论文部分内容阅读
摘要：慈善捐赠是慈善事业的重要基础和组成部分，具有直接转移财富、缓解收入水平悬殊的功能。本研究基于1997-2011年的慈善捐赠收入和经济增长（GDP）的数据，运用平稳性检验、协整分析、误差修正模型和Granger检验等计量方法，对我国慈善捐赠与经济增长关系进行研究。研究结果表明：我国慈善捐赠与经济增长之间存在协整关系，并形成了双向正向刺激机制；当滞后期为1年时，二者具有双向因果解释关系。因而，当前阶段需要积极完善慈善捐赠环境，构建慈善捐赠与经济增长均衡发展的动态自动调节机制；加强慈善组织公信力建设，定位慈善捐赠的再分配功能，最大限度发挥慈善捐赠与经济增长的相互促进作用。
关键词：慈善捐赠 （收入）；经济增长 （GDP）；协整关系；误差修正模型；Granger检验
中图分类号：F124；D632.9
一、引言
慈善捐赠，又称公益捐赠、社会捐赠，是指社会各单位和个人自愿将其所拥有的财产无偿转让给受赠方处分或管理使用的行为，是慈善事业的重要基础和组成部分，具有直接转移财富、缓解收入水平悬殊的功能，因而被很多经济学家称为“第三次分配”（厉以宁等）。2001-2010十年间，慈善捐赠额由2001的11.7亿元增长到2010年的601.7亿元，年平均增长率高达51.74%，增速明显高于DDP的增长速度；而人均慈善捐赠额由2001年的人均0.92元增长到2010年的44.87元，年平均增长率高达50.89%。与此同时，慈善捐赠的形式愈发多样化，慈善组织规模日益发展壮大，慈善服务与项目运作广泛开展，我国慈善捐赠事业驶入了“快车道”。国内外许多专家都在不同场合提出了慈善捐赠与经济增长具有双向正向促进作用的论断，这一论断也被大家所认同。那么，慈善捐赠到底对经济增长的影响有多大？经济增长是否也会对慈善捐赠产生影响？二者之间是否存在一种长期均衡关系呢？而目前学术界对于这些问题的研究却很少，因而，在当前阶段，研究慈善捐赠与经济增长之间的关系，具有重要意义。
慈善捐赠和经济增长一直以来都是学术界关注的重点，但直接研究二者之间关系的研究却并不多，代表性观点如下：北京师范大学中国慈善事业研究中心汪大海教授（2012）[1]在其主编的《2001-2011中国慈善事业发展报告》中，通过对一系列官方统计数据比较分析，得出我国慈善捐赠收入受经济增长影响显著，慈善捐赠水平较高的区域一般是沿海和经济发达省份；浙江工商大学王锐（2011）[2]以浙江省基金会发展情况为例，采用了相关性分析和回归分析的方法，研究得出基金会发展与当地经济增长的趋势相吻合；而徐麟（2005）[3]则立足于国际比较视野，研究结果表明，美国慈善事业的收入与国家的经济发展水平及人民生活水平息息相关。
而与本文相关的先期研究主要集中在研究微观主体的慈善捐赠行为与经济增长关系，其中以企业和个人为微观主体的研究相对比较丰富，代表性观点如下：
一是在研究企业捐赠行为与经济增长关系过程中，主要遵行了“经济发展水平——企业慈善捐赠——企业经营业绩提高——全社会经济发展”的逻辑进行展开，普遍认为企业捐赠是受经济制约的，经济发展水平会明显影响到慈善捐赠水平，同时合理的企业慈善捐赠行为能带来其经营业绩的提高，进而为全社会创造有效供给，从而促进经济增长。如Willams & Barrett（2000）、Saiia et al（2003）[4]、Day & Devlin （2004）[5]、Godfrey（2005）[6]、Gardberg & Fombrun（2006） [7]、Pattem （2008）[8]等基于大量实证检验，认为企业捐赠可以提升企业形象、维持与政府的良好合作关系，为公司创造较好的经营环境，从而促进产品销售，实现公司较高水平的利润，提高企业价值；国内学者，曹贺（2007）、黄桂香、黄华清（2008）、邓彦卓（2009）认为税收是影响企业慈善捐赠行为的主要因素之一，企业慈善捐赠支出受利润水平制约，与企业净利润显著正相关；山立威等人（2008）[9]则认为企业捐赠行为是由自身能够承担社会责任的经济能力所决定的，业绩好的公司捐赠总数更多；赵晓琴，万迪昉（2011） [10]基于“5.12”汶川地震后我国31省域内地企业赈灾捐款的数据，研究发现，慈善捐赠金额与各地区经济发展水平、市场化程度呈正相关；李敬强，刘凤军（2010）[11]则基于75家国内企业样本，强调只有被市场认知为真实的慈善捐赠才能增加企业价值。
二是在研究个人慈善捐赠行为与经济增长关系过程中，主要侧重于研究个人捐赠与收入、税收、所在区域经济发展水平之间的关系，大多认为个人捐赠行为易受到个人收入、税收政策以及当地经济发展水平的影响。如Abrams & Schmitz（1978）、Warr（1982）、Steinberg（1990、1997）、Clotfelter（1985、2002）、Saez（2004）、McClelland（2005）等学者认为慈善捐赠的收入弹性约在0.4-0.8之间，税收价格弹性为负；Roberts（1984）、Andreoni （1993、2003） [12]、Payne（1998、2001）、Ribar和Wilhelm（2002）等学者则发现，政府支出会在一定程度上对个人慈善捐赠产生“挤出效应”，但只是部分的挤出。蒋小民（2011）[13]认为国家整体经济发展状况、区域经济发展状况、居民收入等经济因素对个人捐赠行为的影响非常大，即国家越富裕、经济越繁荣，慈善捐赠总额就增长越快；区域经济越发达、居民收入越高，慈善捐赠总额就越多。
上述研究成果为本文奠定了重要基础，但现有研究大多侧重于从侧面进行慈善捐赠与经济增长关系的研究，而缺乏直接有针对性的研究；研究视角多以微观主体与经济增长关系研究为主，缺乏宏观主体的研究视角；研究方法多以规范研究，以及简单的数据性描述和计量方法，缺乏有效、科学、系统的实证检验。因而，在此背景下，本文基于整个国家这一宏观主体，通过构建协整检验计量模型，进行一系列的实证检验，来探讨宏观意义上的慈善捐赠与经济增长的关系。 二、理论分析与研究假设
目前，国内外学术界普遍认为经济增长是指一个国家或地区在一定内的产品和劳务数量的增加，或国民产出的增加，通过以 GDP、GNP 或国民收入来表示（金德尔伯格（1983）、萨缪尔森（1991）、谭崇台（2001）、韩纪江（2003）等），本文将以GDP来衡量经济增长水平。慈善捐赠收入是慈善捐赠的货币化表现形式，也是衡量慈善捐赠水平的最有效量化指标。因而，探讨慈善捐赠与经济增长关系，实际上就是探讨慈善捐赠收入与GDP之间的关系。
福利经济学认为，国民收入分配是衡量经济福利水平的重要指标之一，因而科学合理的国民收入分配格局有利于实现经济福利水平的改善。作为市场性无偿再分配的慈善捐赠，对社会福利水平变化的注入效应远远大于漏出效应①，因而慈善捐赠有利于实现经济福利水平的改善，从而实现经济增长[14]。
宏观经济学认为，在三部门经济中，边际消费倾向一方面可以直接作用于总产出，另一方面，还对经济拉动发挥乘数效应。实践来看，穷人的消费需求较小但边际消费倾向较高，而富人恰恰相反，消费需求大边际消费倾向较低。但若通过一定的方式，促使富人财富向穷人转移，那么整个社会的边际消费倾向会得到提高。从国民收入分配的性质来看，慈善捐赠本质属于国民收入的市场性无偿再分配，是一种典型的富人财富想穷人转移的一种方式。因而，不难看出，慈善捐赠可以提高整个社会的边际消费倾向，并能在一定条件下，使得慈善捐赠对国民经济的正向乘数效应得到放大。
通过上文的理论分析，为了具体分析慈善捐赠与经济增长之间的关系，本文拟在实证分析中，尝试验证以下假设：
研究假设1：短期内，慈善捐赠与经济增长呈现非均衡发展，但长期内，慈善捐赠与经济增长存在一种长期均衡关系；
研究假设2：慈善捐赠与经济增长之间具有双向因果解释关系，即慈善捐赠收入的增加能促进经济增长，经济增长又能促进慈善捐赠收入的增加。
三、计量方法及实证检验
（一）研究设计及方法选取
本文建立的实证检验模型主要由序列平稳性检验，协整分析（含E-G两步法和Johansen极大似然法）、误差修正模型和Granger因果检验构成，其中平稳性检验是基础，是进行协整分析必要前提，而协整分析能反映经济变量之间长期稳定的均衡关系，误差修正模型能研究它们在短期波动中偏离长期均衡程度，Granger因果检验来说明经济变量之间的因果关系，确定变量间的因果方向和强度[15]。四位一体的全过程分析，才能验证慈善捐赠与经济增长之间的长期稳定均衡因果关系。
（二）变量选取与数据来源
在实证研究中，将引入2个变量：国内生产总值（GDP，记为变量Y）和慈善捐赠收入（记为变量SD）。为了消除异方差和数据的剧烈波动，对变量Y和SD进行对数化处理，对数化处理后，两变量分别为和。由于慈善捐赠的科学统计是始于1997年，因而，本文主要利用Eviews7.0软件，对我国1997-2011年的慈善捐赠与 的关系进行实证检验。其中GDP原始数据来源于《中国统计年鉴》（1998-2011）（其中2011年数据来源于统计局2011年统计公报），慈善捐赠收入来源于《中国民政统计年鉴》（1998-2011）（其中2011年数据来源于民政部2011年社会服务发展统计公报）（两变量规模见表1）。
（三）计量方法及实证检验
1.平稳性检验
序列平稳性是指序列的均值与时间无关，其方差是有限的，不随着时间发生变化，自协方差只是与考察的时间间隔有关，而与时间的变化无关。如果在进行回归分析之前，不对时间序列作平稳性检验，很容易在实证检验中，出现“伪回归”的现象，从而会严重破坏检验结果的真实性。常用的平稳性检验方法是ADF单位根检验、PP单位根检验、DF-GLS单位根检验等，其中，当样本容量不大，AD检验与PP检验的共同缺点是检验的功效较低（易犯第Ⅱ类错误）而DF-GLS单位根检验则在面对小样本的检验时，稳定性较好，是目前最有功效的单位根检验②，本文也将采用这种方法。
DF-GLS单位根检验是Elliot，Rothenberg and stock于1996年提出的，其实质就是退势版的ADF检验。该检验包括两步：第一步，用GLS（广义最小二乘法）对原始序列进行“退势”处理（去除序列的趋势）；第二步，对“退势”后的序列进行ADF检验。
ADF检验方程为：
其中Δ表示变量的一阶差分， Yt为“退势”后的序列， t是时间趋势， α是常数项， P是滞后值， εt是随机误差项，原假设H0：γ=0如果接受假设H0，说明序列Yt存在单位根，是非平稳的；反之，则说明序列Yt不存在单位根，是平稳的。如果序列Yt经过d次差分后，具有平稳性，则称该序列为d阶单整序列，表示为I（d） 。
本研究拟采用DF-GLS单位根检验法，分别对原序列、 及一阶差分序列Δ 、Δ进行单位根检验。检验结果如下：
通过DF-GLS单位根检验，发现两变量对数序列在1%、5%和10%的显著水平上均是非平稳序列，而其一阶差分序列都是Ⅰ（1）序列，即一阶单整序列，符合慈善捐赠与GDP之间协整关系检验的前提。
2.协整分析
如果序列Yt经过P次差分后具有平稳性，那么该序列为P阶单整序列，记为I（P），如果两个同阶单整序列的线性组合得到一个变量为I（0），那么这两个变量是协整的。常用协整检验方法主要是Engle-Granger两步法（以下简称为E-G两步法）、Johansen极大似然法。
（1）Engle-Granger两步法
Engle-Granger两步法是由Engle和Granger于1987年提出的，基本原理是：如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系。具体方法由两步组成（故称两步法）：第一步，运用OLS法建立两变量之间的回归方程，保存残差εt；第二步，然后对残差序列εt进行平稳性检验，如果残差序列 εt为零阶单整，那么二者之间就存在协整关系。以下将运用E-G两步法对时间序列、 进行协整关系检验，具体如下： 首先，试探慈善捐赠收入对GDP的影响
第一步，对InY与InSD这两个序列进行协整回归，OLS回归方程如下：
T=（42.38583） （6.863284）
P=（0.0000） （0.0000）
第二步，对残差 进行DF-GLS单位根检验
估计的残差： ，运用Eviews软件，根据AIC准则确定最优滞后期，对残差序列进行DF-GLS检验，DF-GLS统计值为-3.355116，小于1%、5%、10%显著水平下的临界值。因而，可以看作，在1%的显著水平下，残差序列不存在单位根，残差为零阶单整。
上述结果表明， 与之间存在协整关系，经济意义为，从长期来看，慈善捐赠收入每增加1个单位， 将增长约0.369426个单位，慈善捐赠收入增加能促进GDP的增加，这表明，慈善捐赠能促进经济增长。
其次，试探慈善捐赠收入对GDP的影响，原理同上。
第一步，OLS回归方程如下：
T= （-5.686136）（6.863284）
P=（0.0001） （0.0000）
第二步，对残差ε2进行DF-GLS单位根检验情况如下：
估计的残差： ，运用Eviews软件，根据AIC准则确定最优滞后期，对残差序列进行DF-GLS检验，DF-GLS统计值为-3.153670，小于10%显著水平下的临界值。因而，可以看作，在10%的显著水平下，残差序列不存在单位根，残差为零阶单整。
上述结果表明，与之间存在协整关系，经济意义为，从长期来看， 每增加1单位，慈善捐赠收入将增加约2.121426个单位， GDP增加会带来慈善捐赠收入的增加，这表明慈善捐赠能推动经济增长。
（2）Johansen极大似然法
E-G两步法虽比较常用，但一些实践证明，E-G两步检验法对于小样本变量，容易出现检验结果不稳定的现象。为了保证检验结果的稳定性，往往会进一步采用Johansen极大似然法来检验变量之间的协整关系。Johansen极大似然法通过判定协整方程的个数（即协整秩），来检验变量之间是否协整。协整似然比检验法主要包括迹检验法和最大特征值检验法。
迹检验法的假设为：
H0：至多有γ个协整关系
H1有m个协整关系 （满秩）
检验统计量为：
，其中λi是大小排第i的特征值； T是观测总数。
最大特征根检验法的假设为：
HOr：有r个0协整关系
H1r ：至少有r+1个协整关系
检验统计量为：
检验从下往上进行，先检验H00，若接受，则表明不存在协整关系，若拒绝，则继续往上检验H01，…，直到接受H0r，表明共有r个协整关系。
Johansen极大似然法是基于向量自回归模型的协整检验方法，对滞后期比较敏感。由于本文的数据样本相对较小，同时模型滞后期过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计的有效。本文将最大滞后期定为3阶，通过比较0-3阶模型的LR，FPE，AIC，SC和HQ值，将模型的滞后阶数定义为1阶，并且结果显示其拟合优度均达到了95%以上。
依据上述原理，检验结果如下：
从上表检验结果，可以看出，在5%的显著性水平下，原假设协整方程的个数为0的统计量均大于该水平的临界值，因而可以拒绝原假设，协整方程个数不为0；而原假设协整方程个数最多1个的统计量均小于该水平的临界值，因而不能拒绝该假设，说明慈善捐赠收入与GDP之间存在协整关系。这与两步法检验结果一致，并符合格兰杰因果关系检验的前提。
3.误差修正模型
根据E-G检验法，对于同阶单整序列yt和xt，经过回归可得：
对残差序列估计值 做平稳性检验，若通过协整检验，则（）是协整向量，引入误差项，可建立误差修正模型为：
其中（）为误差修正项，即协整方程的残差项，在误差修正模型中，各个差分项表明变量短期波动的影响，短期变量和联合决定yt的短期变化Δyt的方向， γ为调整系数，若其值为负，说明存在修正机制，序列存在短期波动于长期均衡的动态调整关系，反正则不存在修正机制。
根据上述理论，对、建立滞后阶数为1的向量误差修正模型，以进一步明确慈善捐赠与经济增长的相互影响关系。具体结果如下：
从上式可知，误差修正系数分别为-0.740540和-0.036319，均为负值，说明慈善捐赠和经济增长之间存在修正机制，具体而言，即在其它条件不变的前提下，慈善捐赠收入在第t期的变化可以消除第t-1期-0.740540单位的非均衡误差，经济增长在第t期的变化可以消除第t-1期-0.036319单位的非均衡误差。
4. Granger因果检验
上述协整检验只可判断变量间是否存在长期均衡关系，并不能很明确说明二者之间的因果关系，还需进一步进行Granger因果检验。Granger检验形式如下：
检验零假设H0： ， x不是y的Granger成因
在显著性水平下，如果检验统计量大于相应的临界值，则拒绝零假设，即x不是y的Granger成因，反正 是 的Granger成因。
上述检验只能证明与 之间存在一种长期的稳定关系，但是不能确定二者是否具有统计意义上的因果关系，因而，应采用Granger因果关系检验法进行检验。
检验结果表明，当滞后期长度为1年时，样本期内，在5%的显著水平下，我国慈善捐赠收入与 是双向因果关系，这表明，慈善捐赠与经济存在双向因果解释关系。至此，本文提出的研究假设均得到验证。
四、结论与建议 通过以上实证检验，可以得出以下一些主要结论：
（1）我国慈善捐赠（SD）和经济增长（GDP）之间存在着显著的正相关关系，短期内，二者的发展态势和增长轨迹迥异，呈现出非稳定性，但长期内，二者之间存在长期稳定的均衡关系。
（2）我国慈善捐赠与经济增长之间存在协整关系，二者之间形成双向刺激机制。具体来说，从长期来看，慈善捐赠每增加1个单位， GDP将增长约0.369426个单位； GDP每增长1个单位，慈善捐赠将增长约2.121426个单位。同时，短期内，慈善捐赠与经济增长之间具有动态调整机制，能保持双向刺激机制自动实现。
（3）当滞后期为1年时，我国慈善捐赠与经济增长GDP之间具有双向因果解释关系。具体来说，慈善捐赠是经济增长的原因之一，经济增长又是慈善捐赠收入增长的原因之一。与此同时，滞后期仅仅为1年，说明二者之间相互促进作用往往具有立竿见影的效果。
这些结论反映出，我国慈善捐赠与经济增长存在相互依赖的关系，慈善捐赠的增加能驱动经济增长，经济增长能刺激慈善捐赠收入的增加，也很好地验证了本文的假设。因此，立足于以上结论，提出以下几点政策建议：
（1）积极完善慈善捐赠环境，构建慈善捐赠与经济增长均衡发展的动态自动调节机制。实证结果显示，慈善捐赠与经济增长在长期内具有稳定均衡关系，而这种稳定均衡关系的维系，是需要积极完善慈善捐赠环境来保证的。具体来说，就是要提高公民慈善捐赠意识，完善包括税收优惠在内的慈善捐赠激励机制，充分发挥慈善组织的正向功能，不断加强慈善法律制度的体系框架和逻辑建设，实现慈善事业的包容性增长与和谐共生。从而构建慈善捐赠与经济增长均衡发展的动态自动调节机制。
（2）加强慈善组织公信力建设，定位慈善捐赠的再分配功能，最大限度发挥慈善捐赠与经济增长的相互促进作用。实证结果显示，慈善捐赠与经济增长具有相互正向促进作用。因而，必须以公信力、市场化和功能化建设作为慈善组织建设的重要抓手，发挥慈善捐赠的“第三次分配”功能，凸显慈善驱动和谐社会建设和经济增长的作用，与此同时，也要坚持经济发展、提高公民可支配收入水平优先的方针，为慈善捐赠收入增加夯实坚定的物质基础。
注释：
①其中注入效应主要包括：因部分财产转移到受益人，受益人福利状况得到的改善；捐赠者因心理和精神上得到满足，其福利得到的改善；因社会影响力的扩大、企业文化的提升而获得的福利改善等等；漏出效应只包括捐赠者因捐出部分财产引起的福利水平降低。
②张强.高级计量经济学及Stata应用[M].北京：高等教育出版社，2010：274.
参考文献：
[1]北京师范大学中国慈善事业研究中心（汪大海等著）.2001-2011中国慈善发展指数报告[M].北京：北京师范大学出版社，2012.
[2]王锐.慈善事业发展与经济增长关系实证研究[J].商业研究，2011（1）：113-118.
[3]徐麟.2001-2011中国慈善事业发展研究[M].北京：中国社会出版社，2005.
[4] Saiia D H，Carroll A B， Buchholtz A K. Philanthropy as strategy[J]. Business and Society， 2003（42）： 169 -201.
[5]Day， K.M. and Devlin， R.A. Do Government Expenditures Crowd Out Corporate Contributions？[J]. Public Finance Review，2004（32）：404-425.
[6]Godfrey P C. The relationship between corporate Philanthropy and shareholder wealth： a risk management perspective [ J]. Academy of Management Review， 2005（30）： 777-798.
[7]Gardberg N A， Fombrun C J. Corporate citizenship： creating intangible assets across institutional environments [J]. Academy of Management Review， 2006（34）： 329-346.
[8]Pattern DM. Does the market value corporate philanthropy？ evidence from the response to the 2004 tsunami relief effort [J]. Journal of Business Ethics， 2008（81）： 599-607.
[9]山立威，甘犁，郑涛.公司捐款与经济动机-汶川地震后中国上市公司捐款的实证研究[J].经济研究，（2008）：51-59.
[10]赵晓琴，万迪昉.影响中国企业慈善捐赠行为的因素：省域空间相关的角度[J].软科学，2011（5）：120-123.
[11]李敬强，刘凤军.企业慈善捐赠对市场影响的实证研究—以“5.12”地震慈善捐赠为例[J].中国软科学，2010（6）：160-166.
[12]Andreoni， J. and Payne， A.A. 2003. Do Government Grants to Private Charities Crowd Out Giving or Fund-raising？ American Economic Review， 93：792-812.
[13]蒋小民.我国个人慈善捐赠行为的影响因素研究[D].武汉：武汉科技大学，2011.
[14]罗公利，杨选良等.面向大学的社会捐赠行为的经济学分析[J].经济理论与经济管理，2007（5）：37-42.
[15]张晓彤.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2006：214-218.
（编辑：韦京）
关键词：慈善捐赠 （收入）；经济增长 （GDP）；协整关系；误差修正模型；Granger检验
中图分类号：F124；D632.9
一、引言
慈善捐赠，又称公益捐赠、社会捐赠，是指社会各单位和个人自愿将其所拥有的财产无偿转让给受赠方处分或管理使用的行为，是慈善事业的重要基础和组成部分，具有直接转移财富、缓解收入水平悬殊的功能，因而被很多经济学家称为“第三次分配”（厉以宁等）。2001-2010十年间，慈善捐赠额由2001的11.7亿元增长到2010年的601.7亿元，年平均增长率高达51.74%，增速明显高于DDP的增长速度；而人均慈善捐赠额由2001年的人均0.92元增长到2010年的44.87元，年平均增长率高达50.89%。与此同时，慈善捐赠的形式愈发多样化，慈善组织规模日益发展壮大，慈善服务与项目运作广泛开展，我国慈善捐赠事业驶入了“快车道”。国内外许多专家都在不同场合提出了慈善捐赠与经济增长具有双向正向促进作用的论断，这一论断也被大家所认同。那么，慈善捐赠到底对经济增长的影响有多大？经济增长是否也会对慈善捐赠产生影响？二者之间是否存在一种长期均衡关系呢？而目前学术界对于这些问题的研究却很少，因而，在当前阶段，研究慈善捐赠与经济增长之间的关系，具有重要意义。
慈善捐赠和经济增长一直以来都是学术界关注的重点，但直接研究二者之间关系的研究却并不多，代表性观点如下：北京师范大学中国慈善事业研究中心汪大海教授（2012）[1]在其主编的《2001-2011中国慈善事业发展报告》中，通过对一系列官方统计数据比较分析，得出我国慈善捐赠收入受经济增长影响显著，慈善捐赠水平较高的区域一般是沿海和经济发达省份；浙江工商大学王锐（2011）[2]以浙江省基金会发展情况为例，采用了相关性分析和回归分析的方法，研究得出基金会发展与当地经济增长的趋势相吻合；而徐麟（2005）[3]则立足于国际比较视野，研究结果表明，美国慈善事业的收入与国家的经济发展水平及人民生活水平息息相关。
而与本文相关的先期研究主要集中在研究微观主体的慈善捐赠行为与经济增长关系，其中以企业和个人为微观主体的研究相对比较丰富，代表性观点如下：
一是在研究企业捐赠行为与经济增长关系过程中，主要遵行了“经济发展水平——企业慈善捐赠——企业经营业绩提高——全社会经济发展”的逻辑进行展开，普遍认为企业捐赠是受经济制约的，经济发展水平会明显影响到慈善捐赠水平，同时合理的企业慈善捐赠行为能带来其经营业绩的提高，进而为全社会创造有效供给，从而促进经济增长。如Willams & Barrett（2000）、Saiia et al（2003）[4]、Day & Devlin （2004）[5]、Godfrey（2005）[6]、Gardberg & Fombrun（2006） [7]、Pattem （2008）[8]等基于大量实证检验，认为企业捐赠可以提升企业形象、维持与政府的良好合作关系，为公司创造较好的经营环境，从而促进产品销售，实现公司较高水平的利润，提高企业价值；国内学者，曹贺（2007）、黄桂香、黄华清（2008）、邓彦卓（2009）认为税收是影响企业慈善捐赠行为的主要因素之一，企业慈善捐赠支出受利润水平制约，与企业净利润显著正相关；山立威等人（2008）[9]则认为企业捐赠行为是由自身能够承担社会责任的经济能力所决定的，业绩好的公司捐赠总数更多；赵晓琴，万迪昉（2011） [10]基于“5.12”汶川地震后我国31省域内地企业赈灾捐款的数据，研究发现，慈善捐赠金额与各地区经济发展水平、市场化程度呈正相关；李敬强，刘凤军（2010）[11]则基于75家国内企业样本，强调只有被市场认知为真实的慈善捐赠才能增加企业价值。
二是在研究个人慈善捐赠行为与经济增长关系过程中，主要侧重于研究个人捐赠与收入、税收、所在区域经济发展水平之间的关系，大多认为个人捐赠行为易受到个人收入、税收政策以及当地经济发展水平的影响。如Abrams & Schmitz（1978）、Warr（1982）、Steinberg（1990、1997）、Clotfelter（1985、2002）、Saez（2004）、McClelland（2005）等学者认为慈善捐赠的收入弹性约在0.4-0.8之间，税收价格弹性为负；Roberts（1984）、Andreoni （1993、2003） [12]、Payne（1998、2001）、Ribar和Wilhelm（2002）等学者则发现，政府支出会在一定程度上对个人慈善捐赠产生“挤出效应”，但只是部分的挤出。蒋小民（2011）[13]认为国家整体经济发展状况、区域经济发展状况、居民收入等经济因素对个人捐赠行为的影响非常大，即国家越富裕、经济越繁荣，慈善捐赠总额就增长越快；区域经济越发达、居民收入越高，慈善捐赠总额就越多。
上述研究成果为本文奠定了重要基础，但现有研究大多侧重于从侧面进行慈善捐赠与经济增长关系的研究，而缺乏直接有针对性的研究；研究视角多以微观主体与经济增长关系研究为主，缺乏宏观主体的研究视角；研究方法多以规范研究，以及简单的数据性描述和计量方法，缺乏有效、科学、系统的实证检验。因而，在此背景下，本文基于整个国家这一宏观主体，通过构建协整检验计量模型，进行一系列的实证检验，来探讨宏观意义上的慈善捐赠与经济增长的关系。 二、理论分析与研究假设
目前，国内外学术界普遍认为经济增长是指一个国家或地区在一定内的产品和劳务数量的增加，或国民产出的增加，通过以 GDP、GNP 或国民收入来表示（金德尔伯格（1983）、萨缪尔森（1991）、谭崇台（2001）、韩纪江（2003）等），本文将以GDP来衡量经济增长水平。慈善捐赠收入是慈善捐赠的货币化表现形式，也是衡量慈善捐赠水平的最有效量化指标。因而，探讨慈善捐赠与经济增长关系，实际上就是探讨慈善捐赠收入与GDP之间的关系。
福利经济学认为，国民收入分配是衡量经济福利水平的重要指标之一，因而科学合理的国民收入分配格局有利于实现经济福利水平的改善。作为市场性无偿再分配的慈善捐赠，对社会福利水平变化的注入效应远远大于漏出效应①，因而慈善捐赠有利于实现经济福利水平的改善，从而实现经济增长[14]。
宏观经济学认为，在三部门经济中，边际消费倾向一方面可以直接作用于总产出，另一方面，还对经济拉动发挥乘数效应。实践来看，穷人的消费需求较小但边际消费倾向较高，而富人恰恰相反，消费需求大边际消费倾向较低。但若通过一定的方式，促使富人财富向穷人转移，那么整个社会的边际消费倾向会得到提高。从国民收入分配的性质来看，慈善捐赠本质属于国民收入的市场性无偿再分配，是一种典型的富人财富想穷人转移的一种方式。因而，不难看出，慈善捐赠可以提高整个社会的边际消费倾向，并能在一定条件下，使得慈善捐赠对国民经济的正向乘数效应得到放大。
通过上文的理论分析，为了具体分析慈善捐赠与经济增长之间的关系，本文拟在实证分析中，尝试验证以下假设：
研究假设1：短期内，慈善捐赠与经济增长呈现非均衡发展，但长期内，慈善捐赠与经济增长存在一种长期均衡关系；
研究假设2：慈善捐赠与经济增长之间具有双向因果解释关系，即慈善捐赠收入的增加能促进经济增长，经济增长又能促进慈善捐赠收入的增加。
三、计量方法及实证检验
（一）研究设计及方法选取
本文建立的实证检验模型主要由序列平稳性检验，协整分析（含E-G两步法和Johansen极大似然法）、误差修正模型和Granger因果检验构成，其中平稳性检验是基础，是进行协整分析必要前提，而协整分析能反映经济变量之间长期稳定的均衡关系，误差修正模型能研究它们在短期波动中偏离长期均衡程度，Granger因果检验来说明经济变量之间的因果关系，确定变量间的因果方向和强度[15]。四位一体的全过程分析，才能验证慈善捐赠与经济增长之间的长期稳定均衡因果关系。
（二）变量选取与数据来源
在实证研究中，将引入2个变量：国内生产总值（GDP，记为变量Y）和慈善捐赠收入（记为变量SD）。为了消除异方差和数据的剧烈波动，对变量Y和SD进行对数化处理，对数化处理后，两变量分别为和。由于慈善捐赠的科学统计是始于1997年，因而，本文主要利用Eviews7.0软件，对我国1997-2011年的慈善捐赠与 的关系进行实证检验。其中GDP原始数据来源于《中国统计年鉴》（1998-2011）（其中2011年数据来源于统计局2011年统计公报），慈善捐赠收入来源于《中国民政统计年鉴》（1998-2011）（其中2011年数据来源于民政部2011年社会服务发展统计公报）（两变量规模见表1）。
（三）计量方法及实证检验
1.平稳性检验
序列平稳性是指序列的均值与时间无关，其方差是有限的，不随着时间发生变化，自协方差只是与考察的时间间隔有关，而与时间的变化无关。如果在进行回归分析之前，不对时间序列作平稳性检验，很容易在实证检验中，出现“伪回归”的现象，从而会严重破坏检验结果的真实性。常用的平稳性检验方法是ADF单位根检验、PP单位根检验、DF-GLS单位根检验等，其中，当样本容量不大，AD检验与PP检验的共同缺点是检验的功效较低（易犯第Ⅱ类错误）而DF-GLS单位根检验则在面对小样本的检验时，稳定性较好，是目前最有功效的单位根检验②，本文也将采用这种方法。
DF-GLS单位根检验是Elliot，Rothenberg and stock于1996年提出的，其实质就是退势版的ADF检验。该检验包括两步：第一步，用GLS（广义最小二乘法）对原始序列进行“退势”处理（去除序列的趋势）；第二步，对“退势”后的序列进行ADF检验。
ADF检验方程为：
其中Δ表示变量的一阶差分， Yt为“退势”后的序列， t是时间趋势， α是常数项， P是滞后值， εt是随机误差项，原假设H0：γ=0如果接受假设H0，说明序列Yt存在单位根，是非平稳的；反之，则说明序列Yt不存在单位根，是平稳的。如果序列Yt经过d次差分后，具有平稳性，则称该序列为d阶单整序列，表示为I（d） 。
本研究拟采用DF-GLS单位根检验法，分别对原序列、 及一阶差分序列Δ 、Δ进行单位根检验。检验结果如下：
通过DF-GLS单位根检验，发现两变量对数序列在1%、5%和10%的显著水平上均是非平稳序列，而其一阶差分序列都是Ⅰ（1）序列，即一阶单整序列，符合慈善捐赠与GDP之间协整关系检验的前提。
2.协整分析
如果序列Yt经过P次差分后具有平稳性，那么该序列为P阶单整序列，记为I（P），如果两个同阶单整序列的线性组合得到一个变量为I（0），那么这两个变量是协整的。常用协整检验方法主要是Engle-Granger两步法（以下简称为E-G两步法）、Johansen极大似然法。
（1）Engle-Granger两步法
Engle-Granger两步法是由Engle和Granger于1987年提出的，基本原理是：如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系。具体方法由两步组成（故称两步法）：第一步，运用OLS法建立两变量之间的回归方程，保存残差εt；第二步，然后对残差序列εt进行平稳性检验，如果残差序列 εt为零阶单整，那么二者之间就存在协整关系。以下将运用E-G两步法对时间序列、 进行协整关系检验，具体如下： 首先，试探慈善捐赠收入对GDP的影响
第一步，对InY与InSD这两个序列进行协整回归，OLS回归方程如下：
T=（42.38583） （6.863284）
P=（0.0000） （0.0000）
第二步，对残差 进行DF-GLS单位根检验
估计的残差： ，运用Eviews软件，根据AIC准则确定最优滞后期，对残差序列进行DF-GLS检验，DF-GLS统计值为-3.355116，小于1%、5%、10%显著水平下的临界值。因而，可以看作，在1%的显著水平下，残差序列不存在单位根，残差为零阶单整。
上述结果表明， 与之间存在协整关系，经济意义为，从长期来看，慈善捐赠收入每增加1个单位， 将增长约0.369426个单位，慈善捐赠收入增加能促进GDP的增加，这表明，慈善捐赠能促进经济增长。
其次，试探慈善捐赠收入对GDP的影响，原理同上。
第一步，OLS回归方程如下：
T= （-5.686136）（6.863284）
P=（0.0001） （0.0000）
第二步，对残差ε2进行DF-GLS单位根检验情况如下：
估计的残差： ，运用Eviews软件，根据AIC准则确定最优滞后期，对残差序列进行DF-GLS检验，DF-GLS统计值为-3.153670，小于10%显著水平下的临界值。因而，可以看作，在10%的显著水平下，残差序列不存在单位根，残差为零阶单整。
上述结果表明，与之间存在协整关系，经济意义为，从长期来看， 每增加1单位，慈善捐赠收入将增加约2.121426个单位， GDP增加会带来慈善捐赠收入的增加，这表明慈善捐赠能推动经济增长。
（2）Johansen极大似然法
E-G两步法虽比较常用，但一些实践证明，E-G两步检验法对于小样本变量，容易出现检验结果不稳定的现象。为了保证检验结果的稳定性，往往会进一步采用Johansen极大似然法来检验变量之间的协整关系。Johansen极大似然法通过判定协整方程的个数（即协整秩），来检验变量之间是否协整。协整似然比检验法主要包括迹检验法和最大特征值检验法。
迹检验法的假设为：
H0：至多有γ个协整关系
H1有m个协整关系 （满秩）
检验统计量为：
，其中λi是大小排第i的特征值； T是观测总数。
最大特征根检验法的假设为：
HOr：有r个0协整关系
H1r ：至少有r+1个协整关系
检验统计量为：
检验从下往上进行，先检验H00，若接受，则表明不存在协整关系，若拒绝，则继续往上检验H01，…，直到接受H0r，表明共有r个协整关系。
Johansen极大似然法是基于向量自回归模型的协整检验方法，对滞后期比较敏感。由于本文的数据样本相对较小，同时模型滞后期过大会导致自由度减小，直接影响模型参数估计的有效。本文将最大滞后期定为3阶，通过比较0-3阶模型的LR，FPE，AIC，SC和HQ值，将模型的滞后阶数定义为1阶，并且结果显示其拟合优度均达到了95%以上。
依据上述原理，检验结果如下：
从上表检验结果，可以看出，在5%的显著性水平下，原假设协整方程的个数为0的统计量均大于该水平的临界值，因而可以拒绝原假设，协整方程个数不为0；而原假设协整方程个数最多1个的统计量均小于该水平的临界值，因而不能拒绝该假设，说明慈善捐赠收入与GDP之间存在协整关系。这与两步法检验结果一致，并符合格兰杰因果关系检验的前提。
3.误差修正模型
根据E-G检验法，对于同阶单整序列yt和xt，经过回归可得：
对残差序列估计值 做平稳性检验，若通过协整检验，则（）是协整向量，引入误差项，可建立误差修正模型为：
其中（）为误差修正项，即协整方程的残差项，在误差修正模型中，各个差分项表明变量短期波动的影响，短期变量和联合决定yt的短期变化Δyt的方向， γ为调整系数，若其值为负，说明存在修正机制，序列存在短期波动于长期均衡的动态调整关系，反正则不存在修正机制。
根据上述理论，对、建立滞后阶数为1的向量误差修正模型，以进一步明确慈善捐赠与经济增长的相互影响关系。具体结果如下：
从上式可知，误差修正系数分别为-0.740540和-0.036319，均为负值，说明慈善捐赠和经济增长之间存在修正机制，具体而言，即在其它条件不变的前提下，慈善捐赠收入在第t期的变化可以消除第t-1期-0.740540单位的非均衡误差，经济增长在第t期的变化可以消除第t-1期-0.036319单位的非均衡误差。
4. Granger因果检验
上述协整检验只可判断变量间是否存在长期均衡关系，并不能很明确说明二者之间的因果关系，还需进一步进行Granger因果检验。Granger检验形式如下：
检验零假设H0： ， x不是y的Granger成因
在显著性水平下，如果检验统计量大于相应的临界值，则拒绝零假设，即x不是y的Granger成因，反正 是 的Granger成因。
上述检验只能证明与 之间存在一种长期的稳定关系，但是不能确定二者是否具有统计意义上的因果关系，因而，应采用Granger因果关系检验法进行检验。
检验结果表明，当滞后期长度为1年时，样本期内，在5%的显著水平下，我国慈善捐赠收入与 是双向因果关系，这表明，慈善捐赠与经济存在双向因果解释关系。至此，本文提出的研究假设均得到验证。
四、结论与建议 通过以上实证检验，可以得出以下一些主要结论：
（1）我国慈善捐赠（SD）和经济增长（GDP）之间存在着显著的正相关关系，短期内，二者的发展态势和增长轨迹迥异，呈现出非稳定性，但长期内，二者之间存在长期稳定的均衡关系。
（2）我国慈善捐赠与经济增长之间存在协整关系，二者之间形成双向刺激机制。具体来说，从长期来看，慈善捐赠每增加1个单位， GDP将增长约0.369426个单位； GDP每增长1个单位，慈善捐赠将增长约2.121426个单位。同时，短期内，慈善捐赠与经济增长之间具有动态调整机制，能保持双向刺激机制自动实现。
（3）当滞后期为1年时，我国慈善捐赠与经济增长GDP之间具有双向因果解释关系。具体来说，慈善捐赠是经济增长的原因之一，经济增长又是慈善捐赠收入增长的原因之一。与此同时，滞后期仅仅为1年，说明二者之间相互促进作用往往具有立竿见影的效果。
这些结论反映出，我国慈善捐赠与经济增长存在相互依赖的关系，慈善捐赠的增加能驱动经济增长，经济增长能刺激慈善捐赠收入的增加，也很好地验证了本文的假设。因此，立足于以上结论，提出以下几点政策建议：
（1）积极完善慈善捐赠环境，构建慈善捐赠与经济增长均衡发展的动态自动调节机制。实证结果显示，慈善捐赠与经济增长在长期内具有稳定均衡关系，而这种稳定均衡关系的维系，是需要积极完善慈善捐赠环境来保证的。具体来说，就是要提高公民慈善捐赠意识，完善包括税收优惠在内的慈善捐赠激励机制，充分发挥慈善组织的正向功能，不断加强慈善法律制度的体系框架和逻辑建设，实现慈善事业的包容性增长与和谐共生。从而构建慈善捐赠与经济增长均衡发展的动态自动调节机制。
（2）加强慈善组织公信力建设，定位慈善捐赠的再分配功能，最大限度发挥慈善捐赠与经济增长的相互促进作用。实证结果显示，慈善捐赠与经济增长具有相互正向促进作用。因而，必须以公信力、市场化和功能化建设作为慈善组织建设的重要抓手，发挥慈善捐赠的“第三次分配”功能，凸显慈善驱动和谐社会建设和经济增长的作用，与此同时，也要坚持经济发展、提高公民可支配收入水平优先的方针，为慈善捐赠收入增加夯实坚定的物质基础。
注释：
①其中注入效应主要包括：因部分财产转移到受益人，受益人福利状况得到的改善；捐赠者因心理和精神上得到满足，其福利得到的改善；因社会影响力的扩大、企业文化的提升而获得的福利改善等等；漏出效应只包括捐赠者因捐出部分财产引起的福利水平降低。
②张强.高级计量经济学及Stata应用[M].北京：高等教育出版社，2010：274.
参考文献：
[1]北京师范大学中国慈善事业研究中心（汪大海等著）.2001-2011中国慈善发展指数报告[M].北京：北京师范大学出版社，2012.
[2]王锐.慈善事业发展与经济增长关系实证研究[J].商业研究，2011（1）：113-118.
[3]徐麟.2001-2011中国慈善事业发展研究[M].北京：中国社会出版社，2005.
[4] Saiia D H，Carroll A B， Buchholtz A K. Philanthropy as strategy[J]. Business and Society， 2003（42）： 169 -201.
[5]Day， K.M. and Devlin， R.A. Do Government Expenditures Crowd Out Corporate Contributions？[J]. Public Finance Review，2004（32）：404-425.
[6]Godfrey P C. The relationship between corporate Philanthropy and shareholder wealth： a risk management perspective [ J]. Academy of Management Review， 2005（30）： 777-798.
[7]Gardberg N A， Fombrun C J. Corporate citizenship： creating intangible assets across institutional environments [J]. Academy of Management Review， 2006（34）： 329-346.
[8]Pattern DM. Does the market value corporate philanthropy？ evidence from the response to the 2004 tsunami relief effort [J]. Journal of Business Ethics， 2008（81）： 599-607.
[9]山立威，甘犁，郑涛.公司捐款与经济动机-汶川地震后中国上市公司捐款的实证研究[J].经济研究，（2008）：51-59.
[10]赵晓琴，万迪昉.影响中国企业慈善捐赠行为的因素：省域空间相关的角度[J].软科学，2011（5）：120-123.
[11]李敬强，刘凤军.企业慈善捐赠对市场影响的实证研究—以“5.12”地震慈善捐赠为例[J].中国软科学，2010（6）：160-166.
[12]Andreoni， J. and Payne， A.A. 2003. Do Government Grants to Private Charities Crowd Out Giving or Fund-raising？ American Economic Review， 93：792-812.
[13]蒋小民.我国个人慈善捐赠行为的影响因素研究[D].武汉：武汉科技大学，2011.
[14]罗公利，杨选良等.面向大学的社会捐赠行为的经济学分析[J].经济理论与经济管理，2007（5）：37-42.
[15]张晓彤.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2006：214-218.
（编辑：韦京）