摘要： 民营企业普遍采用家族拥有的形式， 家族在企业慈善捐赠中扮演非常重要的角色。本文基于全国私营企业调查数据， 研究了家族涉入对企业慈善捐赠行为的影响， 以及社会情感财富 （传承意愿， 包括企业主的交班意愿和子女的接班意愿） 对这种影响的中介效应。结果显示， 家族所有权比例、 家族成员进入董事会和家族控制持续时间对企业慈善捐赠有显著正向影响， 子女接班意愿对家族涉入与慈善捐赠间的正相关关系起到了部分中介作用。相比企业主的交班意愿， 子女接班意愿对慈善捐赠的影响更大。研究表明家族涉入赋予的权力和保存社会情感财富的内在驱动力促使家族企业积极参与慈善捐赠。本研究具有较强的现实意义和理论价值。

关键词： 家族涉入 社会情感财富 传承意愿 慈善捐赠 中介效应

    一、 引言

企业慈善捐赠是企业社会责任的重要组成部分， 在调节贫富差距、 促进社会公平、 维护社会稳定等方面的作用日益突出， 引起学术界和实业界的广泛关注 （Carroll， 1979； Su andHe， 2010） 。在我国， 随着私营经济的发展壮大， 民营企业逐渐成为慈善事业的中坚力量， 据中民慈善捐助信息中心发布的 《2012年度中国慈善捐助报告》 显示， 2012年约58%的慈善捐赠来自企业， 捐赠额达到了474.38亿元。其中， 民营企业捐赠275.06亿元， 占企业捐赠总额的57.98%。自2007年有全国性的捐赠统计以来， 民营企业的捐赠数额一直都占据企业捐赠总量的一半以上。我国民营企业普遍采用家庭 （家族） 拥有的形式， 在企业内部管理模式上广泛存在着家族制管理 （储小平， 2000） ， 由于家族涉入的因素， 家族企业的行为背后有着更为复杂的逻辑和决策机制。

最近一份由中国民营经济研究会家族企业研究课题组编著的研究报告 《中国家族企业社会责任报告》 显示， 在2007~2011年里， 为公益事业进行捐助的家族企业比重都高于非家族私营企业， 在大多数年份里， 家族企业为扶贫、 救灾、 环保、 慈善等公益事业捐助的金额高于非家族私营企业 （陈华丽， 2013） 。那么是什么促使家族企业履行慈善捐赠的社会责任？以往学者对企业慈善捐赠动机进行研究提出以下 4 种观点： 利他主义、 利润最大化、 政治和制度的压力、 管理层机会主义（Galaskiewicz， 1997； Zhang et al.， 2010； 高勇强等， 2012） 。

第一种观点认为企业进行慈善捐赠是企业不求回报、 体现良好公民的利他行为， 其意在于最大化公共福祉； 利润最大化观点认为慈善捐赠可以给企业带来诸如税收优惠等直接的经济利益； 政治和制度的压力观点指出企业从事慈善捐赠通过间接的方式使企业利益最大化， 如通过慈善捐赠来获得政治回报、 规避法规或寻求更好的保护； 管理层机会主义观点认为， 慈善捐赠是管理层和董事以牺牲股东利益为代价提高自身地位和声望。

上述研究丰富了人们对企业慈善行为的认识，但是现有研究很少关注家族涉入这一重要影响因素以及家族控股股东运用自己的所有权地位通过慈善捐赠追求其特殊目标的动机。古典经济学理论对企业行为的一个基本假定是， 企业的行为目标就是在约束条件下实现利润最大化； 然而企业行为理论认为， 组织目标是不完全理性的， 是企业内各种 联 盟 之 间 相 互 作 用 的 结 果（Cyert and March，1963） ， 为了实现他们的目标， 组织里的主导联盟会试图影响组织的战略与决策 （Hambrick and Mason，1984） 。

作为家族企业的主导联盟， 家族是一个社会系统， 不是完全理性经济人， 表现出对非经济效用的强烈偏好， Gómez-Mejía 等 （2007） 将这些非经济效用概括为 “社会情感财富 （SEW） ” 。社会情感财富对于家族而言是内在固有的， 家族对社会情感财富的保存本身就是一个最终目标， 并且深嵌在与企业密不可分的家族企业所有者心中 （Berrone etal.， 2010） 。家族对社会情感财富的追求使其在慈善捐赠过程中的行为逻辑和决策机制具有自身的偏好和复杂性， 然而有关家族企业的慈善捐赠行为研究还处在起步阶段， 其行为背后的动机及决策机制尚待阐明。家族涉入及其带来的社会情感财富是影响家族企业决策的两个重要因素， 家族涉入代表了家族干预企业决策的能力， 而社会情感财富则可以显示家族企业所有者心中的意愿。因此为了深化对家族企业慈善捐赠行为的理解， 我们从家族涉入和社会情感财富视角， 采用全国私营企业调查数据， 考察家族企业慈善捐赠行为的影响因素、 动机。

试图回答以下问题： （1） 家族涉入是否对企业慈善捐赠行为产生直接影响？ （2） 社会情感财富 （用传承意愿衡量） 是否对家族涉入与企业慈善捐赠的关系起中介效应， 即家族涉入是否通过社会情感财富的中介传导作用间接影响企业慈善捐赠行为？我们强调作为控股股东的家族及其在企业慈善捐赠行为中所起的作用具有重要的意义。如果家族涉入及其带来的社会情感财富对慈善捐赠有促进作用， 这个发现具有广泛的社会影响， 因为家族企业是世界上最主要的企业组织形式 （La Portaet al.， 1999） ， 对全球经济有实质性的影响， 并且在各行各业都存在 （Anderson et al.， 2003） 。

二、 理论基础与研究假设

（一） 家族涉入与企业慈善捐赠行为要研究家族企业慈善捐赠行为， 首先需要讨论什么是家族企业。学界对家族企业的定义一直存在争议， 从家族企业领域权威期刊 《Family Busi⁃ness Review》 1988年创刊号第一篇文章开始持续了20多年。但研究者普遍认同家庭 （家族） 涉人企业是家族企业独一无二的特征 （Chua et al.， 1999） ， 并对家族涉入的要素达成了一些共识， 大多同意家族涉人包括家族所有、 家族管理和治理等方面。但是对这些要素的比例确定， 例如持有多大所有权比例才属于家族企业， 以及是否需要具备所有要素， 还是只需具备其中一些， 都没有达成统一的标准 （杨学儒、 李新春， 2009） 。近年来， 越来越多的学者提出应当避免采用二分法定义将企业分为家族企业和非家族企业，

其中一个原因如上所述， 即很难在家族与非家族企业之间划一道清晰的界限， 并且不同的划分界限使交叉研究间的比较更加困难， 另一个原因是家族企业内部存在相当大的异质性， 二分法隐藏了家族涉入程度及类型 （Chua et al.， 1999，Chrisman et al.， 2012） 。因此家族企业研究开始聚焦于家族涉入， 采用程度指标衡量， 常见的测量指标包括家族所有权、 家族成员进入董事会以及家族控制持续时间 （Anderson and Reeb， 2003； Chrismanet al.， 2012； Zellweger et al.， 2012； Deephouse andJaskiewicz， 2013） ， 我们参照这些学者， 采用以上变量衡量家族涉入。有关家族涉入对企业慈善捐赠行为的影响已引起一些研究者的关注， Atkinson 与 Galaskiewicz（1988） 采用美国双子城企业数据， 得出家族股权比例对企业慈善捐赠没有影响的结论。而 Dyer 和Whetten（2006）采用 S&P500 的 1991~2000 年间数据， 对202家非家族企业和59家家族企业进行比较初步证明， 总体上， 家族企业社会责任表现比非家族企业更好， 但是在慈善捐赠方面的表现没有显著差异。

然而， 这些学者的研究大多针对所有权与经营权相分离的现代公司， 多基于主流的代理理论股东与经理人之间的代理关系） 逻辑推演得出结论， 而当下， 绝大多数的中国家族企业尚未发生 “两权分离” 的管理革命， 换言之， 大多数家族企业的所有权与经营权仍掌控在家族成员手中 （陈凌等，2011） ， 企业的战略决策也主要由作为企业所有者或经营者的家族做出。另外， 中西方政治、 经济制度以及传统文化也存在较大差异。因此， 在中国情境下， 家族涉入与慈善捐赠的关系可能与国外有关研究的结论并不一致， 我们结合中国家族企业的特征， 分析家族涉入对企业慈善捐赠的影响。首先， 由于在中国家族企业中， 家族所有者是企业战略主要制定者， 其影响企业战略决策的能力和意愿也就决定了企业慈善行为特征。家族涉入使家族具有塑造企业目标、 战略和行为的权力与合法性（Chrisman et al.， 2012； Deephouse and Jaskie⁃wicz， 2013） ， 因此家族涉入为家族提供了进行慈善捐赠的能力。在家族企业中， 家族控制主导联盟为家族提供了非家族所有者和管理者所没有的决策权 （Carney， 2005） 。更大的家族所有权比例使家族可以凭借其企业主的地位行使更不受限制的自由裁 量 权（Anderson and Reeb， 2003）， 进 行 慈 善 捐赠。

家族所有权赋予家族成员监督企业的权力， 包括选择决定和实施战略的董事会和管理层成员（Jones et al.， 2008） ， 即使是在股权更为分散的上市企业， 家族成员作为一个群体的意见也会比非家族股东要求更大的关注度 （Chrisman et al.， 2003） 。同样的， 家族成员进入企业董事会， 也有助于家族实施慈善捐赠行为。因为家族企业中除了家族管理人员还会有非家族管理人员， 当家族企业主的战略决策仅仅使家族受益而不利于非家族管理人员时， 后者可能会抵制决策的实施， 特别是当战略决策会降低企业的盈利能力， 进而影响家族企业非 家 族 管 理 人 员 的 绩 效 工 资 时（Chua et al.，2009） 。

而有关慈善捐赠与企业绩效的关系研究表明， 从短期来看， 捐赠会减少公司的现金流量， 增加企业的运营成本， 降低企业短期绩效 （Brammer andMillington， 2008； 梁建等， 2010） ， 因此家族企业中的非家族管理人员就有可能抵制慈善捐赠行为。但是家族成员进入企业董事会， 参与企业管理， 可以使家族企业所有者与管理者的利益一致， 进而促进慈善捐赠行为的实施。此外， 家族控制持续时间的延长使家族的影响力、 渗透力和实力增强， 提高实施慈善捐赠行为的能力。其次， 家族涉入程度越高， 家族与组织的关系越紧密， 家族成员就越容易被经常提醒他们的组织身份， 家族与企业组织身份的相互依赖会产生激励以确保企业在非家族利益相关者眼中的良好形象（Zellweger et al.， 2013） 。组织身份高度重叠使家族声誉与企业生存相连， 其他人对企业的感知直接影响到家族所有者的形象和声誉， 任何对企业声誉的威胁将伤害个人身份以及家族自身的存在 （Dyerand Whetten， 2006； Zellweger et al.， 2010） 。

然而企业又很难避免意外事件的发生对其产生负面影响，负面信息可能源于一个公共事件， 或是企业产品出现问题， 或是经营出现了什么差错， 于是毁灭性的报道铺天盖地而来。而慈善捐赠可以作为一种具有保险属性的伤害防御策略 — —降低企业遭遇负面新闻事件时对企业造成的不利影响（Godfrey，2005） ； 也可以作为一种事后的弥补策略 — —转移公众对企业负面事件的注意力， 挽回企业形象与声誉 （Koehn and Ueng， 2010， 高勇强等， 2012） 。因此，家族涉入会促进企业更积极地参与慈善捐赠， 以塑造并维护企业的形象与声誉。最后， 在我国， 政府在慈善事业中扮演极其重要的角色。

一直以来， 当我国发生诸如地震等重大自然灾害时， 各级政府往往会通过 “劝募” 甚至直接采取行政命令等方式要求管辖区内企业进行慈善捐赠 （张敏等， 2013） 。由苏格兰皇家顾资 （Coutts）银行与印第安纳大学 （Indiana University） 礼来家族慈善学院联合发布的 《2013 年百万美元慈善家报告》 亦显示， 与英国、 美国等其他 5 个地区相比， 政府是中国内地慈善家更为重要的捐赠对象。在中国转型经济背景下， 诸如法律对私有产权保护不足、 政府随意干预企业等制度缺陷， 使家族企业遭遇着不公平的待遇， 为了自身合法性并获得政策支持， 家族企业往往需要积极响应政府捐赠号召。由于不安全感， 防御性成为中国人资本主义精神的重要组成部分， 大量的中国家族企业以 “安全” 为第一目标 （李新春， 2003） ， 随着家族涉入企业程度的增加， 家族的财产和声誉与企业的兴衰成败休戚相关， 企业更不可能冒抵御政府干预带来的风险。基于上述的讨论， 我们提出以下假设。H1： 家族涉入与慈善捐赠呈显著正相关关系。H1a： 家族所有权比例与慈善捐赠呈显著正相关关系。H1b： 家族成员进入董事会与慈善捐赠呈显著正相关关系。H1c： 家族控制持续时间与慈善捐赠呈显著正相关关系。

（二） 家族涉入与社会情感财富社会情感财富（SEW）概念由 Gómez-Mejía 等（2007） 首次正式提出， 是指企业满足家族情感需求的非经济效用。一直以来， 家族企业的研究就强调家族所有权的独特之处， 家族所有者与其他股东相比显示出对非经济目标的强烈偏好， 包括满足归属、情感和亲密的需求， 通过企业保持家族价值观的延续， 家族王朝的保存， 家族企业社会资本的保护， 基于血缘关系履行家族义务， 行使权力的能力， 以利他主义对待家族成员的机会 （朱沆等， 2012） 。社会情感财富理论一经提出便迅速成为家族企业研究的一个新视角， 被用以解释许多用经济学理论无法解释的家族企业问题， 比如企业风险承担， 环境绩效， 产品多元化与国际化， 代理合约， 人力资源管理以及积极的利益相关者参与 （Cennamo et al.， 2012） 。

社会情感财富理论是行为代理模型 （BAM） 的扩展， 行为代理模型的一个核心理念是企业的战略选择依赖于关键决策者， 而关键决策者的目标在于保存自己在该企业所积累起来的禀赋 （Cennamo etal.， 2012） 。当该理念运用到家族企业这种特殊情境时， Gómez-Mejía等 （2007） 认为， 保存社会情感财富对家族而言至关重要， 失去这个社会情感财富意味着失去亲密关系， 降低家族地位以及未能满足家族期望， 因此保存和增强社会情感财富成为了家族企业战略决策的首要参照点， 当有潜在社会情感财富损失或者收益时， 家族会做出并非由经济逻辑驱动的决定， 并且事实上， 为了避免社会情感财富的损失， 家族企业甚至愿意接受对企业经济效益具有一定风险的行为。众多经验证据支持社会情感财富对家族所有者的重要性， 心理学家 Kets de Vries（1993） 对300家家族企业的企业主进行深度访谈发现， 家族企业主把通过企业满足家族的情感需求放在首位； Gómez-Mejía 等 （2007） 对西班牙 1237 家家族控制和549家非家族控制的橄榄油厂进行大规模比较分析表明， 家族控制的橄榄油厂避免加入合作社 （一个相当有利可图的选择） 的可能性是非家族的3倍， 因为家族希望对橄榄油厂保持跨代控制， 而加入合作社虽然会带来巨大的经济利益， 却意味着家族社会情感财富的损失。社会情感财富在结构上具有多维度， Berrone等（2012） 在对已有社会情感财富概念进行综述的基础上， 提出社会情感财富包括家族的控制和影响、家族成员对企业的认同、 紧密的社会关系、 家族成员的情感依恋以及传承意愿5个维度， 我们的研究关注其中一个关键维度： 传承意愿。因为在理论上， 传承意愿被研究者作为家族企业的定义特征，反映了家族企业的本质（Chua et al.， 1999； Chris⁃man et al.， 2012） ， 在管理实践方面， 家族内部传承是企业主最关注的问题 （Chua et al.， 2003） 。家 族 涉 入 是 社 会 情 感 财 富 的 前 提 。 根 据Gómez-Mejía 等 （2007） 的观点， 社会情感财富是家族凭借其所有者、 管理者和决策者的身份从企业中获得的非经济收益。

一方面， 家族涉入赋予家族影响企业经营决策、 目标的合法性和权力， 即使这个目标仅仅满足家族需求而不利于非家族成员， 因此家族涉入使家族有能力采取特殊方式经营企业以获得社会情感财富， 比如可以为能力不足的家族成员安排工作职位， 这可能不利于企业经济绩效， 但是能够增加家族的情感收益。另一方面， 家族涉入程度越高， 家族对企业的依赖性越强。更大的家族所有权比例、 更长的家族控制持续时间往往会造成家族成员对企业的心理依恋， 将企业视作 “我们自己的” 企业 （Zellweger and Astrachan， 2008） ， 而家族成员进入董事会、 家族对企业管理权的涉入使得家族成员的工作兴趣与企业相关联 （Sharma et al.，2001） ， 增加传承意愿。随着家族涉入程度的增加，家族成员作为企业一员的意识增强， 听到关于企业的故事、 被提醒企业身份， 使企业成为个人或家族传记以及身份不可分割的一部分 （Zellweger et al.，2013） 。

企业不仅为家族成员提供就业和财务安全， 还被看作是家族的延伸和镜像， 在家族生活中发挥着重要的作用。在现实中， 很多企业主创业初衷是为解决家庭的生计问题， 出于经济上的考虑，随着企业的发展企业人手不够， 于是开始让家族成员一起加入， 随着家族涉入的增加， 企业对家族的意义增加， 家族对企业的依赖增强， 于是创始人才考虑想要做成百年老店， 考虑家族继承问题。因此随着家族涉入的增加， 对企业保持跨代控制的重要性增加， 进而增强家族传承意愿 （Chrisman et al.，2012） 。综上所述， 我们提出以下假设。H2： 家族涉入与传承意愿正相关。H2a： 家族所有权比例与传承意愿正相关。H2b： 家族成员进入董事会与传承意愿正相关。H2c： 家族控制持续时间与传承意愿正相关。

（三） 社会情感财富的中介效应家族为了实现保存社会情感财富的目标， 会影响企业的重要战略决策， 表现为更积极地承担企业社会责任。近年来， 基于社会情感财富视角的研究支持了这一观点， 如 Berrone 等 （2010） 的经验研究发现， 为保存社会情感财富， 家族企业比非家族企业表现出更好的环境绩效， 不管CEO是否家族成员或者兼任董事长， 家族所有权都对环境绩效产生积极的影响。Cennamo等 （2012） 通过分析社会情感财富各维度对积极利益相关者参与 （PSE） 的影响得出， 家族企业建立和保存社会情感财富的动机会驱使家族所有者考虑利益相关者的需求并且倾向于关怀导向的社会活动； 当家族企业主将传承意愿这一维度作为主要参照点时， 会更积极地关心内部利益相关者。传承意愿作为社会情感财富的一个关键维度，会影响企业慈善捐赠行为。

一方面， 具有传承意愿说明家族希望将企业传给后代， 此时对家族股东而言企业不仅仅是一项可以被轻易出售的资产， 还象征着家族的遗产和传统， 意味着企业会采取长期的投资时域以向后代延续这一传统。同时， 由于慈善捐赠带来的收益可能并不能在短期内实现， 而且有些慈善行为比如对一项基础科学研究的支持， 需要长久持续的投入， 具有传承意愿的家族给企业战略决策带来长期的视野， 因此传承意愿将有助于这类慈善捐赠行为的实施。另外， 具有传承意愿表明企业更具有长期导向且没有短期业绩的压力， 因此更可能积极响应利益相关者的诉求， 与利益相关者（如政府、 社区） 建立和保持长期的良好、 互信关系，以积累社会资本、 储备商誉 （Carney， 2005） ， 这种关系可以作为一种社会保险， 在危机时保护企业资产， 在特定情况下使企业经营活动获得合法性。另一方面， 具有传承意愿意味着家族希望通过企业使家族价值观、 愿景得到长久延续， 这会促进慈善捐赠行为。

首先， 慈善活动是慈善家对个人及家族价值观的基本表达， 可以将家族企业主已存在的价值观推向实践。当家族所持有的信仰、价值观被转化成企业应该如何对待利益相关者和社会的理念， 这一特征将促使家族企业在做重大决策时会考虑别人的利益， 实施并非互惠的慈善捐赠等善举 （Cennamo et al.， 2012） 。Déniz-Déniz和Cabrera-Suárez （2005） 对 112 家西班牙家族企业社会责任进行研究发现， 具有更多传承代数和更高家族所有权比例的家族企业组通过慈善捐赠方式履行企业社会责任， 处于该组的家族企业即使认为慈善捐赠对于企业而言纯粹是一种成本也会愿意进行捐赠， 这种态度源于道德或利他主义驱使他们为社会做些事情。其次， 慈善事业可以作为培育下一代继承财富责任及所带来机会之重要途径。慈善事业使家族价值观能够以具体的形式延续到下一代， 家庭成员通过参与慈善活动领悟财富的意义，并对父辈从事的慈善事业感到无比自豪， 进而加强对家族的认同感。许多后代由此延续了祖父辈的慈善事业， 甚至将其拓展到更为广阔的领域， 使慈善事业从一项家族企业主的追求上升为家族文化不可或缺的一部分。瑞银集团 （UBS） 与欧洲工商管理学院 （INSEAD） 对 200 多个家族企业进行调研发现， 亚洲家族参与慈善事业最主要的原因在于确保家族价值观的持续性和家族传承。传承意愿包括企业主的交班意愿与子女的接班意愿， 交接班意愿和谐统一是传承意愿得以实现的理想状态。然而， 现实中家族企业主的交班意愿与其子女的接班意愿往往存在分歧， 这必然影响家族企业的慈善捐赠行为， 其中接班意愿对家族企业慈善捐赠的影响可能更大。Sharma等 （2000， 2003） 研究发现子女的主动接班意愿是家族传承得以成功实现的主导因素， 而非以往研究者们所强调的创始人交班意愿。有研究认为家族控制以及与家族企业的紧密关联会使继承人感觉陷入企业 （Schulze et al.，2001） ， 还有研究指出继承人对加入家族企业感受到巨大的压力， 反感依赖企业、 缺乏来自家庭的自主性（Freudenberger et al.， 1989） 。

简言之， 站在一个显赫家族的阴影下， 可能导致家族后代感觉自己像是被笼罩于一个王朝巨大期望的铁笼里。当企业主子女没有接班意愿时， 可能会将企业主对自己的 “钦点” 视作一种负担， 对需要配合家族决定感到窒息和压力。此时家族继承人可能会对情感上的挣扎寻求补偿， 从而导致更多地追求私利而不是考虑利益相关者的利益。基于上述， 我们推断子女接班意愿比企业主交班意愿对慈善捐赠的影响更大。假设 2 指出家族涉入对传承意愿产生正向影响， 上述表明传承意愿会促使企业更积极地参与慈善捐赠。这说明家族涉入通过传承意愿间接影响企业慈善捐赠行为， 即家族涉入对慈善捐赠的影响程度部分取决于传承意愿。综上所述， 我们提出以下假设。H3： 传承意愿对家族涉入与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3a： 企业主的交班意愿对家族所有权比例与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3b： 企业主的交班意愿对家族成员进入董事会与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3c： 企业主的交班意愿对家族控制持续时间与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3d： 子女的接班意愿对家族所有权比例与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3e： 子女的接班意愿对家族成员进入董事会与慈善捐赠间的关系起中介作用。H3f： 子女的接班意愿对家族控制持续时间与慈善捐赠间的关系起中介作用。H4： 子女的接班意愿对慈善捐赠的影响大于企业主交班意愿的影响。本研究的理论模型如图1所示。

三、 数据和研究方法

（一） 样本和数据来源本研究数据来自 2010 年进行的两年一次的全国私营企业抽样调查。该项调查由中共中央统战部和全国工商联领导， 中国民 （私） 营经济研究会牵头， 联合国家工商行政管理总局进行。调研依托各省份工商联组成调研组， 在全国范围内按0.55%的比例， 对私营企业进行多阶段抽样， 即按经济发展水平， 抽取县和县级市， 再按城乡与行业分布， 随机抽取被调查企业， 访问控制企业的企业主。本次抽查调研总共发放4900份问卷， 由全国工商联和国家工商行政总局分别进行， 总计收回4614份， 总收回率为 94.16%。本次抽样调查的考察时间区间是2008~2009 年底， 时间跨度为两年。调查范围涵盖了我国境内31个省、 自治区和直辖市的各个行业和各种规模的私营企业， 具有较强的代表性。在总样本中， 我们根据本研究的需要， 剔除一些异常以及信息不完整的数据， 最后进入分析的企业样本共有2015家。

（二） 变量定义本研究中所涉及的变量定义和设计如表1所示。（1） 因变量： 慈善捐赠， 参照高勇强等 （2012） ，把企业慈善捐赠分为捐赠行为和捐赠额度两个方面来衡量。捐赠行为是虚拟变量， 参照 Su 和 He（2010） ， 2009年企业主慈善捐赠额度大于等于1万元被编码为 1， 小于 1 万元被编码为 0， 这是基于捐赠金额在一定额度以上才能从中受益的假设。捐赠额度为企业主实际捐赠金额取自然对数。（2） 自变量： 家族涉入， 参考 Anderson 和 Reeb（2003） ， Zellweger等 （2012） ， Deephouse和Jaskiewicz（2013） 的研究， 引入家族所有权比例、 家族成员进入董事会和家族控制持续时间3个变量。家族所有权比例用企业主及其家族成员所有者权益总额比例之和衡量； 家族成员进入董事会， 如果家族成员进入董事会则赋值为1， 否则为0； 家族控制持续时间用企业登记注册为私营企业的年数来衡量。传承意愿， 包括企业主的交班意愿和子女的接班意愿。如果企业主考虑让子女接班管理企业， 则交班意愿为1， 否则为0； 如果企业主子女有接班意愿， 则接班意愿为1， 否则为0。（3） 控制变量： 现有研究发现， 企业主和企业的其他一些特征， 包括企业主受教育程度、 政治身份、企业规模、 资产负债率、 资产收益率等， 都会影响企业的慈善捐赠行为 （贾明、 张喆， 2010； 高勇强等，2012） 。因此我们控制了企业主和企业特征， 企业主特征包括企业主性别、 年龄、 受教育程度和政治身份， 政治身份为虚拟变量， 如果企业主为人大代表或政协委员， 则虚拟变量取1， 否则取0。在企业层面上， 控制了企业规模、 资产负债率、 资产收益率以及行业， 其中， 企业规模用总资产取自然对数衡量。

（三） 分析方法与模型在检验慈善捐赠行为影响因素时， 分为两个阶段。第一阶段， 采用 Probit 回归方法检验影响家族企业慈善捐赠行为的因素。第二阶段， 采用Tobit回归方法检验影响家族企业慈善捐赠额度的因素。由于样本企业中存在一些捐赠金额为0的样本， 出现角点解， 此时采用OLS估计结果是有偏且不一致的， 因此我们采用Tobit回归方法。在检验传承意愿的中介效应时， 根据 Baron 和Kenny （1986） 定义的 （部分） 中介过程， 传承意愿作为中介变量成立需要 3 个关系成立。温忠麟等（2004） 在对中介效应的主要检验方法进行比较之后， 提出了一个实用的检验程序： 考虑自变量 （X）对因变量 （Y） 的影响， 如果自变量 （X） 通过影响变量M 来影响因变量 （Y） ， 则称 M 为中介变量。可以用如下回归方程描述变量间的关系：具体的检验步骤为： 第一步， 检验方程 （1） 的回归系数 c， 如果显著， 继续下面的第二步； 否则结束中介效应分析。第二步， 做Baron和Kenny部分中介效应检验， 即依次检验方程 （2） 的系数a和方程 （3）的系数b， 如果都显著， 则意味着自变量 （X） 对因变量 （Y） 的影响至少有一部分是通过中介变量 （M）实现的， 继续第三步； 如果至少有一个系数不显著， 此时不能下结论， 转到第四步。第三步， 做 Judd 和Kenny完全中介检验， 即检验方程 （3） 系数c’ ， 如果不显著， 说明是完全中介效应， 自变量X对因变量Y的影响都是通过中介变量 M 来实现的。如果 c’ 显著， 说明只是部分中介效应， 即X对Y的影响有一部分是通过M 实现的， 结束检验。第四步， 做Sobel检验， 检验统计量为： ， 其中， S a 、 S b 分别是a＾、 b＾ 的标准误。如果显著， 意味着M的中介效应显著， 否则中介效应不显著， 结束检验。基本回归模型如下：其中， donation 表示慈善捐赠变量 Ddonation 和Lndonation， will 表示交班意愿 pw 和接班意愿 sw， α为截距项， β为回归系数， ε为残差。

四、 实证分析

（一） 描述性统计各变量的均值、 标准差及Pearson相关系数如表2 所示。从中可以看出， 在所有 2015 家样本企业中， 慈善捐赠额度超过1万元的企业占样本总数的42.8%， 慈善捐赠额度对数的标准差为 2.102， 说明企业间捐赠额度差异比较大。家族平均持股比例高 达 81.4% ， 有 家 族 成 员 进 入 董 事 会 的 企 业 占33.0%， 家族控制持续时间平均为 9 年， 标准差4.623， 差异较大。21.8%的企业主具有交班意愿， 而子女具有接班意愿的企业数占样本总数的16.1%。企业主以男性居多， 占到了86.7%， 平均年龄46岁， 有47.9%的企业主是人大代表或政协委员， 企业主受教育程度多为高中、 大专和大学， 初中以下和研究生学历的比例较低。从变量间的相关系数来看， 家族涉入变量中的家族成员进入董事会以及家族控制持续时间与慈善捐赠显著正相关， 中介变量传承意愿也与慈善捐赠显著正相关。企业主特征变量均与慈善捐赠显著正相关， 企业特征中， 资产收益率与慈善捐赠无显著关联， 总资产规模与慈善捐赠显著正相关。在解释变量内部虽然有些变量间存在较为显著的相关关系， 但相关系数最大不超过0.7， 表明解释变量间的多重共线性问题并不严重。

（二） 回归分析结果1.Probit回归分析结果（1） 家族涉入对捐赠行为的影响。为了检验假设， 我们以捐赠行为 Ddonation 为因变量， 首先控制了企业主和企业特征变量， 回归结果如表3模型 1 所示。从中可以看出， 在企业主层面上， 企业主受教育程度和政治联系对捐赠行为有正向影响（p<0.05） ， 说明文化程度越高、 具有人大代表或政协委员资格的企业主越可能进行捐赠。在企业层面上， 资产负债率与捐赠行为显著负相关 （p<0.01） ， 这可能是因为企业的资产负债率越高， 受到债权人的监督越大。总资产规模以及资产收益率对捐赠行为有正向影响 （p<0.10） ， 说明总资产规模越大、 效益越好的企业捐赠得越多。模型2在模型1的基础上加入家族涉入的3个变量， 结果显示模型 2 整体显著 （p<0.01） ， pseudo R 2 为 0.2495。且家族所有权比例 （fo） 、 家族成员进入董事会 （fbp） 以及家族控制持续时间 （fct） 都与捐赠行为显著正相关， 因此假设H1a~H1c得到了支持。（2） 交班意愿对家族涉入与捐赠行为间关系的中介作用。从表 3 模型 2 的回归结果可知， 家族涉入对捐赠行为的回归系数显著， 根据前述温忠麟等 （2004） 的中介效应检验程序， 表示可以继续进入第二步检验。从表 3 模型 3.1 可以得知， 家族涉入的 3 个变量 （fo， fbp， fct） 对中介变量交班意愿pw 的回归系数都显著， 支持了假设 H2a~H2c。从模型 4 中可以看出， 中介变量交班意愿 pw 对捐赠行为的回归系数不显著 （系数为-0.076， 标准差为0.107） ， 因此需要进行第四步 Sobel 检验， 检验统计量是 ， 此处， a＾ 是模型 3.1 中家族涉入 3 个变量 fo、 fbp 和 fct 的回归系数， 分别为0.537， 0.235 和 0.026， b＾ 是模型 4 中交班意愿 pw 的系数-0.076， S a 是模型3.1中家族涉入3个变量回归系数的标准差， 分别为0.135、 0.071和0.008， S b 是模型 4 中交班意愿 pw 系数的标准差 0.107， 分别代入z统计量公式计算出： z值分别为-0.699、 -0.694和-0.693， p 值都大于 0.10， 因此企业主的交班意愿 pw对家族涉入与捐赠行为关系的中介效应不显著，H3a~H3c没有得到支持。（3） 接班意愿对家族涉入与捐赠行为关系的中介作用。从表3模型3.2可看出， 自变量家族涉入对中介变量接班意愿 sw 的回归系数都显著， 支持假设H2a~H2c。从模型 4 中可以看出， 中介变量接班意愿sw对捐赠行为的回归系数也显著 （p<0.05） ， 说明家族涉入对捐赠行为的影响至少有部分是通过接班意愿sw实现的。继续第三步， 做Judd和Kenny完全中介检验， 结果如模型4所示， 家族所有权比例fo的回归系数不显著， 家族成员进入董事会 fbp 和家族控制持续时间fct的回归系数显著， 说明接班意愿起部分中介作用， 即家族涉入对捐赠行为的影响有一部分是通过接班意愿实现， 支持假设 H3d~H3f。且中介效应占总效应的比重分别为： 接班意愿对家族所有权比例与捐赠行为关系所起的中介效应占家族所有权比例对捐赠行为总效应的比重 z=a＾ b ＾/（c' + a＾ b ＾）= （0.524 × 0.272） / （0.198 + 0.524 × 0.272）=41.86%， 占家族成员进入董事会对捐赠行为总效应的 比 重 z= （0.238 × 0.272） / （0.188 + 0.238 × 0.272）=25.61%， 占家族控制持续时间对捐赠行为总效应的比 重 z= （0.016 × 0.272） / （0.028 + 0.016 × 0.272）=13.45%。从模型4可以进一步推断出， 在家族企业进行慈善捐赠时， 企业主子女的接班意愿对捐赠行为的影响显著大于企业主交班意愿的影响， 从而支持了研究假设H4。2.Tobit回归分析结果为了进一步检验假设中各变量对慈善捐赠额度的影响， 本节将捐赠额度Lndonation作为因变量，采用 Tobit 方法进行回归分析， 表 4 报告了回归结果。从表 4 模型 2 可以看出， 模型 2 整体显著 （p<0.01） ， pseudo R 2 为 0.1523。家族所有权比例 （fo） 、家族成员进入董事会 （fbp） 以及家族控制持续时间（fct） 都与捐赠额度显著正相关， 进一步支持了我们的假设H1a~H1c。从表4模型3.1中得知， 家族所有权比例、 家族成员进入董事会以及家族控制持续时间与交班意愿显著正相关。模型4显示， 中介变量交班意愿pw对捐赠额度的回归系数不显著 （系数为-0.051， 标准差为 0.170） ， 因此需要进行Sobel检验， 检验统计量z 分别为-0.299、 -0.299 和-0.298， p 值均大于 0.10。因此企业主的交班意愿pw对家族涉入与捐赠额度从表4模型3.2可看出， 自变量家族涉入对中介变量接班意愿 sw 的回归系数都显著； 模型 4 显示，中介变量 sw 对捐赠额度的回归系数也显著（p<0.10） ， 说明家族涉入对捐赠额度的影响至少有部分是通过接班意愿 sw 实现的。

接着做 Judd 和 Kenny完全中介检验， 结果如模型4所示， 家族涉入3个变量家族所有权比例fo， 家族成员进入董事会fbp和家族控制持续时间fct的回归系数都显著， 说明接班意愿起部分中介作用， 即家族涉入对捐赠额度的影响有一部分是通过接班意愿实现的， 进一步支持了假设H3d~H3f。且中介效应占总效应的比重分别为：接班意愿对家族所有权比例与捐赠额度关系所起的中介效应占总效应的比重z=a＾b＾/ （c'+a＾b＾） = （0.551×0.303） / （0.544+0.551×0.303） =23.48%， 占家族成员进入董事会对捐赠行为总效应的比重 z= （0.277×0.303） / （0.437+0.277×0.303） =16.11%， 占家族控制持 续 时 间 对 捐 赠 行 为 总 效 应 的 比 重 z= （0.017×0.303） / （0.030+0.017×0.303） =14.65%。据此我们可以推断在家族企业进行慈善捐赠额度决策时， 企业主子女的接班意愿对捐赠额度的影响显著大于企业主交班意愿的影响， 进一步支持了研究假设H4。综合Probit 与Tobit 回归分析结果， 我们可以发现， 因变量为 “捐赠行为” 和 “捐赠额度” 的分析结果一致。

实证结果都支持了假设H1a~H1c， 说明家族涉入对企业慈善捐赠行为产生了直接的影响。假设 H2a~H2c 也得到了支持， 说明家族所有权比例、家族成员进入董事会以及家族控制持续时间对交班意愿和接班意愿都有正向影响。假设 H3a~H3c没有获得支持， 说明企业主的交班意愿对家族涉入与慈善捐赠的关系没有起中介效应； 假设H3d~H3f得到了完全支持， 说明接班意愿对家族涉入与慈善捐赠间的正相关关系起到了部分中介作用。假设H4也得到了支持， 说明相比企业主的交班意愿， 子女接班意愿对慈善捐赠的影响更大。五、 结论与讨论过去民营企业往往被认为 “为富不仁” 、 “缺乏社会责任感” ， 然而越来越多的统计数据显示， 当前民营企业已经成为推动我国慈善事业发展的重要力量。而中国大量的本土型民营企业是由企业主及其家族在改革开放以后创建并逐渐发展壮大， 这些企业为企业主个人或其家族所有并直接经营， 有些准备逐步交给第二代， 这些企业属于家族企业范畴 （陈凌等， 2011） 。但是现有研究较少关注家族这一重要的影响因素， 因此不能很好地解释家族企业慈善捐赠行为。由于家族涉入以及家族涉入所带来的社会情感财富是家族企业的独特属性， 因此本文利用由中共中央统战部和全国工商联领导， 中国民 （私） 营经济研究会牵头， 联合国家工商行政管理总局完成的2010年全国私营企业抽样调查数据， 分析了家族涉入、 社会情感财富对企业慈善捐赠行为的影响。

研究结果显示， 家族所有权比例、 家族成员进入董事会以及家族控制持续时间都对慈善捐赠有正向影响。我们的结论与国外有关研究的结论并不一致， 这可能与中西方在企业内部治理结构、 政治、 经济制度以及传统文化存在较大差异有关 （梁建等， 2010； 陈凌等， 2011） 。在传承意愿所包括的两个指标中， 企业主的交班意愿对慈善捐赠的影响不显著， 没有对家族涉入与慈善捐赠的关系起中介作用， 这可能与Kellermanns等 （2012） 所指出的社会情感财富也有其 “阴暗面 （dark side） ” 有关， 社会情感财富可以是一种情感禀赋也可以成为负担， 当社会情感财富成为负担时， 家族所有者并不会采取积极的利益相关者参与活动。 《中国家族企业发展报告》 显示， 在中国家族企业传承过程中， 与企业主强烈的内部传承意愿不同， 后代愿意接班的比例相对较少， 因此呈现出父辈希望内部传承， 而子女并不愿继承的现象， 在这种情况下， 子女可能将社会情感财富视作负担， 因此抵消了社会情感财富对慈善捐赠的正向影响。结果显示子女的接班意愿对家族所有权比例、 家族成员进入董事会、 家族控制持续时间与慈善捐赠的关系都起到了部分中介作用，这从一个侧面支持了Cennamo等 （2012） 的观点， 即家族企业保存和增强社会情感财富的动机会驱使家族所有者考虑利益相关者的需求， 更倾向于采取积极的利益相关者参与活动。综合企业主交班意愿与子女接班意愿对慈善捐赠的影响， 我们发现，社会情感财富的其中一个维度 — —传承意愿 — —更多的是促进了慈善捐赠， 表现为情感禀赋而非负担。研究说明基于家族企业研究领域自生的 “社会情感财富” 视角可以很好地阐释家族企业慈善捐赠行为。这也为解开理论界争议已久且尚无定论的有关企业社会责任行为与财务绩效的关系提供了一个独特的视角。本研究也具有现实意义。近年来不断有媒体曝出一些 “富二代” 的不道德行径， 民众对这一群体形成了为富不仁、 自私冷漠、 道德沦丧等负面的看法。然而我们基于全国私营企业大型调查数据的实证研究发现家族涉入更多的是促进了企业慈善捐赠行为， 家族涉入为企业主带来了实施慈善捐赠行为的合法性和权力等能力， 家族保存社会情感财富的动机为慈善捐赠行为提供了意愿， 兼具能力和意愿使家族企业更多地参与慈善捐赠。

本研究理论上的贡献在于： 首先， 扩展了企业慈善捐赠行为影响因素的研究， 已有文献对慈善捐赠的解释主要是揭示了企业层面因素对慈善捐赠的影响， 我们的研究还发现家族层面因素对企业慈善行为有显著影响， 同时指出对企业慈善捐赠的研究不应忽视家族所有者这一重要的影响因素。

其次， 我们揭示了家族涉入对慈善捐赠的影响机制，提出家族涉入不仅直接影响慈善捐赠行为， 还通过社会情感财富 （传承意愿） 的中介传导作用间接影响慈善捐赠行为， 这有助于更为清晰地理解家族涉入与慈善捐赠行为间的关系。最后， 我们的研究丰富了家族企业的文献， 家族企业文献极其有限的研究专注于家族企业的伦理社会， 为数不多的关于这一主题的研究采用二分法比较了家族与非家族企业在社会责任方面的表现差异， 而我们则是关注家族企业的异质性， 揭示了家族企业能够履行社会责任的资源分配决策的因素。本研究存在诸多局限： 首先， 由于基于社会情感财富视角的研究起步不久， 我们还无法直接测量家族企业慈善捐赠的保存社会情感财富动机， 本研究采用的是代理变量， 虽然有其依据， 但是作为一种间接的测量， 难免存在误差。其次， 社会情感财富的内容比较宽泛， 具有多个构成维度， 我们只关注了其中一个重要维度， 可能不能完全涵盖社会情感财富概念， 今后的研究应该全面考虑各个维度的影响。最后， 本文使用的是横截面数据， 没有考虑时序变化对企业慈善捐赠的影响， 为了增强研究结论的稳健性， 未来的研究应对企业进行追踪调查，以便使用面板数据。

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