时间:2021-09-09 作者:郭雪静 熊家财
[大]
[中]
[小]
摘要:
一、引言
实施“走出去”战略有助于我国企业加强对外交流合作,在更广阔范围内调整结构、配置资源,进而提升企业竞争力。然而,企业的国际化进程并非一帆风顺,可能会面临多方面挑战。在国际化经营过程中,企业所处的市场由单一境内市场拓展至多元化的国际市场,企业将面临政治风险、制度风险、汇率风险及文化差异等多方面的挑战
(Carpenter 和 Sanders,2004 ;许晖和余娟,2007 ;Xu 等, 2021)。跨国经营企业如何通过合理手段规避对外投资风险、提高经营活动稳定性与效率已成为促进企业发展、落实“走出去”战略的关键所在。
企业社会责任理论要求企业在创造利润、对股东承担法律责任的同时,还要承担对消费者、社区以及环境等的责任(Freeman,1994)。已有文献表明企业积极承担社会责任有助于其获取声誉资本,与政...
一、引言
实施“走出去”战略有助于我国企业加强对外交流合作,在更广阔范围内调整结构、配置资源,进而提升企业竞争力。然而,企业的国际化进程并非一帆风顺,可能会面临多方面挑战。在国际化经营过程中,企业所处的市场由单一境内市场拓展至多元化的国际市场,企业将面临政治风险、制度风险、汇率风险及文化差异等多方面的挑战
(Carpenter 和 Sanders,2004 ;许晖和余娟,2007 ;Xu 等, 2021)。跨国经营企业如何通过合理手段规避对外投资风险、提高经营活动稳定性与效率已成为促进企业发展、落实“走出去”战略的关键所在。
企业社会责任理论要求企业在创造利润、对股东承担法律责任的同时,还要承担对消费者、社区以及环境等的责任(Freeman,1994)。已有文献表明企业积极承担社会责任有助于其获取声誉资本,与政府建立良好关系,进而有利于企业生产经营(Wang 和Qian,2011 ;李维安等, 2015 ;Jia 等,2019 ;Liu 等,2020 ;胡珺等,2020)。慈善捐赠是企业主动承担社会责任的重要形式(Gao,2011 ; Du,2015 ;李雪等,2020)。Godfrey(2005)发现企业慈善捐赠能够为企业创造声誉资本,这种声誉资本有助于企业获取外部融资进而提升企业价值。山立威等(2008)则将慈善捐赠视为企业的营销战略,认为企业可以通过慈善捐赠提高曝光度,进而起到广告营销的效果。此外还有很多企业倾向于通过慈善捐赠方式与政府建立良好的关系,以期获得政府的政策支持(戴亦一等,2014 ;李维安等,2015 ; Jia 等,2019 ;Liu 等,2020)。上述文献从声誉、营销战略及政治关系等角度验证了慈善捐赠活动的作用。近几年, 国际贸易保护主义升级、国际营商环境恶化,我国的跨国企业是否能通过慈善捐赠方式规避海外经营风险,进而增强其经营稳定性,是一个值得研究的理论与现实问题。
基于此,本文以2001~2017 年间A 股非金融类上市公司为样本,探究我国企业国际化与慈善捐赠活动之间的关系。研究发现,相比于未进入国际市场的企业,开展国际业务的企业更倾向于进行慈善捐赠活动,且捐赠数额随企业国际化程度提高而增加。通过工具变量法、双重差分模型(DID)处理内生性、使用不同指标衡量慈善捐赠与国际化进程,本文结论均保持不变。进一步地,本文还分析了政府资源(产权性质)与知识资源(发明专利)的调节作用, 发现在非国有企业以及发明专利数量较少企业中,国际化进程与慈善捐赠之间的正相关关系更为显著。最后,本文发现跨国企业的慈善捐赠的确有助于降低其经营风险。
本文的贡献与创新主要有 :第一,企业国际化经营会面临诸多风险,已有文献主要从市场进入模式(许晖和余娟,2007 ;陈怀超等,2013)、遵循东道国制度与社会规范(Bals 等,2013)、模仿东道国本土企业组织结构(Wu 和 Salomon,2016)以及加强对外信息披露(杜晓君等,2015 ; Xu 等,2021)等视角分析跨国企业的应对策略。本文从慈善捐赠视角分析其对跨国企业的风险管理作用,并发现慈善捐赠的确有助于降低企业经营风险,从而丰富了跨国企业风险管理方式的研究。第二,本文从国际化经营视角拓展了企业慈善捐赠动机的研究。已有文献从获取声誉资本(Godfrey,2005 ;傅超和吉利,2017)、进行广告营销(山立威等,2008)、与政府建立良好关系(张敏等,2013 ;戴亦一等,2014 ;Jia 等,2019 ;Liu 等,2020)、降低诉讼风险(Du,2015 ;傅超和吉利,2017 ;李雪等,2020)以及为家族企业代际传承做准备(He 和Yu,2019)等视角分析企业进行慈善捐赠的动机。上述文献主要关注企业国内业务, 本文进一步从跨国经营风险管理视角分析了慈善捐赠的作用,这有助于拓展企业慈善捐赠动机的研究。
本文剩余部分结构如下 :第二部分进行理论分析并提出研究假设 ;第三部分阐述研究设计 ;第四部分提供实证结果 ;第五部分进行调节作用检验 ;第六部分是经济后果检验 ;最后是研究结论。
随着我国经济实力提高,大量的中国企业开始实施国际化发展战略,纷纷走出国门,将产品向海外销售,以期在国际市场上占有一定份额。国际化是跨国公司利用国外市场资源、扩大经营范围、分散经营风险以及获取高额回报的过程(Wu 和Salomon,2016 ;Xu 等,2021)。企业在国际化过程中能够将内部资源和生产经营能力应用于国际市场,从而获得资源和能力利用的规模效应。同时,国际化为企业提供了学习国外技术、市场和管理知识的机会,使企业能够从多个市场、多个方面接触各种新思想,进而助推企业产品升级换代(邓新明等,2014)。
然而国际化经营过程中,企业由单一境内市场拓展至多元化的国际市场,东道国与母国之间的空间、文化和制度距离将引发跨国经营风险。许晖和余娟(2007)从三个层面较完整地识别了中国企业海外经营所面临的各种风险 :(1)宏观环境层面,包括政治风险、政府政策风险、宏观经济风险等 ;(2)行业环境层面,主要有竞争风险、原材料与产品市场风险以及行业技术风险 ;(3)企业内部层面,包含经营决策风险,交易、筹资、投资与营运风险,人力资源风险等。上述风险会增加企业海外营运成本甚至可能引发经营失败,如Salomon 和Martin(2008)使用半导体产业样本进行研究,发现相比于当地公司,外来公司的建厂成本以及营运成本更高。Wu 和Salomon(2016)使用25 个国家的银行业数据进行研究,发现跨国经营与企业绩效负相关。跨国企业可通过选择不同进入模式(许晖和余娟, 2007 ;陈怀超等,2013),遵循东道国制度、文化与社会规范(Bals 等,2013),模仿东道国本土企业组织结构(Wu和Salomon,2016),以及加强对外信息披露(杜晓君等, 2015 ;Xu 等,2021)等方式降低上述风险。
企业社会责任理论要求企业在创造利润的同时,也要考虑其对其他利益相关者造成的影响。已有文献表明,企业积极履行社会责任有助于更好地维护与利益相关者之间的关系,获取声誉资本,进而降低经营风险并提升经营效率(Wang 和 Qian,2011 ;李维安等,2015 ;Jia 等,2019 ; 李雪等,2020)。因此,部分文献开始关注跨国公司是否会承担更多的社会责任。如Attig 等(2014)使用美国数据进行研究,发现企业国际化与其社会责任评级正相关。Symeou 等(2018)使用全球采矿业数据进行研究,发现国际化企业具有更好的社会责任表现。黄凌云等(2018)的研究表明企业承担更多社会责任,东道国政府提供税收扶持、改善投资环境,这有助于实现合作共赢。Chen 等(2019)使用中国数据进行研究,发现跨国并购企业具有更高的社会责任得分。
企业社会责任包含环保、员工、供应商、产品以及捐赠支出等各个方面,不同维度行为动机所引发的经济后果不同。作为社会责任一种古老的表现形式,慈善捐赠是企业真金白银的流出,它更容易被外界所知悉并带来强烈的公众效应。因此,跨国企业可通过慈善捐赠方式缓解制度文化压力、维护与利益相关者的关系、建立声誉资本,进而降低跨国经营风险。
首先,跨国企业进入东道国时面临较大的制度压力和文化压力,导致其生产经营需要承担本地企业所没有的额外成本(Wu 和Salomon,2016)。由于东道国与跨国公司母国的文化、规则以及行事惯例存在差异,因此一些东道国政府、消费者以及供应商可能会对跨国公司及其产品不信任、持有偏见,从而产生外来者劣势。文化差异越大,本地居民偏见越大,跨国公司的外来者劣势越明显(赵君丽和童非,2020)。企业可以通过增加在当地的社会责任活动以表达对国外市场的承诺,降低沟通问题,减少政府、消费者等的歧视(Symeou 等,2018)。进一步,企业通过慈善捐赠可以与东道国政府建立良好的关系,借此缓解东道国政府对跨国企业所施加的各种压力(Dunning,1998)。
其次,企业由单一的境内市场拓展至多元化的国际市场时,生产经营规模不断扩大,更容易受到相关组织与机构(如工会、环保组织等)的关注,并被提出诸多诉求。面对利益相关者的压力,企业可通过加大环保力度、提高员工满意度等方法满足大多数利益相关者的需求。Zyglidopoulos 等(2012)、Jeong 和 Kim(2019)发现,进行慈善捐赠是满足多数利益相关者最优的成本效益方法。因此,跨国企业可通过慈善捐赠方式应对来自利益相关者的压力,进而平衡各方的利益冲突。
最后,慈善捐赠还可被看作一种防御策略——降低企业出现负面消息或不当行为时的负面影响(Godfrey, 2005 ;Du,2015 ;傅超和吉利,2017 ;李雪等,2020)。跨国经营中经常面临诉讼、环保、劳工、合规等各种风险和挑战,跨国公司可以通过在事前积极进行慈善捐赠树立良好的公众形象,为公司建立声誉资本。日后出现负面事件时,慈善捐赠就有助于转移公众对负面事件的注意力,同时,慈善捐赠所形成的道德资本也有助于降低企业的声誉损失(Godfrey,2005 ;傅超和吉利,2017)。
基于此,本文提出以下假设 :
假设 :其他条件相同情况下,国际化经营企业会进行更多的慈善捐赠。
(一)研究样本和数据来源
鉴于Wind 数据库从2001 年开始提供较为完整的上市公司海外业务收入数据,因此本文采用2001~2017 年间沪深A 股的所有上市公司作为初始研究样本,并进行如下筛选 :(1)剔除金融类上市公司 ;(2)剔除ST、*ST 类上市公司。此外,为降低异常值的影响,本文对所有连续变量进行上下1% 缩尾处理。本文的慈善捐赠数据是根据“营业外支出”科目中“对外捐赠”项目手工整理而来,海外收入数据来自Wind 数据库,公司治理层面的数据来自CCER 数据库,其他数据均来自CSMAR 数据库。
(二)变量定义
1. 慈善捐赠。借鉴Brown(2006),本文从慈善捐赠行为以及慈善捐赠数额两个维度衡量企业慈善捐赠。慈善捐赠行为(DDUM)是衡量企业是否存在慈善捐赠活动的虚拟变量,如果企业当年发生了慈善捐赠行为,那么DDUM 取值为1,否则取值为0。慈善捐赠数额(LnDON)采用企业当年实际捐赠数额加1 的自然对数进行衡量①。
2. 企业国际化情况。已有文献主要使用海外销售、海外资产或海外雇员占比衡量企业的国际化程度(杨忠和张骁,2009 ;Campbell 等,2012)。考虑数据可得性,本文以公司当年海外收入与全部营业收入的比值度量企业的国际化程度(FSRATIO)。同时,本文还设置了国际化虚拟变量
(FSDUM),当企业存在海外收入时,FSDUM 取值为1,否则取值为0。
3. 控制变量。借鉴Wang 和Qian(2011)以及戴亦一等(2014),本文还控制了公司规模SIZE、资产负债率LEV、①囿于数据的可得性,本文无法区分海外慈善捐赠和国内慈善捐赠,因而采用国内慈善捐赠与海外慈善捐赠的总和代表慈善捐赠数额。假定国内捐赠与国内业务保持稳定关系,跨国经营企业进行更多的捐赠可认为是由国际业务带来的海外捐赠数额增加所导致的。
盈利能力ROA、销售收入增长率GROWTH、经营活动现金流CASHFLOW 以及现金持有水平CASH 等。Brown 等(2006)发现企业的股权结构与董事会治理等也会影响企业的慈善捐赠活动,因此,本文进一步控制了董事会独立性BIND、两职合一DUAL 以及第一大股东持股比例TOP1。此外,本文还加入了行业虚拟变量以及年份虚拟变量,以控制行业和宏观经济波动的影响。
具体变量定义如表1 所示。
(三)模型设定
借鉴戴亦一等(2014)以及Du(2015),本文设置如下面板数据模型检验研究假设 :
(1) 其中,Donationi,t+1 是企业捐赠情况,本文主要通过慈善捐赠虚拟变量DDUM 和慈善捐赠数额LnDON 进行衡量。FSi,t 为年度t 公司i 的国际化经营状况,本文通过国际化虚拟变量FSDUM 和国际化程度FSRATIO 进行度量。Zi,t 为公司层面控制变量,Industry 和Year 为行业和年度虚拟变量。鉴于部分公司捐赠数额为0,因此,采用LnDON 衡量慈善捐赠时,本文使用Tobit 模型估计模型(1)。采用DDUM 衡量慈善捐赠时,本文使用Logit 模型估计模型(1) 。为了避免Z 统计量被高估,我们使用企业层面群聚(Cluster)调整的稳健标准误。此外,鉴于Logit 和Tobit 模型的系数估计值并非边际效应,因此本文通过Stata 软件的“Margins”选项计算相关变量的边际效应。
(一)描述性统计
表2 列示了本文主要变量的描述性统计结果。由表2 可知,企业是否进行慈善捐赠虚拟变量(DDUM)的均值为0.646,说明有64.6% 的公司—年度观测值存在捐赠行为,表明慈善捐赠活动在企业中普遍存在。慈善捐赠数额(LnDON)的均值为7.932,说明样本企业慈善捐赠额平均为59.3 万元 ;标准差是6.090,说明不同企业的慈善捐赠数额差异较大。国际化虚拟变量(FSDUM)的均值为0.452, 说明将近一半的企业进行了国际化经营。同时,国际化程度(FSRATIO)的均值为0.099,表明海外收入占其总收入比重尚不足10%,这说明我国企业国际化程度仍然较低。
(二)单变量检验
表3 列示了单变量检验结果。由表3 结果可知,进行国际化的企业(FSDUM=1)中有68.8% 参与慈善捐赠,显著高于非国际化企业(FSDUM=0)的61.5% ;同时,国际化企业慈善捐赠数额的均值为8.509,中位数为11.252,显著高于非国际化企业的7.506 和10.353。以上结果表明,进行跨国经营的企业具有更多的慈善捐赠,初步验证了本文假设。
(三)企业国际化与慈善捐赠 :多元回归表4 列示了模型(1)的估计结果。其中,列(1)和列(1) 使用是否进行慈善捐赠的虚拟变量DDUM 作为被解释变量,并使用Logit 模型进行估计 ;列(3)和列(4)使用慈善捐赠数额的自然对数LnDON 作为被解释变量,并使用
表1 变量定义
变量 | 变量名称 | 变量符号 | 变量说明 |
被解释变量 | 慈善捐赠行为 | DDUM | 虚拟变量,当企业发生慈善捐赠活动时取值为1,否则取0 |
慈善捐赠数额 | LnDON | 企业慈善捐赠数额加1 的自然对数 | |
解释变量 | 国际化虚拟变量 | FSDUM | 虚拟变量,企业有海外收入时取值为1,否则取0 |
国际化程度 | FSRATIO | 企业海外收入与全部营业收入的比值 | |
控制变量 | 公司规模 | SIZE | Ln(年末资产总额) |
资产负债率 | LEV | 年末负债总额/ 年末资产总额 | |
盈利能力 | ROA | 净利润/ 年末资产总额 | |
销售收入增长率 | GROWTH | (本年销售收入- 上年销售收入)/ 上年销售收入 | |
经营活动现金流 | CASHFLOW | 经营活动净现金流/ 总资产 | |
现金持有水平 | CASH | 现金及现金等价物/ 总资产 | |
董事会独立性 | BIND | 独立董事人数/ 董事会总人数 | |
两职合一 | DUAL | 当董事长和总经理为一人时取值为1,否则取0 | |
第一大股东持股比例 | TOP1 | 第一大股东持股数量/ 公司总股本 |
表2 描述性统计
变量 | 样本 | 均值 | 标准差 | 中位数 | 最小值 | 最大值 |
DDUM | 19 812 | 0.646 | 0.478 | 1 | 0 | 1 |
LnDON | 19 812 | 7.932 | 6.090 | 10.820 | 0 | 16.010 |
FSDUM | 19 812 | 0.452 | 0.498 | 0 | 0 | 1 |
FSRATIO | 19 812 | 0.099 | 0.190 | 0 | 0 | 0.870 |
SOE | 19 634 | 0.548 | 0.498 | 1 | 0 | 1 |
LNIVENT | 19 812 | 0.976 | 1.298 | 0 | 0 | 5.283 |
SIZE | 19 812 | 21.640 | 1.230 | 21.500 | 18.960 | 25.590 |
LEV | 19 812 | 0.479 | 0.205 | 0.488 | 0.113 | 0.820 |
ROA | 19 812 | 0.030 | 0.069 | 0.032 | -0.313 | 0.203 |
GROWTH | 19 812 | 0.093 | 0.250 | 0.113 | -0.502 | 0.824 |
CASHFLOW | 19 812 | 0.043 | 0.080 | 0.043 | -0.210 | 0.265 |
CASH | 19 812 | 0.161 | 0.133 | 0.123 | 0.003 | 0.680 |
BIND | 19 812 | 0.362 | 0.053 | 0.333 | 0 | 0.556 |
DUAL | 19 812 | 0.177 | 0.382 | 0 | 0 | 1 |
TOP1 | 19 812 | 36.910 | 15.700 | 34.730 | 8.930 | 75.780 |
表3 单变量检验
FSDUM=0 | FSDUM=1 |
Mean test |
Median test | |||
Mean | Median | Mean | Median | |||
DDUM LnDON | 0.615 7.506 | 1.000 10.353 | 0.688 8.509 | 1.000 11.252 | 0.073*** 1.003*** |
103.640** |
注 :***、**、* 分别表示在1%、5%、10% 水平上显著 ;均值比较采用T 检验,中位数比较采用Wilcoxon 秩和检验
Tobit 模型进行估计。
由表4 结果可知,使用慈善捐赠虚拟变量DDUM 作为被解释变量时,国际化虚拟变量FSDUM 以及国际化程度FSRATIO 的系数估计值分别在5% 和10% 水平上显著为正,表明跨国经营企业更可能进行慈善捐赠。使用慈善捐赠数额自然对数LnDON 作为被解释变量时,FSDUM 的系数为0.294,且在5% 水平上显著,FSRATIO 的系数为0.638,在10% 水平上显著,说明国际化程度越高的企业捐赠力度越大。上述结果不仅统计意义显著,经济意义也显著。以第(3)列为例,跨国企业捐赠数额比非跨国企业多0.294,这相当于企业平均捐赠额的3.7%(LnDON 的平均值为7.932,3.7%=0.294/7.932)。上述结果验证了本文的假设,跨国经营企业具有更多的慈善捐赠。
关于控制变量对企业捐赠的影响,结果显示SIZE、ROA 和GROWTH 的系数均在1% 水平上显著为正,表明公司规模、盈利能力以及销售增长率均有助于提高企业的慈善捐赠力度,这与Wang 和Qian(2011)结论一致。DUAL 的系数均在5% 水平上显著为正,表明两职合一的公司具有更多的捐赠,这与Brown 等(2006)一致。
(四)稳健性分析
为了进一步验证结论的稳健性,本文从以下五方面进行稳健性分析 :
1. 工具变量估计
鉴于国际化经营与企业慈善捐赠之间可能存在双向因果关系,即高捐赠企业更可能进行跨国经营,因此,本文使用工具变量法重新估计模型(1)。参考Cao 等(2019),本文使用我国与其他国家(地区)签署的双边投资协定累计数量BIT 以及每年新签署双边投资协定的数量DBIT ②作为企业国际化经营的工具变量。
双边投资协定(Bilateral investment treaty)有助于减少②本文根据双边投资协定签署日期计算BIT 和DBIT。对于之前已经签署、当年续签的协定,本文不将其视作新签署协定, 即 :如果当年只有续签协定,那么DBIT 等于0。
表4 企业国际化与慈善捐赠 :基准回归
(1) DDUMi,t+1 | (2) DDUMi,t+1 | (3) LnDONi,t+1 | (4) LnDONi,t+1 | |
FSDUM | 0.027** | 0.294** | ||
(0.013) | (0.135) | |||
FSRATIO | 0.055* | 0.638* | ||
(0.031) | (0.329) | |||
SIZE | 0.085*** | 0.086*** | 1.151*** | 1.164*** |
(0.007) | (0.007) | (0.072) | (0.072) | |
LEV | -0.011 | -0.013 | -0.172 | -0.186 |
(0.036) | (0.036) | (0.417) | (0.417) | |
ROA | 0.665*** | 0.670*** | 9.628*** | 9.683*** |
(0.072) | (0.072) | (0.869) | (0.870) | |
GROWTH | 0.064*** | 0.065*** | 0.820*** | 0.829*** |
(0.009) | (0.009) | (0.116) | (0.116) | |
CASHFLOW | 0.030 | 0.027 | 0.686 | 0.642 |
(0.054) | (0.054) | (0.598) | (0.597) | |
CASH | 0.035 | 0.032 | 0.466 | 0.420 |
(0.044) | (0.044) | (0.496) | (0.495) | |
BIND | -0.016 | -0.015 | -0.326 | -0.313 |
(0.101) | (0.101) | (1.087) | (1.087) | |
DUAL | 0.027** | 0.027** | 0.346** | 0.345** |
(0.013) | (0.013) | (0.137) | (0.138) | |
TOP1 | -0.002*** | -0.002*** | -0.021*** | -0.021*** |
(0.000) | (0.000) | (0.004) | (0.004) | |
constant | -8.535*** | -8.628* | -38.990*** | -39.391*** |
(0.783) | (0.783) | (2.826) | (2.824) | |
N | 19 811 | 19 811 | 19 812 | 19 812 |
R2 | 0.088 | 0.087 | 0.031 | 0.031 |
χ2/F | 938.4 | 936.9 | 48.49 | 48.48 |
注 :括号内数值为公司层面cluster 调整的稳健标准误 ;***、**、和* 分别表示在1%、5% 和10% 水平上显著。下同跨国投资障碍并保护外国投资产权,会显著影响企业的跨国经营决策,但并不会直接影响企业捐赠行为。因此,它是企业国际化经营的一个比较理想的工具变量。表5 列示了工具变量法两阶段最小二乘估计结果。
在未报告的第一阶段回归中,工具变量BIT 和DBIT均在1% 水平上显著,表明双边投资协定的确有助于推进企业国际化。同时,表5 最后一行显示,检验工具变量外生性的Sargan 统计量p 值均大于10%,表明工具变量符合外生性假定。由表5 的第二阶段回归结果可知,无论采
表5 企业国际化与慈善捐赠 :工具变量法
(1) DDUMi,t+1 | (2) DDUMi,t+1 | (3) LnDONi,t+1 | (4) LnDONi,t+1 | |
FSDUM | 1.031*** | 6.298*** | ||
(0.278) | (1.598) | |||
FSRATIO | 3.226*** | 20.410*** | ||
(0.738) | (5.057) | |||
SIZE | 0.177*** | 1.031*** | 3.226*** | 1.026*** |
(0.035) | (0.278) | (0.738) | (0.083) | |
LEV | 0.147 | 0.153 | 0.886* | 0.963* |
(0.113) | (0.110) | (0.533) | (0.570) | |
ROA | 1.800*** | 1.895*** | 9.141*** | 10.190*** |
(0.240) | (0.247) | (0.965) | (1.074) | |
GROWTH | 0.134*** | 0.145*** | 0.522*** | 0.630*** |
(0.034) | (0.032) | (0.132) | (0.125) | |
CASHFLOW | 0.147 | -0.0381 | 1.096 | -0.061 |
(0.157) | (0.159) | (0.680) | (0.766) | |
CASH | 0.197 | 0.002 | 1.004* | -0.181 |
(0.131) | (0.135) | (0.592) | (0.677) | |
BIND | -0.074 | -0.007 | -0.343 | 0.059 |
(0.290) | (0.274) | (1.227) | (1.268) | |
DUAL | 0.015 | -0.020 | -0.030 | -0.243 |
(0.043) | (0.048) | (0.187) | (0.242) | |
TOP1 | -0.005*** | -0.004*** | -0.020*** | -0.018*** |
(0.001) | (0.001) | (0.005) | (0.006) | |
constant | -3.893*** | -4.388* | -31.000*** | -41.467*** |
(0.682) | (0.615) | (4.025) | (3.407) | |
N | 19 810 | 19 810 | 19 811 | 19 811 |
χ2 | 1 287 | 1 373 | 1 674 | 1 493 |
Sargan P | 0.197 | 0.198 | 0.160 | 0.167 |
用DDUM 还是LnDON 衡量企业慈善捐赠,跨国经营变量FSDUM 和FSRATIO 的系数估计值均在1% 水平上显著为正,表明跨国经营的企业具有更多的慈善捐赠。这与表4 结果保持一致。
1. 基于2008 年金融危机的双重差分检验
戴觅和茅锐(2015)发现2008 年爆发的国际金融危机极大地影响了企业的出口和跨国经营。基于此,本文使用该事件作为中国企业国际化的一个外生冲击并构建双重差分模型进行检验。
具体地,本文以2007 年(金融危机爆发前)存在海外销售的企业作为受冲击组,通过倾向得分匹配法(PSM)为
表6 金融危机、国际化与企业慈善捐赠
(1) FSRATIOi,t | (2) DDUMi,t+1 | (3) LnDONi,t+1 | |
Treat | 0.226*** | 0.024 | 0.423 |
(0.010) | (0.035) | (0.287) | |
After | 0.038*** | -0.019 | -0.811*** |
(0.008) | (0.033) | (0.210) | |
Treat×After | -0.024*** | -0.059* | -0.583** |
(0.009) | (0.031) | (0.237) | |
SIZE | -0.012** | 0.050*** | 0.902*** |
(0.005) | (0.017) | (0.124) | |
LEV | 0.003 | 0.090 | 0.237 |
(0.031) | (0.099) | (0.697) | |
ROA | 0.107 | 0.666*** | 6.474*** |
(0.076) | (0.194) | (1.310) | |
GROWTH | -0.025** | 0.071** | 0.217 |
(0.010) | (0.029) | (0.221) | |
CASHFLOW | 0.014 | -0.018 | 0.313 |
(0.058) | (0.156) | (0.980) | |
CASH | 0.145** | 0.207 | 1.720* |
(0.063) | (0.156) | (0.949) | |
BIND | -0.146* | -0.054 | -2.006 |
(0.088) | (0.263) | (1.819) | |
DUAL | 0.022 | 0.072* | 0.701*** |
(0.014) | (0.038) | (0.269) | |
TOP1 | 0.001 | -0.002** | -0.022*** |
(0.000) | (0.001) | (0.008) | |
constant | 0.170 | -4.445** | -19.636*** |
(1.344) | (2.017) | (4.405) | |
N | 2 749 | 2 749 | 2 749 |
R2 | 0.316 | 0.087 | 0.031 |
每个处理组企业匹配一个其他特征相似的、但是2007 年不存在海外销售的企业作为控制组,参考Luong 等(2017)构建双重差分模型(2):
(2)其中,FS 和Donation 分别是企业国际化与慈善捐赠变量 ;若为处理组公司,Treat 取值为1,若为控制组取值为0 ; 在2008~2009 年,After 取值为1,2006~2007 年取值为0 ; Treat×After 为双重差分变量。表6 列示了估计结果。
由表6 列(1)结果可知,使用FSRATIO 作为被解释变量时,Treat×After 的系数估计值为-0.024,且在1% 水平上显著,表明相对于非国际化企业而言,金融危机后国际化企业的海外销售额下降了2.4%。表6 列(2)~(3)显示,不论使用DDUM、还是LnDON 衡量企业捐赠,Treat×After 的系数均显著为负,这表明金融危机后,国际化企业的捐赠水平显著下降。表6 的结果整体表明,金融危机后,企业的国际化水平显著下降,捐赠水平也显著降低。这表明,在采用2008 年金融危机作为外生冲击进行双重差分检验后, 国际化经营对企业捐赠数额的正向影响是稳健的。
1. 慈善捐赠的其他度量方式
参考李四海(2010),本文采用慈善捐赠与总资产之比 DRATIO 及行业均值调整的慈善捐赠数量 ADJDON(LnDON 与该行业年度中位数之差)作为慈善捐赠的替代变量,重新检验国际化与慈善捐赠之间的关系。未报告的结果显示,无论采用DRATIO 还是ADJDON 衡量企业慈善捐赠,FSDUM 以及FSRATIO 均至少在10% 水平上显著为正,表明国际化经营企业具有更多的慈善捐赠。
2. 国际化经营的其他度量方式
鉴于国际化程度不同的企业所面临的风险水平存在较大差异,本文参考Cao 等(2019),使用FS10 和FS20 衡量企业的国际化水平。当企业海外收入占全部收入比例大于等于10% 时,FS10 取值为1,否则取值为0 ;当企业海外收入占全部收入比例大于等于20% 时,FS20 取值为1,否则取值为0。同时,参考杨忠和张骁(2009),本文使用企业海外子公司数量NOC 衡量企业的国际化广度。
未报告的结果显示,无论采用FS10、FS20 或是子公司数量NOC,所有国际化经营变量均在10% 及以上水平显著为正,表明国际化经营程度较高的企业会更多地进行慈善捐赠。
3. 鉴于企业在汶川、玉树两次大灾难期间的对外捐赠数额较大,可能影响企业海外捐赠的倾向和支付能力。因此,本文删除2008 以及2010 年样本,在此基础上重新估计模型(1),结果与前文结论保持一致。
企业所拥有资源的丰富程度会在很大程度影响企业的国际化营运及其风险管理。国有企业凭借着其与母国政府良好的政治关系,能够更好地应对跨国经营风险(邓新明等,2014 ;赵君丽和童非,2020)。同样地,在国际化进程
表7 所有权性质、国际化与慈善捐赠
(1) DDUMi,t+1 | (2) DDUMi,t+1 | (3) LnDONi,t+1 | (4) LnDONi,t+1 | |
FSDUM | 0.083*** | 0.918*** | ||
(0.016) | (0.171) | |||
FSDUM×SOE | -0.105*** | -1.223*** | ||
(0.022) | (0.244) | |||
FSRATIO | 0.083** | 0.966** | ||
(0.039) | (0.387) | |||
FSRATIO×SOE | -0.082 | -1.084* | ||
(0.061) | (0.655) | |||
SOE | -0.031* | -0.070*** | -0.427** | -0.894*** |
(0.017) | (0.015) | (0.188) | (0.160) | |
SIZE | 0.091*** | 0.093*** | 1.248*** | 1.261*** |
(0.007) | (0.007) | (0.074) | (0.074) | |
LEV | 0.020 | 0.008 | 0.213 | 0.079 |
(0.036) | (0.036) | (0.418) | (0.418) | |
ROA | 0.637*** | 0.641*** | 9.260*** | 9.288*** |
(0.070) | (0.071) | (0.853) | (0.858) | |
GROWTH | 0.060*** | 0.062*** | 0.761*** | 0.780*** |
(0.009) | (0.009) | (0.115) | (0.116) | |
CASHFLOW | 0.026 | 0.030 | 0.688 | 0.722 |
(0.054) | (0.054) | (0.594) | (0.596) | |
CASH | 0.043 | 0.037 | 0.600 | 0.514 |
(0.044) | (0.045) | (0.494) | (0.497) | |
BIND | -0.0573 | -0.061 | -0.710 | -0.798 |
(0.099) | (0.100) | (1.077) | (1.082) | |
DUAL | 0.006 | 0.009 | 0.110 | 0.134 |
(0.013) | (0.013) | (0.139) | (0.139) | |
TOP1 | -0.001*** | -0.001*** | -0.017*** | -0.017*** |
(0.000) | (0.000) | (0.004) | (0.004) | |
N | 19 623 | 19 623 | 19 624 | 19 624 |
R2 | 0.094 | 0.091 | 0.033 | 0.032 |
χ2/F | 969.8 | 941.8 | 47.29 | 46.51 |
中,企业知识资本越丰富,其战略模式的选择越多样化,抵御国际风险、应对变幻莫测国际市场的能力越强,需要借助慈善捐赠来降低的风险越少(陈岩等,2014 ;方宏和王益民,2017)。这说明企业的创新能力(知识资源)也会影响其在国际化进程中的慈善捐赠行为。
(一)政府资源、国际化与慈善捐赠
在企业的国际化进程中,跨国公司意识到政府(包括
母国政府与东道国政府)是其在全球市场中拓展业务的强有力后盾,是企业获取发展所需资源的强有力保障,也是企业维持可持续发展的重要支撑(赵君丽和童非,2020)。国有企业凭借着其在母国良好的政治关系,可以从母国政府获得国际化拓展和风险管理所亟需的资金、人才等各种资源。而非国有企业不存在上述优势,他们往往通过慈善捐赠等方式来建立与母国政府以及东道国政府的关系,以获得经营过程中所需资源。因此,我们预期相比于国有企业,非国有企业将更多地依赖慈善捐赠以降低国际化进程中的不确定性。
本文在模型(1)中加入企业国际化进程与所有权性质的交乘项FS×SOE 以检验产权性质对国际化进程与慈善捐赠关系的影响 :
(1) 其中,SOE 是企业的所有权性质,当企业为国有企
业时取值为1,否则取值为0。表7 报告了模型(3)的回归结果。
如表7 所示,企业所有权性质(SOE)的系数估计值均显著为负,说明非国有企业的捐赠更多,这与Zhang 等
(2009)的结论相一致。使用DDUM 衡量慈善捐赠时,国际化虚拟变量与所有权性质的交乘项(FSDUM×SOE)系数估计值在1% 水平上显著为负 ;使用LnDON 时,国际化与所有权性质的交乘项(FSDUM×SOE、FSRATIO×SOE) 均显著为负,这表明跨国经营非国有企业的慈善捐赠更多。以第(3)列为例,在跨国经营的非国有企业中,其对外捐赠数额的自然对数将显著增加0.918 ;相反,对于跨国经营
的国有企业,其捐赠数额将下降0.305(0.918-1.223)。这表
明相对于国有企业,跨国经营非国有企业会更多地进行慈善捐赠以降低跨国经营风险。
(二)知识资源、国际化与慈善捐赠
随着产品需求市场的不断变化,对企业技术水平的要求越来越高。Freeman 等(1994)的研究发现,在国际化竞争环境中,随着知识资本的不断积累,企业在一定时间内的创新能力将显著增强。此时,企业的战略模式的选择更为多样化,抵御国际风险、应对变幻莫测国际市场的能力更强(陈岩等,2014 ;方宏和王益民,2017)。因此,我们预期企业创新能力增强时,其在国际化过程中将更少地利用慈善捐赠来降低企业所面临的不确定性风险。参考方宏和
(1) DDUMit+1 | (2) DDUMit+1 | (3) LnDONit+1 | (4) LnDONit+1 | |
FSDUM | 0.066*** | 0.820*** | ||
(0.020) | (0.236) | |||
FSDUM×HINVENT | -0.056*** | -0.731*** | ||
(0.021) | (0.245) | |||
FSRATIO | 0.151*** | 1.809*** | ||
(0.052) | (0.566) | |||
FSRATIO×HINVENT | -0.138** | -1.633*** | ||
(0.056) | (0.594) | |||
HINVENT | 0.070*** | 0.057*** | 0.831*** | 0.624*** |
(0.017) | (0.014) | (0.198) | (0.157) | |
SIZE | 0.082*** | 0.084*** | 1.130*** | 1.141*** |
(0.007) | (0.007) | (0.073) | (0.073) | |
LEV | -0.009 | -0.011 | -0.150 | -0.168 |
(0.036) | (0.036) | (0.415) | (0.415) | |
ROA | 0.657*** | 0.660*** | 9.542*** | 9.578*** |
(0.072) | (0.072) | (0.867) | (0.869) | |
GROWTH | 0.064*** | 0.064*** | 0.816*** | 0.824*** |
(0.009) | (0.009) | (0.116) | (0.116) | |
CASHFLOW | 0.022 | 0.020 | 0.597 | 0.580 |
(0.054) | (0.054) | (0.597) | (0.597) | |
CASH | 0.034 | 0.029 | 0.441 | 0.382 |
(0.044) | (0.044) | (0.495) | (0.495) | |
BIND | -0.012 | -0.014 | -0.290 | -0.310 |
(0.100) | (0.100) | (1.086) | (1.086) | |
DUAL | 0.027** | 0.027** | 0.348** | 0.343** |
(0.013) | (0.013) | (0.137) | (0.137) | |
TOP1 | -0.002*** | -0.002*** | -0.021*** | -0.021*** |
(0.000) | (0.000) | (0.004) | (0.004) | |
N | 19 811 | 19 811 | 19 812 | 19 812 |
R2 | 0.089 | 0.089 | 0.031 | 0.031 |
χ2/F | 957.0 | 950.9 | 46.53 | 46.50 |
王益民(2017),本文在模型(1)中加入国际化进程与企业
每年申请的发明专利数量的交乘项FS×HINVENT 以验证
知识资本对企业国际化与慈善捐赠之间关系的影响 :
(1) 其中,HINVENT 是表示企业创新程度的虚拟变量,当
企业本年度的LNINVENT(企业本年度发明专利申请数量加1 的自然对数)高于行业—年度中位数时,HINVENT 取值为1,否则取值为0。表8 报告了模型(4)的估计结果。
由表8 结果可知,不论采用DDUM 还是LnDON 衡量慈善捐赠时,海外收入变量与知识资本的交乘项FSDUM×HINVENT、FSRATIO×HINVENT 系数至少在
5% 水平上显著为负,表明创新能力强的跨国公司更少进行慈善捐赠。以第(3)列为例,低创新能力的跨国企业对外捐赠加1 的自然对数为0.820,而高创新能力企业对外捐赠
数额为0.089(0.820-0.731)。这说明相对于创新能力较强
的企业,创新能力较弱的企业在国际化进程中将更多地进行慈善捐赠,且慈善捐赠力度更大,以期降低跨国经营的不确定性。
上文研究结果表明跨国经营企业将更多地进行慈善捐赠,那么,跨国企业的慈善捐赠活动是否真的有利于降低国际化经营企业的经营风险?为此,我们设置模型(5)以检验国际化企业的慈善捐赠活动的作用 :
(1) 其中,ORisk 为企业经营风险,本文采用t 至t+2 年经营风险的平均值 作为被解释变量。根据史金艳等(2019),本文采用Altman 所提出的Z 指数衡量企业经营风险,Z 指数取值越大,企业的经营风险越小。
由表9 结果可知,无论采用FSDUM 还是FSRATIO 衡量企业国际化,FS 的系数估计值均为负,且列(2)在5% 水平上显著为负,同时,FSDUM×DDUM、FSDUM×LnDON、FSRATIO×DDUM 以及FSRATIO×LnDON 的系数估计值均显著为正,表明企业积极地进行慈善捐赠有助于降低跨国经营的不确定性并降低企业经营风险。以列(1)为例, 未进行捐赠的跨国企业,其国际化经营将使得企业经营风险上升0.562 ;相反,进行慈善捐赠的公司,其企业经营风险将降低0.312(0.874-0.562),这表明国际化企业的慈善捐赠活动有助于降低企业经营风险。
此外,本文还使用t 至t+2 年股票收益波动率的平均值衡量企业风险,回归结果与表9 保持一致(限于篇幅,未列示)。
本文使用2001~2017 年间我国A 股非金融类上市公司数据考察了企业的国际化水平对其慈善捐赠的影响,研究发现:(1)企业的国际化进程与企业慈善捐赠显著正相关,说明企业进入国际市场后,会更多地进行捐赠以降低跨国经营所面临的不确定性。使用不同的慈善捐赠与国际化度量方式、通过工具变量法以及2008 年金融危机构造双重差分模型解决内生性问题,上述结果依然保持稳健。(2)相对于国有企业,跨国经营的非国有企业会更多地进行慈善捐赠。(3)知识资本较少的企业更愿意进行慈善捐赠,并且捐赠数额更大。(4)经济后果分析显示,跨国企业的慈善捐赠确实有助于降低其经营风险。上述结果表明,企业对外捐赠有助于帮其树立良好形象、降低跨国经营中所面临的风险与挑战,因此,企业应该努力承担社会责任,积极建立基于声誉的风险管理体系。
本文的研究仍存在一些不足。囿于数据的可得性,本文所使用的慈善捐赠数额是国内慈善捐赠与海外慈善捐赠的总和,没有区分海外慈善捐赠和国内慈善捐赠。若能将两者区分,结果应该更具说服性。因此,未来研究可以在数据可得的情况下尝试将两者进行区分,以便更加准确地确定企业国际化与慈善捐赠之间的关系。
主要参考文献 :
[1] 陈怀超,范建红,牛冲槐.基于制度距离的中国跨国公司进入战略选择 :合资还是独资?[J].管理评论,2013, 25(12):98-111.
[2] 陈岩,蒋亦伟,王锐.产品多元化战略、企业资源异质性与国际化绩效 :对中国2008-2011 年制造业上市公司的经验检验[J].管理评论,2014,26(12):131-141.
[3] 戴觅,茅锐.外需冲击、企业出口与内销 :金融危机时期的经验证据[J].世界经济,2015,(1):81-104.
[4] 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.
[5] 邓新明,熊会兵,李剑峰,侯俊东,吴绵峰.政治关联、国际化战略与企业价值——来自中国民营上市公司面板数据的分析[J].南开管理评论,2014,(1):26-43.
[6] 杜晓君,杨勃,任晴阳.基于扎根理论的中国企业克服外来者劣势的边界跨越策略研究[J].管理科学,2015, 28(2):12-26.
[7] 方宏,王益民.“欲速则不达”:中国企业国际化速度与绩效关系研究[J].科学学与科学技术管理,2017,(2): 158-170.
[8] 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.
[9] 胡珺,彭远怀,宋献中,周林子.控股股东股权质押与策略性慈善捐赠——控制权转移风险的视角[J].中国工业经济,2020,(2):174-198.
[10] 黄凌云, 郑淑芳, 王珏.“一带一路”背景下对外投资企业的合作共赢机制研究——基于社会责任视角[J].管理评论,2018,30(2):172-182.
[11] 李四海.制度环境、政治关系与企业捐赠[J].中国会计评论,2010,(2):161-178.
[12] 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.
[13] 李雪,罗进辉,黄泽悦.“原罪”嫌疑、制度环境与民营企业慈善捐赠[J].会计研究,2020,(1):135-144.
[14] 山立威,甘犁,郑涛.公司捐款与经济动机——汶川地震后中国上市公司捐款的实证研究[J].经济研究, 2008,(11):51-61.
[15] 史金艳,杨健亨,李延喜,张启望.牵一发而动全身 : 供应网络位置、经营风险与公司绩效[J].中国工业经济,2019,(9):136-154.
[16] 许晖,余娟.企业国际化经营中关键风险的识别研究
[J].南开管理评论,2007,(4):92-97.
[17] 杨忠,张骁.企业国际化程度与绩效关系研究[J].经济研究,2009,(2):32-42.
[18] 张敏,马黎珺,张雯.企业慈善捐赠的政企纽带效应——基于我国上市公司的经验证据[J].管理世界, 2013,(7):163-171.
[19] 赵君丽,童非.并购经验、企业性质与海外并购的外来者劣势[J].世界经济研究,2020,(2):71-82.
[20] Attig, N., Boubakri, N., El Ghoul, S., Guedhami, O. Firm internationalization and corporate social responsibility[J]. Journal of Business Ethics, 2014, 134(2): 171-197.
[21] Bals, L., Berry, H., Hartmann, E., Raettich, G. What do we
know about going global early? Liabilities of foreignness and early internationalizing firms[J]. Advances in International Management, 2013, 26: 397-433.
[22] Brown, W. O., Helland, E., Smith, J. K. Corporate
philanthropic practices[J]. Journal of Corporate Finance,
2006, 12(5): 855-877.
[23] Campbell, J. T., Eden, L., Miller, S. R. Multinationals and corporate social responsibility in host countries: Does distance matter?[J]. Journal of International Business Studies, 2012, 43(1): 84-106.
[24] Cao, X., Zhou, S., Xue, S. Export, ownership, and innova-
tion, evidence from Chinese firms’ patents filings[R]. Sun Yat-sen University Working Paper, 2019.
[25] Carpenter, M. A., Sanders, W. M. The effects of top
management team pay and firm internationalization on MNC performance[J]. Journal of management, 2004, 30
(4): 509-528.
[26] Chen, X., Liang, X., Wu, H. Cross-border acquisitions and CSR performance: Evidence from China[R]. Macquarie University Working Paper, 2019.
[27] Du, X. Is corporate philanthropy used as environmental
misconduct dressing? Evidence from Chinese family owned firms[J]. Journal of Business Ethics, 2015, 192(2): 341- 361.
[28] Dunning, J. H. The changing geography of foreign direct investment[M]. Globalization, foreign direct investment and technology transfers: Impacts on and prospects for developing countries, New Political Economy, 1998.
[29] Freeman, R. E. The politics of stakeholder theory: Some
future directions[J]. Business Ethics Quarterly, 1994, 4(4): 409-421.
[30] Gao, Y. Philanthropic disaster relief giving as a response to institutional pressure: Evidence from China[J]. Journal of Business Research, 2011, 64(12): 1377-1382.
[31] Godfrey, P. C. The relationship between corporate philanthropy
and shareholder wealth: A risk management perspective[J]. Academy of Management Review, 2005, 30(4): 777-798.
[32] He, W., Yu, X. Paving the way for children: Family firm
succession and corporate philanthropy in China[J]. Journal of Business Finance & Accounting, 2019, 46(9-10): 1237- 1262.
[33] Hitt, M. A., Hoskisson, R. E., Kim, H. International
diversification: Effects on innovation and firm performance in product-diversified firms[J]. Academy of Management Journal, 1997, 40(4): 767-798.
[34] Jeong,Y. C., Kim, T. Y. Between legitimacy and efficiency:
An institutional theory of corporate giving[J]. Academy of Management Journal, 2019, 62(5): 1583-1608.
[35] Jia, M., Xiang, Y., Zhang, Z. Indirect reciprocity and
corporate philanthropic giving: how visiting officials influence investment in privately owned Chinese firms[J]. Journal of Management Studies, 2019, 56(2): 372-407.
[36] Liu, W., De Sisto, M., Li, W. H. How does the turnover of
local officials make firms more charitable? A comprehensive analysis of corporate philanthropy in China[J]. Emerging Markets Review, 2020.
[37] Luong, H., Moshirian, F., Nguyen, L., Tian, X., Zhang,
B. How do foreign institutional investors enhance firm innovation?[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2017, 52(4): 1449-1490.
[38] Salomon, R., Martin, X. Learning, knowledge transfer,
and technology implementation performance: A study of time-to-build in the global semiconductor industry[J]. Management Science, 2008, 54(7): 1266-1280.
[39] Symeou, P. C., Zyglidopoulos, S., Williamson, P. Interna-
tionalization as a driver of the corporate social performance of extractive industry firms[J]. Journal of World Business, 2018, 53(1): 27-38.
[40] Wang, H., Qian, C. Corporate philanthropy and corporate
financial performance: The role of stakeholder response and political access[J]. Academy of Management Journal, 2011, 54(6): 1159-1181.
[41] Wu, Z., Salomon, R. Does imitation reduce the liability of foreignness? Linking distance, isomorphism, and performance[J]. Strategic Management Journal, 2016, 37
(12): 2441-2462.
[42] Xu, K., Hitt, M. A., Brock, D., Pisano, V., Huang, L. S. Country institutional environments and international strategy: A review and analysis of the research[J]. Journal of International Management, 2021, 27(1).
[43] Zhang, R., Rezaee, Z., Zhu, J. Corporate philanthropic
disaster response and ownership type: Evidence from Chinese firms’ response to the Sichuan earthquake[J]. Journal of Business Ethics, 2009, 94(1): 51-63.
[44] Zyglidopoulos, S. C., Georgiadis, A. P., Carroll, C. E.,
Siegel, D. S. Does media attention drive corporate social responsibility?[J]. Journal of Business Research, 2012, 65
(11): 1622-1627.
Does Internationalization Increase Corporate Philanthropy?
GUO Xue-jing, XIONG Jia-cai
Key words: internationalization; corporate philanthropy; business risk
相关推荐