李建軍 蒲泓錦

內(nèi)容提要：本文基于中國家庭追蹤調(diào)查2018 年微觀數(shù)據(jù)，研究我國捐贈稅前扣除對個人慈善捐贈行為的集約邊際和廣延邊際影響。研究發(fā)現(xiàn)，個人所得稅優(yōu)惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，慈善捐贈的集約邊際和廣延邊際稅收價格彈性分別為-2.21 和-4.36。研究還發(fā)現(xiàn)，稅收激勵對個人捐贈的促進(jìn)作用在慈善組織發(fā)育程度高的地區(qū)更加明顯，受教育程度低、男性、體制外工作的個人捐贈行為對稅收激勵更為敏感，并且稅收激勵對不同人群捐贈行為影響的差異主要反映在集約邊際上。本研究為進(jìn)一步探索運用稅收政策推動以“人人慈善”為內(nèi)核的現(xiàn)代慈善事業(yè)發(fā)展，發(fā)揮第三次分配的有益補充作用提供了經(jīng)驗證據(jù)。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是人民群眾的共同期盼，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。單靠市場機(jī)制自發(fā)調(diào)節(jié)不可能實現(xiàn)共同富裕，扎實推動共同富裕，要求發(fā)揮好以慈善捐贈為代表的三次分配的作用。慈善捐贈是經(jīng)濟(jì)主體之間自愿的財富再分配過程，既包括商品和貨幣的自愿轉(zhuǎn)移，也涵蓋私人無償提供公共消費（Paqué，1986）。作為第三次分配的主要渠道，慈善捐贈通過優(yōu)化收入和財富分配格局，在彌補市場失靈、共享發(fā)展成果和促進(jìn)社會公平正義方面發(fā)揮著特殊作用，是推動實現(xiàn)全體人民共同富裕不可或缺的重要力量（宮蒲光，2022）。近年來，我國慈善事業(yè)取得了長足的發(fā)展，但當(dāng)前慈善捐贈的規(guī)模和結(jié)構(gòu)與慈善體系成熟的國家相比還存在著明顯差距，表現(xiàn)在我國慈善捐贈總額占GDP 的比重以及個人捐贈在捐贈總額中的比重仍然明顯偏低，這反映了當(dāng)前第三次分配參與社會資源和財富分配的深度和廣度與其“基礎(chǔ)性制度安排”的功能定位①2021 年中央財經(jīng)委員會第十次會議指出“構(gòu)建初次分配、再分配、三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排”。還不相適應(yīng)。我國每年慈善捐贈總額在1400 億元左右，占GDP 的比重約為0.15%，企業(yè)和個人捐贈分別約占全部捐贈的70%和25%，而美國慈善捐贈占GDP 的比重長期在2%左右，個人捐贈貢獻(xiàn)近七成②國內(nèi)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于中國社會科學(xué)院2022 年7 月發(fā)布的《慈善藍(lán)皮書：中國慈善發(fā)展報告（2022）》，美國相關(guān)數(shù)據(jù)來源于印第安納大學(xué)撰寫的“Giving USA 2023：The Annual Report on Philanthropy for the Year 2022”，https：//www.bwf.com/giving-usa-2023-report-insights/。?！爸匾暟l(fā)揮第三次分配作用，發(fā)展慈善等社會公益事業(yè)”是新時代國家治理的重大命題①黨的十九屆四中全會指出“重視發(fā)揮第三次分配作用，發(fā)展慈善等社會公益事業(yè)”。黨的十九屆五中全會強調(diào)“發(fā)揮第三次分配作用，發(fā)展慈善事業(yè)，改善收入和財富分配格局”。，黨的二十大報告再次強調(diào)“引導(dǎo)、支持有意愿有能力的企業(yè)、社會組織和個人積極參與公益慈善事業(yè)”。

對于慈善捐贈在“弱者優(yōu)享”方面的靶向性作用，既有文獻(xiàn)進(jìn)行了廣泛研究。對企業(yè)捐贈行為（Gardberg and Fombrun，2006；張敏等，2013；彭飛、范子英，2016）和個人捐贈行為的研究是兩支重要文獻(xiàn)。關(guān)于個人捐贈行為，已有研究從社會性需求（Bernheim，1994；Bénabou and Tirole，2006）、信息公開（Vesterlund，2003；羅俊等，2019）、物質(zhì)激勵（Falk，2007；丁美東，2008）等角度進(jìn)行討論，研究方法也從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論、實證分析拓展到田野實驗、腦科學(xué)等跨學(xué)科方法（羅俊等，2015）。在影響個人慈善捐贈的物質(zhì)激勵因素中，稅收減免是不可忽略的重要因素。稅收減免對個人慈善捐贈的激勵作用體現(xiàn)在收入變化產(chǎn)生的直接效應(yīng)和價格（成本）變化產(chǎn)生的間接效應(yīng)，慈善捐贈的稅收減免政策可以通過增加個人可支配收入和降低捐贈成本來促進(jìn)捐贈。實踐中，各國稅務(wù)系統(tǒng)通過捐贈稅前扣除（美國、德國等）、稅收抵免（法國、意大利等）、政府匹配（英國）②英國納稅人向合規(guī)慈善機(jī)構(gòu)捐款時，需要填寫一份“捐贈援助聲明”表格，隨捐款一起交給慈善機(jī)構(gòu)。該慈善機(jī)構(gòu)可以直接向英國稅務(wù)海關(guān)總署索取捐贈金額上支付的所得稅。捐贈援助計劃（Gift Aid Program）的這一部分被稱為政府匹配部分，因為對于納稅人捐贈的每1 英鎊，政府實際上以tb/（1-tb）的比率匹配捐贈給慈善機(jī)構(gòu)，其中tb 為個稅基本稅率。的優(yōu)惠方式，鼓勵私人部門增加慈善捐贈供給。

經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，如果慈善捐贈的稅式支出所帶來的捐款增長超過政府的稅收損失，那么這種激勵方式是有效的（Saez，2004）。為了評估稅收激勵的有效性，需要的關(guān)鍵參數(shù)之一是個人慈善捐贈對其稅收價格的彈性。捐贈的稅收價格被定義為每單位慈善捐贈所放棄的其他消費的價值（Randolph，1995；Almunia et al.，2020），它反映了納稅人每單位捐贈的凈成本。當(dāng)允許捐贈抵稅時，納稅人實際放棄的消費價值是捐贈支出與抵稅額的差值，由于抵稅率通常等于邊際稅率，故捐贈的稅收價格用1 減邊際稅率來表示③例如，適用于最高邊際稅率為45%的納稅人向慈善機(jī)構(gòu)捐贈100 元，由于捐贈額可以在計算應(yīng)納稅所得額前扣除，納稅人獲得了100×45%=45 元的稅額減免，他實際只需要放棄55 元個人消費就能向慈善機(jī)構(gòu)捐贈100 元，對他而言，捐款的稅收價格只有1-45%=0.55 元。如果捐贈不能稅前扣除，納稅人捐贈100 元會同時減少100 元的個人消費，無論納稅人的邊際稅率為多少，捐贈的稅收價格始終為1 元。捐款的稅收價格在后文中也簡稱為“捐贈價格”。。自Taussig（1967）分析美國納稅申報數(shù)據(jù)的開創(chuàng)性研究后，已有大量的文獻(xiàn)在其框架下探討稅收激勵對個人慈善捐贈的影響，重點是估計慈善捐贈的稅收價格彈性。早期的研究（Feldstein and Taylor，1976；Reece，1979）使用截面數(shù)據(jù)來估計慈善捐贈的價格和收入彈性，他們發(fā)現(xiàn)，價格彈性的絕對值大于1，這表明慈善捐贈水平對稅收政策相當(dāng)敏感。然而，這些早期研究受到收入和價格同時變化（Simultaneity Bias）所導(dǎo)致的識別問題的困擾（Clotfelter，1980；彭飛、范子英，2016）。由于抵稅率等于邊際稅率，因而價格是收入的函數(shù)，很難區(qū)分收入變化的影響和價格變化的影響。對面板數(shù)據(jù)的研究嘗試了多種方法，分別估計收入波動引起的價格暫時性變化和持久性變化。當(dāng)將收入和價格分解為暫時性和持久性部分時，Randolph（1995）發(fā)現(xiàn)持久價格彈性的估計值在-0.3 至-0.8 之間，然而，依據(jù)不同識別收入沖擊的方法，Bakija and Heim（2011）發(fā)現(xiàn)更高的持久價格彈性，范圍從-1.1 到-1.6?？偟膩碚f，由于數(shù)據(jù)來源、使用的統(tǒng)計方式的不同，關(guān)于捐贈的稅收價格彈性的研究結(jié)論并不一致（Peloza and Steel，2005）。另有文獻(xiàn)指出之前研究的另外兩個問題。首先，Backus and Grant（2019）指出先前的許多研究依賴于從納稅申報表中獲得數(shù)據(jù)，這將樣本限制在那些收入較高的群體，排除了處于收入分布中低端的大多數(shù)個人，因而估計得到的價格彈性可能無法反映收入相對較低的平均納稅人的反應(yīng)。其次，Almunia et al.（2020）指出大多數(shù)研究都集中在集約邊際（Intensive Margin）的捐贈反應(yīng)上，在很大程度上忽略了廣延邊際（Extensive Margin），然而，捐贈的總稅收價格彈性應(yīng)是集約邊際和廣延邊際的稅收價格彈性的總和，僅僅依靠集約邊際彈性會低估對慈善捐贈的稅收優(yōu)惠所產(chǎn)生的收益。此外，收入高低（Bakija and Heim，2011）和捐贈多少（B?nke et al.，2013）是個人對捐贈價格反應(yīng)異質(zhì)性的諸多來源之一，但大多數(shù)實證研究只關(guān)注平均效應(yīng)的估計，而對異質(zhì)性的其他來源關(guān)注甚少。

中國特色慈善事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的趨勢將是從少數(shù)精英慈善邁向大眾慈善，在“人人慈善”的現(xiàn)代慈善理念的引領(lǐng)下，捐贈主體正愈加“大眾化”“平民化”（宮蒲光，2022；趙新峰、程世勇，2023），個人捐贈將成為慈善事業(yè)的核心支撐。本文使用能夠刻畫完整收入分布的2018 年CFPS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了我國個人捐贈行為對捐贈稅前扣除激勵的集約邊際和廣延邊際反應(yīng)，并對捐贈行為反應(yīng)的異質(zhì)性來源做詳細(xì)分析，嘗試回答稅收激勵對我國個人捐贈的影響如何、這種激勵是否符合財政效率①當(dāng)補貼私人供給的增量稅收成本低于私人供給所產(chǎn)生的增量收益時，稅收減免便符合“財政效率”。在估計捐贈的稅收價格彈性（e）相關(guān)實證文獻(xiàn)中，以閾值水平=1 作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，評估現(xiàn)行對個人慈善捐贈的稅收減免方案的財政效率。，以及稅收政策如何助力“人人慈善”。由于納稅單位能夠通過經(jīng)濟(jì)活動影響其邊際稅率，當(dāng)邊際稅率被用于分析個體行為時，不可避免會產(chǎn)生內(nèi)生性問題。參考經(jīng)典文獻(xiàn)中的做法，本文使用捐贈“第一元”的價格作為實際捐贈價格的工具變量，并且定義不同的收入變量以解決收入和捐贈之間的同時性選擇問題。研究發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，個人捐贈的集約邊際和廣延邊際稅收價格彈性均顯著大于1，這一結(jié)論通過穩(wěn)健性檢驗得到確認(rèn)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)稅收激勵對慈善組織發(fā)育程度高地區(qū)的個人捐贈行為影響更加明顯，受教育程度低、男性、體制外工作的個人捐贈行為對稅收激勵更為敏感。研究表明捐贈成本是影響個人捐贈的重要因素，除了加大稅收優(yōu)惠力度降低捐贈價格外，從不額外增加財政負(fù)擔(dān)的角度出發(fā)，可以考慮培育壯大慈善組織，增加第三方配捐（保持捐贈價格不變）等可選激勵方式促進(jìn)個人捐贈。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，目前國內(nèi)相關(guān)研究集中在稅收激勵對企業(yè)捐獻(xiàn)行為的影響，這與國內(nèi)捐贈主體為企業(yè)密切相關(guān)，少有文獻(xiàn)評估其對個人捐贈行為的影響，個人捐贈行為的背后機(jī)理與企業(yè)完全不同（馮建、程文莉，2010），因此本文從個人層面展開討論以期對相關(guān)研究形成有益補充。其次，現(xiàn)有研究主要分析稅收激勵對個人捐贈集約邊際行為的影響，然而以往各項研究所使用的數(shù)據(jù)都顯示樣本中捐贈者的比例相對較小，利用稅制設(shè)計提高這一比例的空間相當(dāng)大（Almunia et al.，2020），因而個人捐贈對稅收激勵的廣延邊際行為反應(yīng)有待深入發(fā)掘，本文在這方面作出了有益的拓展。最后，慈善捐贈可能出于不同的動機(jī)，不同類型的捐贈者對稅收優(yōu)惠的反應(yīng)可能截然不同（Fack and Landais，2010），而現(xiàn)有文獻(xiàn)集中在平均效應(yīng)的估計上，未對異質(zhì)性來源做充分討論，本文對異質(zhì)性來源的分析豐富了這方面的研究。

二、制度背景與理論模型

（一）制度背景

我國的個人所得稅制度于1980 年正式建立，隨后歷經(jīng)多次調(diào)整變革。1993 年修訂的《中華人民共和國個人所得稅法》以及1994 年發(fā)布的相關(guān)實施條例將此前的個稅法規(guī)予以合并，形成了統(tǒng)一規(guī)范、相對完善的個人所得稅制度。其中對公益性捐贈規(guī)定，個人通過社會團(tuán)體或國家機(jī)關(guān)對教育事業(yè)和其他公益事業(yè)的捐贈未超過應(yīng)納稅所得的30%部分準(zhǔn)予稅前扣除。除了上述一般規(guī)定，財稅部門還制定特別優(yōu)惠政策，對一些特定項目的個人捐贈準(zhǔn)予稅前全額扣除。為了促進(jìn)公益事業(yè)的健康發(fā)展，1999 年出臺了《中華人民共和國公益事業(yè)捐贈法》，對捐贈和受贈行為做出規(guī)定，并進(jìn)一步明確捐贈享有的稅收優(yōu)惠，也標(biāo)志著我國公益捐贈走上了法制化的軌道。

并非所有個人捐贈均能享有個稅優(yōu)惠，能否扣除取決于受贈對象是否具有捐贈稅前扣除資格。2007 年以前，稅收優(yōu)惠政策只被少數(shù)官方文件指定的基金會和社會團(tuán)體享受。自2007 年《財政部國家稅務(wù)總局關(guān)于公益救濟(jì)性捐贈稅前扣除政策及相關(guān)管理問題的通知》（財稅〔2007〕6 號）發(fā)布，公益捐贈可享受稅前扣除優(yōu)惠政策的范圍擴(kuò)展到民政部登記（注冊）的所有非營利的公益性社會團(tuán)體和基金會，同時省一級財稅部門獲得了認(rèn)定在本級登記（注冊）的社會團(tuán)體和基金會的捐贈稅前扣除資格的權(quán)限。至此我國公益捐贈減免性政策從“特許制”轉(zhuǎn)向“審核制”，越來越多的社會組織獲得捐贈稅前扣除資格。隨后我國個人所得稅法及其實施條例經(jīng)歷了數(shù)次修訂，但仍舊保持了1994 年對捐贈的稅收條款規(guī)定。

2016 年頒布的《中華人民共和國慈善法》（以下簡稱《慈善法》）明確個人捐贈財產(chǎn)用于慈善活動能依法享受個人所得稅優(yōu)惠，拓寬了公益活動的范圍，更加強調(diào)出于慈善目的財產(chǎn)贈與，并將捐贈人直接向受益人捐贈也作為慈善捐贈的渠道。隨后于2018 年《個人所得稅法》及其實施條例為配合《慈善法》的規(guī)定，對捐贈優(yōu)惠條款進(jìn)行了調(diào)整。《財政部稅務(wù)總局關(guān)于公益慈善事業(yè)捐贈個人所得稅政策的公告》（財稅〔2019〕99 號）規(guī)定，居民個人發(fā)生的公益慈善事業(yè)捐贈允許在計算應(yīng)納稅所得前扣除，扣除限額為當(dāng)年綜合所得、經(jīng)營所得應(yīng)納稅所得額的30%，或當(dāng)月分類所得應(yīng)納稅所得額的30%，當(dāng)期超過單個所得項目限額的部分，可以繼續(xù)從其他項目中扣除。這實際上在以前規(guī)定的基礎(chǔ)上提高了慈善捐贈稅前扣除的限額，增大了對個人慈善捐贈的稅收激勵力度。

表1 展示了捐贈稅前扣除如何改變個人的捐贈價格，即稅收優(yōu)惠如何降低個人的單位捐贈成本。在個人捐贈不能稅前扣除的情況下，個人因捐贈而放棄的消費價值始終等于個人向慈善機(jī)構(gòu)的捐款額，即每捐款1 元所實際放棄的消費價值同為1 元，根據(jù)前文關(guān)于捐贈稅收價格的定義，無論個人應(yīng)稅收入的邊際稅率為多少，此時價格都恒為1。我國的個稅制度允許捐贈稅前扣除，此時捐贈具有抵稅效應(yīng)，個人因捐贈而放棄的實際消費是捐贈金額與捐贈抵稅額的差額。由于捐贈額直接減少應(yīng)納稅所得額，故抵稅率與邊際稅率聯(lián)系在一起，收入適用不同最高邊際稅率的個人因此有不同的捐贈價格，此時捐贈的稅收價格可以用1 減邊際稅率表示。

表1 捐贈稅前扣除與捐贈價格

（二）理論模型

激勵慈善捐贈的最優(yōu)稅收優(yōu)惠理論和制度設(shè)計取決于對慈善捐贈動機(jī)的假設(shè)和建模，如經(jīng)濟(jì)動機(jī)、避稅動機(jī)和利他動機(jī)等。Saez（2004）研究了基于“光熱”（Warm Glow）效應(yīng)捐贈動機(jī)對慈善捐贈的最優(yōu)稅收優(yōu)惠，指出個人捐贈并非完全出于純粹利他（Pure Altruism）動機(jī)，捐贈者不僅從公共物品的總量中獲益，還會從自身捐贈行為中獲得滿足感。在此假設(shè)下，捐贈同時具有公共物品和私人物品屬性，個人效用是關(guān)于私人消費c、可支配收入y、個人捐贈g 和社會總捐贈水平G 的函數(shù)。個人最大化自身效用表示為：

其中t 表示對個人捐贈的抵稅率，τ表示對收入征稅的稅率，在慈善捐贈可完全稅前扣除時有t=τ，此時，（1-t）表示用稅收定義的捐贈價格。政府獲得的稅收用于對個人的轉(zhuǎn)移支付T 和對鼓勵個人捐贈g 的稅式支出。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中個人的數(shù)量足夠多，所有個人在選擇其最佳捐贈水平g 時都將G 視為固定的。

如果個人是完全的利他主義者，那么政府對慈善事業(yè)的直接支出會完全擠出私人捐贈，然而在光熱效應(yīng)動機(jī)下，擠出并不完全，此時稅收優(yōu)惠可能是合理的。模型中通過允許政府直接提供慈善屬性公共物品Ggov，將擠出效應(yīng)引入模型中。此時總捐贈水平G=Gprv+Ggov，其中Gprv=∑gi（1-t，T，G），代表總個人捐贈水平，由于gi是關(guān)于G 的函數(shù)，總個人捐贈Gprv會直接受到政府捐贈支出Ggov的影響。給定政府捐贈Ggov，總個人捐贈進(jìn)一步表示為。此時，擠出效應(yīng)表示增加一單位政府捐贈所引致的總個人捐贈的減少，一般地，時，擠出是不完全的。

在Saez（2004）模型的簡化假設(shè)下，對個人捐贈的最優(yōu)稅收優(yōu)惠遵循以下規(guī)則（Fack and Landais，2010）：

式（3）提供了一個簡單的規(guī)則來評估現(xiàn)行稅制對私人慈善捐贈的稅前扣除水平是否過高或過低，當(dāng)捐贈的稅收價格彈性時，應(yīng)該提高抵稅率直至等式成立。直觀地理解，如果存在擠出效應(yīng)，增加1 單位社會總捐贈所需要的政府支出將大于1 單位，此時政府的直接支出相對更昂貴。因此，需要更多地依靠個人捐贈，這樣稅前扣除就必須提高到更高水平。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)與樣本

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018 年的微觀數(shù)據(jù)研究稅收激勵對我國個人慈善捐贈的影響。CFPS 包含25 個?。▍^(qū)、市）大量家庭經(jīng)濟(jì)和福利等方面的信息，由社區(qū)、家庭和個人三個層次的數(shù)據(jù)組成，調(diào)查抽樣采用內(nèi)隱分層方法，得到的樣本具有全國代表性。2018 年CFPS 調(diào)查問卷在以往年份調(diào)查基礎(chǔ)上增加了關(guān)于個人捐贈情況的提問①CFPS 問卷分為家庭訪問和個人自答板塊，僅在2018 年調(diào)查中有關(guān)于個人捐贈的提問，以前年份以及2020年調(diào)查均未涉及個人捐贈情況問答。，并且包含研究所需的一系列個人和社區(qū)信息的變量，這為本研究的開展提供了可靠的數(shù)據(jù)。在衡量持久收入的影響時，本文將收入數(shù)據(jù)與以往調(diào)查年份數(shù)據(jù)相匹配。與當(dāng)前國內(nèi)對企業(yè)捐贈行為研究相似，雖然稅法對個人捐贈行為進(jìn)行了嚴(yán)格的區(qū)分，規(guī)定只有通過特定主體的公益性捐贈才能享受稅收優(yōu)惠政策，但由于調(diào)查局限，現(xiàn)有數(shù)據(jù)還不能嚴(yán)格區(qū)分公益性捐贈和非公益性捐贈，本文評估的個人捐贈行為也是指廣義上的捐贈（彭飛、范子英，2016）。

本文篩選出有工資薪金收入記錄的被調(diào)查樣本共計10066 條，選擇這部分群體作為基礎(chǔ)樣本出于以下原因：首先，CFPS 的個人問卷中只對受雇用人群的主要工作和一般工作展開詳細(xì)提問，這部分人群的收支數(shù)據(jù)詳細(xì)，其調(diào)查和確認(rèn)程序使得工資薪金樣本數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確。其次，關(guān)注這部分群體不需要將家庭問卷中的收入匹配到個體，從而避免夸大個人實際收入。現(xiàn)有文獻(xiàn)在計算個人稅負(fù)時，通過“從事個體私營的家人”和“您家的生意管賬人”變量將家庭經(jīng)營收入匹配到個人的做法，會使邊際稅率無法準(zhǔn)確確定從而導(dǎo)致研究所關(guān)注的捐贈稅收價格被錯誤計量。最后，由于對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營所得免稅，且個體工商戶納稅標(biāo)準(zhǔn)與個人存在差異，故從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和個體工商業(yè)活動的受訪者也不包含在本文的樣本內(nèi)。

2012 年至2019 年我國社會捐贈總額從889 億元增長至1380 億元，人均捐贈支出從65 元提高至98 元。2018 年CFPS 調(diào)查數(shù)據(jù)中有工資薪金收入樣本的年捐贈均值為99 元，其中捐贈者的人均捐贈為300 元，中位數(shù)為200 元。圖1 按月含稅收入報告了各收入?yún)^(qū)間內(nèi)捐贈人數(shù)的比例，收入低于4000 元群體的捐贈者占比較低，而收入較高群體的捐贈者比例上升。在應(yīng)納稅所得額為0 的樣本中，有28%的個體在樣本期內(nèi)有過捐贈，這一比例在應(yīng)稅所得大于0 的樣本中上升到43%，平均捐贈數(shù)額也從每年72 元提高到205 元。由于稅率的累進(jìn)特點和捐贈的可扣除性，收入所適用的最高邊際稅率更高的群體，其單位捐贈成本也更低。樣本中平均捐贈數(shù)額和捐贈者占比隨收入和邊際稅率的增加而提高，可能部分源于捐贈稅前扣除帶來的稅收激勵效應(yīng)。

圖1 各收入?yún)^(qū)間捐贈者占比

（二）模型與識別

本文考察捐贈的稅收價格彈性以衡量稅收優(yōu)惠對慈善捐贈的影響。慈善捐贈的稅收價格P=1-t，取決于邊際稅率（tClotfelter，1980；丁美東，2008）。捐贈的稅收價格彈性為，其中g(shù) 為慈善捐贈數(shù)額。價格彈性衡量了在允許慈善捐贈稅前扣除制度下的財政效率。具體而言，捐贈的價格彈性（絕對值）高于1，表明放棄的稅收收入被更大數(shù)額的慈善捐款所抵消（Zampelli and Yen，2017）。捐贈的收入彈性（其中Y 為收入）表明捐贈者傾向于按收入比例增加捐贈。建立以下模型：

式（4）中Yi表示個人可支配收入，Pi表示捐贈的稅收價格，Zi是一組反映人口統(tǒng)計學(xué)特征的變量，U（·）是前述個人效用函數(shù)。對捐贈行為的標(biāo)準(zhǔn)靜態(tài)理論分析表明，個人是否捐贈以及決定捐贈后的捐贈數(shù)額取決于捐贈價格、收入和個體特征。對于個人而言在第一階段選擇捐贈，也即觀察到正的捐贈數(shù)額時，可以用簡化形式估計個人捐贈的集約邊際反應(yīng)（Intensive Margin Effect）：

式（5）中l(wèi)ngi和lnPi分別是個人捐贈gi和捐贈價格Pi的自然對數(shù)，回歸系數(shù)β1表示集約邊際稅收價格彈性βINT，模型中的控制變量如后文所述。個人捐贈的廣延邊際反應(yīng)（Extensive Margin Effect）也可以類似的形式來估計：

其中Di是虛擬變量，如果受訪者報告正的捐贈（gi＞0）其值為1，否則為0。隱含的廣延邊際稅收價格彈性可由得到，其中γ1是式（6）中價格變量的平均偏效應(yīng)（APE）是式（6）中被解釋變量Di的均值，也即樣本中捐贈者的占比。其他變量同式（5）。

式（5）和式（6）的估計有兩個主要的計量方面困難。第一是捐贈價格的內(nèi)生性。如前文所述，邊際稅率t 是由扣除捐贈g 后的應(yīng)稅收入決定，導(dǎo)致捐贈的價格P 本身是關(guān)于捐款數(shù)額g 的函數(shù)，捐贈的增加可能會將納稅人推向較低的稅率，從而在價格和捐贈金額之間產(chǎn)生負(fù)向相關(guān)關(guān)系。由于價格和捐款是同時確定的，因此，如果只將捐贈價格定義為捐款“最后一元”的價格①捐贈“最后一元”的價格等于1 減實際邊際稅率，實際邊際稅率為依規(guī)扣除慈善捐款后應(yīng)納稅所得額適用的最高邊際稅率。，將產(chǎn)生不一致的估計。為了解決這個問題，借鑒Fack and Landais（2010）、Almunia et al.（2020）的標(biāo)準(zhǔn)做法，本文用捐款“第一元”的價格——1 減去不考慮捐贈扣除時的邊際稅率，即P=1-t（g=0）——作為觀察到的捐贈“最后一元”價格的工具變量（IV），以克服模型中內(nèi)生性問題，此時的價格變量將獨立于捐款水平。式（6）的被解釋變量D 是賦值為0 或1 的虛擬變量，估計時使用IVprobit 方法以克服模型中的內(nèi)生性問題。第二是因變量捐贈數(shù)額中存在大量0 值（本文的樣本中未發(fā)生捐贈的比例占67%），普通最小二乘法對于包含截尾變量模型的估計可能會產(chǎn)生偏誤，Tobit 模型可以克服OLS 回歸的缺陷。在基準(zhǔn)回歸中，本文同時列示了全樣本下Tobit 和兩階段最小二乘（2SLS）估計的結(jié)果，而在估計集約邊際捐贈行為反應(yīng)時，則不包含未發(fā)生捐贈的樣本。

對模型中收入變量Y 的定義應(yīng)該考慮兩方面的問題。第一是可支配收入的適當(dāng)衡量標(biāo)準(zhǔn)。可以從狹義與廣義角度來界定可支配收入，兩者的區(qū)分主要在于社保支出、慈善捐款等可稅前扣除的項目是否從總收入中減除。如果將其視為減少納稅人部分收入的負(fù)擔(dān)，而非是其消費的一部分，那么可以將可支配收入定義為各項收入之和減去可抵稅項目與個稅（Almunia et al.，2020）。反之，如果把可抵稅項目的實現(xiàn)視為個人自愿、理性的消費選擇結(jié)果，是其對永久收入終生分配的決策，則可支配收入可用只扣除個稅后的各項收入之和來表示（Paqué，1986）。由于問卷中社保支出等可扣除項目數(shù)據(jù)缺失較多，用受訪者回答的稅后收入還原總收入會導(dǎo)致樣本缺失嚴(yán)重，故本文基準(zhǔn)回歸中使用前一種可支配收入的概念②可支配收入=工資總額- 三險一金- 慈善捐款- 應(yīng)納稅額。

第二是收入與捐贈的同時性選擇。捐贈的稅前可扣除性會改變個人稅負(fù)，從而影響個人可支配收入，因而參照對價格變量的處理，在計算收入變量時并不從收入中減去實際支付的個稅，而是減去沒有慈善捐贈（g=0）時的替代稅款，以確保在將該變量納入回歸時，捐贈的稅收激勵只被納入捐贈的價格中而不是可支配收入中。同時，為了減輕邊際稅率由稅率表確定所產(chǎn)生的價格與收入共線性問題，本文給個人工薪收入變量加上與捐贈價格沒有關(guān)聯(lián)的勞務(wù)報酬收入，這樣使得收入和價格變化之間有足夠的獨立性以分離激勵效應(yīng)。參照現(xiàn)有文獻(xiàn)（張楠、鄒甘娜，2018）的做法，本文將問卷中“主要工作”收入視為工資薪金收入，將“一般工作”收入視為勞務(wù)報酬收入，用經(jīng)上述處理過后的兩者之和來衡量模型中個人可支配收入。在穩(wěn)健性檢驗中本文將討論相關(guān)文獻(xiàn)中不同收入度量方式對價格彈性估計的影響。

參照已有研究，主要控制變量包括年齡及其平方項、性別（男性賦值為1，女性賦值為0）、受教育年限、婚姻狀況（已婚賦值為1，否則為0）、子女（有子女賦值為1，否則為0），并且包含一組省份虛擬變量，以控制不可觀測的地區(qū)宏觀因素對居民捐贈行為的影響。對收入和捐贈數(shù)額連續(xù)變量經(jīng)過1%和99%縮尾處理，變量統(tǒng)計描述如表2 所示。

表2 主要變量統(tǒng)計性描述

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸結(jié)果列于表3 中，列（1）和列（2）分別給出了以捐贈的“第一元”價格（令g=0）為核心解釋變量的簡化式OLS 和Tobit 回歸結(jié)果，與OLS 相比，考慮了因變量存在零值的Tobit 模型得到捐贈的稅收價格彈性更小，但仍嚴(yán)格大于1。列（3）展示了僅對所有回答了正捐贈的受訪者的2SLS估計結(jié)果，以評估集約邊際行為反應(yīng)。采用標(biāo)準(zhǔn)的“第一元”價格作為工具變量，并且將可支配收入（令g=0）作為外生的，得到的價格估計系數(shù)為-2.211。前三列的估計可以看到價格變量的系數(shù)總是顯著為負(fù)，表示捐贈價格下降對捐贈數(shù)額的增加有積極作用，彈性系數(shù)絕對值大于1（大小接近2）說明政府讓渡1 元的稅收收入產(chǎn)生了多于1 元的個人捐贈，捐贈抵稅的激勵政策符合財政效率。Peloza and Steel（2005）對69 項慈善捐贈研究的薈萃分析發(fā)現(xiàn)稅收價格彈性大小在0 到-7.07 之間，本文的估計結(jié)果處于此范圍內(nèi)。更相關(guān)的比較是發(fā)展經(jīng)濟(jì)體的價格彈性，Brooks（2002）在一項關(guān)于俄羅斯慈善捐贈的研究中發(fā)現(xiàn)捐贈的稅收價格彈性為-6.68。值得注意的是，捐贈對暫時（短期）稅收變化的響應(yīng)大于對永久（長期）稅收變化的響應(yīng)（Bakija and Heim，2011），由于截面數(shù)據(jù)包含更多短期行為反應(yīng)，與使用長期面板數(shù)據(jù)相比本文的估計可能高估價格彈性。但是個人層面的捐贈只在2018 年CFPS 被問及，本文缺乏長期數(shù)據(jù)來驗證這種可能。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

列（4）報告了對式（6）的IVprobit 估計結(jié)果的邊際效應(yīng)，以評估廣延邊際行為反應(yīng)?；貧w中包括所有工資薪金受訪者而不僅是捐贈者，因此比列（3）的樣本數(shù)更多。價格變量和收入變量的邊際效應(yīng)均高度顯著，分別為-1.444 和0.029。捐贈的價格系數(shù)顯示捐贈的稅收價格每下降1%，捐贈發(fā)生率將在33%的基礎(chǔ)上增加約1.44 個百分點，隱含的廣延邊際稅收價格彈性為-4.364。Almunia et al.（2020）最先對英國慈善捐贈的廣延邊際反應(yīng)展開研究，也是少數(shù)關(guān)注廣延邊際反應(yīng)的文獻(xiàn)，他們的樣本中捐贈者的占比為30%（在本文的研究中這一比例為33%），用線性概率模型（LPM）和相同的工具變量（捐贈“第一英鎊”的價格）估計得到的廣延邊際價格系數(shù)和隱含的價格彈性最大分別為-0.206 和-0.676。雖然他們的估計結(jié)果與本文使用IVprobit 模型估計的結(jié)果不同，但是當(dāng)本文把估計模型同樣換成線性概率模型時，如列（5）所示，兩項研究關(guān)于廣延邊際上的結(jié)論在量級上非常一致——對式（3）的線性概率模型估計得到的價格系數(shù)為-0.395，得到均值處隱含的廣延邊際價格彈性為-1.197，兩項研究的價格彈性都接近1①線性概率模型（LPM）在他們的研究中更合適是因為其樣本擬合的概率總是在（0，1）區(qū)間內(nèi)，而LPM 對本文的樣本擬合結(jié)果并不都在此區(qū)間，故而選擇了IVprobit 作為基準(zhǔn)廣延邊際估計。。在英國的稅制中處于基本稅率范圍（意味著更低收入）的納稅人所申報的捐贈不會得到稅收減免，由于納稅摩擦，一些納稅人不會報告他們的捐贈，故Almunia et al.（2020）只考慮了整個研究期間處于較高稅率檔次的納稅人。但本文使用的調(diào)查數(shù)據(jù)不存在這樣的問題，由于調(diào)查抽樣的高度隨機(jī)性和代表性，不存在捐贈回答的系統(tǒng)偏誤，故本文包含了低收入樣本在內(nèi)的全部受訪有工資薪金的樣本，這可能是同樣使用線性概率模型而本文的結(jié)果比他們估計所得出的值略大的原因，在后面的穩(wěn)健性檢驗中，本文嘗試逐步剔除低收入樣本，也得到了與基準(zhǔn)回歸一致的結(jié)論。

其他變量的回歸系數(shù)顯示，收入彈性始終顯著為正，這與大多數(shù)研究的結(jié)論一致，收入是影響慈善捐贈的重要因素。隨著年齡的上升，捐贈數(shù)額和捐贈參與率都增加，這可能是源于財富效應(yīng)，在一些相關(guān)的研究中，年齡被視為財富的代理變量。年齡平方項的系數(shù)顯著為負(fù)，表示年齡與捐贈存在著非線性的關(guān)系，這與生命周期理論相一致，捐贈者可能在一生內(nèi)優(yōu)化調(diào)整自己的捐贈。男性捐贈者的捐贈數(shù)額比女性更大，而相較于男性，女性的捐贈參與率更高。捐贈數(shù)額和參與率都會隨著個人受教育程度的提高而增加。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.更換收入變量

表4 各列分別是更換不同收入衡量變量后的模型估計結(jié)果。如前文所述，收入變量對模型可能產(chǎn)生的估計誤差主要來自于其與捐贈數(shù)額的聯(lián)立性偏誤，文獻(xiàn)中的解決思路通常是在衡量可支配收入時扣除捐贈為0 時的替代稅額而非實際稅額，列（1）（2）展示了使用稅后工資薪金收入（令g=0）變量的估計結(jié)果，集約和廣延邊際的價格系數(shù)分別是-2.152 和-1.490。由于聯(lián)立性偏誤產(chǎn)生在所得稅上，當(dāng)不考慮所得稅時，可以消除捐贈對收入的反向影響，文獻(xiàn)中也在模型中使用稅前收入（Reece，1979），列（3）（4）使用了稅前工資薪金收入來度量個人收入，估計得到的集約邊際價格系數(shù)為-2.066，廣延邊際價格系數(shù)為-1.343。使用稅前收入和稅后收入得到估計結(jié)果與基準(zhǔn)結(jié)果相近，說明就短期行為而言，模型對收入變量的選擇并不敏感，估計結(jié)果是穩(wěn)健的。與當(dāng)期的稅后收入不同，持久收入并不直接受當(dāng)期捐贈的影響（Randolph，1995），列（5）（6）使用持久收入變量，將CFPS基期同一收入變量數(shù)值按居民消費價格指數(shù)平減，換算為以2018 年為不變價格的實際數(shù)值，并以收入均值來衡量持久收入。價格變量的集約邊際系數(shù)顯著為負(fù)，在數(shù)值上與基準(zhǔn)結(jié)果近似，廣延邊際系數(shù)同樣顯著但絕對值比基準(zhǔn)結(jié)果略大。

表4 更換可支配收入的衡量方式

2.增加控制變量

表5 中匯報了增加控制變量的結(jié)果。列（1）（2）顯示了增加控制“利他主義動機(jī)”的結(jié)果，利他程度用受訪者對問卷中“多大程度符合‘為他人著想’”的回答來衡量，賦值為1 至5，從低到高分別代表完全不符合、不太符合、一般、比較符合和完全符合。作為一項社會活動，個人捐贈行為同樣可能受到周圍人群捐贈行為影響，表現(xiàn)為同一社區(qū)內(nèi)成員間捐贈活動的同步性（周曉劍、武翰濤，2019），列（3）（4）加入了同一社區(qū)其他受訪者捐贈的平均值，用以控制“鄰里效應(yīng)”的影響。列（5）（6）在基準(zhǔn)回歸控制省份固定效應(yīng)基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制到區(qū)縣固定效應(yīng)，以控制不可觀測的區(qū)域因素對個人捐贈的影響。結(jié)果顯示，加入的控制變量都在預(yù)期的方向上并且顯著，利他動機(jī)更強的人捐贈數(shù)額和捐贈傾向都更高，同社區(qū)其他人的捐贈行為會對個人捐贈產(chǎn)生積極影響。集約邊際和廣延邊際價格系數(shù)沒有隨著更多控制變量的引入而發(fā)生明顯的變化，說明基準(zhǔn)結(jié)果的估計是穩(wěn)健的，可能的遺漏變量對彈性系數(shù)估計的偏差很小。當(dāng)將區(qū)域控制變量進(jìn)一步控制到區(qū)縣時，廣延邊際價格系數(shù)明顯變大，說明基準(zhǔn)結(jié)果是偏保守的估計。

表5 增加控制變量

3.刪除低收入樣本

接下來，本文考察結(jié)果對低收入群體的穩(wěn)健性。與慈善捐贈的稅價彈性相關(guān)文獻(xiàn)指出，使用包含較低收入群體的調(diào)查數(shù)據(jù)比使用只包含較高收入的分項扣除者的納稅申報數(shù)據(jù)，平均而言得到的價格彈性更大（Peloza and Steel，2005）①美國納稅人可以在年度申報納稅時列出全部可扣除的支出，或者選擇標(biāo)準(zhǔn)扣除，以較大者為準(zhǔn)。選擇逐項扣除的納稅人通常更富有，他們的捐贈價格等于1 減其適用的邊際稅率，選擇標(biāo)準(zhǔn)扣除的捐贈者的捐贈價格為1。，早期的文獻(xiàn)還發(fā)現(xiàn)捐贈的稅價彈性隨著收入呈現(xiàn)倒U 型變化，低收入者的捐贈行為對稅收激勵的反應(yīng)表現(xiàn)出較高敏感性。當(dāng)估計樣本中包括較低收入群體時，捐贈價格彈性的估計可能存在向下偏差（Backus and Grant，2019）。因此，本文逐步剔除低收入樣本，選擇收入大于各臨界值的樣本重新估計稅價彈性，結(jié)果如圖2 所示。從圖中的結(jié)果可以看出，剔除低收入樣本后捐贈的稅收價格彈性始終顯著為負(fù)且絕對值都嚴(yán)格大于1，稅收優(yōu)惠對個人的捐贈數(shù)額和捐贈參與率仍然具有顯著的正向影響，說明結(jié)果具有穩(wěn)健性。

圖2 剔除低收入樣本后的集約邊際價格效應(yīng)和廣延邊際價格效應(yīng)

五、異質(zhì)性分析

前文假設(shè)整個工薪群體的捐贈具有單一的稅價彈性屬于分析上的簡化，然而個體對捐贈稅收優(yōu)惠反應(yīng)的差異在人口中并非隨機(jī)分布，使用單一的平均價格彈性不足以全面刻畫群體行為?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對異質(zhì)性來源的考察較少，接下來本文從慈善組織發(fā)展、受教育程度、男女性別，以及工作類型方面考察不同類型群體對捐贈抵稅的異質(zhì)性行為反應(yīng)。

（一）地區(qū)差異：慈善組織發(fā)展

作為承接慈善資源的主要載體，慈善組織可以有效連接捐贈方和受贈方，將捐贈意愿和受助需求精準(zhǔn)匹配，從而實現(xiàn)慈善資源合理配置（苗青，2022）。在慈善組織發(fā)育程度高的地區(qū)，一方面，豐富的慈善活動和項目使得人們有更多捐贈選擇，面對多樣化的選擇，降低捐贈成本的稅收優(yōu)惠更能促進(jìn)捐贈意愿轉(zhuǎn)化為捐贈行為；另一方面，捐贈相關(guān)的制度措施更加完善，落實稅收優(yōu)惠的制度障礙少，使得捐贈稅收優(yōu)惠更容易被利用起來。因此，有理由認(rèn)為，在這些地區(qū)個人捐贈行為受稅收優(yōu)惠的影響可能更大。本文計算了2017 年底各省慈善組織在社會組織中的數(shù)量占比，以此衡量地區(qū)慈善組織發(fā)育程度，并根據(jù)其中位數(shù)將樣本劃分為慈善組織發(fā)育程度高的地區(qū)和低的地區(qū)兩類。表6 結(jié)果與本文的分析一致，慈善捐贈稅前扣除的稅收優(yōu)惠對慈善組織發(fā)育程度高地區(qū)的個人捐贈參與的激勵作用更大，直接原因可能是，面對多樣化的捐贈選擇和暢通的信息接收渠道，稅收優(yōu)惠帶來的低捐贈成本吸引了更多的人參與慈善活動中。用慈善組織的絕對數(shù)作為分組依據(jù)也得到了相同的結(jié)論。

表6 慈善組織的地區(qū)差異

（二）受教育程度差異

教育會提高個人對社會需求和貧困問題的認(rèn)知水平，受教育程度高的個人更愿意完成其社會責(zé)任，致力于社會的長期發(fā)展（周曉劍、武翰濤，2019）。一般而言，高學(xué)歷者通常具有較高的利他主義傾向，其捐贈決定更多地出于對提升他人福利水平的關(guān)注，而對經(jīng)濟(jì)激勵可能相對更不敏感。本文按受教育年限中位數(shù)將樣本劃分為高、低受教育程度群體，并分別估計他們捐贈行為對稅收激勵的反應(yīng)。表7 中結(jié)果顯示，就行為反應(yīng)方向而言，稅收激勵對兩類群體的捐贈參與率和捐贈數(shù)額均存在顯著的正向作用；就行為反應(yīng)力度而言，較高受教育程度群體捐贈價格的廣延邊際和集約邊際系數(shù)絕對值均顯著小于較低受教育程度群體。也即，捐贈行為對稅收激勵的反應(yīng)強度隨著受教育程度的增加有所減弱。由于具有較高利他傾向的高學(xué)歷個人可能一直在捐贈，因而稅收激勵對其捐贈參與和捐贈數(shù)額的提升作用相對有限。

表7 受教育程度差異

（三）性別差異

社會心理學(xué)研究表明，社會偏好存在著性別差異，女性通常表現(xiàn)更厭惡不平等、互惠、合作，她們更關(guān)注分配公平，而男性更注重分配效率的最大化（Croson and Gneezy，2009）。來自實驗經(jīng)濟(jì)學(xué)的直接證據(jù)顯示，男性和女性對利他主義的需求曲線存在交叉，并且男性對利他主義的需求比女性更有彈性，對價格變化的反應(yīng)更敏感（Andreoni and Vesterlund，2001）。延伸到現(xiàn)實的捐贈活動，捐贈扣除的經(jīng)濟(jì)激勵對男性捐贈行為的影響程度可能更加明顯。表8 中分別給出了男性和女性的捐贈參與和捐贈金額的估計結(jié)果?？梢钥吹綗o論是男性還是女性，捐贈的稅收價格彈性絕對值都顯著大于1。在廣延邊際上，男性的捐贈參與對稅收激勵的反應(yīng)程度大于女性，但差異并不顯著，而在集約邊際上，男性捐贈者的捐贈數(shù)額對稅收激勵的反應(yīng)比女性捐贈者顯著更大。

表8 男女性別差異

（四）職業(yè)類型差異

現(xiàn)有研究表明，我國的公益慈善事業(yè)背后存在一定的行政色彩，體制內(nèi)人員的捐贈更容易受到單位內(nèi)部組織動員的影響（畢向陽等，2010）。因此，這種“單位人”效應(yīng)可能會導(dǎo)致面對稅收激勵時，體制內(nèi)工作者和體制外工作者表現(xiàn)出差異化的捐贈行為。參照孫文凱、樊蓉（2017）的分類方式，本文將樣本按工作性質(zhì)劃分為體制內(nèi)工作者和體制外工作者，其中體制內(nèi)工作者包括工作單位性質(zhì)為政府部門/黨政機(jī)關(guān)/人民團(tuán)體、事業(yè)單位和國有企業(yè)的受訪者。表9 中的結(jié)果顯示，稅收激勵的促進(jìn)作用在兩類工作者中均有體現(xiàn)，且在集約邊際上，對體制內(nèi)工作者捐贈數(shù)額的激勵效應(yīng)顯著更小。究其原因，可能是稅收優(yōu)惠的激勵作用被單位內(nèi)部的動員效應(yīng)削弱，并且體制內(nèi)捐贈往往跟個人的職務(wù)或級別有一定的聯(lián)系，捐贈金額通常相對固定（李慶海、李實，2023），這進(jìn)一步使得經(jīng)濟(jì)激勵效果弱于非體制內(nèi)工作群體。

表9 職業(yè)類型差異

六、結(jié)論與政策啟示

本文使用2018 年CFPS 微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了我國捐贈稅前扣除對個人慈善捐贈行為的集約邊際和廣延邊際影響。研究發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，慈善捐贈的集約邊際稅收價格彈性為-2.21，隱含的廣延邊際稅收價格彈性在-4.36，捐贈的稅收價格每下降1%，捐贈參與率將增加約1.44 個百分點。總體而言，個稅優(yōu)惠帶來的個人捐贈數(shù)額的增加大于政府所付出的稅收成本，研究結(jié)果與主要文獻(xiàn)中慈善捐贈稅前扣除是一種有效的財政支持手段的論點相一致。特別地，稅收激勵對個人捐贈的促進(jìn)作用在慈善組織發(fā)育程度高的地區(qū)更加明顯，且受教育程度低、男性、體制外工作者的捐贈行為對稅收激勵更為敏感。異質(zhì)性分析還發(fā)現(xiàn)稅收激勵對不同人群捐贈行為影響的差異主要反映在集約邊際上，這與彭飛、范子英（2016）研究捐贈抵稅政策對企業(yè)捐贈影響的結(jié)論相似，盡管稅收優(yōu)惠降低了捐贈成本，但若個人不傾向于捐贈，便不能從稅收優(yōu)惠中獲益，因而不同群體捐贈行為對稅收激勵反應(yīng)的差異更多體現(xiàn)在集約邊際上。

在當(dāng)前我國大力推進(jìn)實現(xiàn)以全體人民共同富裕為重要特征的中國式現(xiàn)代化的背景下，考察稅收優(yōu)惠對個人慈善捐贈行為的影響對進(jìn)一步探索運用稅收政策促進(jìn)完善三次分配協(xié)調(diào)配套制度，助力實現(xiàn)共同富裕具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。個人是慈善事業(yè)的重要支撐，也是參與第三次分配的源頭活水，提高個人捐贈在社會捐贈總量中的占比，有利于慈善事業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展和充分發(fā)揮第三次分配的有益補充功能。結(jié)合前文分析，提出如下政策建議：

第一，培育壯大慈善組織，完善捐贈稅前扣除資格制度。在發(fā)揮稅收優(yōu)惠對個人捐贈的激勵作用中，慈善組織具有正向調(diào)節(jié)作用。然而，當(dāng)前我國慈善組織的發(fā)展中還存在社會組織申請認(rèn)定為慈善組織的動機(jī)不足，具有稅前扣除資格的慈善組織數(shù)量較少并且合格名單公布相對滯后的短板①民政部公布的數(shù)據(jù)顯示，我國登記認(rèn)定為慈善組織的機(jī)構(gòu)總量在全國社會組織總量的占比于2021 年首次突破1%。公益性捐贈稅前扣除資格的有效期為三年，具有此資格的公益性社會組織名單每年由中央和地方兩個層次的財政、稅務(wù)和民政部門公布，詳見《財政部稅務(wù)總局民政部關(guān)于公益性捐贈稅前扣除有關(guān)事項的公告》（財政部公告2020 年第27 號）。。捐贈稅前扣除資格是慈善組織最為關(guān)切的涉稅事務(wù)，事關(guān)其長遠(yuǎn)發(fā)展。為此，應(yīng)該逐步拓寬捐贈稅前扣除主體資格的認(rèn)定范圍，研究簡化資格認(rèn)定程序和扣除辦理程序，擴(kuò)大可以出具捐贈稅前扣除憑證的慈善組織范疇。還應(yīng)加快實現(xiàn)法規(guī)之間的銜接，避免發(fā)生因新舊規(guī)定矛盾導(dǎo)致合法合規(guī)組織未能獲得扣除資格的事件②中央以及各地方相關(guān)部門陸續(xù)發(fā)布的2020—2022 年度公益性社會組織捐贈稅前扣除資格名單中社會組織數(shù)量較往年有所減少，引起公益慈善行業(yè)高度關(guān)注，參見《慈善藍(lán)皮書：中國慈善發(fā)展報告（2021）》。。同時也要結(jié)合我國實際情況，考慮財政可持續(xù)性，避免稅收優(yōu)惠濫用導(dǎo)致稅收收入流失甚至財政緊張的情況發(fā)生。

第二，設(shè)定差異化的扣除規(guī)定，降低個人大額捐贈的成本。當(dāng)前統(tǒng)一的規(guī)定是個人捐贈扣除不超過應(yīng)納稅所得額的30%，而實際中呈現(xiàn)出分化的特點，大部分的個人捐贈并未超過限額規(guī)定，而少部分大額捐贈卻因為扣除限額的限制而無法有效降低捐贈成本。盡管大額捐贈者的占比不高，但是其捐贈總量卻殊為可觀。此外，目前對捐贈扣除的規(guī)定，使捐贈成本一定程度上與收入相聯(lián)系，捐贈成本的差異只體現(xiàn)在高低收入者之間，而對于適用最高邊際稅率相同個人，無論捐贈的多與少，單位捐贈成本都是相同的，稅收激勵發(fā)揮的空間受限。因此，從鼓勵大額捐贈的角度出發(fā)，應(yīng)制定由捐贈數(shù)額確定的差異化的扣除規(guī)定，同時提高大額捐贈的扣除比例限制，或者借鑒企業(yè)捐贈的規(guī)定增設(shè)個人大額捐贈扣除結(jié)轉(zhuǎn)年限，這些能實質(zhì)上擴(kuò)大扣除限額，有效降低大額捐贈的成本，從而更好地發(fā)揮稅收優(yōu)惠的激勵效果。

第三，引入第三方配捐機(jī)制，提供多樣化稅收優(yōu)惠選擇。稅前扣除或抵免通過減稅來降低捐贈價格，而配捐則是通過增加第三方的捐贈來降低捐贈價格，精確的制度設(shè)計可以使兩種方式下的捐贈價格相同③政府匹配率（r）是邊際稅率（t）的函數(shù)，可以表示為：r=t/（1-t），此時納稅人的捐贈價格仍然為1-t。。由于追加捐款的過程通常由慈善機(jī)構(gòu)或第三方負(fù)責(zé)，因此，與使用抵稅方式相比，使用配捐時捐贈者的程序成本和心理成本會更低。為此，從平衡稅收激勵和財政負(fù)擔(dān)的角度出發(fā)，可以借鑒英國的捐贈援助計劃（Gift Aid Program），在稅前扣除制度的基礎(chǔ)上，為納稅人增設(shè)統(tǒng)一較低的政府匹配率，而較高稅率的納稅人還可以主張一定的扣除額，使其捐贈價格保持不變。出于效率考慮，則可以為適用不同最高邊際稅率的納稅人制定不同的政府匹配率，并設(shè)定相應(yīng)配捐限額。