汪大海 南銳

摘要：慈善捐贈是慈善事業(yè)的重要基礎和組成部分，具有直接轉(zhuǎn)移財富、緩解收入水平懸殊的功能。本研究基于1997-2011年的慈善捐贈收入和經(jīng)濟增長（GDP）的數(shù)據(jù)，運用平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger檢驗等計量方法，對我國慈善捐贈與經(jīng)濟增長關系進行研究。研究結果表明：我國慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，并形成了雙向正向刺激機制；當滯后期為1年時，二者具有雙向因果解釋關系。因而，當前階段需要積極完善慈善捐贈環(huán)境，構建慈善捐贈與經(jīng)濟增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機制；加強慈善組織公信力建設，定位慈善捐贈的再分配功能，最大限度發(fā)揮慈善捐贈與經(jīng)濟增長的相互促進作用。

關鍵詞：慈善捐贈 （收入）；經(jīng)濟增長 （GDP）；協(xié)整關系；誤差修正模型；Granger檢驗

中圖分類號：F124；D632.9

一、引言

慈善捐贈，又稱公益捐贈、社會捐贈，是指社會各單位和個人自愿將其所擁有的財產(chǎn)無償轉(zhuǎn)讓給受贈方處分或管理使用的行為，是慈善事業(yè)的重要基礎和組成部分，具有直接轉(zhuǎn)移財富、緩解收入水平懸殊的功能，因而被很多經(jīng)濟學家稱為“第三次分配”（厲以寧等）。2001-2010十年間，慈善捐贈額由2001的11.7億元增長到2010年的601.7億元，年平均增長率高達51.74%，增速明顯高于DDP的增長速度；而人均慈善捐贈額由2001年的人均0.92元增長到2010年的44.87元，年平均增長率高達50.89%。與此同時，慈善捐贈的形式愈發(fā)多樣化，慈善組織規(guī)模日益發(fā)展壯大，慈善服務與項目運作廣泛開展，我國慈善捐贈事業(yè)駛?cè)肓恕翱燔嚨馈?。國?nèi)外許多專家都在不同場合提出了慈善捐贈與經(jīng)濟增長具有雙向正向促進作用的論斷，這一論斷也被大家所認同。那么，慈善捐贈到底對經(jīng)濟增長的影響有多大？經(jīng)濟增長是否也會對慈善捐贈產(chǎn)生影響？二者之間是否存在一種長期均衡關系呢？而目前學術界對于這些問題的研究卻很少，因而，在當前階段，研究慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間的關系，具有重要意義。

慈善捐贈和經(jīng)濟增長一直以來都是學術界關注的重點，但直接研究二者之間關系的研究卻并不多，代表性觀點如下：北京師范大學中國慈善事業(yè)研究中心汪大海教授（2012）[1]在其主編的《2001-2011中國慈善事業(yè)發(fā)展報告》中，通過對一系列官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)比較分析，得出我國慈善捐贈收入受經(jīng)濟增長影響顯著，慈善捐贈水平較高的區(qū)域一般是沿海和經(jīng)濟發(fā)達省份；浙江工商大學王銳（2011）[2]以浙江省基金會發(fā)展情況為例，采用了相關性分析和回歸分析的方法，研究得出基金會發(fā)展與當?shù)亟?jīng)濟增長的趨勢相吻合；而徐麟（2005）[3]則立足于國際比較視野，研究結果表明，美國慈善事業(yè)的收入與國家的經(jīng)濟發(fā)展水平及人民生活水平息息相關。

而與本文相關的先期研究主要集中在研究微觀主體的慈善捐贈行為與經(jīng)濟增長關系，其中以企業(yè)和個人為微觀主體的研究相對比較豐富，代表性觀點如下：

一是在研究企業(yè)捐贈行為與經(jīng)濟增長關系過程中，主要遵行了“經(jīng)濟發(fā)展水平——企業(yè)慈善捐贈——企業(yè)經(jīng)營業(yè)績提高——全社會經(jīng)濟發(fā)展”的邏輯進行展開，普遍認為企業(yè)捐贈是受經(jīng)濟制約的，經(jīng)濟發(fā)展水平會明顯影響到慈善捐贈水平，同時合理的企業(yè)慈善捐贈行為能帶來其經(jīng)營業(yè)績的提高，進而為全社會創(chuàng)造有效供給，從而促進經(jīng)濟增長。如Willams & Barrett（2000）、Saiia et al（2003）[4]、Day & Devlin （2004）[5]、Godfrey（2005）[6]、Gardberg & Fombrun（2006） [7]、Pattem （2008）[8]等基于大量實證檢驗，認為企業(yè)捐贈可以提升企業(yè)形象、維持與政府的良好合作關系，為公司創(chuàng)造較好的經(jīng)營環(huán)境，從而促進產(chǎn)品銷售，實現(xiàn)公司較高水平的利潤，提高企業(yè)價值；國內(nèi)學者，曹賀（2007）、黃桂香、黃華清（2008）、鄧彥卓（2009）認為稅收是影響企業(yè)慈善捐贈行為的主要因素之一，企業(yè)慈善捐贈支出受利潤水平制約，與企業(yè)凈利潤顯著正相關；山立威等人（2008）[9]則認為企業(yè)捐贈行為是由自身能夠承擔社會責任的經(jīng)濟能力所決定的，業(yè)績好的公司捐贈總數(shù)更多；趙曉琴，萬迪昉（2011） [10]基于“5.12”汶川地震后我國31省域內(nèi)地企業(yè)賑災捐款的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，慈善捐贈金額與各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化程度呈正相關；李敬強，劉鳳軍（2010）[11]則基于75家國內(nèi)企業(yè)樣本，強調(diào)只有被市場認知為真實的慈善捐贈才能增加企業(yè)價值。

二是在研究個人慈善捐贈行為與經(jīng)濟增長關系過程中，主要側(cè)重于研究個人捐贈與收入、稅收、所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關系，大多認為個人捐贈行為易受到個人收入、稅收政策以及當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響。如Abrams & Schmitz（1978）、Warr（1982）、Steinberg（1990、1997）、Clotfelter（1985、2002）、Saez（2004）、McClelland（2005）等學者認為慈善捐贈的收入彈性約在0.4-0.8之間，稅收價格彈性為負；Roberts（1984）、Andreoni （1993、2003） [12]、Payne（1998、2001）、Ribar和Wilhelm（2002）等學者則發(fā)現(xiàn)，政府支出會在一定程度上對個人慈善捐贈產(chǎn)生“擠出效應”，但只是部分的擠出。蔣小民（2011）[13]認為國家整體經(jīng)濟發(fā)展狀況、區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況、居民收入等經(jīng)濟因素對個人捐贈行為的影響非常大，即國家越富裕、經(jīng)濟越繁榮，慈善捐贈總額就增長越快；區(qū)域經(jīng)濟越發(fā)達、居民收入越高，慈善捐贈總額就越多。

上述研究成果為本文奠定了重要基礎，但現(xiàn)有研究大多側(cè)重于從側(cè)面進行慈善捐贈與經(jīng)濟增長關系的研究，而缺乏直接有針對性的研究；研究視角多以微觀主體與經(jīng)濟增長關系研究為主，缺乏宏觀主體的研究視角；研究方法多以規(guī)范研究，以及簡單的數(shù)據(jù)性描述和計量方法，缺乏有效、科學、系統(tǒng)的實證檢驗。因而，在此背景下，本文基于整個國家這一宏觀主體，通過構建協(xié)整檢驗計量模型，進行一系列的實證檢驗，來探討宏觀意義上的慈善捐贈與經(jīng)濟增長的關系。

二、理論分析與研究假設

目前，國內(nèi)外學術界普遍認為經(jīng)濟增長是指一個國家或地區(qū)在一定內(nèi)的產(chǎn)品和勞務數(shù)量的增加，或國民產(chǎn)出的增加，通過以 GDP、GNP 或國民收入來表示（金德爾伯格（1983）、薩繆爾森（1991）、譚崇臺（2001）、韓紀江（2003）等），本文將以GDP來衡量經(jīng)濟增長水平。慈善捐贈收入是慈善捐贈的貨幣化表現(xiàn)形式，也是衡量慈善捐贈水平的最有效量化指標。因而，探討慈善捐贈與經(jīng)濟增長關系，實際上就是探討慈善捐贈收入與GDP之間的關系。

福利經(jīng)濟學認為，國民收入分配是衡量經(jīng)濟福利水平的重要指標之一，因而科學合理的國民收入分配格局有利于實現(xiàn)經(jīng)濟福利水平的改善。作為市場性無償再分配的慈善捐贈，對社會福利水平變化的注入效應遠遠大于漏出效應①，因而慈善捐贈有利于實現(xiàn)經(jīng)濟福利水平的改善，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長[14]。

宏觀經(jīng)濟學認為，在三部門經(jīng)濟中，邊際消費傾向一方面可以直接作用于總產(chǎn)出，另一方面，還對經(jīng)濟拉動發(fā)揮乘數(shù)效應。實踐來看，窮人的消費需求較小但邊際消費傾向較高，而富人恰恰相反，消費需求大邊際消費傾向較低。但若通過一定的方式，促使富人財富向窮人轉(zhuǎn)移，那么整個社會的邊際消費傾向會得到提高。從國民收入分配的性質(zhì)來看，慈善捐贈本質(zhì)屬于國民收入的市場性無償再分配，是一種典型的富人財富想窮人轉(zhuǎn)移的一種方式。因而，不難看出，慈善捐贈可以提高整個社會的邊際消費傾向，并能在一定條件下，使得慈善捐贈對國民經(jīng)濟的正向乘數(shù)效應得到放大。

通過上文的理論分析，為了具體分析慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間的關系，本文擬在實證分析中，嘗試驗證以下假設：

研究假設1：短期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)非均衡發(fā)展，但長期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟增長存在一種長期均衡關系；

研究假設2：慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間具有雙向因果解釋關系，即慈善捐贈收入的增加能促進經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長又能促進慈善捐贈收入的增加。

三、計量方法及實證檢驗

（一）研究設計及方法選取

本文建立的實證檢驗模型主要由序列平穩(wěn)性檢驗，協(xié)整分析（含E-G兩步法和Johansen極大似然法）、誤差修正模型和Granger因果檢驗構成，其中平穩(wěn)性檢驗是基礎，是進行協(xié)整分析必要前提，而協(xié)整分析能反映經(jīng)濟變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系，誤差修正模型能研究它們在短期波動中偏離長期均衡程度，Granger因果檢驗來說明經(jīng)濟變量之間的因果關系，確定變量間的因果方向和強度[15]。四位一體的全過程分析，才能驗證慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間的長期穩(wěn)定均衡因果關系。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

在實證研究中，將引入2個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，記為變量Y）和慈善捐贈收入（記為變量SD）。為了消除異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動，對變量Y和SD進行對數(shù)化處理，對數(shù)化處理后，兩變量分別為和。由于慈善捐贈的科學統(tǒng)計是始于1997年，因而，本文主要利用Eviews7.0軟件，對我國1997-2011年的慈善捐贈與 的關系進行實證檢驗。其中GDP原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1998-2011）（其中2011年數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計局2011年統(tǒng)計公報），慈善捐贈收入來源于《中國民政統(tǒng)計年鑒》（1998-2011）（其中2011年數(shù)據(jù)來源于民政部2011年社會服務發(fā)展統(tǒng)計公報）（兩變量規(guī)模見表1）。

（三）計量方法及實證檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

序列平穩(wěn)性是指序列的均值與時間無關，其方差是有限的，不隨著時間發(fā)生變化，自協(xié)方差只是與考察的時間間隔有關，而與時間的變化無關。如果在進行回歸分析之前，不對時間序列作平穩(wěn)性檢驗，很容易在實證檢驗中，出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，從而會嚴重破壞檢驗結果的真實性。常用的平穩(wěn)性檢驗方法是ADF單位根檢驗、PP單位根檢驗、DF-GLS單位根檢驗等，其中，當樣本容量不大，AD檢驗與PP檢驗的共同缺點是檢驗的功效較低（易犯第Ⅱ類錯誤）而DF-GLS單位根檢驗則在面對小樣本的檢驗時，穩(wěn)定性較好，是目前最有功效的單位根檢驗②，本文也將采用這種方法。

DF-GLS單位根檢驗是Elliot，Rothenberg and stock于1996年提出的，其實質(zhì)就是退勢版的ADF檢驗。該檢驗包括兩步：第一步，用GLS（廣義最小二乘法）對原始序列進行“退勢”處理（去除序列的趨勢）；第二步，對“退勢”后的序列進行ADF檢驗。

ADF檢驗方程為：

其中Δ表示變量的一階差分， Yt為“退勢”后的序列， t是時間趨勢， α是常數(shù)項， P是滯后值， εt是隨機誤差項，原假設H0：γ=0如果接受假設H0，說明序列Yt存在單位根，是非平穩(wěn)的；反之，則說明序列Yt不存在單位根，是平穩(wěn)的。如果序列Yt經(jīng)過d次差分后，具有平穩(wěn)性，則稱該序列為d階單整序列，表示為I（d） 。

本研究擬采用DF-GLS單位根檢驗法，分別對原序列、 及一階差分序列Δ 、Δ進行單位根檢驗。檢驗結果如下：

通過DF-GLS單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)兩變量對數(shù)序列在1%、5%和10%的顯著水平上均是非平穩(wěn)序列，而其一階差分序列都是Ⅰ（1）序列，即一階單整序列，符合慈善捐贈與GDP之間協(xié)整關系檢驗的前提。

2.協(xié)整分析

如果序列Yt經(jīng)過P次差分后具有平穩(wěn)性，那么該序列為P階單整序列，記為I（P），如果兩個同階單整序列的線性組合得到一個變量為I（0），那么這兩個變量是協(xié)整的。常用協(xié)整檢驗方法主要是Engle-Granger兩步法（以下簡稱為E-G兩步法）、Johansen極大似然法。

（1）Engle-Granger兩步法

Engle-Granger兩步法是由Engle和Granger于1987年提出的，基本原理是：如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關系。具體方法由兩步組成（故稱兩步法）：第一步，運用OLS法建立兩變量之間的回歸方程，保存殘差εt；第二步，然后對殘差序列εt進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差序列 εt為零階單整，那么二者之間就存在協(xié)整關系。以下將運用E-G兩步法對時間序列、 進行協(xié)整關系檢驗，具體如下：

首先，試探慈善捐贈收入對GDP的影響

第一步，對InY與InSD這兩個序列進行協(xié)整回歸，OLS回歸方程如下：

T=（42.38583）（6.863284）

P=（0.0000）（0.0000）

第二步，對殘差 進行DF-GLS單位根檢驗

估計的殘差： ，運用Eviews軟件，根據(jù)AIC準則確定最優(yōu)滯后期，對殘差序列進行DF-GLS檢驗，DF-GLS統(tǒng)計值為-3.355116，小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值。因而，可以看作，在1%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，殘差為零階單整。

上述結果表明， 與之間存在協(xié)整關系，經(jīng)濟意義為，從長期來看，慈善捐贈收入每增加1個單位， 將增長約0.369426個單位，慈善捐贈收入增加能促進GDP的增加，這表明，慈善捐贈能促進經(jīng)濟增長。

其次，試探慈善捐贈收入對GDP的影響，原理同上。

第一步，OLS回歸方程如下：

T= （-5.686136）（6.863284）

P=（0.0001）（0.0000）

第二步，對殘差ε2進行DF-GLS單位根檢驗情況如下：

估計的殘差： ，運用Eviews軟件，根據(jù)AIC準則確定最優(yōu)滯后期，對殘差序列進行DF-GLS檢驗，DF-GLS統(tǒng)計值為-3.153670，小于10%顯著水平下的臨界值。因而，可以看作，在10%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，殘差為零階單整。

上述結果表明，與之間存在協(xié)整關系，經(jīng)濟意義為，從長期來看， 每增加1單位，慈善捐贈收入將增加約2.121426個單位， GDP增加會帶來慈善捐贈收入的增加，這表明慈善捐贈能推動經(jīng)濟增長。

（2）Johansen極大似然法

E-G兩步法雖比較常用，但一些實踐證明，E-G兩步檢驗法對于小樣本變量，容易出現(xiàn)檢驗結果不穩(wěn)定的現(xiàn)象。為了保證檢驗結果的穩(wěn)定性，往往會進一步采用Johansen極大似然法來檢驗變量之間的協(xié)整關系。Johansen極大似然法通過判定協(xié)整方程的個數(shù)（即協(xié)整秩），來檢驗變量之間是否協(xié)整。協(xié)整似然比檢驗法主要包括跡檢驗法和最大特征值檢驗法。

跡檢驗法的假設為：

H0：至多有γ個協(xié)整關系

H1有m個協(xié)整關系 （滿秩）

檢驗統(tǒng)計量為：

，其中λi是大小排第i的特征值； T是觀測總數(shù)。

最大特征根檢驗法的假設為：

HOr：有r個0協(xié)整關系

H1r ：至少有r+1個協(xié)整關系

檢驗統(tǒng)計量為：

檢驗從下往上進行，先檢驗H00，若接受，則表明不存在協(xié)整關系，若拒絕，則繼續(xù)往上檢驗H01，…，直到接受H0r，表明共有r個協(xié)整關系。

Johansen極大似然法是基于向量自回歸模型的協(xié)整檢驗方法，對滯后期比較敏感。由于本文的數(shù)據(jù)樣本相對較小，同時模型滯后期過大會導致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計的有效。本文將最大滯后期定為3階，通過比較0-3階模型的LR，F(xiàn)PE，AIC，SC和HQ值，將模型的滯后階數(shù)定義為1階，并且結果顯示其擬合優(yōu)度均達到了95%以上。

依據(jù)上述原理，檢驗結果如下：

從上表檢驗結果，可以看出，在5%的顯著性水平下，原假設協(xié)整方程的個數(shù)為0的統(tǒng)計量均大于該水平的臨界值，因而可以拒絕原假設，協(xié)整方程個數(shù)不為0；而原假設協(xié)整方程個數(shù)最多1個的統(tǒng)計量均小于該水平的臨界值，因而不能拒絕該假設，說明慈善捐贈收入與GDP之間存在協(xié)整關系。這與兩步法檢驗結果一致，并符合格蘭杰因果關系檢驗的前提。

3.誤差修正模型

根據(jù)E-G檢驗法，對于同階單整序列yt和xt，經(jīng)過回歸可得：

對殘差序列估計值做平穩(wěn)性檢驗，若通過協(xié)整檢驗，則（）是協(xié)整向量，引入誤差項，可建立誤差修正模型為：

其中（）為誤差修正項，即協(xié)整方程的殘差項，在誤差修正模型中，各個差分項表明變量短期波動的影響，短期變量和聯(lián)合決定yt的短期變化Δyt的方向， γ為調(diào)整系數(shù)，若其值為負，說明存在修正機制，序列存在短期波動于長期均衡的動態(tài)調(diào)整關系，反正則不存在修正機制。

根據(jù)上述理論，對、建立滯后階數(shù)為1的向量誤差修正模型，以進一步明確慈善捐贈與經(jīng)濟增長的相互影響關系。具體結果如下：

從上式可知，誤差修正系數(shù)分別為-0.740540和-0.036319，均為負值，說明慈善捐贈和經(jīng)濟增長之間存在修正機制，具體而言，即在其它條件不變的前提下，慈善捐贈收入在第t期的變化可以消除第t-1期-0.740540單位的非均衡誤差，經(jīng)濟增長在第t期的變化可以消除第t-1期-0.036319單位的非均衡誤差。

4. Granger因果檢驗

上述協(xié)整檢驗只可判斷變量間是否存在長期均衡關系，并不能很明確說明二者之間的因果關系，還需進一步進行Granger因果檢驗。Granger檢驗形式如下：

檢驗零假設H0： ， x不是y的Granger成因

在顯著性水平下，如果檢驗統(tǒng)計量大于相應的臨界值，則拒絕零假設，即x不是y的Granger成因，反正 是 的Granger成因。

上述檢驗只能證明與 之間存在一種長期的穩(wěn)定關系，但是不能確定二者是否具有統(tǒng)計意義上的因果關系，因而，應采用Granger因果關系檢驗法進行檢驗。

檢驗結果表明，當滯后期長度為1年時，樣本期內(nèi)，在5%的顯著水平下，我國慈善捐贈收入與 是雙向因果關系，這表明，慈善捐贈與經(jīng)濟存在雙向因果解釋關系。至此，本文提出的研究假設均得到驗證。

四、結論與建議

通過以上實證檢驗，可以得出以下一些主要結論：

（1）我國慈善捐贈（SD）和經(jīng)濟增長（GDP）之間存在著顯著的正相關關系，短期內(nèi)，二者的發(fā)展態(tài)勢和增長軌跡迥異，呈現(xiàn)出非穩(wěn)定性，但長期內(nèi)，二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

（2）我國慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，二者之間形成雙向刺激機制。具體來說，從長期來看，慈善捐贈每增加1個單位， GDP將增長約0.369426個單位； GDP每增長1個單位，慈善捐贈將增長約2.121426個單位。同時，短期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟增長之間具有動態(tài)調(diào)整機制，能保持雙向刺激機制自動實現(xiàn)。

（3）當滯后期為1年時，我國慈善捐贈與經(jīng)濟增長GDP之間具有雙向因果解釋關系。具體來說，慈善捐贈是經(jīng)濟增長的原因之一，經(jīng)濟增長又是慈善捐贈收入增長的原因之一。與此同時，滯后期僅僅為1年，說明二者之間相互促進作用往往具有立竿見影的效果。

這些結論反映出，我國慈善捐贈與經(jīng)濟增長存在相互依賴的關系，慈善捐贈的增加能驅(qū)動經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長能刺激慈善捐贈收入的增加，也很好地驗證了本文的假設。因此，立足于以上結論，提出以下幾點政策建議：

（1）積極完善慈善捐贈環(huán)境，構建慈善捐贈與經(jīng)濟增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機制。實證結果顯示，慈善捐贈與經(jīng)濟增長在長期內(nèi)具有穩(wěn)定均衡關系，而這種穩(wěn)定均衡關系的維系，是需要積極完善慈善捐贈環(huán)境來保證的。具體來說，就是要提高公民慈善捐贈意識，完善包括稅收優(yōu)惠在內(nèi)的慈善捐贈激勵機制，充分發(fā)揮慈善組織的正向功能，不斷加強慈善法律制度的體系框架和邏輯建設，實現(xiàn)慈善事業(yè)的包容性增長與和諧共生。從而構建慈善捐贈與經(jīng)濟增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機制。

（2）加強慈善組織公信力建設，定位慈善捐贈的再分配功能，最大限度發(fā)揮慈善捐贈與經(jīng)濟增長的相互促進作用。實證結果顯示，慈善捐贈與經(jīng)濟增長具有相互正向促進作用。因而，必須以公信力、市場化和功能化建設作為慈善組織建設的重要抓手，發(fā)揮慈善捐贈的“第三次分配”功能，凸顯慈善驅(qū)動和諧社會建設和經(jīng)濟增長的作用，與此同時，也要堅持經(jīng)濟發(fā)展、提高公民可支配收入水平優(yōu)先的方針，為慈善捐贈收入增加夯實堅定的物質(zhì)基礎。

注釋：

①其中注入效應主要包括：因部分財產(chǎn)轉(zhuǎn)移到受益人，受益人福利狀況得到的改善；捐贈者因心理和精神上得到滿足，其福利得到的改善；因社會影響力的擴大、企業(yè)文化的提升而獲得的福利改善等等；漏出效應只包括捐贈者因捐出部分財產(chǎn)引起的福利水平降低。

②張強.高級計量經(jīng)濟學及Stata應用[M].北京：高等教育出版社，2010：274.

參考文獻：

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（編輯：韋京）