0，最小值为0，最大值约为16.30，均值大于中位数，说明样本企业公益性捐赠呈右偏分布，标准差为3.93，说明各样本企业的捐赠在性质、水平等方面存在着较大差异；诉讼金额（lnlitamount）均值为8.52，中位数为10.59，最小值约为0，最大值约为20.61，标准差为 8.59，是否诉讼（lit）均值为 0.50，这表明有50%的样本发生了诉讼，中位数为1，最小值为0，最大值为1，标准差为0.50，不同企业间涉诉金额以及是否涉诉具有一定的离散性；总资产报酬率（roa）均值为0.05，中位数为0.04，最小值为0，最大值约为0.20，均值大于中位数，说明样本企业总资产报酬率呈右偏分布，标准差为0.04；每股收益（eps）均值为0.44，中位数为0.30，均值大于中位数，说明样本企业总资产报酬率呈右偏分布，最小值为0，最大值约为均值为2.72，标准差为0.47；产权性质（soe）的均值为0.40，说明样本中有40%的企业为国有企业；股权集中度（top）最大值为0.75，最小值为0.09，标准差为0.15，说明各样本企业之间的股权结构差异较大。

表2 变量的描述性统计

（二）相关性分析

表3、下页表4分别报告了模型中主要变量与诉讼金额以及是否诉讼的相关系数。可以看出，相关系数表中各变量尚未存在明显的多重共线性，且公益性捐赠（lndonal）与诉讼金额（lnlitamount）的pearson系数在5%的水平上显著为负，spearman系数在1%的水平上显著为负，同时，公益性捐赠（lndonal）与是否诉讼（lit）的pearson和spearman系数均在1%的水平上显著为负，即公益性捐赠能够抑制企业的诉讼风险，初步证实了本文的假设2。

表3 诉讼金额及主要变量之间的相关系数

表4 是否诉讼及主要变量之间的相关系数

（三）多元回归结果分析

1.《慈善法》与企业诉讼风险的双重差分检验。表5列（1）、列（2）显示，Treat与 lnlitamount、lit均在 1% 的水平上显著负相关，表明实施捐赠的企业能够抑制企业诉讼风险；Post与lnlitamount在1%的水平上显著负相关，表明在立法前后企业诉讼金额存在差异，Post与lit不显著相关；Treat*Post为慈善立法对企业诉讼风险的净效应，其与企业诉讼风险衡量指标lnlitamount和lit均在5%的水平上显著正相关。由此可以看出，在《慈善法》正式实施后，法律环境得到进一步改善的情况下，企业会越倾向于使用诉讼手段进行维权，企业发生诉讼的概率增加，相应地，企业诉讼风险也随之而增加。因此，本文的假设1得到了验证。

2.公益性捐赠与企业诉讼风险的回归结果。表5报告了模型的回归结果：列（3）采用ols回归检验了公益性捐赠（lndonal）与诉讼金额（lnlitamount）之间的关系，结果显示公益性捐赠与诉讼金额在1%的水平上显著负相关，表明企业公益性捐赠数额越大，企业所发生的诉讼风险金额越低；列（4）采用Logit模型对公益性捐赠（lndonal）与是否诉讼（lit）进行检验，结果显示公益性捐赠与是否诉讼在1%的水平上显著负相关。综合上述分析结果，可以看出，公益性捐赠能够抑制企业诉讼风险。这可能是由于企业积极承担社会责任，通过公益性捐赠所带来的道德资本起到了类似的保险作用，这种保险作用能够缓解声誉风险，因而作为声誉风险主要来源之一的诉讼风险也随之得到缓解。因此，本文的假设2得到了验证。

表5 模型的回归结果

六、稳健性检验

（一）反事实检验

本文借鉴陈刚（2012）、范子英和田彬彬（2013）、刘瑞明和赵仁杰（2015）等相关研究，通过改变政策实施时间进行“反事实检验”。假设《慈善法》的实施时间为2013年，与其实际实施时间（2016年）相比提前3年，若Treat*Post系数依旧显著为正，则表明企业诉讼风险的上升可能源于其他政策效应，若Treat*Post系数不显著，则通过反事实检验，支持原假设。如下页表6所示，Treat*Post的系数均不显著，说明企业诉讼风险的上升并非是受到其他政策效应的影响，而是源于《慈善法》的实施。

（二）PSM-DID

企业的捐赠行为有可能是“劝募”等原因引致的并非基于业绩驱动与战略导向，这使得本文统计检验的样本数据可能存在选择性偏差，因此，本文运用Heckman等（1997）所提出的双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）。首先，进行倾向得分匹配（PSM）：选取全部控制变量作为协变量，按照重复抽样1∶1的比例对样本进行匹配；其次，运用匹配后结果进行双重差分检验。下页图2、图3分别展示了匹配前后的得分Kernel密度分布，可以看出，匹配后的实验组和对照组之间存在着显著的靠近和覆盖，因此，通过倾向得分匹配的对照组是有效样本。

图2 匹配前的Kernel得分密度图

图3 匹配后的Kernel得分密度图

下页表6列（3）、列（4）报告了PSM-DID的回归结果，Treat*Post与企业诉讼风险（lnlitamount、lit）均在5%的水平上显著正相关，与前文结果一致，从而进一步支持了原假设。

表6 反事实检验结果和PSM-DID

（三）捐赠模型的稳健性检验

1.替换计量模型的稳健性检验。本文对模型（1）进行基于面板数据模型的稳健性检验，以控制混合数据样本可能出现的个体异质性，避免遗漏变量、缓解多重共线性等问题，并选用异方差调整的可行广义最小二乘法（FGLS）进行估计，同时，本文采用Probit模型对模型（2）进行稳健性检验，表7列（1）为基于面板数据模型的统计检验结果，列（2）为更换为Probit模型后的检验结果，均与前文结果基本一致。

2.替换公益性捐赠指标的稳健性检验。本文将企业捐赠（lndonal）替换为公益性捐赠规模（D）衡量，捐赠规模用企业捐赠额与企业期末资产的比值表示，如表7列（3）、列（4）所示，公益性捐赠规模与企业诉讼风险的两个衡量指标（lnlitamount、lit）均在1%的水平上显著负相关，与前文结果基本一致。

表7 主检验的稳健性检验结果

七、进一步研究

我国的经济发展存在着明显的区域特征，不同区域在经济规模、制度环境以及开放程度等方面均有较大的差异性，这为我们研究外部环境对企业的影响提供了良好的基础。这种差异性根源于各地区市场化进程的不均衡性（吴晓晖和叶瑛，2009）。随着我国市场经济改革的不断推进，地区之间的差异逐渐加大，那么，《慈善法》的立法效应在不同地区间是否存在着差异？本文将通过对市场化水平高低进行分组来探究该问题。

樊纲和王小鲁所编制的市场化指数全面地刻画了中国各地区的市场化进程差异，诸多学者均采用其衡量市场化进程（夏立军和方轶强，2005；方军雄，2006），因此，本文也将采用樊纲和王小鲁的市场化指数（《中国分省份市场化指数报告（2016）》）来衡量市场化进程，使用两步趋势外推法：第一步，计算2013—2015年各年市场化指数一阶差分之和的平均值；第二步，将2016年的指数加上第一步得到的平均值作为2017年的指数，同理得到2018年的指数，并将高于行业均值的市场化指数定义为市场化水平高，反之，则将其定义为市场化水平低。

如表8列（1）、列（2）所示，Treat*Post的系数均显著为正，这表明市场化水平高时，《慈善法》所发挥的立法效应更为显著。诉讼作为社会进步的表现形式之一，其在一定程度上反映了企业及各方利益相关者的维权意识，随着市场环境的不断改善，诉讼的比率将逐渐增加。因而，《慈善法》实施后，市场化水平高的地区，其诉讼发生概率增大，企业所面临的诉讼风险也就随之增加。

表8 进一步研究

八、研究结论

本文选取2010—2018年沪深A股18 023个观测值对慈善立法、公益性捐赠与企业诉讼风险进行检验。结果表明：在慈善立法后，企业发生诉讼的概率增加，企业的诉讼风险也随之增加，但是，与慈善立法密切相关的公益性捐赠能够抑制企业诉讼风险。进一步研究发现，《慈善法》实施后，在市场化水平相对较高的地区，其诉讼发生概率增大，企业所面临的诉讼风险也随之增加。本文研究结论有助于深化理解法律这一外部环境所产生的重要作用，同时，有效的公司治理机制将能够抑制诉讼风险，也为监管机构、投资者、实务界等了解我国上市公司涉诉情况及其潜在的风险以及进一步规范上市公司诉讼应对机制提供了较为直接的经验证据。