秦海林 陳澤

摘? ?要：在追求精神享受的利他動機和追求社會地位并以此牟利的利己動機的共同推動下，擁有儲蓄存款的家庭會傾向于更多地進行慈善捐贈，因此家庭儲蓄的增加可能會刺激更多的捐贈行為。對此，本文基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年的數(shù)據(jù)，運用工具變量法，實證檢驗了家庭儲蓄存款對捐贈情況的影響。研究結(jié)果顯示：儲蓄存款會促進家庭捐贈，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，中介效應(yīng)檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在儲蓄存款促進家庭捐贈的過程中，對未來的信心程度發(fā)揮了部分中介作用。

關(guān)鍵詞：儲蓄存款;利他動機;家庭捐贈;工具變量;傾向得分匹配

中圖分類號：F830.48? 文獻標(biāo)識碼：A? 文章編號：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，在居民儲蓄率不斷攀升的同時，民間的慈善捐贈行為也呈現(xiàn)出日益興盛的勢頭。一方面，我國經(jīng)濟持續(xù)高速發(fā)展，與之對應(yīng)的是儲蓄率的持續(xù)攀升（劉鎧豪和劉渝琳，2015）[1]，被稱為 “中國式高儲蓄率困境”①。2013年，中國成為全球儲蓄金額最多的國家。另一方面，伴隨著國家對慈善捐贈的重視以及相關(guān)政策的改革，個人的捐贈比重正在增加，全民參與式的小額捐款開始盛行。中國慈善聯(lián)合會2016年發(fā)布的《2015年度中國慈善捐助報告》顯示，2015年我國境內(nèi)接受國內(nèi)外社會捐款捐物總額占全年GDP的0.16%，比上年增長6.4%，但與發(fā)達國家相比還有一定差距。不難預(yù)期，隨著我國經(jīng)濟社會的快速發(fā)展、人均收入水平的不斷提升和中產(chǎn)階層的不斷壯大，不僅居民儲蓄率可能繼續(xù)攀升，個人慈善捐贈也面臨著十分廣闊的發(fā)展空間。在此，不禁要問，家庭儲蓄與其慈善捐贈之間存在因果關(guān)系么？

具體而言，家庭的高儲蓄率雖然會擠占和推遲當(dāng)期消費，但是可以通過調(diào)整生命周期資產(chǎn)負債表，平滑家庭在生命周期各階段的消費水平，來增強家庭對獲取未來消費效用的信心，從而激勵其產(chǎn)生利他主義的同情心，積極參與慈善捐贈活動。根據(jù)文獻考察，個人的捐贈行為不僅受慈善組織中形象、聲譽、績效、辦事效率、服務(wù)質(zhì)量、專業(yè)化程度、品牌個性和會計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、個人的慈善認知、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，既有文獻較少關(guān)注家庭儲蓄和慈善捐贈的關(guān)系以及儲蓄行為是怎樣影響慈善捐贈的。從直觀上來看，儲蓄存款與慈善捐贈存在相關(guān)關(guān)系，前者為后者提供了經(jīng)濟基礎(chǔ)和物質(zhì)保障，然而個人慈善捐贈是一項復(fù)雜的社會行為，高儲蓄率的家庭一定會進行慈善捐贈嗎？為了破解這一困惑，本文擬深入研究儲蓄行為與慈善捐贈的關(guān)系，以期證實二者間的因果關(guān)系，為政府有關(guān)部門發(fā)展普惠慈善提供實證支持。為此，本文擬利用CFPS（2016）的數(shù)據(jù)，綜合運用2SLS、PSM計量方法，來檢驗儲蓄存款與家庭捐贈之間的因果關(guān)系，并從家庭規(guī)模、黨員身份等角度出發(fā)，進一步深入研究儲蓄存款對家庭捐贈影響的異質(zhì)性。此外，本文還設(shè)計了中介效應(yīng)模型，對具體作用機制進行了理論闡述和實證檢驗。

二、研究假設(shè)

（一）儲蓄存款與家庭捐贈

首先，在可支配收入和邊際消費傾向既定的條件下，儲蓄存款可視為一種家庭剩余，即家有余財，意味著家庭自身消費需求得到了基本滿足。對于一個家庭來說，無論是出于利他主義的動機還是利己主義的動機，都要有一定的儲蓄存款作為物質(zhì)保障，否則不但無法順利完成捐贈，反而連自身的消費需求都無法有效滿足。隨著中國經(jīng)濟的快速發(fā)展，越來越多的民眾解決了溫飽問題，開始步入小康，整個社會的中產(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，另一方面則是家庭邊際消費傾向的持續(xù)走低，所以家庭的邊際儲蓄率必然會呈現(xiàn)出穩(wěn)步上升的勢頭。隨著越來越多的家庭積累了相當(dāng)可觀的財富，家庭捐贈行為得到充分的物質(zhì)保障，會激勵那些擁有儲蓄存款的家庭進行捐贈。

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

最后，家庭在進行捐贈時并不只有純粹的利他動機，也裹挾著利己主義。由于捐贈可以積累社會資本和提高家庭的社會聲望，那些擁有儲蓄存款的家庭也可能會出于利己主義的投機心理而去奉獻愛心，用當(dāng)前的小額捐贈去換取潛在的巨額投資回報。顯然，這種利己主義的投機心理是很難監(jiān)測和證實的。根據(jù)理性經(jīng)濟人假設(shè)，Benabou 和 Tirole（2006）[18]構(gòu)建的聲譽模型指出，當(dāng)慈善捐贈行為可以被更多人觀察到時，個人會為了獲取他人對自己的正面印象和得到更大的社會聲譽而參與捐贈。Olson（1965）[19]認為，捐贈可以為個人帶來榮譽獎勵、廣告效應(yīng)、稅收減免等福利，所以捐贈行為發(fā)生后，要給捐款人帶來利好效用，包括提高社會地位、增加社會聲望等，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會主義心理和投機心理而捐贈。所以，提高社會聲望或者期待互利互惠的利己主義能夠激勵那些擁有儲蓄存款的家庭進行慈善捐贈。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假說：

H1：儲蓄存款為家庭捐贈提供了物質(zhì)保障，能促進家庭的慈善捐贈行為。

（二）儲蓄存款影響家庭捐贈的異質(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)模越大的家庭勞動力越多，人力資本充足則家庭創(chuàng)收能力強，隨著家庭收入的增加，儲蓄存款也會相應(yīng)地增加，那么就為家庭追求高層次精神需求的利他捐贈提供了物質(zhì)基礎(chǔ)。另外，充足的勞動力通過在工作環(huán)境中建立起來的社會網(wǎng)絡(luò)形成了一定的社會資本，社會資本的形成不但進一步強化了創(chuàng)收能力，還在一定程度上增加了獲取捐贈信息的可能性，拓寬了捐贈渠道，使得家庭更有機會和動力去完成捐贈。但是對于小規(guī)模家庭來說，人力資本和社會資本的缺失會在一定程度上削弱其捐贈意愿，阻礙其機會主義行為，其捐贈能力和動力與大規(guī)模家庭存在差異。因此，儲蓄存款對于家庭捐贈的作用效果在大規(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因為被動員組織而進行更多的捐助，另一方面也會出于黨員的責(zé)任感和使命感而進行捐助。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員參與慈善活動的可能性;畢向陽等（2010）[20]的研究表明，體制內(nèi)工作者更可能被動員捐贈且次數(shù)更多，而且這種影響可能普遍存在于各類慈善捐贈中，這是中國慈善事業(yè)實踐過程中不可回避的制度背景。社會期望及組織內(nèi)部紀律要求使黨員容易成為優(yōu)先被動員的對象，在進行捐贈時，黨員家庭應(yīng)該樹立榜樣，積極奉獻愛心。另外，黨員也可能具有更高的政治覺悟、社會關(guān)懷和純粹的利他動機，從而更主動地進行慈善捐贈，朱建剛和劉藝非（2017）[9]的研究也證明了這一觀點?？紤]到政治身份的差異，有黨員身份的家庭不管是基于被動員還是出于使命感和政治覺悟，捐贈意愿和捐贈力度都是一般民眾家庭不可比擬的，儲蓄存款對于家庭捐贈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：儲蓄存款對家庭捐贈的影響在規(guī)模、黨員身份方面存在異質(zhì)性，即促進效果對于大規(guī)模家庭和黨員家庭來說更為顯著。

（三）家庭儲蓄存款、對未來信心與捐贈

家庭儲蓄存款會提振家庭成員的信心，使整個家庭對未來都有良好的預(yù)期。雷開春（2015）[21]認為只有家庭擁有了足夠的儲蓄存款，家庭成員才會對未來有更好的期待，才會沒有后顧之憂。畢文芬和初奇鴻（2017）[22]認為信心在很大程度上取決于家庭未來的預(yù)期收入，儲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)中對未來充滿信心。因此，儲蓄存款會提振家庭成員的信心，使家庭成員更有動力去工作。

儲蓄存款在提振家庭成員信心后，會進一步強化利他動機（謝曄，2013）[13]，使他們更有動力去奉獻愛心。曾建光等（2016）[12]認為，擁有一定儲蓄存款的家庭在追求高層次精神需求的利他動機與積累社會資本進行投機的利己動機的共同推動下，會進行捐贈，即在儲蓄率高的情況下，捐贈中的利己與利他動機都會被強化，從而使家庭更頻繁地進行捐贈。

基于以上理論闡釋，本文提出如下研究假說：

H3：儲蓄存款可以通過提振家庭對未來的信心，強化家庭的利他動機，從而促使家庭更多地進行捐贈。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為考察家庭儲蓄存款對慈善捐贈的影響，本文參考已有文獻，建立以下計量模型：

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

（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)中國社會科學(xué)調(diào)查中心在2016年開展的CFPS項目，該項目通過跟蹤收集個人、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映我國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的變遷。該調(diào)查樣本覆蓋25個省、市和自治區(qū)，調(diào)查對象為樣本家庭中的戶主?；趯?shù)據(jù)質(zhì)量的要求，本文剔除各個變量的缺失值和不符合實際的值，采用Stata13.0軟件對數(shù)據(jù)進行整理分析。主要變量說明如下：

1. 被解釋變量?？偩栀浥c家庭總收入的比值為本文的被解釋變量即慈善捐贈，總捐贈又包括給親戚的捐贈、給朋友的捐贈和給社會的捐贈?？偩栀浥c家庭總收入的比值越大，說明家庭對外捐贈越多，奉獻愛心更積極。

2. 解釋變量。解釋變量為家庭儲蓄存款，本文將數(shù)據(jù)中缺失值和負值剔除，并進行對數(shù)化處理。

3. 控制變量。參考已有文獻關(guān)于家庭慈善捐贈的影響因素，選取戶主的個體特征變量及家庭特征變量作為控制變量。其中，戶主的個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體私營、家庭藏書量和工資性收入。為避免異常值的影響，對數(shù)據(jù)進行了縮尾處理，最后得到的樣本總量為29787個。

（三）內(nèi)生性分析

主效應(yīng)回歸模型（1）中，家庭儲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。個體特征變量和家庭特征變量中的不可觀測變量，可能既會影響儲蓄存款，也會影響家庭的捐贈情況，測量誤差也會產(chǎn)生內(nèi)生性。另一方面，儲蓄存款與家庭捐贈存在明顯的互為因果關(guān)系，儲蓄存款高可能會促使家庭進行更多的捐贈，反過來進行捐贈的家庭也可能會因為潛在的激勵或者捐贈帶來的收益而使得收入增加，從而使家庭更有機會去增加儲蓄存款，所以互為因果也會導(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行兩階段最小二乘估計。經(jīng)過反復(fù)試驗，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人的人力資本，人力資本越高，高收入的概率就越大，儲蓄存款可能越多，該變量與儲蓄存款相關(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直接影響該家庭的捐贈情況，而且戶主受教育年限是既定事實，不會受到家庭捐贈的影響，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

為了檢驗假設(shè)三，本文建立中介效應(yīng)模型，選擇對未來的信心程度（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

由表1可知，在29787個樣本中總捐贈對數(shù)均值為5.634，可見整體來說捐贈數(shù)值并不大。捐贈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。

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）回歸檢驗

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

1. 儲蓄存款對家庭捐贈的影響。表2展示了儲蓄存款對家庭捐贈影響的回歸結(jié)果，儲蓄存款的回歸系數(shù)在1%統(tǒng)計水平下都顯著為正，說明儲蓄存款能顯著促進家庭捐贈。通過OLS與2SLS回歸結(jié)果的對比，可以看出在克服內(nèi)生性問題后，儲蓄存款對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，擁有儲蓄存款的家庭有更強的捐贈能力。

2. 工具變量的檢驗結(jié)果。表2報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同時報告了工具變量識別不足檢驗和弱工具變量檢驗的結(jié)果，其中識別不足檢驗的p值為0，在1%統(tǒng)計水平下拒絕原假設(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，以上檢驗支持了假說一，即儲蓄存款為家庭捐贈提供了經(jīng)濟基礎(chǔ)，會促進家庭慈善捐贈。

（二）異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用

1. 家庭規(guī)模差異、儲蓄存款與家庭捐贈。為了進一步深入研究儲蓄存款對家庭捐贈的影響，本文進行了異質(zhì)性檢驗。為考察在家庭特征存在差異的情況下，儲蓄存款是否會對家庭捐贈產(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，為提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行檢驗。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，可以看到儲蓄存款對于不同規(guī)模家庭捐贈的影響都是顯著的，但是大規(guī)模家庭的相關(guān)系數(shù)更大，即對于大規(guī)模家庭的促進作用更加明顯。可能的原因是，大規(guī)模家庭相比于小規(guī)模家庭的人力資本和社會資本都更充足，捐贈意識和捐助行動更強烈、更迫切，所以儲蓄存款對大規(guī)模家庭捐贈的促進效果更明顯。

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

2. 黨員身份差異、儲蓄存款與家庭捐贈。為考察黨員身份存在差異的情況下，儲蓄存款是否會對家庭捐贈產(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，為提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對回歸中的標(biāo)準(zhǔn)誤采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進行檢驗。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，儲蓄存款對于家庭捐贈的影響都是顯著的，但是黨員家庭的相關(guān)系數(shù)更大，意味著對于黨員家庭的促進作用更加明顯?？赡艿脑蛟谟冢狐h員家庭因為身份特殊，被組織動員的捐贈次數(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)任心主動在慈善事業(yè)中積極奉獻。優(yōu)先被組織動員和主動去奉獻愛心使得黨員家庭更多地進行捐贈，因此儲蓄存款對于黨員家庭捐贈的促進效果更明顯。

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

五、 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的有效性，本文通過替換實證方法進行穩(wěn)健性檢驗。為避免樣本選擇偏差，采用傾向得分匹配（PSM）的方法來進行穩(wěn)健性檢驗，以保障研究結(jié)果的無偏性。具體而言，按照家庭有無儲蓄存款將樣本分為兩組，有儲蓄存款的為處理組，無儲蓄存款的為控制組。隨后通過一對一近鄰匹配挑選出符合條件的控制組進行對比，最后通過平均處理效應(yīng)（ATT）來檢驗儲蓄存款對于家庭捐贈的影響。

根據(jù)表5平衡性檢驗結(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證儲蓄存款對于家庭捐贈的影響（見表6）。從近鄰匹配的實證結(jié)果來看，匹配后處理組的家庭捐贈均值為3.020，控制組的家庭捐贈均值為2.486，ATT為0.533，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明擁有儲蓄存款的家庭，捐贈總額會優(yōu)化21%，即儲蓄存款會促進家庭慈善捐贈。從匹配結(jié)果可以看出，如果不根據(jù)戶主的個體特征、家庭特征等控制變量加以匹配，直接計算儲蓄存款對家庭捐贈的影響，將大大高估儲蓄存款的影響效應(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，本文的實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

六、 影響機制檢驗

為了檢驗假說三儲蓄存款對家庭捐贈的影響機制，本文進行了中介效應(yīng)檢驗。根據(jù)溫忠麟等（2004）[24]提出的中介效應(yīng)檢驗流程，首先檢驗?zāi)Ｐ停?）中的α1是否顯著。如果α1顯著，則進行模型（3）和模型（4）檢驗。此時，當(dāng)模型（3）中的β1顯著且模型（4）中的γ2也顯著時，如果γ1不顯著，則說明對未來的信心程度發(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至少有一個不顯著時，則需要做Sobel Z檢驗來判斷中介效應(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，儲蓄存款與家庭捐贈的相關(guān)系數(shù)為0.9494，顯著性統(tǒng)計水平高達1%，表明儲蓄存款能有效刺激家庭捐贈。列2的回歸結(jié)果顯示，儲蓄存款與對未來的信心程度相關(guān)系數(shù)為0.0037，顯著性統(tǒng)計水平高達1%，說明儲蓄存款會提振家庭的信心，使得家庭成員對未來充滿希望。列3的回歸結(jié)果顯示，儲蓄存款與家庭總捐贈的相關(guān)系數(shù)為0.9391，顯著性統(tǒng)計水平高達1%，對未來的信心程度與家庭捐贈的相關(guān)系數(shù)為0.0524，顯著性統(tǒng)計水平為10%，可以看出對未來的信心程度與家庭捐贈呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，儲蓄存款通過提振家庭成員信心進而增強其利己與利他動機，使得家庭成員更多地進行捐贈。因此，對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

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

首先，理論分析表明，就擁有儲蓄存款的家庭而言，儲蓄存款會促進家庭進行捐贈。在追求高層次精神需求的利他主義與追求社會聲望等利己主義的共同推動下，擁有儲蓄存款的家庭會更傾向于奉獻愛心，更多地進行捐贈。

其次，基于工具變量法的實證檢驗證實了本文的理論推斷，即儲蓄存款會促進家庭捐贈。異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，儲蓄存款對家庭捐贈的影響具有顯著的異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為儲蓄存款對大規(guī)模家庭、黨員身份家庭的捐贈促進效果更加顯著。

最后，通過將對未來的信心程度作為中介變量，解釋了儲蓄存款對家庭捐贈的影響機制。家庭擁有儲蓄存款，會極大地增強人們對未來生活的信心，進而增強利己與利他動機，使人們更積極地參與慈善捐贈。

（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)濟體制改革，增加人民收入。緩和社會矛盾和促進社會和諧，最根本的手段還是要增加人民收入，為慈善捐贈提供物質(zhì)保障，形成一個民富國強的和諧社會。

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，公開捐贈情況、受贈人信息、善款使用情況和善款流向等，實現(xiàn)求助者、受助者、捐贈者及慈善組織間的信息暢通。

三是加大慈善文化宣傳力度，增強公眾的慈善意識。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、多場合開辟慈善事業(yè)宣傳陣地，使公眾形成濃厚的慈善意識。另外，還應(yīng)大力開展志愿活動，擴大志愿者隊伍，在全社會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 年中國的平均儲蓄率約為42.33% ，尤其是2006 年以來，儲蓄率始終維持在50%以上，遠高于世界平均水平，也明顯高于具有高儲蓄率傳統(tǒng)的其他東亞國家。

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