陳曉春，劉婭云

(1．湖南大學 公共管理學院，湖南 長沙 410082；2．湖南大學 工商管理學院，湖南 長沙 410082)

一 引 言

社會組織在國內社會治理創(chuàng)新和國際社會中都發(fā)揮著日益重要的作用，成為國內外公共服務和公共產(chǎn)品供給必不可少的主體[1][2]，我國政府對社會組織的培育和發(fā)展也日益重視。[3]黨的十八大報告中明確指出，加強和創(chuàng)新社會管理，需強化人民團體在社會管理和服務中的職責，引導社會組織健康有序發(fā)展。[4]從2012年起，中央財政安排專項資金，以資金補助方式引導和支持社會組織參與社會服務，出臺“中央財政支持社會組織參與社會服務項目”(后簡稱“中央財政支持項目”)，在促進社會組織整體發(fā)展的背景之下，目前該項目仍在持續(xù)之中。與此同時，作為中央層面進行的一次改革實驗，[5]中央財政支持項目運行的實際效果，也將為后續(xù)同類項目的實施提供參考與借鑒。

然而，政府資助對社會組織發(fā)展的實際影響并不明確。依據(jù)已有關于政府資助對社會組織發(fā)展影響的研究成果，政府資助對社會組織可能產(chǎn)生的實際影響，至少可被歸為三類：一是擠出效應，即政府資助社會組織會擠出公眾對社會組織的捐助，也包括主要的政府資助會擠出次要的政府資助，從而使得政府資助對社會組織產(chǎn)生與預期相悖的實際效果[6][7][8]；二是擠入效應，即政府資助作為一種合法性認證的聲譽象征，受政府資助的社會組織，更能夠吸引社會公眾的社會捐助，從而使得政府資助對社會組織的發(fā)展產(chǎn)生正向推動作用；[9][10]三是混合效應，即政府資助對社會組織產(chǎn)生的影響既會產(chǎn)生擠出效應，也會產(chǎn)生擠入效應，甚至不同政府資助情況在一個社會組織身上會出現(xiàn)兩種現(xiàn)象兼容的情況。[11][12][13]換言之，中央財政支持作為政府資助的一種特定形式，中央財政支持項目能否達到有效促進社會組織健康有序發(fā)展之目的，需要結合實踐數(shù)據(jù)進行檢驗。

基于此，在當前中央財政支持項目實際運行效果尚未得到有效檢驗的情況下，本文試圖結合公共價值管理理論、信號理論和資源依賴理論，檢驗分析中央財政支持對社會組織籌資績效和公益績效的影響，用以明確中央財政支持項目的實際運行效果，并在此基礎上明確中央財政支持對社會組織發(fā)展的影響路徑與機制。

二 理論分析與研究假設

(一)中央財政支持與社會組織籌資績效

Heute研究發(fā)現(xiàn)政府資助社會組織，特別是年輕的社會組織，就像信號一樣能夠激勵更多的社會公眾向受資助的社會組織捐款。[14]中央財政支持不僅是中央層面的資金資助，對社會組織而言更是一種國家級的榮譽[15]。同時，獲得該資助的社會組織需要通過激烈的競爭從全國眾多競爭對手中脫穎而出，也意味著它獲得了國家的肯定和同行業(yè)內社會組織的認可，強化了社會組織的合法性，提升了該社會組織行業(yè)的認可度和社會公信力。故而，相對于地方財政資助，中央財政支持具有更強的政治信號。[16]

因此，社會組織獲得中央財政支持即可認為是一種強有力的政治信號，該信號向各地政府官員和社會各界明確了中央政府對社會組織的認可。關注社會組織發(fā)展的各地政府官員和社會各界作為信號接收者，[17]會將是否獲得中央財政支持作為一種顯性或隱性的合法性參考標準，使得中央財政支持成為社會組織的無形競爭優(yōu)勢，以便其更好地獲取其他的制度資源、物資資源和資金資源等。企業(yè)在尋找適合承接其企業(yè)社會責任項目的社會組織合作伙伴時，也會將獲得中央財政支持作為綜合實力較強的信號；[18]公眾在面對眾多募捐對象時，獲得中央財政支持能夠成為社會組織綜合實力強和可靠性高的重要識別標志，從而影響捐贈者的行為判斷。[19]

此外，中央財政支持所賦予受資助社會組織的合法性地位，應當具有一定的持續(xù)性?；诂F(xiàn)階段我國社會組織所處的發(fā)展環(huán)境以及政府對于社會組織的管理與引導方式，[20]該種合法性地位的賦予甚至可能在沒有其他負面因素介入的情況下具有永久性。并且，中央財政支持作為社會組織籌資所得的一部分，對于社會組織受資助當年的籌資績效而言，單純的中央財政支持金額本身必然會提升受資助社會組織當年的籌資績效。也即受資助社會組織的籌資績效提升是否具有持續(xù)性，同樣也是檢驗其籌資績效提升是否真正源自于中央財政支持所提供的合法性地位的有效依據(jù)。

綜上所述，本文從信號理論視角提出中央財政支持對受資助社會組織籌資績效產(chǎn)生影響的研究假設如下。

研究假設1：中央財政支持對于受資助社會組織的籌資績效具有正向影響作用。

為進一步檢驗該正向影響作用是否具有持續(xù)性，本文將研究假設1進一步細化，即：

研究假設1a：中央財政支持對于受資助社會組織的當年籌資績效具有正向影響作用。

研究假設1b：中央財政支持對于受資助社會組織的次年籌資績效具有正向影響作用。

(二)中央財政支持與社會組織公益績效

中央財政支持的目的是通過財政支持手段引導社會組織發(fā)展，實現(xiàn)項目的示范效應，形成長效機制，實現(xiàn)政府與社會組織的良性互動，促進國家的戰(zhàn)略發(fā)展。而達到中央財政支持項目示范效應的直接目的，則要求社會組織提升其公益績效，且只有保持公益績效的持續(xù)提升才能夠增加其再次獲得中央財政支持的機會。與此同時，政府的理念和價值與社會組織所追求的價值和使命在公共服務供給領域具有高度相似性。[21][22]社會組織是政府實現(xiàn)公共產(chǎn)品和服務供給、公共價值創(chuàng)造和實現(xiàn)的最佳合作伙伴。并且，我國社會組織并非建立在成熟的公民社會基礎之上，其發(fā)展空間更多是來自政府所讓渡的公共空間。[23]它們大多獨立性不強，需要依賴政府以獲取更多制度資源才能夠充分發(fā)展，而這些資源是政府所獨有的；對于政府而言，社會組織的專業(yè)化水平、以公共價值為導向的非營利性特點，也是其他組織所不具備的獨有資源，資源的重要性和不可替代性對合作會產(chǎn)生重要影響。[24]因此，基于共同的價值追求和彼此獨有的資源特性，社會組織和政府之間的合作才能可持續(xù)發(fā)展。[25]我國政府希望能夠通過社會組織來提供穩(wěn)定可靠的社會公共服務供給，實現(xiàn)社會公共服務網(wǎng)絡化供給和推進社會公共服務供給制度改革。[26]而在面臨公信力危機的社會背景下，[27][28]我國社會組織更希望獲取更高質量的政府資源以提升其競爭優(yōu)勢和合法性地位，從而獲取更多的資源以實現(xiàn)組織自身使命。

因此，在政府與社會組織資源相互依賴的前提下，中央財政支持理應會對受資助社會組織的公益績效產(chǎn)生正向影響。現(xiàn)有文獻研究也證實了政府資助能促進社會組織公益績效。[29][30][31]與此同時，對于中央財政支持而言，其意欲實現(xiàn)之目的應當是使社會組織參與社會服務積極性長久提升，即對于社會組織公益績效的提升同樣應具有持續(xù)性。并且，由于中央財政支持項目本身對資金的使用做出了較為明確的規(guī)定，并設定了相應的考核標準，對于受資助社會組織，尤其是中央財政支持金額在其收入金額中占比較大的社會組織而言，對于經(jīng)費使用的嚴格限定，尤其是經(jīng)費使用時限的限定，必然會提升其在經(jīng)費使用時限內的公益績效。因此，要檢驗社會組織公益績效的提升是否源自于社會組織與政府建立長久合作關系的意愿，就需要對受資助社會組織的公益績效提升是否具有持續(xù)性進行檢驗。[33]本文基于公共價值管理理論和資源依賴理論，提出中央財政支持對受資助社會組織公益績效產(chǎn)生影響的研究假設如下：

研究假設2：中央財政支持對受資助社會組織公益績效具有正向影響作用。

為進一步檢驗該正向影響是否具有持續(xù)性，本文將研究假設2進一步細化為：

研究假設2a：中央財政支持對受資助社會組織當年公益績效具有正向影響作用。

研究假設2b：中央財政支持對受資助社會組織次年公益績效具有正向影響作用。

三 變量與數(shù)據(jù)

(一)變量選取與測度

其一，被解釋變量為籌資績效與公益績效。由于籌資與開展公益活動雖分屬兩種不同的組織行為，但兩者之間存在較為密切的關聯(lián)性，不宜對二者進行完全獨立的測算。故此，本文擬采用兩階段DEA方法以實現(xiàn)對于籌資績效與公益績效的測算。

社會組織的主要活動可以較為明確地劃分為籌資與開展公益兩個階段。具體而言，籌資階段，即指社會組織主要通過投入人力、物力以及財力籌集開展符合組織設立初衷的公益活動所需之資金。而公益活動階段，則是社會組織通過進一步投入人力、物力以及財力，將籌資階段所籌集的資金投入轉化為公益成果。結合對于關聯(lián)兩階段的劃分以及各階段投入產(chǎn)出指標的確定，本文將社會組織兩階段投入產(chǎn)出模型構建如圖1。

對于組織績效的測算，傳統(tǒng)DEA模型與方法將待評價對象記為決策單元(DMUs)，且每個DMU均為包含多個投入指標和多個產(chǎn)出指標的系統(tǒng)結構。在兩階段DEA模型構建中，假設有n個待評價對象，每個DMU均具有兩個階段，兩階段均包含一定量的投入與產(chǎn)出指標，分別令：

Xij表示第j個DMU的第i個投入指標，其中i=1,2，…，I；

Zdj表示第j個DMU在第一階段的第d個產(chǎn)出指標，其中d=1,2，…，D；

Yrj表示第j個DMU在第二階段的第r個產(chǎn)出指標，其中r=1,2，…，R。

本文所研究的社會組織中，基于前文投入產(chǎn)出指標構建結果，社會組織作為待評價的DMU，其各階段投入產(chǎn)出指標已經(jīng)明確，如表1所示。其中，X1、X2、X3、X4為兩階段共享投入指標；X5為第一階段獨享投入指標；X6為第二階段獨享投入指標；Z1、Z2、Z3為中間產(chǎn)出指標，即同時為第一階段產(chǎn)出指標及第二階段投入指標；Y1、Y2為第二階段產(chǎn)出指標。由于X1、X2、X3、X4均為兩階段共享指標，且兩階段分別所占比重無法明確，故令：

αi表示第i個投入指標在第一階段中所占比重，相應的第i個投入指標在第二階段中所占的比重即為1-αi，其中i=1,2，…，I。

圖1 社會組織兩階段投入產(chǎn)出模型

表1 投入產(chǎn)出指標

根據(jù)前文所確定的兩階段指標體系，基于經(jīng)典DEA模型，社會組織兩階段DEA模型可以表示為模型規(guī)劃如下：

(1)

a≤ai≤b

由于上述模型規(guī)劃仍為非線性，因此，令τi=viαi，從而將非線性模型規(guī)劃轉換成為如下模型規(guī)劃：

(2)

avi≤τi≤bvi

其二，解釋變量為中央財政支持力度。由于不同規(guī)模的社會組織，對于財政支持的需求程度不一致，相同金額的財政支持對于不同規(guī)模社會組織的資助力度實際上存在本質差異。故此，本文以中央財政支持對于具體社會組織的資助力度，即“中央財政支持力度”，為解釋變量。

其三，兩類績效分析的共同控制變量為組織年齡、組織規(guī)模、理事會召開次數(shù)。組織持續(xù)運營時間越長，其運營能力也相應更強，從而使得其在各方面的績效表現(xiàn)更好。組織規(guī)模越大，其所具備的人力、物力及財力越大，進而使得其進行與組織使命相關活動的能力越強，其最終的績效表現(xiàn)也越好。組織當年召開的理事會次數(shù)越多，表明理事會對于機構發(fā)展所投入的精力越多，從而使得組織當年的組織績效表現(xiàn)越好。

其四，籌資績效獨立控制變量為透明度。由于財務數(shù)據(jù)的公開可以實現(xiàn)對于組織更為有效的監(jiān)管，因而捐贈者可能更傾向于向透明度更高的組織提供捐贈，從而使得透明度越高的組織所獲得的捐贈越多。

其五，公益績效獨立控制變量為營運資本。社會組織所具有的年初營運資本越多，其開展公益活動的能力越強，進而可能使得其所體現(xiàn)出來的公益績效越高。

表2匯總了本研究所設計的所有被解釋變量、解釋變量、控制變量以及各變量的具體測算方法。

表2 變量匯總

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

為確保研究開展的可行性與有效性，本文使用基金會作為本文研究對象。在基金會范圍內，本文將作為分析對象的基金會確定為自中央財政支持項目實施以來至少獲得一次資助的基金會。數(shù)據(jù)來源于中國社會組織公共服務平臺(http://www.chinanpo.gov.cn/ndbgsindex.html)、社會組織自身信息公開平臺、基金會中心網(wǎng)(http://www1.foundationcenter.org.cn/)以及歷年《中央財政支持社會組織參與社會服務項目立項的通知》?；诖_定的樣本選取方案，本研究排除相應年份年報數(shù)據(jù)缺失較多的基金會后，共獲得59個基金會在2013-2018年的相關年報數(shù)據(jù)，由于在數(shù)據(jù)采集時該部分基金會中8個基金會尚未公開2018年年報，故共獲得最終觀測對象346個，其中受中央財政支持社會組織參與社會服務項目支持的觀測對象共計129個。

四 實證分析

(一)描述性分析

依據(jù)前文所構建的社會組織兩階段DEA模型，本文使用matlab R2017軟件計算樣本基金會的兩階段績效，且在測算社會組織效率之前使用除以指標內最大值的方法對各指標數(shù)值予以標準化。從表3中描述性統(tǒng)計結果顯示總體平均值來看，本次所選取的基金會無論是在籌資階段還是在公益活動階段的績效表現(xiàn)均不高。并且，籌資績效最小值為0，說明個別基金會在部分年份中完全沒有捐贈收入。關于其他變量的描述性分析結果則顯示，中央財政支持力度的均值較低，說明中央財政支持力度相對較低。社會組織的組織規(guī)模、透明度以及營運資本的各項描述性數(shù)據(jù)則可以表明，本次選取的基金會在規(guī)模、透明度以及營運資本方面的差異性較為明顯。

(二)相關性分析

表4呈現(xiàn)了本文實證分析所涉及變量的相關性系數(shù)矩陣。從表中的相關性檢驗結果來看，中央財政支持力度與籌資績效以及公益績效均在不同顯著性級別上存在一定的相關性，這也初步驗證了本文關于中央財政支持力度與社會組織績效的主要研究假設。其他自變量，除透明度以外，均與籌資績效或公益績效中的一種存在不同程度的顯著相關性，說明本文選取的控制變量較為合理。同時，除籌資績效與公益績效兩個被解釋變量以外，其他自變量之間雖然有部分自變量存在顯著相關性，但從具體的相關系數(shù)來看，存在相關性的自變量之間的相關系數(shù)均值均不高，說明本文后續(xù)研究的回歸分析模型中的變量不存在顯著的多重共線性問題。

表3 描述性統(tǒng)計結果

表4 相關性分析結果

(三)假設檢驗分析

前文關于變量的描述性分析已明確了本文所選取變量的基本信息，相關性分析已表明本文所選變量滿足回歸分析的基本要求。因此，考慮到被解釋變量的取值范圍，本節(jié)主要適用tobit模型對研究變量進行回歸分析[32]，以檢驗前文構建的理論模型及所提出的研究假設。

1．中央財政支持對社會組織籌資績效的影響

對于中央財政支持與社會組織籌資績效影響的檢驗，本文使用中央財政支持力度與中央財政支持力度一階滯后變量分別作為解釋變量，對于控制變量理事會召開次數(shù)，分別生成一次理事會、兩次理事會、兩次以上理事會三個虛擬變量，并以兩次理事會作為參考變量，將其余兩個虛擬變量放入模型進行回歸分析。

如表5所示，模型(1)為以中央財政支持力度作為解釋變量的tobit回歸分析結果，模型(2)為以中央財政支持力度一階滯后變量作為解釋變量的tobit回歸分析結果。模型(1)的回歸結果表明，中央財政支持力度與籌資績效呈顯著正相關，即中央財政支持對社會組織當年籌資績效體現(xiàn)出較為明顯的正向影響，且影響系數(shù)明顯大于其他變量。模型(1)的控制變量中，組織年齡、組織規(guī)模以及理事會召開次數(shù)均對當年籌資績效產(chǎn)生了顯著影響。模型(1)log likelihood=-51.974521，Wald chi2=34.71，且Prob>chi2小于0.001，說明模型(1)的擬合程度較好。模型(2)的回歸結果表明，中央財政支持力度一階滯后變量對籌資績效同樣存在較為明顯的正向影響，且其影響系數(shù)同樣明顯大于其他變量，該結果表明中央財政支持對于社會組織次年的籌資績效產(chǎn)生了影響。模型(2)的控制變量中，組織規(guī)模以及理事會召開次數(shù)也對籌資績效產(chǎn)生了顯著影響。模型(2)log likelihood=-51.04131，Wald chi2=21.2，Prob>chi2小于0.05，說明模型(2)的擬合程度同樣較好。

表5 籌資績效tobit回歸結果

綜合以上對回歸結果的分析，可以得知，本文研究假設1a得到驗證，即中央財政支持對受資助社會組織當年籌資績效具有正向影響作用；本文研究假設1b得到驗證，即中央財政支持對受資助社會組織次年籌資績效具有正向影響作用。據(jù)此可以得知，本文研究假設1得到完全驗證，即可得出以下結論：

中央財政支持對于社會組織籌資績效具有明顯的提升作用，即中央財政對于社會組織的支持力度越大，社會組織的績效表現(xiàn)越好，且該中央財政支持對于受資助社會組織籌資績效的提升作用具有持續(xù)性。

2．中央財政支持對社會組織公益績效的影響

中央財政支持與社會組織公益績效的相關性分析，同樣可以構建兩個模型，即模型(3)與模型(4)。其中，模型(3)使用中央財政支持力度作為解釋變量，而模型(4)則以中央財政支持力度的一階滯后變量作為解釋變量。與此同時，基于社會組織籌資績效與公益績效的本質性差異，結合前文對于公益績效特殊性控制變量的選取，對中央財政支持與社會組織公益績效進行相關性分析，除將企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模以及理事會召開次數(shù)作為控制變量外，還應加入營運資本作為社會組織公益績效分析的控制變量。

如表6所示，模型(3)為以中央財政支持力度作為解釋變量的tobit回歸分析結果，模型(4)為以中央財政支持力度一階滯后變量作為解釋變量的tobit回歸分析結果。模型(3)的回歸結果表明，中央財政支持力度與公益績效呈顯著正相關，即中央財政支持對社會組織當年公益績效體現(xiàn)出較為明顯的正向影響，且影響系數(shù)明顯大于其他變量。在模型(3)的控制變量中，組織年齡與營運資本對當年籌資績效產(chǎn)生了顯著性影響。模型(3)log likelihood=-10.172382，Wald chi2=16.30，且Prob>chi2小于0.05，說明模型(3)的擬合程度較好。在模型(4)的回歸結果表明，中央財政支持力度的一階滯后變量與公益績效不存在顯著相關性，即中央財政支持對社會組織次年的公益績效沒有產(chǎn)生顯著性影響。模型(4)的控制變量中，社會組織年齡、社會組織規(guī)模、理事會次數(shù)以及營運資本均在不同程度上對公益績效產(chǎn)生了顯著性影響。模型(4)log likelihood=-10.8846，Wald chi2=16.30，且Prob>chi2小于0.1，說明模型擬合程度較好。

綜合以上回歸結果可以得知，本文所提出的研究假設2a得到驗證，即中央財政支持對受資助社會組織當年公益績效具有正向影響作用；本文所提出的研究假設2b未得到驗證，即中央財政支持對受資助社會組織次年公益績效不具有正向影響作用。

據(jù)此可以得知，本文研究假設2未得到完全驗證，即可得出以下結論：

中央財政支持對于社會組織受中央財政支持當年的公益績效具有明顯的提升作用，即中央財政對于社會組織的支持力度越大，社會組織的績效表現(xiàn)越好。但中央財政支持對于社會組織公益績效的提升作用僅限于受資助當年，即中央財政支持對于社會組織公益績效的提升不具有持續(xù)性。

表6 公益績效tobit回歸結果

五 結論與政策建議

本研究通過對2013-2018年受到中央財政支持的59個基金會進行兩階段績效測算并進行回歸分析得知，受資助社會組織不僅在受資助當年籌資績效方面得到顯著提升，且其籌資績效的提升具有持續(xù)性，說明捐贈者在社會組織受到中央財政支持后提升了其對于該社會組織的捐贈意愿，即提升了對受資助社會組織的認可程度。申言之，中央財政支持確實在一定程度上提高了受資助社會組織的合法性地位。受資助社會組織雖然在受到中央財政支持當年表現(xiàn)出公益績效提升，但其次年的公益績效并未受到中央財政支持的影響。基于相關文件之規(guī)定，中央財政支持項目的資金使用受到嚴格的管理與限制，尤其在資金的使用進度方面作出了較為嚴格的限定，即要求社會組織在項目立項后的本年度內完成項目的執(zhí)行。由于在本文所構建的DEA模型中，資金使用情況屬于公益績效考核的重要維度，在規(guī)范性文件嚴格控制資金使用進度的情況下，對于中央財政支持經(jīng)費的完全使用，理應在一定程度上提升社會組織的公益績效，但該種對于公益績效的提升應當僅限于受資助當年。據(jù)此說明，由于中央財政支持對于受資助社會組織的公益績效提升不具有持續(xù)性，即可在一定程度上認為：受資助社會組織從事公益活動方面的積極性與能力并未得到本質上的提升，而是單純地提升了社會組織受資助當年的資金使用效率。

公益績效的提升取決于社會組織在接受中央財政支持的基礎上，持續(xù)投入人力、物力及財力以提升其公益績效的意愿與能力。因此，本文建議從以下幾個主要方面提升中央財政支持實質效果：首先，通過加強中央財政支持政策文件對于項目實施目的的闡釋、加強對政策文件內容的宣傳、豐富政策文件內容的解讀與傳播渠道，以及加強中央財政項目中的優(yōu)秀成果宣傳，以提升社會組織對中央財政支持特殊意義的理解；其次，提高受資助對象的遴選條件，要求受資助社會組織須具有有效執(zhí)行中央財政項目的能力且有較為強烈的意愿將其獲得的資金與資源盡可能轉化為社會服務成果；最后，就社會組織公益績效的長久提升而言，除完善與中央財政支持相關運行政策外，還可以通過加強或調整針對社會組織發(fā)展的宏觀政策，提升社會組織發(fā)展的綜合水平，從宏觀層面進一步促使受資助社會組織公益績效的提升。