摘要：利用2003-2010年的省市面板數(shù)據(jù)，分析了中國慈善捐贈(zèng)變化的原因，重點(diǎn)討論了政府支出與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，與歐美國家普遍存在的“擠出效應(yīng)”不同，我國政府支出對慈善捐贈(zèng)存在明顯的“擠入效應(yīng)”；社會(huì)組織、基金會(huì)、私營企業(yè)對慈善捐贈(zèng)具有顯著的正向作用；人均GDP、15-64歲人口比重等指標(biāo)對慈善捐贈(zèng)的影響不顯著；國有企業(yè)對慈善捐贈(zèng)有顯著的負(fù)向作用。認(rèn)為我國慈善事業(yè)仍然是“國家慈善”多于“社會(huì)慈善”，“富人慈善”多于“全民慈善”，“應(yīng)急式慈善”多于“常態(tài)化慈善”，中國慈善事業(yè)有待走向成熟。
　　關(guān)鍵詞：政府支出；慈善捐贈(zèng)；擠出效應(yīng)；擠入效應(yīng)；面板數(shù)據(jù)
　　中圖分類號：F270；D632.9
　　一、引言
　　在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家對政府投資的擠出效應(yīng)進(jìn)行了深入的研究。弗里德曼（1978）認(rèn)為，政府投資的擠出效應(yīng)在于政府投資支出導(dǎo)致私人部門投資尤其是私人部門對利率具有敏感性的支出減少。慈善捐贈(zèng)作為私人提供公共產(chǎn)品的一種重要方式，是收入的“第三次分配”，在現(xiàn)實(shí)中對緩解收入差距、構(gòu)建和諧社會(huì)具有積極意義。然而，當(dāng)政府對公共領(lǐng)域的支出增加時(shí)，是否以及在多大程度上將減少個(gè)人捐贈(zèng)，即是否也存在“擠出效應(yīng)”一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)領(lǐng)域的重要研究議題。然而，由于中國慈善事業(yè)起步較晚，國內(nèi)對于政府支出和慈善捐贈(zèng)關(guān)系的研究仍處空白，而國外也缺乏以中國慈善捐贈(zèng)為背景的研究。
　　因此，本文利用2003-2010年的有關(guān)數(shù)據(jù)，在中國背景下對政府支出與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系進(jìn)行了研究。整體結(jié)構(gòu)如下：首先，對國外已有的關(guān)于政府支出和慈善捐贈(zèng)關(guān)系的研究作一個(gè)文獻(xiàn)綜述；其次，對中國慈善捐贈(zèng)作描述性統(tǒng)計(jì)，并在現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上建立計(jì)量模型、選取影響慈善捐贈(zèng)的相關(guān)控制變量；再次，進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析，同時(shí)考慮內(nèi)生性問題、異常樣本點(diǎn)對本文結(jié)論的影響；最后，提出結(jié)論并進(jìn)行解釋，闡述相關(guān)政策建議。
　　二、文獻(xiàn)綜述
　　政府支出與慈善捐贈(zèng)之間的效應(yīng)可以歸納為五種類型：完全擠出效應(yīng)、部分?jǐn)D出效應(yīng)、無擠出效應(yīng)、完全擠入效應(yīng)和部分?jǐn)D入效應(yīng)。
　　多數(shù)研究支持部分?jǐn)D出效應(yīng)的假設(shè)。Jones（1983）利用英國1961-1979年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)政府支出對慈善捐贈(zèng)存在部分?jǐn)D出效應(yīng)。Abrams和Schmitz（1978）利用美國1948-1972年的稅收返還數(shù)據(jù)，估計(jì)如果聯(lián)邦政府、州和地方政府支出各增加10%，則個(gè)人捐贈(zèng)將減少2.7%和1.8%。他們（1984）還利用1984年稅收返還截面數(shù)據(jù)，估計(jì)政府支出每增加1美元，個(gè)人捐贈(zèng)將減少30美分。Bruce（1989）利用美國63個(gè)公共廣播機(jī)構(gòu)對3541名聽眾的調(diào)查數(shù)據(jù)，認(rèn)為政府對公共廣播機(jī)構(gòu)支出每增加1萬美元，則單個(gè)聽眾的捐贈(zèng)將減少0.15美元。Payne（1998）利用1982-1992年美國430個(gè)非盈利組織的面板數(shù)據(jù)，在控制了組織異質(zhì)性和政治、經(jīng)濟(jì)變量以后，OLS估計(jì)結(jié)果顯示政府支出對非營利組織所獲捐贈(zèng)的影響不顯著。而在控制了內(nèi)生性問題后，運(yùn)用2SLS法估計(jì)則存在擠出效應(yīng)，即政府支出每增加1美元，個(gè)人捐贈(zèng)將減少50美分。Brooks（2003）利用美國1986-1995年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府支出對社會(huì)福利、健康、藝術(shù)和文化領(lǐng)域存在部分?jǐn)D出效應(yīng)。Andreoni（2003）利用美國1982-1998年534個(gè)社會(huì)服務(wù)組織和233個(gè)文藝組織的稅收返還數(shù)據(jù)，驗(yàn)證政府支出對非盈利組織捐贈(zèng)存在擠出效應(yīng)，且降低了非盈利組織戰(zhàn)略性籌資的積極性。此后Andreoni（2011）又分析了美國8000家慈善組織的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府支出對個(gè)人捐贈(zèng)的擠出效應(yīng)高達(dá)75%。Bolton（1998）認(rèn)為，基于不同捐贈(zèng)者偏好假設(shè)的研究，所得結(jié)論差異較大。為此，他設(shè)計(jì)了一個(gè)獨(dú)裁者博弈實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用實(shí)驗(yàn)方法檢驗(yàn)捐贈(zèng)者的偏好，發(fā)現(xiàn)存在擠出效應(yīng)。Eckel（2005）借助Bolton所設(shè)計(jì)的實(shí)驗(yàn)程序，進(jìn)行重復(fù)博弈實(shí)驗(yàn)，在第一次實(shí)驗(yàn)中擠出效應(yīng)接近零，而在第二次試驗(yàn)中擠出效應(yīng)為100%。
　　一些研究則認(rèn)為不存在擠出效應(yīng)，或僅在統(tǒng)計(jì)上顯著。Reece（1979）利用美國1972-1973年消費(fèi)者支出調(diào)查數(shù)據(jù)，Khanna（1995）利用英國1983-1990年159個(gè)慈善機(jī)構(gòu)的面板數(shù)據(jù)，選擇固定效應(yīng)模型，均發(fā)現(xiàn)不存在擠出效應(yīng)。Day（1996）利用加拿大1987年對11023名志愿者的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)從總體上來看，政府支出對志愿服務(wù)不存在擠出效應(yīng)。Brooks（1999）對美國1986-1991年五大交響樂隊(duì)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，發(fā)現(xiàn)政府支出和慈善捐贈(zèng)統(tǒng)計(jì)關(guān)系不顯著。隨后Brooks（2000）又對1955-1995年美國在福利、健康和教育領(lǐng)域的支出進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)對私人捐贈(zèng)的擠出效應(yīng)只是統(tǒng)計(jì)上顯著性。Simmons（2004）利用美國蓋洛普民意調(diào)查機(jī)構(gòu)在1996年對492位公眾在捐贈(zèng)和志愿行為上的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Tobit模型估計(jì)了影響捐贈(zèng)的各種因素，結(jié)果顯示政府支出對個(gè)人時(shí)間和現(xiàn)金捐贈(zèng)存在擠出效應(yīng)也僅在統(tǒng)計(jì)上顯著。More（2007）利用美國1998-2003年非盈利藝術(shù)組織的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府支出對全部非盈利藝術(shù)組織不存在擠出效應(yīng)，但是對舞蹈和芭蕾組織存在擠出效應(yīng)，對管弦樂隊(duì)和音樂組織則存在擠入效應(yīng)。Horne（2005）通過對675名公眾進(jìn)行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明政府支出會(huì)減少個(gè)人捐贈(zèng)。
　　部分研究還支持?jǐn)D入效應(yīng)假設(shè)。Schiff（1985）發(fā)現(xiàn)，在社會(huì)福利領(lǐng)域，州政府支出增加1美元，個(gè)人捐贈(zèng)增加3美分；聯(lián)邦和州政府非現(xiàn)金轉(zhuǎn)移每增加1美元，個(gè)人捐贈(zèng)將增加5～13美分。Connolly（1997）則發(fā)現(xiàn)大學(xué)教育領(lǐng)域的政府支出對個(gè)人捐贈(zèng)存在明顯的擠入效應(yīng)。Crumpler（2008）通過模擬實(shí)驗(yàn)來檢驗(yàn)“溫情效應(yīng)”（warm glow）對捐贈(zèng)的影響，結(jié)果表明在一個(gè)無捐贈(zèng)激勵(lì)的環(huán)境下，無論有無政府支出，利他主義者會(huì)將個(gè)人財(cái)產(chǎn)的20%捐贈(zèng)出去。而Eckel（1996）的研究結(jié)論是30%，Davis（2005）的結(jié)論是30%～40%。在此后Konow（2010）的研究中，他認(rèn)為捐贈(zèng)不僅取決于“溫情效應(yīng)”，還取決于公平和社會(huì)需要。Card（2010）運(yùn)用OLS法對1990-2000年美國15個(gè)城市的6506家大型企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)政府支出對企業(yè)捐贈(zèng)具有顯著的擠入效應(yīng)。
　　上述研究大多支持?jǐn)D出效應(yīng)，但由于模型和數(shù)據(jù)的差別，擠出效應(yīng)在不同國家、不同領(lǐng)域、不同時(shí)間大小不同。即使是同一個(gè)學(xué)者的研究，結(jié)論也存在階段性差異，如Brooks的研究等。從而表明政府支出和慈善捐贈(zèng)的關(guān)系十分復(fù)雜。如果捐贈(zèng)者對稅率上升反應(yīng)敏感，則會(huì)降低捐贈(zèng)水平；如果滿足“古典效應(yīng)”假設(shè)，則關(guān)注慈善捐贈(zèng)的總量，即認(rèn)為政府和個(gè)人的錢本質(zhì)上相同，一旦捐贈(zèng)總量符合捐贈(zèng)者的預(yù)期，此時(shí)政府支出增加將完全擠出個(gè)人捐贈(zèng)；如果滿足“溫情效應(yīng)”假設(shè)，捐贈(zèng)者將從直接捐贈(zèng)行為中獲得滿足感，認(rèn)為政府和個(gè)人的錢在本質(zhì)上不同，此時(shí)政府支出將無擠出效應(yīng)或存在擠入效應(yīng)；如果滿足“聲譽(yù)效應(yīng)”假設(shè)，捐贈(zèng)者將認(rèn)為公開姓名和捐贈(zèng)數(shù)額是財(cái)富的信號，慈善機(jī)構(gòu)如果公開捐贈(zèng)者的信息，則即使政府支出增加也不會(huì)減少個(gè)人捐贈(zèng)。對擠入效應(yīng)的解釋主要有三點(diǎn)：一是政府支出大多是匹配資金，不會(huì)提升稅率，從而降低了捐贈(zèng)的價(jià)格；二是捐贈(zèng)者將政府支出理解為慈善組織品質(zhì)和聲譽(yù)的信號，提升了捐贈(zèng)者的信心；三是捐贈(zèng)者有著強(qiáng)烈的公平和社會(huì)責(zé)任感，政府支出起到“杠桿”作用。
　　三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)來源
　　本文主要考察政府支出對慈善捐贈(zèng)的影響，設(shè)置如下同時(shí)包括截面固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)的線性模型：
　　下標(biāo) 為31個(gè)省市， 為樣本期間。 為省市特定效應(yīng)，控制不隨時(shí)間變化的個(gè)體影響因素，如省市的地理位置和期初的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等對慈善捐贈(zèng)的影響； 為時(shí)間特定效應(yīng)，控制宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化等對慈善捐贈(zèng)的影響。
　　chg為省市慈善捐贈(zèng)額占捐贈(zèng)總額的比重。捐贈(zèng)額在本文包括直接接收捐贈(zèng)額和間接接受捐贈(zèng)額（都只包括捐贈(zèng)款數(shù)額和其他物資價(jià)值，不包括衣被數(shù)量）。 gov為省市政府支出占政府支出總額的比重。根據(jù)Brooks等人的觀點(diǎn)，政府支出應(yīng)是公益性支出的部分，包括教育、科學(xué)技術(shù)、扶貧濟(jì)困、社會(huì)保障、醫(yī)療衛(wèi)生等社會(huì)服務(wù)領(lǐng)域。由于政府支出統(tǒng)計(jì)口徑的差異，2006年之前包括文體廣播事業(yè)費(fèi)、教育事業(yè)費(fèi)、科學(xué)事業(yè)費(fèi)、衛(wèi)生事業(yè)費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)、社會(huì)保障補(bǔ)助支出和支援不發(fā)達(dá)地區(qū)支出；而之后包括教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒、社會(huì)保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生和地震災(zāi)后恢復(fù)重建等方面。
　　Zit為影響各省市慈善捐贈(zèng)差異及變化的控制變量。具體包括與慈善組織相關(guān)的控制變量： org為省市社會(huì)組織占社會(huì)組織總數(shù)的比重，本文社會(huì)組織包括社會(huì)團(tuán)體和民辦非企業(yè)； fun為省市基金會(huì)占基金會(huì)總數(shù)的比重；dpt為省市慈善捐贈(zèng)點(diǎn)占慈善捐贈(zèng)點(diǎn)總數(shù)的比重，慈善捐贈(zèng)點(diǎn)包括社會(huì)捐贈(zèng)接收工作站、慈善超市數(shù)。由于基金會(huì)數(shù)自2003年起才開始統(tǒng)計(jì)，因此，本文選取2003-2010年的數(shù)據(jù)作為分析對象。
　　與省市相關(guān)的控制變量：logagdp、logcinc、logrinc分別為人均GDP、城鎮(zhèn)居民年均可支配收入、農(nóng)村居民家庭人均純收入的對數(shù)值； per15為年齡大于或等于15歲，小于或等于64歲的人數(shù)占總?cè)藬?shù)的比率。Garrett（2010）認(rèn)為，45歲以上的年齡群更有可能捐贈(zèng)。受國內(nèi)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的限制，本文選擇15-64歲的群體作為研究對象。unemploy為各地城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，西藏只有2004、2009和2010年的數(shù)據(jù)，考慮到歷年數(shù)據(jù)變化很小，故取這三年失業(yè)率加權(quán)平均值作為其他年份替代值。foreign、state、private分別代表國有及國有控股工業(yè)企業(yè)、私營工業(yè)企業(yè)、外商投資（含港澳臺(tái)）工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，用于檢驗(yàn)企業(yè)類型對慈善捐贈(zèng)的影響。
　　上述指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2004》。各變量的定義及基本統(tǒng)計(jì)信息見表1。各省市在上述指標(biāo)上存在較大差異，如樣本期間內(nèi)慈善捐贈(zèng)比例最高的為浙江0.282，最低的為西藏0.0004，前后相差705倍；政府支出比例最高的為廣東0.081，最低的為西藏0.005，前后相差16倍。本文將嘗試把那些捐贈(zèng)比例、政府支出比例很高和很低的省份從樣本中剔除，以判斷異常樣本點(diǎn)的影響。
　　四、計(jì)量檢驗(yàn)與實(shí)證分析
　　我們將采用2003-2010年中國31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)對模型（1）進(jìn)行估計(jì)，并根據(jù)Hausman檢驗(yàn)來選擇隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型。對部分變量取自然對數(shù)，目的是避免時(shí)間序列變量的非平穩(wěn)和異方差問題。本節(jié)首先運(yùn)用OLS法對模型（1）進(jìn)行估計(jì)，并對結(jié)果進(jìn)行簡要分析；然后對估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，主要考慮內(nèi)生性問題、異常樣本點(diǎn)。
　?。ㄒ唬┗竟烙?jì)結(jié)果
　　表2報(bào)告了對模型（1）的主要估計(jì)結(jié)果。表2中的六個(gè)模型為一種具體的估計(jì)模型，各估計(jì)模型間的區(qū)別在于控制變量不同。模型1和模型2只將慈善捐贈(zèng)對政府支出變量進(jìn)行回歸，此后則在模型2的基礎(chǔ)上，逐漸添加一些控制變量。由各列模型估計(jì)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可以知道，模型2、4采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，而模型3、5、6采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，表2所報(bào)告的結(jié)果為各列隨機(jī)效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型所對應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。
　　我們首先關(guān)注政府支出對慈善捐贈(zèng)的作用。在六個(gè)估計(jì)模型中，政府支出的估計(jì)系數(shù)都為正，而且都在1%的顯著性水平下顯著，該變量估計(jì)系數(shù)的大小在區(qū)間（0.831～2.191）內(nèi)浮動(dòng)，從而說明中國政府支出對慈善捐贈(zèng)并不像西方國家那樣存在明顯的“擠出效應(yīng)”，而是有明顯的“擠入效應(yīng)”或“杠桿效應(yīng)”。
　　再看控制慈善組織特征的三個(gè)主要變量org、fun、dpt的估計(jì)結(jié)果。變量org的估計(jì)結(jié)果在模型5中不顯著，而在模型6中顯著為正；變量fun的估計(jì)結(jié)果為正，且模型5和模型6分別在10%和5%的顯著性水平下顯著；變量dpt的估計(jì)結(jié)果兩次都不顯著。
　　其他控制變量的估計(jì)結(jié)果如下：logrinc在模型3和模型6的估計(jì)結(jié)果為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)； logcinc在模型3的估計(jì)系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下顯著；logagdp在模型3和模型6的估計(jì)結(jié)果不同，均沒有通過顯著性檢驗(yàn)。我們還發(fā)現(xiàn)：模型4和模型6對 的系數(shù)估計(jì)都在5%的顯著性水平下顯著為負(fù)；對private的系數(shù)估計(jì)分別在1%和5%的顯著性水平下顯著為正；unemploy、per15、foreign變量的估計(jì)系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。
　　（二）估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性分析
　　本文接下來主要檢驗(yàn)政府支出變量對慈善捐贈(zèng)這種正相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性，所分析的對象為模型6，所采用的估計(jì)模型為固定效應(yīng)模型。為了得到穩(wěn)健性的估計(jì)結(jié)果，本文考慮了如下不同的情形：首先是內(nèi)生性問題；其次是異常樣本點(diǎn)問題。我們將把31個(gè)省市中慈善捐贈(zèng)、政府支出均值低于全部樣本均值10%百分位數(shù)和高于其90%百分?jǐn)?shù)的省市從樣本中剔除，以檢驗(yàn)本文的主要結(jié)果是否受到異常樣本點(diǎn)的影響。最后，我們將考慮區(qū)域差異，將樣本劃分為東中西部分別進(jìn)行考察。
　　首先，模型的內(nèi)生性問題可能源于兩個(gè)方面：一是解釋變量與各控制變量可能與殘差相關(guān)。以模型6為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑢⒛Ｐ椭姓С黾案骺刂谱兞康漠?dāng)期項(xiàng)替換為各自的滯后一期項(xiàng)，仍然采用固定效應(yīng)模型對模型6進(jìn)行估計(jì)，主要的估計(jì)結(jié)果見表3第2列。由于變量的滯后一期項(xiàng)與當(dāng)期項(xiàng)存在較高的相關(guān)性，所以估計(jì)結(jié)果仍然可信，且有效地避免了當(dāng)期變量與當(dāng)期殘差項(xiàng)相關(guān)所引起的內(nèi)生性問題。由滯后一期變量的估計(jì)結(jié)果可知，政府支出與慈善捐贈(zèng)仍然存在顯著的正向關(guān)系。
　　內(nèi)生性問題產(chǎn)生的第二種可能是慈善捐贈(zèng)與政府支出可能存在雙向因果關(guān)系。例如慈善捐贈(zèng)較多的省市，其一般具有良好的社會(huì)環(huán)境和政府財(cái)力，從而在政府支出上較多。處理這種內(nèi)生性問題的通常做法是尋找與政府支出相關(guān)，但不受慈善捐贈(zèng)影響的工具變量。多數(shù)文獻(xiàn)在處理此問題的時(shí)候選擇將解釋變量的滯后一期變量作為工具變量，本文借鑒這種做法，將 滯后一期項(xiàng)作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型6進(jìn)行估計(jì)，同時(shí)對估計(jì)系數(shù)進(jìn)行消除異方差處理。表3第三列政府支出的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。
　　其次，異常樣本點(diǎn)。在31個(gè)省市關(guān)于政府支出的數(shù)據(jù)中，政府支出比例最高的為0.081，最低的為0.005，兩者相差16倍。為了檢驗(yàn)本文的主要估計(jì)結(jié)果是否受到這些異常樣本點(diǎn)的影響，我們計(jì)算了樣本期間31個(gè)省市政府支出程度的10%和90%百分位數(shù)，并將數(shù)值低于10%百分位數(shù)和高于90%百分位數(shù)的數(shù)據(jù)從樣本中剔除。通過運(yùn)用2SLS對模型6進(jìn)行估計(jì)，政府支出的系數(shù)仍然顯著為正。
　　由于政府支出可能因?yàn)槭∈协h(huán)境的不同存在差異，因此我們選擇東中西部的省市進(jìn)行分組回歸。在回歸的過程中選取logagdp的滯后一期作為工具變量，運(yùn)用2SLS對模型6進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)西部和中部地區(qū)政府支出的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，而東部地區(qū)政府支出的系數(shù)雖然為正，但是不顯著。
　　五、結(jié)論及政策建議
　　本文分析了2003-2010年我國慈善捐贈(zèng)變化的原因，重點(diǎn)討論了政府支出和慈善捐贈(zèng)之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，政府支出、社會(huì)組織、基金會(huì)、私營企業(yè)的規(guī)模與慈善捐贈(zèng)正相關(guān)；而捐贈(zèng)點(diǎn)、城鄉(xiāng)收入、人均GDP、失業(yè)率、外資企業(yè)比例、15～64歲人口比例與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系不顯著。一個(gè)值得注意的問題是國有企業(yè)的比例與慈善捐贈(zèng)呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)論有助于我們進(jìn)行合理的制度和政策創(chuàng)新，以促進(jìn)中國慈善事業(yè)的發(fā)展。
　　首先，提升社會(huì)公益領(lǐng)域的政府支出規(guī)模。政府支出對慈善捐贈(zèng)具有明顯的“擠入效應(yīng)”，此種現(xiàn)象的最主要原因在于，與國外相比，中國慈善事業(yè)雖然發(fā)展迅速但是起步較晚，慈善捐贈(zèng)更多的依賴“政府引導(dǎo)”，政府支出作為一種“信號”，能夠引起公眾對某類問題的關(guān)注，進(jìn)而通過捐贈(zèng)的方式予以“響應(yīng)”。根據(jù)2003-2010年的統(tǒng)計(jì)，在政府所有支出中，社會(huì)公益領(lǐng)域的支出占38.16%。如果能夠提升這一比例，尤其是增加對中西部地區(qū)的支出，那么將充分發(fā)揮政府支出的“杠桿效應(yīng)”，帶動(dòng)慈善捐贈(zèng)的大幅度增加。
　　當(dāng)然，增加政府社會(huì)公益領(lǐng)域的支出并不是要強(qiáng)化政府對慈善的行政干預(yù)，因?yàn)檫^多的干預(yù)將給慈善組織帶來獨(dú)立意志喪失、官僚色彩濃厚、組織機(jī)制不透明、資金配置效率低下、善款監(jiān)管問責(zé)形同虛設(shè)以及權(quán)錢交易等風(fēng)險(xiǎn)，最終抑制慈善組織的成長空間。為此，在增加政府社會(huì)公益領(lǐng)域支出的同時(shí)，應(yīng)該厘清政府參與慈善事業(yè)的邊界，充分發(fā)揮其“引導(dǎo)”作用，而非“主導(dǎo)”作用。
　　其次，賦予社會(huì)組織、基金會(huì)更大的成長空間。如何把善款送到真正需要的人手中？是交給政府組織代辦，還是交給非營利組織等民間公益組織來代辦？這直接關(guān)系到善款的配置效率。2010年5月國家審計(jì)署公布了對青海玉樹地震災(zāi)后恢復(fù)重建的重點(diǎn)抽查審計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)災(zāi)后重建項(xiàng)目開工率58%，完工率8%，有2.78億建設(shè)資金閑置，51億社會(huì)捐贈(zèng)款結(jié)余。如果政府一直把自己作為捐贈(zèng)代管人，那么上述資金配置效率低下的問題就很難改善。
　　2003 -2010年中國各類基金會(huì)從954個(gè)增長到2200個(gè)，在數(shù)量和質(zhì)量上都處于較低水平。但是基金會(huì)對慈善捐贈(zèng)的正向影響在統(tǒng)計(jì)上顯著，并具有實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義?；饡?huì)尤其是非公募基金會(huì)，可以在法律框架內(nèi)設(shè)定其宗旨、使命和章程，構(gòu)建有效的善款使用監(jiān)督機(jī)制，通過提高自身公信力、項(xiàng)目運(yùn)作能力和戰(zhàn)略性籌資能力來獲得捐贈(zèng)者的青睞，同時(shí)促進(jìn)與公募基金會(huì)和官辦慈善機(jī)構(gòu)的良性競爭。因此，必須破除長久以來的“政府主導(dǎo)”型社會(huì)慈善文化，逐漸對官辦慈善組織消除行政化烙印，并向市場化操作模式轉(zhuǎn)型，增強(qiáng)慈善組織的公信力；允許和鼓勵(lì)民間公益組織募集、分配慈善捐贈(zèng)款，打破基金會(huì)發(fā)展所面臨的法律、政策、體制、機(jī)制性障礙，構(gòu)建“公域”和“私域”在公共服務(wù)領(lǐng)域的協(xié)同機(jī)制，實(shí)現(xiàn)民間與政府的有效互動(dòng)。此外，社會(huì)捐贈(zèng)站、點(diǎn)對慈善捐贈(zèng)的影響不夠明顯，可能的原因是它們數(shù)量少 （每省平均1066個(gè)）、分布分散，缺乏有效的運(yùn)作和監(jiān)督機(jī)制，與公眾的距離感和陌生感較強(qiáng)。在今后的發(fā)展中，應(yīng)形成覆蓋全面的捐贈(zèng)點(diǎn)網(wǎng)絡(luò)，強(qiáng)化公眾對捐贈(zèng)點(diǎn)的感知和認(rèn)同。
　　再次，完善慈善捐贈(zèng)的激勵(lì)機(jī)制，強(qiáng)化企業(yè)捐贈(zèng)行為。鄭遠(yuǎn)長（2010）等人曾作過統(tǒng)計(jì)：私營企業(yè)捐贈(zèng)占全部捐贈(zèng)額的55.8%，外資企業(yè)、國有企業(yè)各占22.1%。在本文的分析中，私營企業(yè)、外資企業(yè)和國有企業(yè)與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系分別為顯著正相關(guān)、不顯著和顯著負(fù)相關(guān)。從而我們能夠得出結(jié)論：私營企業(yè)是慈善捐贈(zèng)的中堅(jiān)力量，并且過去為大家所忽視；外資企業(yè)在捐贈(zèng)中表現(xiàn)平平，其“熱衷公益”的形象更多是“戰(zhàn)略營銷”下的表象；國有企業(yè)受制于體制的約束，整體捐贈(zèng)參與度不高，與公眾期待差距較大。更重要的是，國有企業(yè)與慈善捐贈(zèng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，從而否定了Adams和Hardwick （1998）關(guān)于代理成本與捐贈(zèng)之間關(guān)系的假說，即否定了其“公有制企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)者都是代理人，他們的行為更容易偏離公司的利益，通過捐贈(zèng)來贏得社會(huì)的贊揚(yáng)、政府的贊許和個(gè)人效用的增加”的結(jié)論。
　　上述結(jié)論有助于我們考慮不同類型企業(yè)捐贈(zèng)行為的決定因素，從而完善現(xiàn)有的捐贈(zèng)激勵(lì)機(jī)制，充分調(diào)動(dòng)各方的積極性。一是完善慈善捐贈(zèng)稅收激勵(lì)政策。目前，企業(yè)捐贈(zèng)所得稅稅前扣除比例存在捐贈(zèng)對象上的差異和區(qū)域差異。比如向紅十字會(huì)捐款可以抵稅，但向工青婦等其他組織捐款則無法抵稅；向慈善組織捐款可以抵稅，向受贈(zèng)人捐款、向街道和社區(qū)捐款、企業(yè)自己從事慈善活動(dòng)等則不享受抵稅；同樣的捐贈(zèng)對象，在不同地區(qū)抵稅比例也存在差異。因此，國家應(yīng)該完善稅收激勵(lì)政策，尤其要對各類慈善組織一視同仁，在所得稅稅前抵扣比例、捐贈(zèng)款抵減增值稅、捐贈(zèng)物資免征增值稅等方面制定統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，并簡化抵稅認(rèn)證程序，從而提升私營企業(yè)捐贈(zèng)的積極性。二是拓展私營企業(yè)發(fā)展空間。逐步縮小民營企業(yè)與外資企業(yè)的政策性差異；著力打破市場壟斷，促進(jìn)民企和國企的公平競爭；克服私營企業(yè)進(jìn)入市場、獲取資源等方面的歧視性條件，從而進(jìn)一步壯大私營企業(yè)的整體競爭力。三是從法律上明確國企捐贈(zèng)權(quán)限?，F(xiàn)實(shí)中，人們一方面指責(zé)國企捐贈(zèng)太少，另一方面又質(zhì)疑其捐贈(zèng)權(quán)力，從而表明國企與私企在捐贈(zèng)問題上性質(zhì)不同。在實(shí)踐中，應(yīng)強(qiáng)化國企捐贈(zèng)的合法性依據(jù)，科學(xué)設(shè)計(jì)捐贈(zèng)的形式，體現(xiàn)國有企業(yè)對社會(huì)的貢獻(xiàn)。
　　最后，提升人均收入水平，培育中產(chǎn)階層。樣本期間內(nèi)城鄉(xiāng)收入、人均GDP、失業(yè)率、15～64歲人口比例與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系不顯著。具體來看，2003-2010年慈善捐贈(zèng)從41億元增長到596.8億元，但年人均捐贈(zèng)額僅為8.3元，占農(nóng)村居民家庭人均純收入的0.191%，占城市居民年均可支配收入的0.067%，占人均GDP的0.044%。樣本期間社會(huì)捐贈(zèng)總額占GDP的比重僅為0.036%。由此可見，現(xiàn)階段中國式慈善捐贈(zèng)仍然是“國家慈善”（國家借助行政力量進(jìn)行社會(huì)動(dòng)員）而非“社會(huì)慈善”（社會(huì)自發(fā)捐贈(zèng)秩序的形成），是“富人慈善”、“明星慈善”而非“全民慈善”（普通公民成捐贈(zèng)主體），是“應(yīng)急式慈善”（災(zāi)害來臨時(shí)的慈善激情）而非“常態(tài)化慈善”（有固守的慈善價(jià)值觀）?！爸袊壬频膫ゴ髲?fù)興”、“全民慈善時(shí)代的來臨”、“中國慈善走向成熟”等標(biāo)簽，用于當(dāng)前慈善事業(yè)還為時(shí)尚早。因此，我們應(yīng)該著力緩解收入分配差距的問題：提高城鄉(xiāng)居民的收入，提高最低工資水平，使城鄉(xiāng)居民的收入能與經(jīng)濟(jì)增長和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高相適應(yīng)；限制高收入者的收入，包括國有企業(yè)和國有金融企業(yè)高管人員的收入，增加中等收入者的比重；建立健全社會(huì)保障制度；保護(hù)合法收入、取締非法收入，使經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果惠及民生。當(dāng)中國中產(chǎn)階層逐漸形成，并且社會(huì)生活的壓力降低時(shí)，個(gè)人將成為慈善捐贈(zèng)的主流。
　　經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、社會(huì)財(cái)富的增加，要求我們完善社會(huì)分配機(jī)制。慈善捐贈(zèng)作為社會(huì)的“第三次分配”，在縮小貧富差距、促進(jìn)社會(huì)公平、優(yōu)化社會(huì)資源配置等方面起到積極作用?，F(xiàn)階段，我們應(yīng)該充分發(fā)揮政府在慈善領(lǐng)域的“引導(dǎo)性”作用，大力發(fā)展包括基金會(huì)在內(nèi)的各類社會(huì)組織，構(gòu)建有效的捐贈(zèng)激勵(lì)機(jī)制，提升公眾參與慈善的可行能力。當(dāng)然本文的研究還存在一些缺陷，如沒有考慮慈善組織的聲譽(yù)、慈善價(jià)值觀、突發(fā)社會(huì)事件和自然災(zāi)害等對慈善捐贈(zèng)的影響，上述因素應(yīng)在今后的研究中加以重視。
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