一、引　言

慈善捐赠通常被视为一种高级的企业社会责任（陈迅和韩亚琴，2005），在调节贫富差距、缓解社会矛盾、维护社会稳定等方面具有重要作用（梁建等，2010）。在中国，自2007年以来的统计数据显示，民营企业的捐赠金额一直占到企业慈善捐赠总量的一半以上，成为了慈善事业的主力军（陈凌和陈华丽，2014）。那么，民营企业为什么要积极开展与企业生产效率没有直接关系的慈善捐赠？现有文献主要从经济动机（山立威等，2008；Jia和Zhang，2014）、政治动因（Shleifer和Vishny，1994；戴亦一等，2014）以及管理层机会主义（陈凌和陈华丽，2014）角度进行了解释。但需要注意的是，企业慈善捐赠是一种组织行为，实质上涉及企业和社会的关系如何处理的问题，内生于其所处的制度环境（罗党论和唐清，2009），体现了企业和其他社会成员的一种互动结果（蔡欣怡，2013）。在现阶段的中国情境下，慈善捐赠可能更多的是企业对其所面临的政治制度和社会文化的一种策略性回应（Husted和Allen，2006），对处在以公有制为主体的中国市场中的民营企业来说更是如此。长期以来，民营企业受到政策上的歧视，缺乏稳定的合法性地位，经营环境相对恶劣（眭文娟等，2015）。^①为了得到市场和社会的认可，民营企业往往会通过各种途径来彰显其合法性。其中，加入行业协会成为了私营企业，尤其是那些没有人大代表或者政协委员等政治身份的企业主的一种政治策略，其目的是让行业协会帮助其找到被行业认可的身份归属，通过行业抱团的规模效应来增强其与政府和其他组织的讨价还价能力，获得生产经营的合法性，得到保护并分享行业利益，从而改变单个企业势单力薄的弱势地位（陈健民和丘海雄，1999；田志龙等，2007）。在这种情形下，有影响力的行业协会已经成为了社会治理和社会规范的一种替代机制（刘凤军，2003）。一方面，它可以更好地保护行业内企业的正当权益，帮助企业获取关键资源；另一方面，根据交换逻辑，作为提供这些保护机制的交换，行业协会往往会要求企业进行慈善捐赠，进而提高整个行业的社会美誉度（Waarden，1992）。为了维护和强化与行业协会之间的关系，民营企业会积极回应行业协会的要求，参与慈善捐赠。

①2017 年9 月8 日，《中共中央国务院关于营造企业家健康成长环境 弘扬优秀企业家精神 更好发挥企业家作用的意见》发布，提出要稳定企业家预期，营造良好的政策环境、舆论环境和市场环境，可以预期这一问题将会得到解决。

然而，需要注意的是，行业协会在中国的发展尚处于初级阶段，部分行业协会存在经费和资源短缺、内部治理混乱、行业自律性不高、社会公信度差等问题（郭小聪和宁超，2017），导致其对企业行为的影响可能非常有限。此外，中国的行业协会毕竟不是企业利益整合的主要工具（纪莺莺，2013），它能否构成稳定地影响企业慈善捐赠等行为的制度性力量仍然有待考证。尽管已有文献发现行业协会或者行业身份与企业慈善捐赠额度呈显著正向关系（高勇强等，2011；眭文娟和张慧玉，2015），但这些文献并没有深入探讨行业协会对企业慈善捐赠行为的影响机制，也没有解决可能存在的内生性问题。

在上述背景下，本文在借鉴已有研究的基础上，选取2010年“中国私营企业调查”数据，实证检验了行业协会对民营企业慈善捐赠行为的影响效应。本文的贡献在于：第一，拓展了行业协会与会员企业之间关系的研究，尤其是行业协会及其通过党组织对企业微观行为影响的研究。本文为转型期中国行业协会和“两新组织”的党组织角色和作用提供了直接的经验证据，^②尤其是为行业协会可以构成稳定地影响企业行为的制度性力量这一命题提供来自转型国家的经验证据。第二，丰富了企业慈善捐赠行为影响因素的研究。本文从企业慈善捐赠作为内生于其所处制度环境的一种组织行为这一视角出发，通过处理效应模型和倾向得分匹配法来克服潜在的内生性问题，揭示了企业加入行业协会对其捐赠行为的正向影响效应。尽管已有较多文献研究了政治关联对企业慈善捐赠的影响（戴亦一等，2014；杜勇和陈建英，2016），但是鲜有文章探讨民营企业与行业协会之间的关联关系与政治关联对企业慈善捐赠的影响差异。本文研究发现，尽管行业协会和政治关联均对企业慈善捐赠产生了显著的正向影响，但是前者的影响效应并不如后者。第三，尽管已有学者利用“中国私营企业调查”数据来研究民营企业的慈善捐赠行为（高勇强等，2011；陈凌等，2014），但以往相关文献仅使用某一年的私营企业调查数据进行分析，我们除了采用2010年数据进行基准分析外，还采用2004年、2006年、2008年、2012年共4次调查数据进行了稳健性分析，以尽可能克服截面数据的缺陷，从而确保实证研究结果的稳健性。

②“两新组织”是新经济组织和新社会组织的简称。新经济组织指私营企业、外商投资企业、个体工商户、混合所有制经济组织等各类非公有制经济组织。新社会组织指社会团体和民办非企业单位，包括学术性社团、行业性社团等社会组织。

二、理论分析与研究假设

(一) 行业协会的性质及其与企业之间的关系

从起源的角度说，行业协会是企业之间为谋求共同利益而结成的互益型商业利益社团（Waarden，1992）。行业协会将具有经济关联性和利益共同性的同一行业内的企业聚集在一起，通过制度化的规则来理顺利益相关者的关系，激励和约束行业内企业的行为，促使不同的企业为了共同利益而相互合作，成为了弥补政府失灵和市场失灵的另一种治理形式（Doner和Schneider，2000）。虽然行业协会与会员企业之间的关系是组织与组织之间的外部关系，但由于行业协会在法理上是会员企业结社的产物，会员企业的支持是行业协会社会合法性的基础，因此会企之间的关系比其他外界的关系更重要（胡辉华等，2016）。

在西方国家，行业协会发展的一般趋势是从代表型组织到控制型组织（Waarden，1992），这一趋势可能会使行业协会走向法团主义者所提出“私益政府”（Streeck和Schmitter，1985）那样对会员企业进行控制和产生影响。转型期中国的行业协会并不是作为政府的对立面出现的，它的组建方式、发展定位、承担职能等均与西方国家存在显著差异。实际的观察及许多案例研究表明，中国的行业协会实质上既非私营企业利益整合或者用来表达利益诉求的主要工具，也并不构成私营企业主发起集体行动的组织基础（纪莺莺，2015）。利益集团理论（Schmitter和Streeck，1999）和集体行动理论（奥尔森，1995）并不适用于解释中国行业协会的组织性质、会企关系及其对企业行为的影响。我们需要摆脱对西方理论的依赖，深入观察中国的现实世界，从中寻找现实的依据，以避免被理论扭曲和误导我们的认识。

在中国情境下，大多数学者从资源依赖理论的视角，认为行业协会为了其自身的生存，要么依附于政府，要么依附于会员企业（王诗宗等，2014）。中国现有的行业协会起初大多都是政府为了微观地管理行业、市场或产品而由政府创办并作为政府机构的一个部门行使行政职能的，它们并非出于企业自愿结社的内在需求，而是出于行业管理的外在压力，都属于自上而下成立的官办行业协会。行业协会嵌入到政府管理的结构和过程之中，越早出现的行业协会，这一点越明显。在这种情况下成长起来的行业协会被赋予行业协调、行业规制、行业自律、行业促进等职能；相应地，行业协会发挥着管理行业内企业的“亚政府”的角色。对于民间自下而上成立的行业协会，在不能依靠和借助政府力量的情况下，似乎只能服务于会员企业以换取会员企业的支持才能生存和发展，求助于“会员逻辑”（The Logic of Membership）似乎是行业协会的必然选择。这样，行业协会与会员企业之间呈现一种逆向非对称关系（胡辉华等，2016），进而降低行业协会对会员行为的约束能力。此外，随着行业协会改革的不断深化，尤其是行业协会与行政机关脱钩后，^①原先具有官办性质的行业协会的职能发生转变，从“准行政”指令转向服务会员，从依靠政府转向依靠会员，会员逻辑开始发挥应有的作用。

①中央政府于2015 年7 月发布《行业协会商会与行政机关脱钩总体方案》，标志着行业协会与行政机关的真正脱钩拉开了帷幕。

但是上述观点还忽视了两种可能性。其一，在缺乏法团主义基础的国家，行业协会并没有变成“私益政府”，也并不完全依赖于会员，而是成为一种介于“俱乐部”和“企业”之间的“企业型非营利组织”（Schmitter 和 Streeck，1999），行业协会具备整合资源的能力以及存在着通过资源整合摆脱对资源被动依赖的可能性。我们在实地调研中就发现此种情形。以成立于2006年12月的 G省物流行业协会为例，该行业协会拥有会员达1 700家，一方面，它不再依附于政府，在摆脱了政府束缚、干预和控制的同时，也得不到政府的庇护、关照和支持；另一方面，它并没有转而依附于会员，为会员提供选择性激励以换取会员在财政及其他方面的支持。在此前提下，该行业协会自主运作，以整合资源为着力点进行项目策划及实施，通过对物流生产诸要素和环节的选择、汲取、配置、激活和有机融合，将分散的资源集中以变革行业，为行业内企业创造环境，为会员提供新的机会或产生出新的业态，从而使行业协会摆脱了“依附式发展”的宿命（康晓光，2011）。在这种情形下，行业协会对企业行为的影响程度取决于其对行业特质性资源的整合能力，以及对供应商社团、工会、政府、消费者组织以及全国性的高峰组织等社会网络的构建和联结能力。

其二，中国的行业协会可能存在与西方国家截然不同的特点，那就是“党政发声”（Ge，2014）。在中国，以私营企业和行业协会为代表的“两新组织”必须接受党的领导。党的十四届四中全会做出的《中共中央关于加强党的建设几个重大问题的决定》指出：“各种新建立的经济组织和社会组织日益增多，需要从实际出发建立党的组织，开展党的活动。”2016年8月21日，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《关于改革社会组织管理制度 促进社会组织健康有序发展的意见》，明确了在行业协会与行政机关脱钩的背景下，党组织在行业协会中的功能定位，强调加强行业协会中党的建设，发挥党组织在行业协会中的政治引领和示范带动作用。与此同时，行业协会作为一种经济组织，也必须接受党的领导。党的十六大首次把非公有制企业的党组织职责任务写入党章，明确规定，凡是有正式党员三人以上的企业都应当成立党的基层组织，并允许民营企业主以其他社会阶层的先进分子的身份申请入党。此外，2005年修订的《公司法》也规定“在公司中，根据中国共产党章程的规定，设立中国共产党的组织”，这为公司党建工作提供了法律保障。截至2010年底，全国符合组建条件的非公有制企业中有99.6%成立了党组织，规模以上的非公有制企业则有96%建立了党组织（李源潮，2012）。这样，行业协会可以通过“党内的组织关系”这一路径影响企业作为下级党委部门的决策，进而约束企业的行为。

(二) 行业协会对企业慈善捐赠行为的影响

在与行政机关脱钩前，官办行业协会往往依附于政府，扮演着重要的角色，可以在很大程度上管理并约束着行业内企业的行为；由市场自发产生的行业协会，以及原官办行业协会在与行政机关脱钩后往往遵循会员逻辑，依附于会员企业，双方形成一种逆向非对称关系，在一定程度上限制了行业协会对会员行为的约束能力；对既不依附于政府也不依附于会员的行业协会，则通过资源与服务的交换机制来建立平等、互惠的“会企”关系，凭着其对行业特质性资源的整合能力，以及对社会网络的构建和联结能力，引领行业的发展方向，进而影响企业的策略和行为。此外，行业协会还可能通过“党政发声”这一特别渠道对企业的行为产生影响。由此可见，尽管不同类型的行业协会影响或者约束企业行为的作用机制不尽相同，但从总体上来看，行业协会通常可以在一定程度上影响甚至约束企业的行为，包括企业的社会责任行为。

慈善捐赠作为企业社会责任行为的一种重要表现形式，实质上内生于其所面临的制度环境。从行业协会与企业之间的关系来看，企业慈善捐赠则是体现了行业协会与企业之间的一种策略性互动结果。正如Campbell（2006）所提出的，如果企业加入了贸易或雇主协会，而且这些协会提倡或者支持对社会负责的行为，那么企业也倾向于采取对社会负责的行为。对中国的行业协会而言，推动企业进行慈善捐赠、履行社会责任是实现其职能和巩固其合法性的重要途径。在转型期中国的特殊背景下，行业协会是在政府适应市场经济发展的需要、主动释放制度空间的前提下发展起来的。政府希望行业协会成为经济建设和社会发展的重要力量，这种希望体现在各种政策法规对行业协会职能的规定中。在社会责任的履行方面，行业协会被赋予以协会为平台，引导企业在行业自律、环保节约、安全生产、构建和谐劳资关系以及参与社会救助和公益慈善事业等方面自觉履行社会责任的重要职能（孙春苗，2009）。这些职能能否实现以及实现的程度则成为了行业协会获得生存发展的合法性，以及获得政府部门的认可、资源和政策支持的关键。因此，推进行业内生产守则的标准化以及企业社会责任标准的制定和施行成为了行业协会的主要目的之一（姚洋和钟宁桦，2008）。在企业社会责任体系的众多指标中，企业慈善捐赠是一个社会显示度最高、效果最明显的指标，因此也就成为了行业协会推动企业履行社会责任的重要抓手。在这种情形下，行业协会往往通过资源与服务的交换机制、选择性激励措施、组织慈善捐赠活动和扮演劝募的角色，甚至采取游说的方式直接或者间接促进企业的慈善捐赠。此外，行业协会及其背后的社会网络关系既是企业希望努力获取的一种重要社会资本（杜勇和陈建英，2016），在一定程度上可以成为法律制度尚未健全情形下对企业产权保护的一种替代机制（陈凌和陈华丽，2014）。根据交换逻辑，行业协会在为企业提供累积社会资本平台和产权保护机制的同时，往往会要求企业承担某种相对强制性的而非完全自愿性的义务，当然包括慈善捐赠。

对企业而言，同样地，首要的问题也是解决生存和发展的合法性这一根本问题，这一问题对中国民营企业尤为重要。从合法性角度来看，企业的生存和发展权利源自社会的赋予，企业必须在特定的社会体制条件下获取并巩固其自身的合法性地位，因此企业活动必须与其所处的社会体制的基本规则相兼容（眭文娟等，2015）。在以公有制为主体的中国经济体系中，经营业绩并非保障民营企业生存和发展的充要条件，它们比较容易受到某种歧视。比如，它们普遍被认为只顾眼前利益而罔顾社会责任，因此缺乏稳定的合法性地位和社会认可度。在这种情形下，除了担任人大代表或者政协委员直接参与政治活动外，加入行业协会也成为了民营企业日常生存的政治策略。通过行业协会有组织的行动，民营企业无形中增强了其与其他组织的讨价还价能力，改变单个企业势单力薄的弱势地位，还可以通过遵从官方的规章制度和响应行业协会的慈善活动要求来展示自己对体制的忠诚，进而维持生产经营的合法性（田志龙等，2007；蔡欣怡，2013）。从战略性视角来看，慈善捐赠具有即时广告效应，成为企业提高社会美誉度、改善经营绩效的重要工具；同时，加入行业协会，建立良好的社会网络关系也是企业提高其在社会上的可见性和知名度的重要途径（眭文娟和张慧玉，2015）。除了交换逻辑发挥着作用外，企业通过行业协会提高自身在政府和社会面前的曝光度的同时，也面临着来自政府、媒体、公众和同行的社会压力，多种力量重合在一起将会促使他们采取适应性策略，顺应行业协会的募捐要求，积极参与慈善捐赠和公益事业（高勇强等，2011）。基于上述讨论，本文提出以下假设：

假设1：在控制其他变量的前提下，加入行业协会的企业比没有加入行业协会的企业会有更多的慈善捐赠。

(三) 行业协会与党组织的交互作用

在上文的分析中，我们预期行业协会和党组织均会影响民营企业的慈善捐赠。两者共存于民营企业当中，产生交互作用，对民营企业的慈善捐赠行为可能具有正负两方面的影响。一方面，党组织可能会削弱行业协会的影响。在企业内建立党组织可视为民营企业向外界传递的一个信号，这个信号有利于民营企业获得生产经营的政治合法性，可能会降低民营企业通过行业协会获得社会合法性的路径依赖，进而削弱行业协会对企业行为的影响力，包括慈善捐赠（梁建等，2010）。另一方面，行业协会可以通过党组织的“党政发声”对企业慈善捐赠行为构成影响，因而增强了行业协会的影响力。根据民主集中制的基本原则，党员个人服从党的组织，下级组织服从上级组织，作为下级的会员企业的党组织需要服从作为上级的行业协会的党组织，因此行业协会可以通过党组织这一渠道发挥并增强它对企业的影响。

2013−2015年我们在G省的调研为上述发现提供了有力的一手证据。以G省食品行业协会为例，该协会成立于1981年，拥有1 000多个会员企业，属于由政府主导自上而下成立的协会。该协会通过行使政府让渡的行政职能，可以实施其对行业内企业行为的干预。例如，在2003年“非典”事件中，为了响应G省食品行业协会的号召，省内食品、药品企业扩大产品和药品的生产以满足临时性市场需求，主动捐钱捐物，并向疫情严重区域调运物资，获得了高度的社会评价。2006年后，G省政府出台一系列政策对行业协会进行整改，割断了行业协会与政府在行政和政治上的依附关系，导致行业协会获取政策信息和传达行业发展信息的渠道不再像以前那么通畅，协会作为联系政府和企业的桥梁和纽带的角色可能受阻。进一步地，行业协会原先具有的权威和奖罚机制对会员企业的约束力也可能随之降低。为此，G省食品行业协会创新性地提出在协会内部建立“产业（行业）党委”模式，即通过协会党委贯穿上下级党组织，作为下级的会员企业的党组织需要服从作为上级的行业协会的党组织，使得协会管理和约束行业中的企业这一职能真正落地。例如，该协会在2010年6月首个“G省扶贫济困日”组织会员企业捐款4.25亿元，并为贫困山区提供资金资助和专家人才，以发展当地经济，帮助贫困山区解决脱贫问题。这种模式反映出在行业协会与行政机关脱钩的背景下，党组织可以将行业协会与企业之间的外部关系内化为“党内的组织关系”，行业协会可以通过党组织这一特殊路径发挥并增强它对企业的影响，从而促进企业的慈善捐赠。

综上所述，行业协会与党组织不可避免地存在着交互作用，共同影响着企业的慈善捐赠，这种作用可能是相互促进的，也可能是相互替代的。因此，我们提出以下两个对立的假设：

假设2a：行业协会与党组织对企业的慈善捐赠产生正向的交互作用，即党组织增强了行业协会对企业慈善捐赠的影响效应。

假设2b：行业协会与党组织对企业的慈善捐赠产生负向的交互作用，即党组织减弱了行业协会对企业慈善捐赠的影响效应。

三、数据与变量

(一) 数据来源

本文的样本数据主要来自中央统战部、全国工商联、国家工商行政管理总局、中国民营经济研究会私营企业研究课题组主持进行的2010年“中国私营企业调查”。该调查在全国31个省、直辖市、自治区按一定的比例进行多阶段分层随机抽样，具有覆盖面广、可信度高、代表性强等特点，被广泛用于慈善捐赠和企业社会责任等方面的研究（梁建等，2010；高勇强等，2011；高勇强等，2012；陈凌和陈华丽，2014）。根据研究需要，我们对原始数据进行了以下处理：（1）对销售收入、利润率等个别变量的极端值进行了1%缩尾处理；（2）剔除了资产负债率大于100%的异常样本。我们最终获得1 348个初始的基准观测值。

(二) 变量定义

1. 被解释变量。本文所指的慈善捐赠是2009年企业为扶贫、救灾、环保、慈善等公益事业捐助过的现金以及捐助的实物、工程劳务折合的现金。本文借鉴高勇强等（2011）、陈凌等（2014）的做法，采取慈善捐赠金额的自然对数（don）作为基准测量。在稳健性检验中，我们还考虑了如下两种测量方法：（1）剔除可能以抵税为实质目的的捐赠额度后，对慈善捐赠金额取自然对数（don_adj）；（2）构建慈善捐赠行为（don_dum）虚拟变量，进行了慈善捐赠的企业被编码为1，否则为0。

2. 核心解释变量。本文的核心解释变量是行业协会（asso），为二值虚拟变量。调查问卷中，设计了“您是否参加了政府部门主管的行业协会？”的题项。若企业加入行业协会，则取值为1；否则为0。高勇强等（2011）也采取了类似的做法。在稳健性检验中，我们构建工商联主管的下属协会（fed_asso）和工商联会员（fed_member）两个虚拟变量，将其作为行业协会的替代变量，考察不同性质的行业协会对企业慈善捐赠的影响。

3. 控制变量。本文的控制变量包括企业主特征变量、企业特征变量和行业与地区特征变量：

（1）企业主特征变量，主要包括企业家的性别（sex）、年龄（age）、教育程度（edu）、党员身份（CPCmember）、社会责任意识（sense）和政治关联（policonn）等。

（2）企业特征变量，主要包括党组织（party）、企业年龄（firmage）、企业规模（size）、销售利润率（profit）、资产负债率（dta）、纳税额（lntax）、出口行为（export）以及研发投入（rd）等。

（3）行业与地域特征变量。本文采用赫芬达尔指数（HHI）来衡量企业所处的市场竞争程度，以控制市场竞争环境的影响。此外，本文还构建了行业虚拟变量对行业效应进行控制，并将企业所处的地区分为东部、中部和西部，以控制地区经济发展和文化水平等因素的影响。

(三) 描述性统计

主要变量的描述性统计结果显示，66%的样本企业加入了行业协会。变量相关系数显示，变量行业协会与企业慈善捐赠显著正相关（β=0.305，p=0.000），这意味着加入行业协会的企业更有可能进行慈善捐赠。T检验和Wilcoxon检验的结果显示，没有加入行业协会的企业慈善捐赠对数的均值和中位数（分别为8.780和8.517）显著低于加入行业协会的企业慈善捐赠对数的均值和中位数（分别为10.122和10.275）。这也意味着行业协会对企业慈善捐赠行为具有正向影响。

四、模型与结果

(一) OLS估计结果

本文采用OLS回归模型作为基准模型进行估计，模型设定如下：

其中，被解释变量是企业慈善捐赠金额，取自然对数；核心解释变量是行业协会asso，系数 ${\alpha _1}$ 是我们关注的重点；X是控制变量，行业效应 ${\gamma _{\rm{i}}}$ 和地区效应 ${\gamma _{\rm{j}}}$ 分别捕捉行业和地区层面不可观测因素对企业慈善捐赠的影响，u为随机扰动项。根据假设1，我们预期系数 ${\alpha _1}$ 为正。

表2中列（1）−列（3）报告了OLS基准回归结果。列（1）中的单变量回归结果显示，行业协会asso的估计系数为1.206，且在1%的水平上显著，这意味着加入了行业协会的企业表现出更多的慈善捐赠。列（2）加入企业主特征、企业特征和市场环境等系列控制变量，行业协会asso的估计系数为0.436，仍然在1%的水平上显著。列（3）进一步控制了行业和地区效应，行业协会asso的估计系数为0.411，且在1%的水平上显著。由此可见，在控制其他因素的前提下，加入了行业协会的企业比没有加入行业协会的企业会捐赠更多。本文的假设1得到了验证。另外，控制变量的估计结果与已有研究基本一致。

(二) 处理效应模型估计：内生性问题处理

上述OLS估计结果表明，加入了行业协会的企业比未加入行业协会的企业慈善捐赠更多。但需要注意的是，行业协会固然会影响企业的慈善捐赠行为，但是也有可能是慈善捐赠更多的企业更加积极加入行业协会，那些捐赠更少的企业可能不愿意加入行业协会。这一逆向因果关系带来的内生性问题会使得上述OLS估计存在偏误。本文借鉴魏下海等（2013）、魏下海等（2015）和贺小刚等（2015）的做法，采取处理效应模型（Treatment-effects model）来处理上述内生性问题。处理效应模型由如下两个方程组成：

回归方程为：

处理方程为：

式（3）是决定企业是否加入行业协会的选择方程，其中D^*为连续型潜变量，Z为工具变量集。如果 D^*>0，则asso=1，否则asso=0。采用处理效应模型的前提是，上述两个方程的随机误差项u和v之间存在共同参数，其相关系数 $\rho \ne 0$ 。

在采用处理效应模型估计时，需要寻找影响企业加入行业协会的工具变量。本文参照魏下海等（2013）和贺小刚等（2015）的做法来选择工具变量。具体而言，工具变量由内部和外部工具变量组成，其中内部工具变量来自回归方程中的政治关联（policonn）、企业年龄（firmage）、企业规模（size）以及行业和地区效应，外部工具变量包括企业家对自身社会地位的评价（socstatus）、非利益代表（即企业家对行业协会能否代表企业利益的判断，constraints_int）以及内部治理问题（即企业家对行业协会存在内部治理问题的感知，constraints_gov）等。^①

①调查问卷中有两个题项。题项1：您是否认为“行业组织官办色彩浓厚，政会不分，难以代表行业的利益”。回答为“是”，则取值为1，“否”则取值为0。我们将该题项的分值称为变量“非利益代表”（constraints_int）。题项2：您是否认为行业协会存在如下问题“行业组织内部治理结构不健全，民主选举和民主管理制度不完善，经费收支行为不规范”。回答为“是”，则取值为1，“否”则取值为0。我们将该题项的分值称为变量“内部治理问题”（constraints_gov）。如果上述变量取值为1，表明企业家认为行业协会存在制约其健康发展和正常发挥作用的因素，则可以预期企业加入行业协会的意愿降低；反之亦然。

本文采取最大似然法（mle）和两步法（twostep）来估计处理效应模型，估计结果见表2中的列（4）−列（5）。在列（4）的第二阶段结果中，两个随机误差项的相关系数 $\rho $ =–0.784，似然比检验结果表明行业协会属于内生虚拟变量，这意味着采用处理效应模型进行估计是恰当的，且行业协会系数在1%的水平上显著为正。列（5）的结果类似。可见，即使在控制内生性问题后，加入了行业协会的企业仍然比没有加入行业协会的企业表现出更多的慈善捐赠。

(三) 稳健性检验

为了确保结果的稳健性，我们首先进行了如下检验：（1）针对被解释变量，我们将捐助额扣除利润后乘以12%，再对捐赠金额取自然对数来衡量慈善捐赠，估计剔除以抵税为实质目的的捐赠的影响；根据是否发生捐赠来构建企业慈善捐赠行为虚拟变量，并采用probit回归来检验行业协会对企业慈善捐赠行为的影响。（2）针对解释变量，使用工商联主管的下属协会和工商联会员两个替代变量对模型进行重新估计。（3）将样本划分为东部、中部和西部地区子样本，以考察行业协会对民营企业慈善捐赠行为的地区差异性。在上述情形下，结果仍然是稳健的。

此外，考虑到前述结果主要是基于2010年截面数据的回归分析，我们进一步采用2004年、2006年、2008年和2012年这四次调查的数据进行验证。结果表明，本文结论对于不同年份数据均成立。如前所述，本文主要采取处理效应模型来克服潜在的内生性问题。但是，由于样本数据的限制，用于处理效应模型的部分外部工具变量（如constraints_int和constraints_gov）仅在2010年出现，其他年份并无该变量的数据，因此对其他年份的数据无法使用同一处理效应模型来进行稳健性检验。为此，我们使用基于最近邻匹配的倾向得分匹配法（PSM）进行了稳健性检验。PSM估计结果见表3。结果显示，对于2006年以来的数据，不管是否进行匹配处理，处理组和对照组的均值差异均在1%的水平上显著为正；对于2004年的数据，匹配前处理组和对照组的均值差异在1%的水平上显著为正，匹配后两者均值差异在5%的水平上显著为正。这再次表明行业协会提高企业慈善捐赠这一结论对于不同年份的数据是成立的。但从ATT估计值来看，经过匹配后，其估计值均明显降低，表明若不考虑企业加入行业协会的自选择问题，则会明显高估其对企业慈善捐赠水平的影响。

五、进一步讨论

(一) 行业协会与党组织的交互作用

本部分检验行业协会与党组织对企业慈善捐赠究竟产生正向还是负向的交互作用。首先，在模型中加入行业协会与党组织的交互项（行业协会×党组织）。其次，将企业是否成立党组织，同时企业主是否为中共党员构建虚拟变量“双覆盖企业”（dual，即企业设党组织，同时企业主为中共党员则取值为1，否则为0），然后再与行业协会虚拟变量建立交互项（行业协会×双覆盖企业），放入回归模型。待估模型分别为：

如果交互项的系数为正，则表明两者的关系是相互增强的；如果交互项的系数为负，则表明两者的关系是相互替代的。表4报告了回归结果。列（1）的结果表明，行业协会和党组织两个变量的主效应同前述模型一致，即两者对企业慈善捐赠均具有显著的正向效应。两者组成的交互项系数显著为正，这意味着行业协会和党组织两种力量对企业慈善捐赠的影响是相互促进的，即行业协会对企业慈善捐赠的影响随着党组织的建立而增强。列（2）的结果显示，双覆盖企业的系数为正，但并不显著；行业协会的系数显著为正；交互项（行业协会×双覆盖企业）的系数显著为正，与列（1）的结果相近。综合来看，在各种情形下，两种因素叠加对企业慈善捐赠的影响效果最为显著。这意味着行业协会和党组织对企业慈善捐赠的影响体现一种交互效应，也就是说，党组织的存在提高了行业协会对企业慈善捐赠行为的正向作用。因此，假设2a得到了支持。

(二) 行业协会与政治关联对企业慈善捐赠的影响效应差异

前面提到，企业的政治策略和行为主要有两种：一种是通过担任人大代表或者政协委员直接参与政治活动以建立政治关联；另一种是通过加入行业协会，建立了行业协会与企业、企业与企业，乃至于企业与政府之间的联系（吴军民，2005）。已有较多文献研究了政治关联对企业慈善捐赠的影响（戴亦一等，2014；杜勇和陈建英，2016），上文分析也表明，民营企业与行业协会之间的关联关系显著促进了企业的慈善捐赠，那么，这两种策略和关联对企业慈善捐赠的影响效应有何不同？这是一个值得探讨但尚未得到很好回答的问题。

为回答上述问题，我们采用OLS回归模型作为基准模型进行估计，待估模型分别为：

式（6）是控制变量模型，式（7）是在式（6）的基础上加入了解释变量行业协会（asso），式（8）则是在式（6）的基础上加入了另一个解释变量政治关联（policonn）。通过比较式（7）和式（8）中R²的变化来检验行业协会和政治关联对企业慈善捐赠影响效应的差异。表5报告了回归结果。

表5中列（1）的结果显示，控制变量模型的R²为0.407；列（2）在列（1）的基础上加入了新增解释变量行业协会，模型的R²为0.416；列（3）在列（1）的基础上加入了新增解释变量政治关联，模型的R²为0.438。由此可见，尽管行业协会和政治关联均对企业慈善捐赠产生了显著的正向影响，但是前者的影响效应并不如后者。这一实证结果比较符合转型期中国的现实情况。如前所述，企业的慈善捐赠行为内生于其所处的制度环境，在政府对经济具有强力干预的环境下，行业协会只是作为政府与企业之间的桥梁和纽带，为了获得关键性生产要素，与政府建立直接的政治关联成为了企业的首选策略，加入行业协会次之。相应地，直接的政治关联对企业慈善捐赠行为的影响也就比行业协会的影响要大。

六、结　论

转型期中国的行业协会能否真正发挥其影响力，进而推动企业进行更多的慈善捐赠？这是一个颇具争议性，同时又具有重要理论和现实意义的问题。本文利用2010年“中国私营企业调查”的数据，定量考察企业进行慈善捐赠的影响效应。结果表明，在控制其他变量不变的前提下，加入行业协会的企业比没有加入行业协会的企业会有更多的慈善捐赠。即便在采取处理效应模型和倾向得分匹配法克服内生性影响、考虑了变量的不同测度方式等问题后，上述结果仍然保持稳健。为了尽可能克服横截面数据难以充分验证变量间因果关系的问题，我们在采取2010年数据进行基准分析后，还使用2004年、2006年、2008年、2012年这四年的数据逐年进行稳健性检验。结果表明，本文的研究结论在不同年份是成立的。这意味着在其他条件相同的情况下，如果企业加入了行业协会，那么企业更加倾向于进行慈善捐赠。此外，进一步的研究发现，行业协会和党组织对企业慈善捐赠的影响体现为一种交互效应，即行业协会可以通过党组织这一特殊路径增强它对企业的影响，从而促进企业的慈善捐赠。在比较了行业协会与政治关联对企业慈善捐赠的影响效应差异后，本文还发现，尽管行业协会和政治关联均对企业慈善捐赠产生了显著的正向影响，但是前者的影响效应并不如后者。

本文的结论深化了我们对中国行业协会性质和作用的认识，具有明显的政策含义。一方面，我们的研究结果表明，在现阶段的中国，民营企业的慈善捐赠可能更多的是企业对其所面临的组织情境的一种策略性回应，加入行业协会成为民营企业获得合法性的一种策略，为了得到行业协会的资源、服务和机制保障，企业往往会顺应行业协会的要求，积极地进行慈善捐赠。因此，为了做好扶贫济困工作，进一步提高企业从事慈善公益事业的意愿和参与度，需要充分发挥行业协会的作用。另一方面，党组织是行业协会借此促进企业慈善捐赠行为的重要途径之一。就这一点而言，本文的发现与《关于改革社会组织管理制度促进社会组织健康有序发展的意见》的主要精神是契合的，即在行业协会与行政机关脱钩的新形势下，需要加强行业协会和民营企业为代表的“两新组织”的党的建设，发挥党组织在其中的政治引领和示范带动作用。

最后，需要指出的是，尽管本文在定量检验行业协会对企业慈善捐赠的整体影响效应方面做了有益的推进，采取了处理效应克服内生性问题，而且也通过了多年截面数据的稳健性检验，但毕竟不是每个企业每年都会进行同样的慈善捐赠，在没有面板数据的情况下，无法考察时间的变化对企业慈善捐赠行为的影响。此外，限于数据的可得性，除了行业协会的性质外，未能细分行业协会的具体维度（如行业协会的历史渊源、组织结构、规模、资源及其治理机制等）对企业慈善捐赠的影响效应。这些都是后续研究值得努力的方向。

　　* 感谢暨南大学产业大数据应用与经济决策研究实验室研究项目、广东产业转型升级协同创新中心的资助；同时，也感谢暨南大学陈林教授、赵子乐博士提出的修改建议。