中央巡视对国有企业慈善捐赠的影响

李 涛（博士生导师），罗晓梅

一、引言

中央巡视是一种具有中国特色的政治监督机制，由党的委员会成立巡视组，协同纪检监察机关、审计机关、政法机关，对地方政府和国有企业的领导干部，进行长达1 ～3个月的巡视稽查。作为新时期国家治理的重要制度之一，中央巡视对企业决策产生了深刻的影响（张建平和张嵩珊，2020）。慈善捐赠是企业社会责任的重要体现。企业进行慈善捐赠的动机主要有以下四种：一是政治动机，通过慈善捐赠承担政策性负担或者获取政策性资源（戴亦一等，2014）；二是声誉保护动机，借助慈善捐赠发挥声誉保险作用，挽回因负面事件造成的声誉损失（Shiu和Yang，2017；位豪强等，2020）；三是管理层自利动机，企业管理层借助慈善捐赠树立良好的社会形象和积累晋升资本（徐智等，2021）；四是战略动机，慈善捐赠可发挥广告效应，创造股东价值，实现经济利益与社会效益的兼容（Porter 和Kramer，2002）。可见，前三种动机都有可能挤占企业的生产资源最终损害股东利益，可统称为自利性慈善捐赠（曹海敏和孟元，2019；张璇和陈璐，2021）。针对这些动机，既有文献主要研究了中央巡视对政治动机型慈善捐赠的影响，尚未深入研究其他动机。

为充分考察中央巡视的政策效应，本文将慈善捐赠划分为自利性慈善捐赠和战略性慈善捐赠，分析中央巡视对国有企业慈善捐赠的影响及其作用机制。本文的边际贡献可能在于：第一，将宏微观因素结合，考察中央巡视对国有企业慈善捐赠的间接治理效益，提供了中央巡视影响国有企业决策的经验证据，为强化腐败治理提供新的关注视角。第二，丰富和推进了国有企业慈善捐赠动机的研究，不仅探讨了国有企业慈善捐赠动机的外部影响因素，而且揭示了国有企业慈善捐赠的内在行为机理。第三，区分了慈善捐赠的自利性动机与战略性行为，为抑制国有企业自利性捐赠行为、规范社会责任的履行提供了治理路径，以防范企业通过社会责任履行误导利益相关者，促进企业健康发展。

二、制度背景

中央巡视是我国特有的一种政治监督机制，由中央组建巡视组自上而下对地方政府和国有企业进行1 ～3个月的实地检查。中央巡视组由审计、财务、巡视、监察、执法等相关部门的业务骨干组成，巡视对象包括国有重要骨干企业、金融企业、事业单位党委（党组）领导班子及其成员等。根据《中国共产党巡视工作条例》，中央巡视组依靠被巡视党组织开展工作，按照巡视准备、巡视了解、巡视汇报、巡视反馈、移交督办的主要工作程序，对巡视对象廉政建设的主体责任和监督责任等进行监督，旨在发现并督促解决腐败、违法违规等问题。

党的十八大以来，中央巡视工作经历了从发现问题、形成震慑，到纪在法前、纪严于法，再到全面聚焦政治问题的三次深化。巡视监督机制在实践中不断创新：在授权机制上，实施了“三个不固定、一次一授权”的机制创新；在工作方式上，中央巡视组实施了常规巡视与专项巡视相结合的改革，积极探索“点穴式”“回访式”“机动式”的巡视方法，打破了巡视对象的“过关”心理。自2013 年5月中央第一轮巡视工作启动以来，截至2022年年底，共开展21 轮巡视，完成了对124 家央企、49 家国有重点骨干企业的巡视全覆盖，共调查立案477.1万件、处分472.3万人①，有效发挥了巡视工作的“利剑”作用。

三、理论基础与研究假说

2015年《中国共产党巡视工作条例》的颁布预示了中纪委“央企巡视”将在长期内成为国有企业的重要外部治理机制。根据Campbell（2007）构建的制度理论分析框架，外部制度监督会影响企业的慈善捐赠决策。本文认为，中央巡视主要通过两种方式影响国有企业的慈善捐赠决策：其一是制度的治理效应，其二是慈善捐赠的行为机理。

在巡视制度的治理效应上，中央巡视工作涵盖国有企业社会责任的履行情况。首先，针对国有企业捐赠落实不到位或不作为等背离社会责任的情况，中央巡视组予以检查并通报，规范国有企业的慈善行为。其次，中央巡视有助于遏制潜在的利益输送行为。2012 年“八项规定”的出台严格限定了国有企业的在职消费活动，通过公款吃喝对政府官员开展游说以谋取私利的行为将面临巨大的风险。在此情形下，企业会更倾向于采取安全系数较高的慈善捐赠行为进行利益输送（李维安等，2015）。中央巡视组通过整合现有组织资源，按照自上而下的层级监督、自下而上的社会监督和水平方向的平行监督交互形成的网状监督形式，为打击利益输送行为提供线索。

慈善捐赠可以划分为自利性慈善捐赠与战略性慈善捐赠（Porter 和Kramer，2002；曹海敏和孟元，2019；张璇和陈璐，2021）。前者是指以损害股东利益为前提，实现与政府互惠、挽回声誉、建立管理层个人形象的“伪善”行为，主要表现为政治动机、声誉保护动机与管理层自利动机；后者是指不以损害股东利益或非理性决策为前提，能够实现经济利益与社会效益兼容的战略行为。

（一）中央巡视与自利性慈善捐赠

1.政治动机。地方政府承担着社会救助等政策目标，因囿于财政压力，将本该由自己承担的慈善责任转嫁给辖区内的国有企业（赵琼和张应祥，2007）。同时，地方政府具有辖区内各种资源配置的裁量权，可能驱使企业为获得资源竞争优势而将慈善捐赠作为一种“政治献金”（戴亦一等，2014）。

中央巡视有助于减少国有企业被动摊派的捐赠支出：第一，遏制地方政府违规摊派。根据杨团和葛道顺（2003）的调查，66%的企业捐赠源于摊派，且国有企业是首选摊派对象。针对公共权力异化趋势，中央巡视组有权责令地方政府建立行政权力清单制度，通过全面检查行政权力的规范运行和监察情况，对地方政府滥用权力行为进行制约，减少政府以捐赠为名变相向国有企业摊派。第二，治理“三公经费”资金滥用。财政部数据显示，2018 年“三公经费”的金额大约占行政经费支出的30%，而地方政府普遍存在资金使用方面的违法违规、损失浪费等情况。对此，中央巡视对“三公经费”实行严格检查、监督与问责机制，在一定程度上减少了地方政府的资金滥用问题，进而释放出更多的财政资金用于完成政策目标，降低对国有企业的捐赠期望。

中央巡视有助于减少国有企业迎合捐赠的政治成本：一方面，降低政商关系的潜在价值。中央巡视不仅将涉及腐败问题等不良作风的官员排除在外，而且使得未涉事官员出于自保不敢为企业提供庇佑，对政商环境形成了强烈冲击：Fan（2008）发现腐败官员落马后，具有政治关联企业的银行贷款减少，Zhou（2014）的研究也表明外部制度的完善降低了政治关联的作用。另一方面，提高了政府配置资源的效率。根据《中国共产党巡视工作条例》，正风肃纪是巡视组绩效考核内容之一。在绩效目标的驱使下，中央巡视组会努力营造风清气正的良好社会风气，提升政府效率与公平。Ding 等（2020）发现，在第一轮中央巡视后，私营企业、小企业和没有政治关联的企业获得了更高回报，因为这些企业囿于政商关系从政府获得的资源更少，市场竞争能力更弱。政商关系是不断重复博弈的过程，若企业主动迎合募捐建立的政治关联得不到相应回报，则很可能减少捐赠。

2.声誉保护动机。中央巡视压缩了企业的违规空间。孙德芝和郭阳生（2018）指出，严厉的威慑效用有助于减少违规行为的发生。中央巡视通过高频次和广覆盖方式来扩大威慑范围，增加企业被处罚的概率，同时影响和带动社会公众力量强化监督效果，及时反馈企业的违规问题和线索，并对解决问题敷衍塞责的企业进行处罚和曝光，形成严厉的威慑效用，从而减少企业违规行为的发生，而且巡视程度越高，企业违规的发生概率越低（张建平和张嵩珊，2020）。

违规行为的减少会弱化企业的声誉保护动机，进而减少慈善捐赠。基于风险管理思想和工具性假说，慈善捐赠可以作为一种“事后救火策略”，在企业面临负面事件时发挥类似保险的作用。例如：当企业出现产品问题时，慈善捐赠能够降低消费者问责程度（Klein 和Dawar，2004），且对于长期履行社会责任的企业效果更明显（Anhamme和Grobben，2009）；当企业面临诉讼风险和负面评价时，其参与慈善捐赠活动的积极性更高（傅超和吉利，2017）；李晓玲等（2017）发现存在违规行为的企业会进行更多的慈善捐赠。因而在中央巡视对企业违规行为形成制约后，企业利用慈善捐赠挽回声誉的动机也会随之减弱。

3.管理层自利动机。国有企业金字塔式的控制结构难以对高管形成有效监督，致使慈善捐赠成为建立高管个人社会地位的隐性代理问题。中央巡视有助于缓解这一问题。在货币薪酬上，中央巡视有助于提高高管薪酬业绩敏感性。国有企业的经济责任履行情况既是中央巡视组的关注点之一，也是高管考核体系的关键指标，导致高管可能增加经营投资以实现短期绩效。然而，已有研究发现，慈善捐赠对企业可用于运营和扭亏等的资源产生了挤占效应（杜勇等，2015），会妨碍企业价值的提升。因此，在业绩考核目标的驱使下，作为“理性经济人”的高管可能将用于慈善捐赠的资源投入到短期内提高公司绩效的方面。

在非货币薪酬上，中央巡视组高度关注国有企业高管权力寻租行为，通过完善职业晋升机制减少机会主义行为的发生。国有企业高管兼具政治人和经理人的双重角色，“限薪令”导致其货币薪酬普遍下滑，使得他们有强烈的动机寻求政治晋升等替代性激励。《中央企业负责人经营业绩考核办法》指出，高管的社会责任履行情况是考核内容之一，履行较多社会责任的高管更容易获得政府官员的好感（Liao 和Daglas，2009），这加强了高管利用慈善捐赠实现政治晋升的动机。中央巡视工作以领导班子及其成员为重点关注对象，巡视内容高度关注权力寻租等问题，并且通过限制国企高管的任命权，严查选人用人情况，如国企高管选聘是否严格采取“组织考核推荐和引入市场机制、公开向社会招聘相结合”方式等，有助于抑制国企高管利用慈善捐赠实现个人晋升的机会主义行为。

（二）中央巡视与战略性慈善捐赠

根据战略慈善理论，慈善捐赠能够实现社会效益和经济效益的兼容性。Mescon和Tilson（1987）指出，慈善捐赠具有广告效应，为企业提供了更广泛的媒体曝光和定位。企业可以将捐赠纳入品牌战略中，树立品牌形象和提升品牌忠诚度。值得一提的是，企业以此获得的忠诚度有助于降低企业对经济衰退的敏感性（Albuquerque等，2019），例如疫情对社会责任活动较多企业的股票回报率负面影响更小（Ding等，2021）。此外，对于产品本身表现平庸甚至糟糕的企业，慈善捐赠有助于扭转企业形象，帮助企业获取诸如声誉资本等战略性资源，改善竞争环境，并最终提升绩效（杨宝和丁欢，2022）。

综上所述：自利性慈善捐赠是企业为谋取私利而损害股东利益的伪善行为，中央巡视有助于矫正此类动机；而战略性慈善捐赠并不以损害股东利益或非理性决策为前提，相反能为股东创造价值，中央巡视对此类慈善捐赠不会产生负向作用。据此，提出如下假设：

假设1：中央巡视会削减国有企业的自利性慈善捐赠，但不会影响战略性慈善捐赠。

假设2：中央巡视通过削弱政治关联、制约违规行为、缓解代理问题削减国有企业的自利性慈善捐赠。

四、样本选择与变量定义

（一）样本选择

本文选择2008 ～2020 年A 股上市国有企业作为研究样本。中央巡视数据来源于百度搜索引擎，通过手动输入“公司名称+巡视”进行信息收集，然后进入该公司官网，逐条浏览“新闻动态”等内容进行校对，经收集整理得到。其他数据均来源于CSMAR数据库，其中，慈善捐赠数据从上市公司报表附注中“营业外支出”项目的明细项目“公益性捐赠支出”汇总整理得到。本文对样本数据进行了如下处理：（1）剔除金融、保险类企业；（2）剔除ST、*ST类企业；（3）剔除存在异常值的样本。此外，本文对回归模型的连续变量进行上下1%水平的Winsorize 缩尾处理，以减少极端值对回归误差的负面影响。上述数据处理采用Excel和Stata 16软件实现，得到9011个观测值。

（二）变量定义

1.中央巡视（Treat×Post）。Treat为虚拟变量，代表企业在中央纪检网、国有资产管理委员会网站等公布信息中是否被巡视，若被巡视，取值为1，否则为0；Post 为时间虚拟变量，企业巡视当年以及以后年份取值为1，否则为0；Treat×Post表示中央巡视的净效应。

2.慈善捐赠（Donate）。以慈善捐赠总额与营业收入的比值来衡量慈善捐赠，为消除数级差将该比值扩大1000 倍。进一步地，借鉴曹海敏和孟元（2019）的研究，通过构建式（1）将慈善捐赠划分为自利性慈善捐赠（Dona_self）与战略性慈善捐赠（Dona_stra）：

其中：Size是企业规模；Roa是总资产收益率；Lev是资产负债率；TBQ是企业价值。式（1）回归结果的拟合值为战略性慈善捐赠（Dona_stra），残差为自利性慈善捐赠（Dona_self）。

3.中介变量。

（1）政治动机：政治关联（Pc）。政治关联定义为企业的董事会成员是（或曾经是）国家级政治和政府组织成员，这里所指国家级政治和政府组织主要包括中国共产党中央委员会、国务院、全国人民代表大会、全国人民政治协商会议或中国共产党全国代表大会。

（2）声誉保护动机：企业违规（Violate）。违规行为包括企业因违反法律及相关监管部门的规定而受到的公开批评、谴责、处罚甚至被立案调查等。

（3）管理层自利动机：代理成本（Ac）。本文选用管理费用率（管理费用与营业收入之比）衡量代理成本。

4.控制变量（Controls）。借鉴Hao 等（2020）的研究，选择企业规模（Size）、独董比例（Indep）、资产负债率（Lev）、上市年限（Age）、成长性（Growth）、总资产收益率（Roa）、所处行业（Ind）等作为控制变量。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型构建

1.中央巡视对企业慈善捐赠的政策效应。由于国有企业被巡视年份存在差异，政策效应的检验应当采用多期双重差分模型（DID），本文构建式（2）～式（4）进行检验。其中：Treat×Post为中央巡视；Donate为慈善捐赠的总体水平；Dona_self 为自利性慈善捐赠；Dona_stra 为战略性慈善捐赠；Controls为表1所列示的控制变量；Ind和Year为行业固定效应和时间固定效应。若式（2）中系数α1显著为负则说明中央巡视会减少国有企业的慈善捐赠，且验证企业的慈善捐赠并非属于纯粹的利他主义行为。若式（3）中β1的系数显著为负，表明中央巡视能够削减国有企业的自利性慈善捐赠，若式（4）中φ1的系数不显著或显著为正，则说明中央巡视不会对国有企业的战略性慈善行为产生负向作用，假设1得证。

2.中央巡视对企业自利性慈善捐赠的影响路径。根据检验中介效应的“三步法”，构建式（5）、式（6），分别检验中介变量与解释变量之间的关系以及被解释变量、中介变量与解释变量三者的关系。如果式（5）中中央巡视（Treat×Post）的系数α1显著、式（6）中中介变量（Med）的系数β2显著，说明政治动机、声誉保护动机以及管理层自利动机的作用路径得到检验。

五、实证分析

（一）描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。其中，慈善捐赠（Donate）的均值为0.2355，最小值与最大值分别为0和4.0796，表明国有企业的慈善捐赠水平存在较大差异。中央巡视（Treat）的均值为0.4097，说明样本中40.97%的国有企业受到中央巡视政策的影响。此外，可以观测到，国有企业在资产规模、盈利表现、税负压力等方面均存在较大差异。

表2 描述性统计

（二）识别假定检验

采用双重差分模型的一个重要假定是满足平行趋势，即巡视前各年度国有企业慈善捐赠水平的变化趋势应该是一致的。本文将被中央巡视的A 股上市国有企业作为处理组，未被中央巡视的上市国有企业作为对照组，并用巡视前1 ～4年、巡视当年及之后1 ～3年的时间虚拟变量对慈善捐赠水平进行多期DID 平行趋势检验，结果如表3所示。可以看出：在政策冲击之前，处理组与对照组的差异未随时间推移而变化，即pre4、pre3和pre2的系数不显著异于0；在政策冲击后，处理组的慈善捐赠水平显著降低，即post1、post2 和post3 的系数显著为负，表明慈善捐赠水平的降低是巡视政策导致的结果，而并非由事前差异形成，符合平行趋势假定。

表3 平行趋势检验

（三）回归结果分析

1.中央巡视与国有企业慈善捐赠。本文采用双重差分模型的检验结果如表4 所示。列（1）的回归结果显示，中央巡视（Treat×Post）的估计系数估计值为-0.0511，在1%的水平上显著。从经济意义上看，结合表2描述性统计的结果，慈善捐赠（Donate）的均值为0.2355，说明国有企业被巡视后，大约减少了21.70%的慈善捐赠。同时，列（2）中央巡视（Treat×Post）的系数不显著，表明中央巡视不影响国有企业的战略性慈善捐赠行为；列（3）中央巡视（Treat×Post）的系数在1%的水平上显著为负，说明中央巡视会降低国有企业出于自利动机的慈善捐赠，假设1得证。

表4 中央巡视与国有企业慈善捐赠

2.中介效应检验。

（1）政治动机。表5列（1）和列（2）为中央巡视与政治动机慈善捐赠的检验结果。列（1）中央巡视（Treat×Post）的系数为-0.0690，且在1%的水平上显著，表明中央巡视有助于削弱政企关联度；列（2）政治关联（Pc）的系数显著为正，意味着政治关联有助于企业与政府建立互惠关系，也进一步表明中央巡视能够抑制国有企业寻求政治激励的动机，进而减少自利性慈善捐赠。

表5 中介效应检验

（2）声誉保护动机。表5列（3）和列（4）为中央巡视对企业声誉保护动机慈善捐赠的回归结果。列（3）中央巡视（Treat×Post）的系数为-0.0209，且在10%的水平上显著，表明中央巡视会显著抑制企业违规；列（4）企业违规（Violate）的系数为0.0877，且在1%的水平上显著，证实企业存在利用慈善捐赠进行事后补救的声誉保护动机，同时也表明抑制企业违规是中央巡视减少自利性慈善捐赠的中介路径。

（3）管理层自利动机。表5列（5）和列（6）报告了中央巡视对高管自利动机慈善捐赠的回归结果。列（5）中央巡视（Treat×Post）的系数为-0.0051，在1%的水平上显著，证实了中央巡视能够提高国有企业内部治理能力，从而有效降低代理成本；列（6）代理成本（Ac）的系数显著为正，验证了高管存在出于自利动机的慈善捐赠行为，表明缓解代理问题是中央巡视与自利性慈善捐赠间的中介路径。

综上，中央巡视通过削弱政治关联、制约违规行为、缓解代理问题来削减国有企业的自利性慈善捐赠，假设2得证。

（四）稳健性检验

1.替换被解释变量。借鉴李四海等（2012）的做法，本文将企业慈善捐赠总额/资产总额×1000作为被解释变量进行稳健性检验。表6 列（1）～列（3）报告了替换被解释变量后的回归结果，在控制了相关变量以及年度与行业效应后，列（1）和列（3）中央巡视（Treat×Post）的相关系数在1%的水平上显著，与基准回归结果一致，进一步验证了假设1。

表6 稳健性检验：替换变量衡量方式与剔除特殊样本

2.剔除非正常数据。企业在大地震和疫情等突发事件期间的慈善捐赠容易受到社会舆论的压力，这种压力会造成攀比效应影响捐赠行为（徐莉萍等，2011；潘越等，2017；李建标和李帅琦，2020），因此，为了排除这些干扰，本文将2008年和2020年的观测数据剔除后重新进行回归，结果如表6列（4）～列（6）所示。可以看出，中央巡视会降低国有企业总体慈善捐赠水平和自利性慈善捐赠水平，而不影响战略性慈善捐赠，与基准回归结果一致，研究结论保持稳健。

3.倾向性得分匹配。为缓解国有企业异质性导致的潜在选择性偏误，本文采用倾向得分匹配法进行双重差分估计，以保证在中央巡视冲击发生之前对照组与处理组特征尽可能相似。同时，为减少因匹配造成样本的大量丢失，本文采用半径匹配的方法，筛选出相似的对照组。采用倾向性得分匹配后的回归结果如表7所示，可以看出，列（1）Treat×Post 的系数在1%的水平上显著为负，列（2）Treat×Post 的系数不显著，列（3）Treat×Post 的系数在1%的水平上显著为负，与基准回归结果保持一致，研究结论保持稳健。

表7 稳健性检验：PSM-DID

六、进一步分析

（一）内部控制质量异质性

中央巡视与慈善捐赠之间的关系可能受到企业内部控制质量的影响。一方面，中央巡视对内部控制的关注有助于被巡视企业落实内部控制整改措施（唐大鹏等，2017），这意味着内部控制质量较低的企业更容易受到中央巡视组的监督。另一方面，良好的内部控制有助于约束经营管理行为，减少企业违规和管理层机会主义行为的发生，这说明内部控制质量较差的企业更容易出现违规行为和代理问题，进而导致更多的自利性捐赠行为。因而，中央巡视抑制自利性慈善捐赠行为的边际效应会随着企业内部控制质量的提高而减弱。本文根据内部控制评分中值将样本分为内部控制质量高低两组，对中央巡视与慈善捐赠的差异化影响进行检验，结果如表8 所示。可以看出，当企业的内部控制质量更低时，中央巡视显著减少了慈善捐赠，且仅为自利性慈善捐赠。这表明中央巡视对自利性慈善捐赠的抑制作用对内部控制质量更低的企业更明显，进一步说明中央巡视能够推动企业进行自我监督和自我提升，强化其政治责任感和使命感，抑制企业违规和管理层非理性行为。

表8 进一步分析：内部控制质量异质性

（二）盈利情况异质性

中央巡视与慈善捐赠之间的关系可能受到企业盈利情况的影响。企业作为营利组织，理性的慈善行为应当建立在履行经济责任的基础上，通常情况下盈利能力更好时更有能力进行捐赠，相比亏损企业表现出更高的捐赠水平。然而，有研究表明，亏损企业为赢得政府官员的好感以获得更多的政策性资源，倾向于进行更多的捐赠（李四海等，2012；程文莉等，2020），即亏损企业具有更强的自利性捐赠动机。本文根据企业净利润是否小于0 将样本分为盈利组和亏损组，分组检验结果如表9所示。可以看出，无论企业是否亏损，中央巡视与自利性慈善捐赠均为显著的负相关关系，而对战略性慈善捐赠则没有显著的负向影响。这是因为：对于亏损企业而言，捐赠责任与自身发展不对等会损害企业的长远发展和导致国有资产流失，中央巡视进驻考察会严格检查企业的经济责任履行情况，及时发现这类自利性的慈善捐赠，释放更多用于生产资源和扭亏的资金；而对盈利企业来讲，担负起与自身发展相对等的捐赠责任，不仅有利于规避“父爱主义”的说辞，也有助于彰显良好的公民形象，获取利益相关者的支持，在这种情况下，中央巡视会推动企业从事更多的战略性慈善行为。

表9 进一步分析：盈利情况异质性

七、研究结论与政策启示

本文以2008 ～2020 年A 股上市国有企业为研究对象，将中央巡视作为外生冲击事件，构建双重差分模型实证检验中央巡视对国有企业慈善捐赠的影响及作用机制。研究发现：中央巡视会降低国有企业的慈善捐赠水平，且仅降低自利性慈善捐赠水平，不影响战略性慈善捐赠。对自利性慈善捐赠的机制检验发现，中央巡视通过削弱政治关联、抑制违规行为和缓解代理问题作用于自利性慈善捐赠。异质性分析发现，对于内部控制质量低和亏损企业，中央巡视对自利性慈善捐赠行为的抑制作用更强。研究结果在考虑了样本的选择偏差、非正常数据影响、变量衡量方式多样性等后仍然稳健。

本文的研究结论对促进巡视制度安排和国有企业积极承担慈善责任具有以下启示：首先，结合“机动式”巡视的随机应变特点，对存在政治关联、内部控制质量低和亏损的国有企业实行以识别腐败问题为导向的不固定巡视，如巡视内容不固定或时间不固定，逐步消除政府“公益摊派”或“劝捐”现象，保障国有企业在履行基本的经济责任后承担慈善责任；同时构建并完善公开透明的信贷体系与政府补贴办法，减少企业在政府压力和资源困境双重压力下的“主动配合”捐赠行为的发生。其次，关注企业慈善捐赠的内在动机，警惕“伪善”营销，积极引导国有企业主动承担社会责任，从思想上转变企业出于获取资源、因负面信息转移公众关注而参与慈善事业的不纯动机；鼓励企业的战略慈善行为，助推公益事业以“乘数效应”发展，发挥国有企业作为国家发展中流砥柱贡献社会的模范作用。最后，强化捐赠流程监测和效果评估（胡剑和贾丽红，2022），提高信息透明度，避免慈善捐赠的价值毁损，对“慈善家贪官”予以充分关注，特别是高管个人或团体的大额慈善捐赠行为，追踪其是否存在“利益输送”与“链条式”“团伙式”腐败。

【注 释】

①数据根据中央纪委国家监察网站（https：//www.ccdi.gov.cn/）公布的2013 ～2022年全国纪检监察机关立案和处分情况统计得出。

【 主要参考文献】

曹海敏，孟元.企业慈善捐赠是伪善吗——基于股价崩盘风险视角的研究［J］.会计研究，2019（4）：89 ～96.

程文莉，谢依梦，袁利华.亏损企业异质性、慈善捐赠与政府补助——基于企业成长性与盈余管理视角［J］.财会月刊，2020（4）：18 ～27.

杜勇，鄢波，张欢，步丹璐.慈善捐赠、政府补助与扭亏绩效——基于中国亏损上市公司的经验证据［J］.经济科学，2015（4）：81 ～94.

戴亦一，潘越，冯舒.中国企业的慈善捐赠是一种“政治献金”吗？——来自市委书记更替的证据［J］.经济研究，2014（2）：74 ～86.

傅超，吉利.诉讼风险与公司慈善捐赠——基于“声誉保险”视角的解释［J］.南开管理评论，2017（2）：108 ～121.

李四海，陆琪睿，宋献中.亏损企业慷慨捐赠的背后［J］.中国工业经济，2012（8）：148 ～160.

李维安，王鹏程，徐业坤.慈善捐赠、政治关联与债务融资——民营企业与政府的资源交换行为［J］.南开管理评论，2015（1）：4 ～14.

潘越，翁若宇，刘思义.私心的善意：基于台风中企业慈善捐赠行为的新证据［J］.中国工业经济，2017（5）：133 ～151.

唐大鹏，武威，王璐璐.党的巡视与内部控制关注度：理论框架与实证分析［J］.会计研究，2017（3）：3 ～11+94.

徐莉萍，辛宇，祝继高.媒体关注与上市公司社会责任之履行——基于汶川地震捐款的实证研究［J］.管理世界，2011（3）：135 ～143+188.

徐智，郭芙蓉，干胜道.管理层自利、产权性质与企业慈善捐赠［J］.软科学，2021（3）：49 ～54.

张璇，陈璐.国有企业高管晋升激励与战略性慈善捐赠［J］.财会月刊，2021（10）：44 ～51.

Anhamme J.，Grobben B..Too Good to be True：The Effectiveness of CSR History in Countering Negative Publicity［J］.Journal of Business Ethics，2009（1）：273 ～283.