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變化的原因，重點討論了政府支出與慈善捐贈的關(guān)系。實證結(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存在明顯的“擠入效應(yīng)”；社會組織、基金會、私營企業(yè)對慈善捐贈具有顯著的正向作用；人均GDP、15-64歲人口比重等指標對慈善捐贈的影響不顯著；國有企業(yè)對慈善捐贈有顯著的負向作用。認為我國慈善事業(yè)仍然是“國家慈善”多于“社會慈善”，“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；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)濟學(xué)領(lǐng)域，許多經(jīng)濟學(xué)家對政府投資的擠出效應(yīng)進行了深入的研究。弗里德曼（1978）認為，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)實中對緩解收入差距、構(gòu)建和諧社會具有積極意義。然而，當政府對公共領(lǐng)域的支出增加時，是否以及在多大程度上將減少個人捐贈，即是否也存在“擠出效應(yīng)”一直是經(jīng)濟學(xué)、社會學(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關(guān)系的研究仍處空白，而國外也缺乏以中國慈善捐贈為背景的研究。
　　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的關(guān)系進行了研究。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關(guān)系的研究作一個文獻綜述；其次，對中國慈善捐贈作描述性統(tǒng)計，并在現(xiàn)有經(jīng)驗文獻的基礎(chǔ)上建立計量模型、選取影響慈善捐贈的相關(guān)控制變量；再次，進行計量檢驗與實證分析，同時考慮內(nèi)生性問題、異常樣本點對本文結(jié)論的影響；最后，提出結(jié)論并進行解釋，闡述相關(guān)政策建議。
　　二、文獻綜述
　　政府支出與慈善捐贈之間的效應(yīng)可以歸納為五種類型：完全擠出效應(yīng)、部分擠出效應(yīng)、無擠出效應(yīng)、完全擠入效應(yīng)和部分擠入效應(yīng)。
　　多數(shù)研究支持部分擠出效應(yīng)的假設(shè)。Jones（1983）利用英國1961-1979年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)政府支出對慈善捐贈存在部分擠出效應(yīng)。Abrams和Schmitz（1978）利用美國1948-1972年的稅收返還數(shù)據(jù)，估計如果聯(lián)邦政府、州和地方政府支出各增加10%，則個人捐贈將減少2.7%和1.8%。他們（1984）還利用1984年稅收返還截面數(shù)據(jù)，估計政府支出每增加1美元，個人捐贈將減少30美分。Bruce（1989）利用美國63個公共廣播機構(gòu)對3541名聽眾的調(diào)查數(shù)據(jù)，認為政府對公共廣播機構(gòu)支出每增加1萬美元，則單個聽眾的捐贈將減少0.15美元。Payne（1998）利用1982-1992年美國430個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)濟變量以后，OLS估計結(jié)果顯示政府支出對非營利組織所獲捐贈的影響不顯著。而在控制了內(nèi)生性問題后，運用2SLS法估計則存在擠出效應(yīng)，即政府支出每增加1美元，個人捐贈將減少50美分。Brooks（2003）利用美國1986-1995年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府支出對社會福利、健康、藝術(shù)和文化領(lǐng)域存在部分擠出效應(yīng)。Andreoni（2003）利用美國1982-1998年534個社會服務(wù)組織和233個文藝組織的稅收返還數(shù)據(jù)，驗證政府支出對非盈利組織捐贈存在擠出效應(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)政府支出對個人捐贈的擠出效應(yīng)高達75%。Bolton（1998）認為，基于不同捐贈者偏好假設(shè)的研究，所得結(jié)論差異較大。為此，他設(shè)計了一個獨裁者博弈實驗，運用實驗方法檢驗捐贈者的偏好，發(fā)現(xiàn)存在擠出效應(yīng)。Eckel（2005）借助Bolton所設(shè)計的實驗程序，進行重復(fù)博弈實驗，在第一次實驗中擠出效應(yīng)接近零，而在第二次試驗中擠出效應(yīng)為100%。
　　一些研究則認為不存在擠出效應(yīng)，或僅在統(tǒng)計上顯著。Reece（1979）利用美國1972-1973年消費者支出調(diào)查數(shù)據(jù)，Khanna（1995）利用英國1983-1990年159個慈善機構(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年五大交響樂隊的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)政府支出和慈善捐贈統(tǒng)計關(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)域的支出進行研究，發(fā)現(xiàn)對私人捐贈的擠出效應(yīng)只是統(tǒng)計上顯著性。Simmons（2004）利用美國蓋洛普民意調(diào)查機構(gòu)在1996年對492位公眾在捐贈和志愿行為上的調(diào)查數(shù)據(jù)，運用Tobit模型估計了影響捐贈的各種因素，結(jié)果顯示政府支出對個人時間和現(xiàn)金捐贈存在擠出效應(yīng)也僅在統(tǒng)計上顯著。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)，對管弦樂隊和音樂組織則存在擠入效應(yīng)。Horne（2005）通過對675名公眾進行調(diào)查后發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明政府支出會減少個人捐贈。
　　部分研究還支持擠入效應(yīng)假設(shè)。Schiff（1985）發(fā)現(xiàn)，在社會福利領(lǐng)域，州政府支出增加1美元，個人捐贈增加3美分；聯(lián)邦和州政府非現(xiàn)金轉(zhuǎn)移每增加1美元，個人捐贈將增加5～13美分。Connolly（1997）則發(fā)現(xiàn)大學(xué)教育領(lǐng)域的政府支出對個人捐贈存在明顯的擠入效應(yīng)。Crumpler（2008）通過模擬實驗來檢驗“溫情效應(yīng)”（warm glow）對捐贈的影響，結(jié)果表明在一個無捐贈激勵的環(huán)境下，無論有無政府支出，利他主義者會將個人財產(chǎn)的20%捐贈出去。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，他認為捐贈不僅取決于“溫情效應(yīng)”，還取決于公平和社會需要。Card（2010）運用OLS法對1990-2000年美國15個城市的6506家大型企業(yè)數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)政府支出對企業(yè)捐贈具有顯著的擠入效應(yīng)。
　　上述研究大多支持擠出效應(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、不同時間大小不同。即使是同一個學(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的關(guān)系十分復(fù)雜。如果捐贈者對稅率上升反應(yīng)敏感，則會降低捐贈水平；如果滿足“古典效應(yīng)”假設(shè)，則關(guān)注慈善捐贈的總量，即認為政府和個人的錢本質(zhì)上相同，一旦捐贈總量符合捐贈者的預(yù)期，此時政府支出增加將完全擠出個人捐贈；如果滿足“溫情效應(yīng)”假設(shè)，捐贈者將從直接捐贈行為中獲得滿足感，認為政府和個人的錢在本質(zhì)上不同，此時政府支出將無擠出效應(yīng)或存在擠入效應(yīng)；如果滿足“聲譽效應(yīng)”假設(shè)，捐贈者將認為公開姓名和捐贈數(shù)額是財富的信號，慈善機構(gòu)如果公開捐贈者的信息，則即使政府支出增加也不會減少個人捐贈。對擠入效應(yīng)的解釋主要有三點：一是政府支出大多是匹配資金，不會提升稅率，從而降低了捐贈的價格；二是捐贈者將政府支出理解為慈善組織品質(zhì)和聲譽的信號，提升了捐贈者的信心；三是捐贈者有著強烈的公平和社會責任感，政府支出起到“杠桿”作用。
　　三、計量模型與數(shù)據(jù)來源
　　本文主要考察政府支出對慈善捐贈的影響，設(shè)置如下同時包括截面固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)的線性模型：
　　下標 為31個省市， 為樣本期間。 為省市特定效應(yīng)，控制不隨時間變化的個體影響因素，如省市的地理位置和期初的經(jīng)濟發(fā)展水平等對慈善捐贈的影響； 為時間特定效應(yīng)，控制宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化等對慈善捐贈的影響。
　　chg為省市慈善捐贈額占捐贈總額的比重。捐贈額在本文包括直接接收捐贈額和間接接受捐贈額（都只包括捐贈款數(shù)額和其他物資價值，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，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)、扶貧濟困、社會保障、醫(yī)療衛(wèi)生等社會服務(wù)領(lǐng)域。由于政府支出統(tǒng)計口徑的差異，2006年之前包括文體廣播事業(yè)費、教育事業(yè)費、科學(xué)事業(yè)費、衛(wèi)生事業(yè)費、撫恤和社會福利救濟費、社會保障補助支出和支援不發(fā)達地區(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為省市社會組織占社會組織總數(shù)的比重，本文社會組織包括社會團體和民辦非企業(yè)； fun為省市基金會占基金會總數(shù)的比重；dpt為省市慈善捐贈點占慈善捐贈點總數(shù)的比重，慈善捐贈點包括社會捐贈接收工作站、慈善超市數(shù)。由于基金會數(shù)自2003年起才開始統(tǒng)計，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）認為，45歲以上的年齡群更有可能捐贈。受國內(nèi)統(tǒng)計數(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）工業(yè)企業(yè)的工業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)總產(chǎn)值的比重，用于檢驗企業(yè)類型對慈善捐贈的影響。
　　上述指標數(shù)據(jù)來源于歷年《中國民政統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，以及《中國經(jīng)濟普查年鑒2004》。各變量的定義及基本統(tǒng)計信息見表1。各省市在上述指標上存在較大差異，如樣本期間內(nèi)慈善捐贈比例最高的為浙江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，以判斷異常樣本點的影響。
　　四、計量檢驗與實證分析
　　我們將采用2003-2010年中國31個省市的面板數(shù)據(jù)對模型（1）進行估計，并根據(jù)Hausman檢驗來選擇隨機效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型。對部分變量取自然對數(shù)，目的是避免時間序列變量的非平穩(wěn)和異方差問題。本節(jié)首先運用OLS法對模型（1）進行估計，并對結(jié)果進行簡要分析；然后對估計結(jié)果的穩(wěn)健性進行檢驗，主要考慮內(nèi)生性問題、異常樣本點。
　　（一）基本估計結(jié)果
　　表2報告了對模型（1）的主要估計結(jié)果。表2中的六個模型為一種具體的估計模型，各估計模型間的區(qū)別在于控制變量不同。模型1和模型2只將慈善捐贈對政府支出變量進行回歸，此后則在模型2的基礎(chǔ)上，逐漸添加一些控制變量。由各列模型估計的Hausman檢驗結(jié)果可以知道，模型2、4采用隨機效應(yīng)模型進行估計，而模型3、5、6采用固定效應(yīng)模型進行估計，表2所報告的結(jié)果為各列隨機效應(yīng)模型或固定效應(yīng)模型所對應(yīng)的估計結(jié)果。
　　我們首先關(guān)注政府支出對慈善捐贈的作用。在六個估計模型中，政府支出的估計系數(shù)都為正，而且都在1%的顯著性水平下顯著，該變量估計系數(shù)的大小在區(qū)間（0.831～2.191）內(nèi)浮動，從而說明中國政府支出對慈善捐贈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主要變量org、fun、dpt的估計結(jié)果。變量org的估計結(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的估計結(jié)果兩次都不顯著。
　　其他控制變量的估計結(jié)果如下：logrinc在模型3和模型6的估計結(jié)果為負，但沒有通過顯著性檢驗； logcinc在模型3的估計系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下顯著；logagdp在模型3和模型6的估計結(jié)果不同，均沒有通過顯著性檢驗。我們還發(fā)現(xiàn)：模型4和模型6對 的系數(shù)估計都在5%的顯著性水平下顯著為負；對private的系數(shù)估計分別在1%和5%的顯著性水平下顯著為正；unemploy、per15、foreign變量的估計系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗。
　?。ǘ┕烙嫿Y(jié)果的穩(wěn)健性分析
　　本文接下來主要檢驗政府支出變量對慈善捐贈這種正相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性，所分析的對象為模型6，所采用的估計模型為固定效應(yīng)模型。為了得到穩(wěn)健性的估計結(jié)果，本文考慮了如下不同的情形：首先是內(nèi)生性問題；其次是異常樣本點問題。我們將把31個省市中慈善捐贈、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%百分數(shù)的省市從樣本中剔除，以檢驗本文的主要結(jié)果是否受到異常樣本點的影響。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行考察。
　　首先，模型的內(nèi)生性問題可能源于兩個方面：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?zāi)Ｐ?，將模型中政府支出及各控制變量的當期項替換為各自的滯后一期項，仍然采用固定效應(yīng)模型對模型6進行估計，主要的估計結(jié)果見表3第2列。由于變量的滯后一期項與當期項存在較高的相關(guān)性，所以估計結(jié)果仍然可信，且有效地避免了當期變量與當期殘差項相關(guān)所引起的內(nèi)生性問題。由滯后一期變量的估計結(jié)果可知，政府支出與慈善捐贈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與政府支出可能存在雙向因果關(guān)系。例如慈善捐贈較多的省市，其一般具有良好的社會環(huán)境和政府財力，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)，但不受慈善捐贈影響的工具變量。多數(shù)文獻在處理此問題的時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 滯后一期項作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型6進行估計，同時對估計系數(shù)進行消除異方差處理。表3第三列政府支出的估計系數(shù)仍然顯著為正。
　　其次，異常樣本點。在31個省市關(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。為了檢驗本文的主要估計結(jié)果是否受到這些異常樣本點的影響，我們計算了樣本期間31個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。通過運用2SLS對模型6進行估計，政府支出的系數(shù)仍然顯著為正。
　　由于政府支出可能因為省市環(huán)境的不同存在差異，因此我們選擇東中西部的省市進行分組回歸。在回歸的過程中選取logagdp的滯后一期作為工具變量，運用2SLS對模型6進行估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)西部和中部地區(qū)政府支出的估計系數(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年我國慈善捐贈變化的原因，重點討論了政府支出和慈善捐贈之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，政府支出、社會組織、基金會、私營企業(yè)的規(guī)模與慈善捐贈正相關(guān)；而捐贈點、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的關(guān)系不顯著。一個值得注意的問題是國有企業(yè)的比例與慈善捐贈呈現(xiàn)出負相關(guān)關(guān)系。上述結(jié)論有助于我們進行合理的制度和政策創(chuàng)新，以促進中國慈善事業(yè)的發(fā)展。
　　首先，提升社會公益領(lǐng)域的政府支出規(guī)模。政府支出對慈善捐贈具有明顯的“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，進而通過捐贈的方式予以“響應(yīng)”。根據(jù)2003-2010年的統(tǒng)計，在政府所有支出中，社會公益領(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)”，帶動慈善捐贈的大幅度增加。
　　當然，增加政府社會公益領(lǐng)域的支出并不是要強化政府對慈善的行政干預(yù)，因為過多的干預(yù)將給慈善組織帶來獨立意志喪失、官僚色彩濃厚、組織機制不透明、資金配置效率低下、善款監(jiān)管問責形同虛設(shè)以及權(quán)錢交易等風(fēng)險，最終抑制慈善組織的成長空間。為此，在增加政府社會公益領(lǐng)域支出的同時，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，賦予社會組織、基金會更大的成長空間。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月國家審計署公布了對青海玉樹地震災(zāi)后恢復(fù)重建的重點抽查審計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)災(zāi)后重建項目開工率58%，完工率8%，有2.78億建設(shè)資金閑置，51億社會捐贈款結(jié)余。如果政府一直把自己作為捐贈代管人，那么上述資金配置效率低下的問題就很難改善。
　　2003 -2010年中國各類基金會從954個增長到2200個，在數(shù)量和質(zhì)量上都處于較低水平。但是基金會對慈善捐贈的正向影響在統(tǒng)計上顯著，并具有實際經(jīng)濟意義?；饡绕涫欠枪蓟饡梢栽诜煽蚣軆?nèi)設(shè)定其宗旨、使命和章程，構(gòu)建有效的善款使用監(jiān)督機制，通過提高自身公信力、項目運作能力和戰(zhàn)略性籌資能力來獲得捐贈者的青睞，同時促進與公募基金會和官辦慈善機構(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，增強慈善組織的公信力；允許和鼓勵民間公益組織募集、分配慈善捐贈款，打破基金會發(fā)展所面臨的法律、政策、體制、機制性障礙，構(gòu)建“公域”和“私域”在公共服務(wù)領(lǐng)域的協(xié)同機制，實現(xiàn)民間與政府的有效互動。此外，社會捐贈站、點對慈善捐贈的影響不夠明顯，可能的原因是它們數(shù)量少 （每省平均1066個）、分布分散，缺乏有效的運作和監(jiān)督機制，與公眾的距離感和陌生感較強。在今后的發(fā)展中，應(yīng)形成覆蓋全面的捐贈點網(wǎng)絡(luò)，強化公眾對捐贈點的感知和認同。
　　再次，完善慈善捐贈的激勵機制，強化企業(yè)捐贈行為。鄭遠長（2010）等人曾作過統(tǒng)計：私營企業(yè)捐贈占全部捐贈額的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)與慈善捐贈的關(guān)系分別為顯著正相關(guān)、不顯著和顯著負相關(guān)。從而我們能夠得出結(jié)論：私營企業(yè)是慈善捐贈的中堅力量，并且過去為大家所忽視；外資企業(yè)在捐贈中表現(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)與慈善捐贈的負相關(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，通過捐贈來贏得社會的贊揚、政府的贊許和個人效用的增加”的結(jié)論。
　　上述結(jié)論有助于我們考慮不同類型企業(yè)捐贈行為的決定因素，從而完善現(xiàn)有的捐贈激勵機制，充分調(diào)動各方的積極性。一是完善慈善捐贈稅收激勵政策。目前，企業(yè)捐贈所得稅稅前扣除比例存在捐贈對象上的差異和區(qū)域差異。比如向紅十字會捐款可以抵稅，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，向受贈人捐款、向街道和社區(qū)捐款、企業(yè)自己從事慈善活動等則不享受抵稅；同樣的捐贈對象，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、捐贈款抵減增值稅、捐贈物資免征增值稅等方面制定統(tǒng)一標準，并簡化抵稅認證程序，從而提升私營企業(yè)捐贈的積極性。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，促進民企和國企的公平競爭；克服私營企業(yè)進入市場、獲取資源等方面的歧視性條件，從而進一步壯大私營企業(yè)的整體競爭力。三是從法律上明確國企捐贈權(quán)限。現(xiàn)實中，人們一方面指責國企捐贈太少，另一方面又質(zhì)疑其捐贈權(quán)力，從而表明國企與私企在捐贈問題上性質(zhì)不同。在實踐中，應(yīng)強化國企捐贈的合法性依據(jù)，科學(xué)設(shè)計捐贈的形式，體現(xiàn)國有企業(yè)對社會的貢獻。
　　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的關(guān)系不顯著。具體來看，2003-2010年慈善捐贈從41億元增長到596.8億元，但年人均捐贈額僅為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%。樣本期間社會捐贈總額占GDP的比重僅為0.036%。由此可見，現(xiàn)階段中國式慈善捐贈仍然是“國家慈善”（國家借助行政力量進行社會動員）而非“社會慈善”（社會自發(fā)捐贈秩序的形成），是“富人慈善”、“明星慈善”而非“全民慈善”（普通公民成捐贈主體），是“應(yīng)急式慈善”（災(zāi)害來臨時的慈善激情）而非“常態(tài)化慈善”（有固守的慈善價值觀）?！爸袊壬频膫ゴ髲?fù)興”、“全民慈善時代的來臨”、“中國慈善走向成熟”等標簽，用于當前慈善事業(yè)還為時尚早。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)濟增長和勞動生產(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；建立健全社會保障制度；保護合法收入、取締非法收入，使經(jīng)濟發(fā)展的成果惠及民生。當中國中產(chǎn)階層逐漸形成，并且社會生活的壓力降低時，個人將成為慈善捐贈的主流。
　　經(jīng)濟的發(fā)展、社會財富的增加，要求我們完善社會分配機制。慈善捐贈作為社會的“第三次分配”，在縮小貧富差距、促進社會公平、優(yōu)化社會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)展包括基金會在內(nèi)的各類社會組織，構(gòu)建有效的捐贈激勵機制，提升公眾參與慈善的可行能力。當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、慈善價值觀、突發(fā)社會事件和自然災(zāi)害等對慈善捐贈的影響，上述因素應(yīng)在今后的研究中加以重視。
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