秦海林 陳澤

摘? ?要：在追求精神享受的利他動(dòng)機(jī)和追求社會(huì)地位并以此牟利的利己動(dòng)機(jī)的共同推動(dòng)下，擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭會(huì)傾向于更多地進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，因此家庭儲(chǔ)蓄的增加可能會(huì)刺激更多的捐贈(zèng)行為。對(duì)此，本文基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用工具變量法，實(shí)證檢驗(yàn)了家庭儲(chǔ)蓄存款對(duì)捐贈(zèng)情況的影響。研究結(jié)果顯示：儲(chǔ)蓄存款會(huì)促進(jìn)家庭捐贈(zèng)，這一效應(yīng)在家庭規(guī)模較大的黨員家庭樣本中更加顯著。同時(shí)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在儲(chǔ)蓄存款促進(jìn)家庭捐贈(zèng)的過程中，對(duì)未來的信心程度發(fā)揮了部分中介作用。

關(guān)鍵詞：儲(chǔ)蓄存款;利他動(dòng)機(jī);家庭捐贈(zèng);工具變量;傾向得分匹配

中圖分類號(hào)：F830.48? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2020）11-0021-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.11.003

一、引言

改革開放40多年以來，在居民儲(chǔ)蓄率不斷攀升的同時(shí)，民間的慈善捐贈(zèng)行為也呈現(xiàn)出日益興盛的勢(shì)頭。一方面，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速發(fā)展，與之對(duì)應(yīng)的是儲(chǔ)蓄率的持續(xù)攀升（劉鎧豪和劉渝琳，2015）[1]，被稱為 “中國式高儲(chǔ)蓄率困境”①。2013年，中國成為全球儲(chǔ)蓄金額最多的國家。另一方面，伴隨著國家對(duì)慈善捐贈(zèng)的重視以及相關(guān)政策的改革，個(gè)人的捐贈(zèng)比重正在增加，全民參與式的小額捐款開始盛行。中國慈善聯(lián)合會(huì)2016年發(fā)布的《2015年度中國慈善捐助報(bào)告》顯示，2015年我國境內(nèi)接受國內(nèi)外社會(huì)捐款捐物總額占全年GDP的0.16%，比上年增長(zhǎng)6.4%，但與發(fā)達(dá)國家相比還有一定差距。不難預(yù)期，隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展、人均收入水平的不斷提升和中產(chǎn)階層的不斷壯大，不僅居民儲(chǔ)蓄率可能繼續(xù)攀升，個(gè)人慈善捐贈(zèng)也面臨著十分廣闊的發(fā)展空間。在此，不禁要問，家庭儲(chǔ)蓄與其慈善捐贈(zèng)之間存在因果關(guān)系么？

具體而言，家庭的高儲(chǔ)蓄率雖然會(huì)擠占和推遲當(dāng)期消費(fèi)，但是可以通過調(diào)整生命周期資產(chǎn)負(fù)債表，平滑家庭在生命周期各階段的消費(fèi)水平，來增強(qiáng)家庭對(duì)獲取未來消費(fèi)效用的信心，從而激勵(lì)其產(chǎn)生利他主義的同情心，積極參與慈善捐贈(zèng)活動(dòng)。根據(jù)文獻(xiàn)考察，個(gè)人的捐贈(zèng)行為不僅受慈善組織中形象、聲譽(yù)、績(jī)效、辦事效率、服務(wù)質(zhì)量、專業(yè)化程度、品牌個(gè)性和會(huì)計(jì)信息等客觀因素的影響（Bennettr和Gabriel，2003;Sargeant等，2004;Michel和Rieunier，2012;陳天祥和姚明，2012;蔣晶，2014;石國亮，2015;陳麗紅等，2015;朱健剛和劉藝非，2017）[2-9]，還受到家庭收入、個(gè)人的慈善認(rèn)知、利他或者利己等主觀因素的影響（蘇媛媛和石國亮，2014;鄭筱婷和錢艷萍，2014;曾建光等，2016;謝曄，2013;陳世柏，2012）[10-14]。值得關(guān)注的是，既有文獻(xiàn)較少關(guān)注家庭儲(chǔ)蓄和慈善捐贈(zèng)的關(guān)系以及儲(chǔ)蓄行為是怎樣影響慈善捐贈(zèng)的。從直觀上來看，儲(chǔ)蓄存款與慈善捐贈(zèng)存在相關(guān)關(guān)系，前者為后者提供了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和物質(zhì)保障，然而個(gè)人慈善捐贈(zèng)是一項(xiàng)復(fù)雜的社會(huì)行為，高儲(chǔ)蓄率的家庭一定會(huì)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)嗎？為了破解這一困惑，本文擬深入研究?jī)?chǔ)蓄行為與慈善捐贈(zèng)的關(guān)系，以期證實(shí)二者間的因果關(guān)系，為政府有關(guān)部門發(fā)展普惠慈善提供實(shí)證支持。為此，本文擬利用CFPS（2016）的數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用2SLS、PSM計(jì)量方法，來檢驗(yàn)儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)之間的因果關(guān)系，并從家庭規(guī)模、黨員身份等角度出發(fā)，進(jìn)一步深入研究?jī)?chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)影響的異質(zhì)性。此外，本文還設(shè)計(jì)了中介效應(yīng)模型，對(duì)具體作用機(jī)制進(jìn)行了理論闡述和實(shí)證檢驗(yàn)。

二、研究假設(shè)

（一）儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)

首先，在可支配收入和邊際消費(fèi)傾向既定的條件下，儲(chǔ)蓄存款可視為一種家庭剩余，即家有余財(cái)，意味著家庭自身消費(fèi)需求得到了基本滿足。對(duì)于一個(gè)家庭來說，無論是出于利他主義的動(dòng)機(jī)還是利己主義的動(dòng)機(jī)，都要有一定的儲(chǔ)蓄存款作為物質(zhì)保障，否則不但無法順利完成捐贈(zèng)，反而連自身的消費(fèi)需求都無法有效滿足。隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，越來越多的民眾解決了溫飽問題，開始步入小康，整個(gè)社會(huì)的中產(chǎn)階層群體正在形成，并愈發(fā)龐大（王韌和馬紅旗，2019;顧思蔣和夏慶杰，2018）[15-16]。在這種情況下，一方面是居民家庭可支配收入的穩(wěn)步增長(zhǎng)，另一方面則是家庭邊際消費(fèi)傾向的持續(xù)走低，所以家庭的邊際儲(chǔ)蓄率必然會(huì)呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的勢(shì)頭。隨著越來越多的家庭積累了相當(dāng)可觀的財(cái)富，家庭捐贈(zèng)行為得到充分的物質(zhì)保障，會(huì)激勵(lì)那些擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭進(jìn)行捐贈(zèng)。

其次，在追求更高層次精神需求的純粹利他主義動(dòng)機(jī)的支配下，那些擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭會(huì)傾向于進(jìn)行更多的捐贈(zèng)（蘇媛媛和石國亮，2014;鄭筱婷和錢艷萍，2014）[10-11]。雖然家庭進(jìn)行捐贈(zèng)的必要前提是家有余財(cái)，但是慈善捐贈(zèng)行為并不是由財(cái)富單一決定的，如果沒有利他主義動(dòng)機(jī)的推動(dòng)，擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭也不會(huì)進(jìn)行捐贈(zèng)。根據(jù)馬斯洛的需求理論，人們?cè)跐M足生存、安全等低層次的需求之后，就會(huì)去追求高層次的精神需求，如情感和歸屬、尊重和自我實(shí)現(xiàn)。對(duì)此，Glazer和Konrad（1996）[17]認(rèn)為，捐贈(zèng)者會(huì)希望自己的捐贈(zèng)可以得到他人的尊重和肯定。為滿足這種心理和精神需求，甚至達(dá)到自我實(shí)現(xiàn)的純粹利他主義，那些擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭可能會(huì)更多地選擇捐贈(zèng)。

最后，家庭在進(jìn)行捐贈(zèng)時(shí)并不只有純粹的利他動(dòng)機(jī)，也裹挾著利己主義。由于捐贈(zèng)可以積累社會(huì)資本和提高家庭的社會(huì)聲望，那些擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭也可能會(huì)出于利己主義的投機(jī)心理而去奉獻(xiàn)愛心，用當(dāng)前的小額捐贈(zèng)去換取潛在的巨額投資回報(bào)。顯然，這種利己主義的投機(jī)心理是很難監(jiān)測(cè)和證實(shí)的。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，Benabou 和 Tirole（2006）[18]構(gòu)建的聲譽(yù)模型指出，當(dāng)慈善捐贈(zèng)行為可以被更多人觀察到時(shí)，個(gè)人會(huì)為了獲取他人對(duì)自己的正面印象和得到更大的社會(huì)聲譽(yù)而參與捐贈(zèng)。Olson（1965）[19]認(rèn)為，捐贈(zèng)可以為個(gè)人帶來榮譽(yù)獎(jiǎng)勵(lì)、廣告效應(yīng)、稅收減免等福利，所以捐贈(zèng)行為發(fā)生后，要給捐款人帶來利好效用，包括提高社會(huì)地位、增加社會(huì)聲望等，這樣就有可能讓捐款人在資產(chǎn)配置或者便利生活等方面出于機(jī)會(huì)主義心理和投機(jī)心理而捐贈(zèng)。所以，提高社會(huì)聲望或者期待互利互惠的利己主義能夠激勵(lì)那些擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假說：

H1：儲(chǔ)蓄存款為家庭捐贈(zèng)提供了物質(zhì)保障，能促進(jìn)家庭的慈善捐贈(zèng)行為。

（二）儲(chǔ)蓄存款影響家庭捐贈(zèng)的異質(zhì)性

就家庭規(guī)模而言，其差異不僅影響著人力資本和社會(huì)資本的積累，還深刻體現(xiàn)出不同程度的利他與利己主義行為。具體來看，規(guī)模越大的家庭勞動(dòng)力越多，人力資本充足則家庭創(chuàng)收能力強(qiáng)，隨著家庭收入的增加，儲(chǔ)蓄存款也會(huì)相應(yīng)地增加，那么就為家庭追求高層次精神需求的利他捐贈(zèng)提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。另外，充足的勞動(dòng)力通過在工作環(huán)境中建立起來的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形成了一定的社會(huì)資本，社會(huì)資本的形成不但進(jìn)一步強(qiáng)化了創(chuàng)收能力，還在一定程度上增加了獲取捐贈(zèng)信息的可能性，拓寬了捐贈(zèng)渠道，使得家庭更有機(jī)會(huì)和動(dòng)力去完成捐贈(zèng)。但是對(duì)于小規(guī)模家庭來說，人力資本和社會(huì)資本的缺失會(huì)在一定程度上削弱其捐贈(zèng)意愿，阻礙其機(jī)會(huì)主義行為，其捐贈(zèng)能力和動(dòng)力與大規(guī)模家庭存在差異。因此，儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的作用效果在大規(guī)模家庭中更加顯著。

就政治身份而言，其差異意味著不同的被組織動(dòng)員次數(shù)和純粹的利他主義追求。有黨員的居民家庭一方面會(huì)因?yàn)楸粍?dòng)員組織而進(jìn)行更多的捐助，另一方面也會(huì)出于黨員的責(zé)任感和使命感而進(jìn)行捐助。朱建剛和劉藝非（2017）[9]的研究表明，與體制外相比，在體制內(nèi)單位工作提高了因組織化動(dòng)員參與慈善活動(dòng)的可能性;畢向陽等（2010）[20]的研究表明，體制內(nèi)工作者更可能被動(dòng)員捐贈(zèng)且次數(shù)更多，而且這種影響可能普遍存在于各類慈善捐贈(zèng)中，這是中國慈善事業(yè)實(shí)踐過程中不可回避的制度背景。社會(huì)期望及組織內(nèi)部紀(jì)律要求使黨員容易成為優(yōu)先被動(dòng)員的對(duì)象，在進(jìn)行捐贈(zèng)時(shí)，黨員家庭應(yīng)該樹立榜樣，積極奉獻(xiàn)愛心。另外，黨員也可能具有更高的政治覺悟、社會(huì)關(guān)懷和純粹的利他動(dòng)機(jī)，從而更主動(dòng)地進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，朱建剛和劉藝非（2017）[9]的研究也證明了這一觀點(diǎn)?？紤]到政治身份的差異，有黨員身份的家庭不管是基于被動(dòng)員還是出于使命感和政治覺悟，捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)力度都是一般民眾家庭不可比擬的，儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的作用效果在有黨員的家庭中更加顯著。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假說：

H2：儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響在規(guī)模、黨員身份方面存在異質(zhì)性，即促進(jìn)效果對(duì)于大規(guī)模家庭和黨員家庭來說更為顯著。

（三）家庭儲(chǔ)蓄存款、對(duì)未來信心與捐贈(zèng)

家庭儲(chǔ)蓄存款會(huì)提振家庭成員的信心，使整個(gè)家庭對(duì)未來都有良好的預(yù)期。雷開春（2015）[21]認(rèn)為只有家庭擁有了足夠的儲(chǔ)蓄存款，家庭成員才會(huì)對(duì)未來有更好的期待，才會(huì)沒有后顧之憂。畢文芬和初奇鴻（2017）[22]認(rèn)為信心在很大程度上取決于家庭未來的預(yù)期收入，儲(chǔ)蓄存款為家庭提供了物質(zhì)保障，豐厚的資產(chǎn)讓家庭成員在工作和學(xué)習(xí)中對(duì)未來充滿信心。因此，儲(chǔ)蓄存款會(huì)提振家庭成員的信心，使家庭成員更有動(dòng)力去工作。

儲(chǔ)蓄存款在提振家庭成員信心后，會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化利他動(dòng)機(jī)（謝曄，2013）[13]，使他們更有動(dòng)力去奉獻(xiàn)愛心。曾建光等（2016）[12]認(rèn)為，擁有一定儲(chǔ)蓄存款的家庭在追求高層次精神需求的利他動(dòng)機(jī)與積累社會(huì)資本進(jìn)行投機(jī)的利己動(dòng)機(jī)的共同推動(dòng)下，會(huì)進(jìn)行捐贈(zèng)，即在儲(chǔ)蓄率高的情況下，捐贈(zèng)中的利己與利他動(dòng)機(jī)都會(huì)被強(qiáng)化，從而使家庭更頻繁地進(jìn)行捐贈(zèng)。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假說：

H3：儲(chǔ)蓄存款可以通過提振家庭對(duì)未來的信心，強(qiáng)化家庭的利他動(dòng)機(jī)，從而促使家庭更多地進(jìn)行捐贈(zèng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為考察家庭儲(chǔ)蓄存款對(duì)慈善捐贈(zèng)的影響，本文參考已有文獻(xiàn)，建立以下計(jì)量模型：

以家庭的儲(chǔ)蓄存款[ft1]作為解釋變量，被解釋變量Y定義為家庭捐贈(zèng)總額與家庭總收入的比值。Xi為控制變量，包括個(gè)體特征變量和家庭特征變量。ui為殘差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)與變量

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心在2016年開展的CFPS項(xiàng)目，該項(xiàng)目通過跟蹤收集個(gè)人、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映我國社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。該調(diào)查樣本覆蓋25個(gè)省、市和自治區(qū)，調(diào)查對(duì)象為樣本家庭中的戶主。基于對(duì)數(shù)據(jù)質(zhì)量的要求，本文剔除各個(gè)變量的缺失值和不符合實(shí)際的值，采用Stata13.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理分析。主要變量說明如下：

1. 被解釋變量。總捐贈(zèng)與家庭總收入的比值為本文的被解釋變量即慈善捐贈(zèng)，總捐贈(zèng)又包括給親戚的捐贈(zèng)、給朋友的捐贈(zèng)和給社會(huì)的捐贈(zèng)?？偩栀?zèng)與家庭總收入的比值越大，說明家庭對(duì)外捐贈(zèng)越多，奉獻(xiàn)愛心更積極。

2. 解釋變量。解釋變量為家庭儲(chǔ)蓄存款，本文將數(shù)據(jù)中缺失值和負(fù)值剔除，并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

3. 控制變量。參考已有文獻(xiàn)關(guān)于家庭慈善捐贈(zèng)的影響因素，選取戶主的個(gè)體特征變量及家庭特征變量作為控制變量。其中，戶主的個(gè)體特征變量包括年齡、婚姻狀況、性別和受教育年限;家庭特征變量包括是否存在個(gè)體私營、家庭藏書量和工資性收入。為避免異常值的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了縮尾處理，最后得到的樣本總量為29787個(gè)。

（三）內(nèi)生性分析

主效應(yīng)回歸模型（1）中，家庭儲(chǔ)蓄存款變量可能為內(nèi)生變量。一方面，存在遺漏變量的問題。個(gè)體特征變量和家庭特征變量中的不可觀測(cè)變量，可能既會(huì)影響儲(chǔ)蓄存款，也會(huì)影響家庭的捐贈(zèng)情況，測(cè)量誤差也會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性。另一方面，儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)存在明顯的互為因果關(guān)系，儲(chǔ)蓄存款高可能會(huì)促使家庭進(jìn)行更多的捐贈(zèng)，反過來進(jìn)行捐贈(zèng)的家庭也可能會(huì)因?yàn)闈撛诘募?lì)或者捐贈(zèng)帶來的收益而使得收入增加，從而使家庭更有機(jī)會(huì)去增加儲(chǔ)蓄存款，所以互為因果也會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問題。

為克服內(nèi)生性，本文采用工具變量法進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)。經(jīng)過反復(fù)試驗(yàn)，采用戶主的受教育年限作為本文的工具變量。一方面，受教育年限代表著一個(gè)人的人力資本，人力資本越高，高收入的概率就越大，儲(chǔ)蓄存款可能越多，該變量與儲(chǔ)蓄存款相關(guān)，滿足了工具變量的相關(guān)性特征;另一方面，戶主的受教育年限不會(huì)直接影響該家庭的捐贈(zèng)情況，而且戶主受教育年限是既定事實(shí)，不會(huì)受到家庭捐贈(zèng)的影響，滿足了工具變量的外生性特征。因此，使用戶主的受教育年限作為儲(chǔ)蓄存款的工具變量是合適的。

（四）中介效應(yīng)模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)假設(shè)三，本文建立中介效應(yīng)模型，選擇對(duì)未來的信心程度（qn12014）為中介變量，借鑒溫忠麟等（2004）[23]的做法設(shè)定了如下的中介效應(yīng)模型：

其中（3）式中的對(duì)未來的信心程度（qn12014）為中介變量，其余變量與上述主效應(yīng)模型的變量一致，故而此處不再贅述。

（五）描述性統(tǒng)計(jì)

由表1可知，在29787個(gè)樣本中總捐贈(zèng)對(duì)數(shù)均值為5.634，可見整體來說捐贈(zèng)數(shù)值并不大。捐贈(zèng)與收入比值的均值為0.025，說明受訪家庭的捐助比例較低。年齡均值為46歲，說明戶主年齡分布符合事實(shí)。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）回歸檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述假說一是否成立，分別進(jìn)行了OLS與2SLS回歸檢驗(yàn)，并將控制變量分為家庭特征變量和個(gè)體特征變量進(jìn)行回歸分析。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

1. 儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響。表2展示了儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)影響的回歸結(jié)果，儲(chǔ)蓄存款的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平下都顯著為正，說明儲(chǔ)蓄存款能顯著促進(jìn)家庭捐贈(zèng)。通過OLS與2SLS回歸結(jié)果的對(duì)比，可以看出在克服內(nèi)生性問題后，儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐助的影響效果更加顯著，結(jié)果更有說服力。這一結(jié)果意味著，擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭有更強(qiáng)的捐贈(zèng)能力。

2. 工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果。表2報(bào)告了一階段回歸的系數(shù)和顯著性，說明工具變量和解釋變量具有相關(guān)性，滿足了工具變量的相關(guān)性特征。表2同時(shí)報(bào)告了工具變量識(shí)別不足檢驗(yàn)和弱工具變量檢驗(yàn)的結(jié)果，其中識(shí)別不足檢驗(yàn)的p值為0，在1%統(tǒng)計(jì)水平下拒絕原假設(shè)，弱工具變量的F值大于臨界值16.38，以上所有的檢驗(yàn)都通過，說明工具變量符合相關(guān)性和外生性特征，選取的工具變量合適。

綜上所述，以上檢驗(yàn)支持了假說一，即儲(chǔ)蓄存款為家庭捐贈(zèng)提供了經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，會(huì)促進(jìn)家庭慈善捐贈(zèng)。

（二）異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

1. 家庭規(guī)模差異、儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)。為了進(jìn)一步深入研究?jī)?chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響，本文進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)。為考察在家庭特征存在差異的情況下，儲(chǔ)蓄存款是否會(huì)對(duì)家庭捐贈(zèng)產(chǎn)生不同的影響，本文選取家庭規(guī)模作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本均值取整，大于均值的為大規(guī)模家庭，小于均值的為小規(guī)模家庭。同時(shí)，為提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對(duì)回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行檢驗(yàn)。具體的回歸結(jié)果見表3。

根據(jù)小規(guī)模和大規(guī)模樣本的2SLS回歸結(jié)果，可以看到儲(chǔ)蓄存款對(duì)于不同規(guī)模家庭捐贈(zèng)的影響都是顯著的，但是大規(guī)模家庭的相關(guān)系數(shù)更大，即對(duì)于大規(guī)模家庭的促進(jìn)作用更加明顯?？赡艿脑蚴?，大規(guī)模家庭相比于小規(guī)模家庭的人力資本和社會(huì)資本都更充足，捐贈(zèng)意識(shí)和捐助行動(dòng)更強(qiáng)烈、更迫切，所以儲(chǔ)蓄存款對(duì)大規(guī)模家庭捐贈(zèng)的促進(jìn)效果更明顯。

綜上所述，以上檢驗(yàn)支持了假說二，即儲(chǔ)蓄存款在影響家庭捐贈(zèng)方面存在家庭規(guī)模異質(zhì)性，促進(jìn)效果對(duì)于大規(guī)模家庭來說更顯著。

2. 黨員身份差異、儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)。為考察黨員身份存在差異的情況下，儲(chǔ)蓄存款是否會(huì)對(duì)家庭捐贈(zèng)產(chǎn)生不同的影響，本文選取是否為黨員作為啞變量，是黨員定義為1，不是黨員定義為0。同時(shí)，為提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對(duì)回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行檢驗(yàn)。具體的回歸結(jié)果見表4。

可以看到，不管是非黨員家庭還是黨員家庭，儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的影響都是顯著的，但是黨員家庭的相關(guān)系數(shù)更大，意味著對(duì)于黨員家庭的促進(jìn)作用更加明顯?？赡艿脑蛟谟冢狐h員家庭因?yàn)樯矸萏厥猓唤M織動(dòng)員的捐贈(zèng)次數(shù)比非黨員家庭多，而黨員本身也有更高的政治覺悟和責(zé)任心主動(dòng)在慈善事業(yè)中積極奉獻(xiàn)。優(yōu)先被組織動(dòng)員和主動(dòng)去奉獻(xiàn)愛心使得黨員家庭更多地進(jìn)行捐贈(zèng)，因此儲(chǔ)蓄存款對(duì)于黨員家庭捐贈(zèng)的促進(jìn)效果更明顯。

綜上所述，以上檢驗(yàn)支持了假說二，儲(chǔ)蓄存款在影響家庭慈善捐贈(zèng)方面存在黨員身份異質(zhì)性，促進(jìn)效果對(duì)于黨員家庭來說更顯著。

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)果的有效性，本文通過替換實(shí)證方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為避免樣本選擇偏差，采用傾向得分匹配（PSM）的方法來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以保障研究結(jié)果的無偏性。具體而言，按照家庭有無儲(chǔ)蓄存款將樣本分為兩組，有儲(chǔ)蓄存款的為處理組，無儲(chǔ)蓄存款的為控制組。隨后通過一對(duì)一近鄰匹配挑選出符合條件的控制組進(jìn)行對(duì)比，最后通過平均處理效應(yīng)（ATT）來檢驗(yàn)儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的影響。

根據(jù)表5平衡性檢驗(yàn)結(jié)果可知，匹配后所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都小于10%，且匹配后的大多數(shù)變量均值t檢驗(yàn)的p值不顯著，接受了原假設(shè)，由此表明，匹配之后的處理組與控制組樣本之間不存在顯著性差異。

在滿足平衡性假設(shè)條件后，我們采用近鄰匹配方法，通過觀察平均處理效應(yīng)（ATT）的大小和顯著性水平來驗(yàn)證儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的影響（見表6）。從近鄰匹配的實(shí)證結(jié)果來看，匹配后處理組的家庭捐贈(zèng)均值為3.020，控制組的家庭捐贈(zèng)均值為2.486，ATT為0.533，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭，捐贈(zèng)總額會(huì)優(yōu)化21%，即儲(chǔ)蓄存款會(huì)促進(jìn)家庭慈善捐贈(zèng)。從匹配結(jié)果可以看出，如果不根據(jù)戶主的個(gè)體特征、家庭特征等控制變量加以匹配，直接計(jì)算儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響，將大大高估儲(chǔ)蓄存款的影響效應(yīng)，這也證明了通過傾向得分匹配能減少樣本選擇偏誤造成的內(nèi)生性問題。因此，本文的實(shí)證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

六、 影響機(jī)制檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)假說三儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響機(jī)制，本文進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟等（2004）[24]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中的α1是否顯著。如果α1顯著，則進(jìn)行模型（3）和模型（4）檢驗(yàn)。此時(shí)，當(dāng)模型（3）中的β1顯著且模型（4）中的γ2也顯著時(shí)，如果γ1不顯著，則說明對(duì)未來的信心程度發(fā)揮了完全中介的作用;如果γ1顯著，則說明對(duì)未來的信心程度發(fā)揮了部分中介的作用。但是當(dāng)β1和γ2至少有一個(gè)不顯著時(shí)，則需要做Sobel Z檢驗(yàn)來判斷中介效應(yīng)是否存在。

表7的列1是模型（2）的回歸結(jié)果，列2是模型（3）的回歸結(jié)果，列3是模型（4）的回歸結(jié)果。列1的回歸結(jié)果顯示，儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)的相關(guān)系數(shù)為0.9494，顯著性統(tǒng)計(jì)水平高達(dá)1%，表明儲(chǔ)蓄存款能有效刺激家庭捐贈(zèng)。列2的回歸結(jié)果顯示，儲(chǔ)蓄存款與對(duì)未來的信心程度相關(guān)系數(shù)為0.0037，顯著性統(tǒng)計(jì)水平高達(dá)1%，說明儲(chǔ)蓄存款會(huì)提振家庭的信心，使得家庭成員對(duì)未來充滿希望。列3的回歸結(jié)果顯示，儲(chǔ)蓄存款與家庭總捐贈(zèng)的相關(guān)系數(shù)為0.9391，顯著性統(tǒng)計(jì)水平高達(dá)1%，對(duì)未來的信心程度與家庭捐贈(zèng)的相關(guān)系數(shù)為0.0524，顯著性統(tǒng)計(jì)水平為10%，可以看出對(duì)未來的信心程度與家庭捐贈(zèng)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，儲(chǔ)蓄存款通過提振家庭成員信心進(jìn)而增強(qiáng)其利己與利他動(dòng)機(jī)，使得家庭成員更多地進(jìn)行捐贈(zèng)。因此，對(duì)未來的信心程度作為中介變量，發(fā)揮了部分中介作用。

七、 結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文探究了儲(chǔ)蓄存款對(duì)于家庭捐贈(zèng)的影響，并引入戶主的受教育年限作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘回歸，克服了儲(chǔ)蓄存款與家庭捐贈(zèng)的內(nèi)生性問題，并從家庭規(guī)模差異、黨員身份差異的角度，分析了儲(chǔ)蓄存款影響家庭捐贈(zèng)的異質(zhì)性。根據(jù)理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出以下結(jié)論：

首先，理論分析表明，就擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭而言，儲(chǔ)蓄存款會(huì)促進(jìn)家庭進(jìn)行捐贈(zèng)。在追求高層次精神需求的利他主義與追求社會(huì)聲望等利己主義的共同推動(dòng)下，擁有儲(chǔ)蓄存款的家庭會(huì)更傾向于奉獻(xiàn)愛心，更多地進(jìn)行捐贈(zèng)。

其次，基于工具變量法的實(shí)證檢驗(yàn)證實(shí)了本文的理論推斷，即儲(chǔ)蓄存款會(huì)促進(jìn)家庭捐贈(zèng)。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響具有顯著的異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為儲(chǔ)蓄存款對(duì)大規(guī)模家庭、黨員身份家庭的捐贈(zèng)促進(jìn)效果更加顯著。

最后，通過將對(duì)未來的信心程度作為中介變量，解釋了儲(chǔ)蓄存款對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響機(jī)制。家庭擁有儲(chǔ)蓄存款，會(huì)極大地增強(qiáng)人們對(duì)未來生活的信心，進(jìn)而增強(qiáng)利己與利他動(dòng)機(jī)，使人們更積極地參與慈善捐贈(zèng)。

（二）政策建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，提出如下建議：

一是加快經(jīng)濟(jì)體制改革，增加人民收入。緩和社會(huì)矛盾和促進(jìn)社會(huì)和諧，最根本的手段還是要增加人民收入，為慈善捐贈(zèng)提供物質(zhì)保障，形成一個(gè)民富國強(qiáng)的和諧社會(huì)。

二是建立慈善信息披露制度。制定統(tǒng)一的慈善信息披露標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)慈善信息公開的主體資格、披露范圍、披露程序、監(jiān)督體系、法律責(zé)任等作出明確規(guī)定，并增強(qiáng)程序的可操作性。利用現(xiàn)代信息技術(shù)手段搭建公共信息平臺(tái)，公開捐贈(zèng)情況、受贈(zèng)人信息、善款使用情況和善款流向等，實(shí)現(xiàn)求助者、受助者、捐贈(zèng)者及慈善組織間的信息暢通。

三是加大慈善文化宣傳力度，增強(qiáng)公眾的慈善意識(shí)。將慈善文化宣傳納入制度規(guī)定中來，廣泛利用各種媒介，多渠道、多形式、多場(chǎng)合開辟慈善事業(yè)宣傳陣地，使公眾形成濃厚的慈善意識(shí)。另外，還應(yīng)大力開展志愿活動(dòng)，擴(kuò)大志愿者隊(duì)伍，在全社會(huì)營造濃厚的慈善氛圍。

注：

①根據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)庫提供的數(shù)據(jù)，1982—2012 年中國的平均儲(chǔ)蓄率約為42.33% ，尤其是2006 年以來，儲(chǔ)蓄率始終維持在50%以上，遠(yuǎn)高于世界平均水平，也明顯高于具有高儲(chǔ)蓄率傳統(tǒng)的其他東亞國家。

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