我国慈善捐赠与经济增长的协整分析

陈晓红

(中共山东省委党校管理学教研部，济南 250103)

社会的资源配置除了通过市场机制和政府机制来实现外，还存在第三配置，而慈善就是重要的第三配置方式。从1990年到2011年，我国的GDP由18 667.82亿元增长至472 881.6亿元，年均增长16.64%;从1997年到2011年我国的社会捐赠款物由14亿元增长至601.7亿元，年均增长18.50%。由此可见，20年来，我国国内生产总值(GDP)与社会捐赠均呈现高速增长态势。但与此同时，社会捐赠占GDP的比重、人均捐赠额等指标与其他发达国家相比，还存在相当大的差距，如2011年美国的慈善捐赠占GDP的比重为1.98%，我国为0.18%。通过分析国内生产总值(GDP)与社会捐赠(JZ)之间的关系，建立二者之间的协整关系，得出二者之间的相互关系，为慈善事业的发展提供理论上的支持，从而为推进我国慈善事业发展提供决策依据。

一、文献回顾

慈善捐赠主要来源于人们的自愿捐助，它的产生和发展要求捐赠人要有一定的经济基础，经济因素是影响慈善行为的很重要的因素之一。而由于存在“市场失灵”和“政府失灵”，市场经济的发展需要慈善事业的配合，以弥补市场经济发展迅速，相应制度不完善所带来的问题，慈善组织通过提供服务，带动就业，促进经济增长，实现慈善捐赠和经济增长的良性互动[1]。

国外对于慈善捐赠的研究，起步较早[2，3]。Clotfelter认为在过去的20年的时间中，个人慈善捐赠的数额依然是按照个人收入的一定比例来实现的。Karlan and List证实增加的财富和人口老龄化的综合作用将导致更高的慈善捐赠水平。Brooks通过对1954年至2004年通货膨胀调整后的慈善捐赠与美国的GDP的数据进行格兰杰因果关系检验，以确定个人捐赠和人均GDP之间的因果关系。通过检验发现，GDP和慈善捐赠是相辅相成的：经济增长拉动慈善捐赠，慈善捐赠也促进经济增长。之所以出现慈善捐赠拉动经济增长，原因在于慈善捐赠的流向领域科技、教育、社会保障、卫生等对于经济增长存在拉动作用[4]。美国印第安纳州立大学慈善公益研究中心认为，慈善捐赠额的改变与整体经济形势的变化密切相关。在经济繁荣时期，慈善捐赠额往往强劲增长。但当经济增长趋缓或以较慢的速度增长时，慈善捐赠额仍以较低的速度增长。总体而言，在经济衰退时期，扣除通货膨胀因素后的慈善捐赠额呈下降趋势。在慈善捐赠与企业绩效关系方面，战略慈善理论认为慈善行为能为企业带来直接的绩效提升和竞争力改善。Navarro将企业利润函数表示为 π =PQ(P，G)-C[Q(P，G)，E(G)]-G，结果表明，如果慈善捐赠能够对于销售量、成本和企业外部环境产生有利影响，则慈善捐赠有利于提高企业的绩效也就是利润最大化。

我国关于慈善捐赠的实证研究主要集中在企业捐赠上[5，6]。杨团和葛道顺从捐赠领域、捐赠形式、捐赠理念、捐赠策略等多方面对于我国企业的慈善捐赠和跨国公司的慈善捐赠进行对比分析，他们的研究表明，我国企业的慈善捐赠与企业发展战略和企业利润关联度很小。钟宏武选取2000～2004年111家企业为研究样本，通过非参数统计分析、截面数据分析和面板数据分析发现，我国企业慈善捐赠与企业绩效之间的关系不显著。王锐利用1981～2009年的数据，分析了浙江省基金会的发展与当地经济增长之间的数量关系，回归分析结果反映影响浙江省基金会发展最重要的因素是GDP与人口总数。

二、研究方法与数据选取

1987年Engle和Granger提出了协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了另一种途径。协整关系描述了变量之间的长期均衡关系。格兰杰因果关系检验方法为2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫·格兰杰(Clive W.J.Granger)所开创，用于分析经济变量之间的因果关系。他给因果关系的定义为“依赖于使用过去某些时点上所有信息的最佳最小二乘预测的方差。”在时间序列情形下，两个经济变量X、Y之间的格兰杰因果关系定义为：若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。

为保证数据来源的统一性，选用当年社会捐赠款物作为慈善捐赠的代理变量;选用当年GDP作为经济发展的代理变量。因为受数据所限，所以选用数据的时间范围从1997年到2011年，数据全部来自历年的《中国统计年鉴》和《中国民政统计年鉴》。为了克服异方差和误差项的序列自相关，采用对数指标进行衡量，其中慈善捐赠=ln JZ，经济发展 =ln GDP。数据处理使用 Eviews 6.0。

三、实证分析

(一)全国数据的实证分析

1.单位根检验

首先对经济发展(ln GDP)和慈善捐赠(ln JZ)进行单位根检验，以检验是否是一平稳时间序列，检验结果见表1。经过 Eviews检验，ln JZ和 ln GDP都是非平稳的，经过二阶差分处理后所有差分变量都是平稳的，因此变量ln JZ和ln GDP均为二阶单整。因此对这些非平稳的经济变量不能采用线性回归方法检验它们之间的相关性，而应采用协整方法进行检验。

表1 慈善捐赠和经济发展的ADF平稳性检验

2.协整检验

变量ln JZ和ln GDP滞后1期、滞后2期、滞后3期 VAR 模型的 LR、FPE、AIC、SC、HQ 5个评价指标中4个都认为应建立VAR(1)模型。以检验水平0.05判断，通过迹统计量检验和最大特征值(Max-Eigen)统计量检验可知，ln JZ和ln GDP不存在协整关系，即两者之间没有长期的稳定关系(参见表2)。这主要是由于某些特殊事件如1998年的特大洪水、2008年的“5·12汶川大地震”慈善捐赠大幅度增加而导致的数据不稳定。

表2 Johansen协整检验

3.Granger因果关系检验

尽管验证了ln JZ和ln GDP之间不存在长期的稳定关系，但Johansen协整关系检验并不能确定二者是否具备统计意义上的因果关系，因为如果两数列分析不具有协整关系，仍然可以做格兰杰因果检验，对此需要进行进一步的证明。结果见表3。滞后阶数为1时，在5%的显著性水平下，lnGDP与lnJZ存在格兰杰因果关系;滞后阶数为2时，在5%的显著性水平下，lnGDP是lnJZ的格兰杰原因，lnJZ不是lnGDP的格兰杰原因。因此，经济增长是慈善捐赠的格兰杰原因。这表明从某种程度上来讲，经济发展促进了慈善捐赠的增长。

表3 Granger因果关系检验结果

(二)东、中、西部数据的实证分析

考虑到中国经济发展的东、中、西部区域性差异特征，对慈善捐赠来源的区域分析做了相应的划分。东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东;中部包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、广西和海南;西部包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆和西藏。因为民政部门汇集了我国大部分慈善捐赠数据，为统一数据的来源，本部分数据来源于历年《中国民政统计年鉴》。我国区域内慈善团体发展存在严重的区域不平衡性。在组织的规模与掌握的慈善资源以及运作的效益等方面，东部地区比中部和西部地区要好得多(见表4)。

表4 区域内慈善组织募集资金收入状况 单位：亿元

经过Eviews检验，东中西部的ln JZ和ln GDP都是非平稳的，经过二阶差分处理后所有差分变量都是平稳的，因此变量东中西部的lnJZ和lnGDP均为二阶单整。

从表5的检验结果可以看出，滞后阶数为1时，在5%的显著性水平下，东部lnGDP与lnJZ存在格兰杰因果关系，中部lnGDP是lnJZ的格兰杰原因，西部llnGDP是lnJZ的格兰杰原因;滞后阶数为2时，在5%的显著性水平下，东部lnGDP与lnJZ不存在格兰杰因果关系，中部lnGDP是lnJZ的格兰杰原因，西部lnGDP与lnJZ不存在格兰杰因果关系。

表5 Granger因果关系检验结果

四、结论及建议

(一)结论

1.通过以上的分析可知，从慈善捐赠的发展趋势看，随着经济发展，慈善捐赠规模越来越大，经济发展对慈善事业具有积极作用。慈善事业在我国的发展是市场经济发展的内在要求，是市场经济发展促使社会结构逐渐由国家—社会的二元结构向国家—经济—社会三元结构转型在微观领域中的具体表现[7]。

2.我国东中西区域之间慈善捐赠发展不平衡。从慈善捐赠的绝对量上看，东部地区远远高于中部和西部地区。但东部地区经济发展与慈善捐赠之间没有形成良好的互动关系，反映出慈善捐赠还受环境、文化和政策引导的影响。中部地区经济发展是慈善捐赠的格兰杰原因，说明中部地区随着经济的增长，慈善捐赠也呈现发展的势头。西部地区由于经济发展较慢，经济增长还没有成为慈善捐赠的格兰杰原因。

3.慈善捐赠不能促进经济发展。从检验数据看，东中西部的慈善捐赠都不是经济增长的格兰杰原因。一方面是由于我国慈善捐赠的绝对量较低，尚不能对经济产生影响，另一方面也与我国慈善捐赠的流向有关，国外的慈善捐赠大多流向科技、教育等方面，这都会促进就业和经济的发展，而我国的慈善捐赠主要是救灾扶贫，因此，尚不能对经济发展产生明显的促进作用。

(二)建议

1.充分发挥慈善捐赠的第三配置作用[8]

大力发展慈善事业是我国市场经济发展的内在要求，其经济学学理是用第三次分配来弥补市场和政府第一、二次分配后留下的空间。第一，扩大慈善捐赠的流向。我国慈善捐赠流向倾向于扶贫赈灾和教育，2011年教育和扶贫是最吸引捐赠资源的两大领域。2011年，教育领域捐赠占33.7%，扶贫与社会发展领域约占29.0%。但我国的教育捐赠多为基础设施建设的捐赠和解决贫困地区中小学教育投入不足，而国外的捐赠更多的是捐赠者关心的研究领域的捐赠，美国对大学的捐赠有利地促进了高等教育的发展，培养了大量的人才，为国家的经济发展提供了广泛人力资源，这是我国欠缺的。第二，促进慈善捐赠的长期性和广泛性。美国印第安纳州立大学慈善公益研究中心调查数据显示，2000年、2002年和2004年的家庭平均捐赠额及捐赠25美元以上家庭的百分比分别是66.8%、68.5%和70.2%。而我国的捐赠更多的是应急性和被动性，如2008年“5.12汶川大地震”使得当年的慈善捐赠大幅度增加，政府部门组织的“慈心一日捐”等。

2.完善慈善捐赠的税收激励政策

国外，企业家捐赠非常多，如盖茨、巴菲特、索罗斯等，而我国很少，这固然与我国的经济社会环境有关，但与鼓励慈善捐赠的税收优惠政策缺乏也不无关系。第一，扩大税前可抵扣的慈善机构的范围。现行的所得税法规定，向中华慈善总会等12家机构(不含其分支机构)的捐赠，准予在缴纳企业所得税和个人所得税前全额扣除，而向其他慈善机构的捐赠则未明确可享受此优惠。在做好防范洗钱行为措施的同时，应将所得税前扣除的优惠政策覆盖到所有受赠机构。第二，提高税收优惠比例。2008年开始实施的新《企业所得税法》中已规定，企业发生的公益性捐赠支出，在年度利润总额12%内的部分，准予在计算应纳税所得额时扣除。从“调整后的应纳税所得额”到“利润总额”，公益捐赠扣除的基数扩大了;从3%到12%，公益捐赠扣除的比例也提高了，与美国针对公益捐赠税前扣除比例基本持平[9]。同时，还应简化税收优惠的行政审批手续，以此鼓励企业和个人捐赠[7]。

3.加强慈善资金的监管和信息披露

根据其他国家第三部门的成功经验，一个完善的社会监督机制需要建立在“公开原则”的基础上[10]。因此，应建立以民政部为主的宏观监管机制，以慈善组织内部控制、内部治理、新闻媒体监督和同行业其他慈善组织为主的中观监管机制，以捐赠者、潜在捐赠者和受益者等公众为主的微观监管机制。同时，加强慈善资金的信息披露和利用评估。民政部2011年8月起草了《公益慈善捐助信息披露指引(征求意见稿)》，但这种指引没有强制性，效力太弱，应该效仿企业信息披露和会计准则来规范操作流程。建立包括慈善立法，信息披露规则体系，信息披露准则体系和信息披露指南体系四个部分的制度框架。通过建立完整的、层次递进的制度框架来规范慈善组织的信息披露，提高操作性。

[1] 王辉.慈善捐赠、政府支出与经济增长[D].沈阳：辽宁大学，2011.

[2] Brooks A C.Who really cares：the surprising truth about compassionate Conservatism[M].New York：Basic Books，2006.

[3] Karlan Dean，List John A.Does Price Matter in Charitable Giving?Evidence from a Large-Scale Natural Field Experiment[J].The American Economic Review，2007，97(5)：1774-1793.

[4] 郭进伟.公共支出结构与经济发展绩效[D].长春：吉林大学，2007.

[5] 杨团、葛道顺.公司与社会公益[M].北京：社会科学文献出版社，2003.

[6] 王锐.慈善捐赠的财税激励政策缺陷探究[J].审计与经济研究，2009，(3)：91-97.

[7] 闫坤，朱俊立.慈善事业在汶川地震中凸显力量的经济学思考[J].财会研究，2008，(20)：63-70.

[8] 林欣.第三配置视角下我国慈善经济失效的现状分析[J].广东技术师范学院学报：社会科学版，2010，(2)：22-35.

[9] 李莉，梁栋.浅议公益捐赠的税收激励机制[J].中国乡镇企业会计，2007，(8)：17-19.

[10] 王晨.中国民间组织发展的三大不利性制度因素分析[J].社会科学，2005，(10)：36-44.