中國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系

汪大海 南銳

摘要：慈善捐贈是慈善事業(yè)的重要基礎(chǔ)和組成部分，具有直接轉(zhuǎn)移財(cái)富、緩解收入水平懸殊的功能。本研究基于1997-2011年的慈善捐贈收入和經(jīng)濟(jì)增長（GDP）的數(shù)據(jù)，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger檢驗(yàn)等計(jì)量方法，對我國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行研究。研究結(jié)果表明：我國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，并形成了雙向正向刺激機(jī)制；當(dāng)滯后期為1年時，二者具有雙向因果解釋關(guān)系。因而，當(dāng)前階段需要積極完善慈善捐贈環(huán)境，構(gòu)建慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機(jī)制；加強(qiáng)慈善組織公信力建設(shè)，定位慈善捐贈的再分配功能，最大限度發(fā)揮慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長的相互促進(jìn)作用。

關(guān)鍵詞：慈善捐贈 （收入）；經(jīng)濟(jì)增長 （GDP）；協(xié)整關(guān)系；誤差修正模型；Granger檢驗(yàn)

中圖分類號：F124；D632.9

一、引言

慈善捐贈，又稱公益捐贈、社會捐贈，是指社會各單位和個人自愿將其所擁有的財(cái)產(chǎn)無償轉(zhuǎn)讓給受贈方處分或管理使用的行為，是慈善事業(yè)的重要基礎(chǔ)和組成部分，具有直接轉(zhuǎn)移財(cái)富、緩解收入水平懸殊的功能，因而被很多經(jīng)濟(jì)學(xué)家稱為“第三次分配”（厲以寧等）。2001-2010十年間，慈善捐贈額由2001的11.7億元增長到2010年的601.7億元，年平均增長率高達(dá)51.74%，增速明顯高于DDP的增長速度；而人均慈善捐贈額由2001年的人均0.92元增長到2010年的44.87元，年平均增長率高達(dá)50.89%。與此同時，慈善捐贈的形式愈發(fā)多樣化，慈善組織規(guī)模日益發(fā)展壯大，慈善服務(wù)與項(xiàng)目運(yùn)作廣泛開展，我國慈善捐贈事業(yè)駛?cè)肓恕翱燔嚨馈?。國?nèi)外許多專家都在不同場合提出了慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長具有雙向正向促進(jìn)作用的論斷，這一論斷也被大家所認(rèn)同。那么，慈善捐贈到底對經(jīng)濟(jì)增長的影響有多大？經(jīng)濟(jì)增長是否也會對慈善捐贈產(chǎn)生影響？二者之間是否存在一種長期均衡關(guān)系呢？而目前學(xué)術(shù)界對于這些問題的研究卻很少，因而，在當(dāng)前階段，研究慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，具有重要意義。

慈善捐贈和經(jīng)濟(jì)增長一直以來都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)，但直接研究二者之間關(guān)系的研究卻并不多，代表性觀點(diǎn)如下：北京師范大學(xué)中國慈善事業(yè)研究中心汪大海教授（2012）[1]在其主編的《2001-2011中國慈善事業(yè)發(fā)展報(bào)告》中，通過對一系列官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)比較分析，得出我國慈善捐贈收入受經(jīng)濟(jì)增長影響顯著，慈善捐贈水平較高的區(qū)域一般是沿海和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份；浙江工商大學(xué)王銳（2011）[2]以浙江省基金會發(fā)展情況為例，采用了相關(guān)性分析和回歸分析的方法，研究得出基金會發(fā)展與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的趨勢相吻合；而徐麟（2005）[3]則立足于國際比較視野，研究結(jié)果表明，美國慈善事業(yè)的收入與國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及人民生活水平息息相關(guān)。

而與本文相關(guān)的先期研究主要集中在研究微觀主體的慈善捐贈行為與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，其中以企業(yè)和個人為微觀主體的研究相對比較豐富，代表性觀點(diǎn)如下：

一是在研究企業(yè)捐贈行為與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系過程中，主要遵行了“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平——企業(yè)慈善捐贈——企業(yè)經(jīng)營業(yè)績提高——全社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展”的邏輯進(jìn)行展開，普遍認(rèn)為企業(yè)捐贈是受經(jīng)濟(jì)制約的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平會明顯影響到慈善捐贈水平，同時合理的企業(yè)慈善捐贈行為能帶來其經(jīng)營業(yè)績的提高，進(jìn)而為全社會創(chuàng)造有效供給，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。如Willams & Barrett（2000）、Saiia et al（2003）[4]、Day & Devlin （2004）[5]、Godfrey（2005）[6]、Gardberg & Fombrun（2006） [7]、Pattem （2008）[8]等基于大量實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為企業(yè)捐贈可以提升企業(yè)形象、維持與政府的良好合作關(guān)系，為公司創(chuàng)造較好的經(jīng)營環(huán)境，從而促進(jìn)產(chǎn)品銷售，實(shí)現(xiàn)公司較高水平的利潤，提高企業(yè)價(jià)值；國內(nèi)學(xué)者，曹賀（2007）、黃桂香、黃華清（2008）、鄧彥卓（2009）認(rèn)為稅收是影響企業(yè)慈善捐贈行為的主要因素之一，企業(yè)慈善捐贈支出受利潤水平制約，與企業(yè)凈利潤顯著正相關(guān)；山立威等人（2008）[9]則認(rèn)為企業(yè)捐贈行為是由自身能夠承擔(dān)社會責(zé)任的經(jīng)濟(jì)能力所決定的，業(yè)績好的公司捐贈總數(shù)更多；趙曉琴，萬迪昉（2011） [10]基于“5.12”汶川地震后我國31省域內(nèi)地企業(yè)賑災(zāi)捐款的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，慈善捐贈金額與各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場化程度呈正相關(guān)；李敬強(qiáng)，劉鳳軍（2010）[11]則基于75家國內(nèi)企業(yè)樣本，強(qiáng)調(diào)只有被市場認(rèn)知為真實(shí)的慈善捐贈才能增加企業(yè)價(jià)值。

二是在研究個人慈善捐贈行為與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系過程中，主要側(cè)重于研究個人捐贈與收入、稅收、所在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系，大多認(rèn)為個人捐贈行為易受到個人收入、稅收政策以及當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。如Abrams & Schmitz（1978）、Warr（1982）、Steinberg（1990、1997）、Clotfelter（1985、2002）、Saez（2004）、McClelland（2005）等學(xué)者認(rèn)為慈善捐贈的收入彈性約在0.4-0.8之間，稅收價(jià)格彈性為負(fù)；Roberts（1984）、Andreoni （1993、2003） [12]、Payne（1998、2001）、Ribar和Wilhelm（2002）等學(xué)者則發(fā)現(xiàn)，政府支出會在一定程度上對個人慈善捐贈產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，但只是部分的擠出。蔣小民（2011）[13]認(rèn)為國家整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、居民收入等經(jīng)濟(jì)因素對個人捐贈行為的影響非常大，即國家越富裕、經(jīng)濟(jì)越繁榮，慈善捐贈總額就增長越快；區(qū)域經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)、居民收入越高，慈善捐贈總額就越多。

上述研究成果為本文奠定了重要基礎(chǔ)，但現(xiàn)有研究大多側(cè)重于從側(cè)面進(jìn)行慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，而缺乏直接有針對性的研究；研究視角多以微觀主體與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究為主，缺乏宏觀主體的研究視角；研究方法多以規(guī)范研究，以及簡單的數(shù)據(jù)性描述和計(jì)量方法，缺乏有效、科學(xué)、系統(tǒng)的實(shí)證檢驗(yàn)。因而，在此背景下，本文基于整個國家這一宏觀主體，通過構(gòu)建協(xié)整檢驗(yàn)計(jì)量模型，進(jìn)行一系列的實(shí)證檢驗(yàn)，來探討宏觀意義上的慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

目前，國內(nèi)外學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長是指一個國家或地區(qū)在一定內(nèi)的產(chǎn)品和勞務(wù)數(shù)量的增加，或國民產(chǎn)出的增加，通過以 GDP、GNP 或國民收入來表示（金德爾伯格（1983）、薩繆爾森（1991）、譚崇臺（2001）、韓紀(jì)江（2003）等），本文將以GDP來衡量經(jīng)濟(jì)增長水平。慈善捐贈收入是慈善捐贈的貨幣化表現(xiàn)形式，也是衡量慈善捐贈水平的最有效量化指標(biāo)。因而，探討慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，實(shí)際上就是探討慈善捐贈收入與GDP之間的關(guān)系。

福利經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，國民收入分配是衡量經(jīng)濟(jì)福利水平的重要指標(biāo)之一，因而科學(xué)合理的國民收入分配格局有利于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)福利水平的改善。作為市場性無償再分配的慈善捐贈，對社會福利水平變化的注入效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于漏出效應(yīng)①，因而慈善捐贈有利于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)福利水平的改善，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長[14]。

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，在三部門經(jīng)濟(jì)中，邊際消費(fèi)傾向一方面可以直接作用于總產(chǎn)出，另一方面，還對經(jīng)濟(jì)拉動發(fā)揮乘數(shù)效應(yīng)。實(shí)踐來看，窮人的消費(fèi)需求較小但邊際消費(fèi)傾向較高，而富人恰恰相反，消費(fèi)需求大邊際消費(fèi)傾向較低。但若通過一定的方式，促使富人財(cái)富向窮人轉(zhuǎn)移，那么整個社會的邊際消費(fèi)傾向會得到提高。從國民收入分配的性質(zhì)來看，慈善捐贈本質(zhì)屬于國民收入的市場性無償再分配，是一種典型的富人財(cái)富想窮人轉(zhuǎn)移的一種方式。因而，不難看出，慈善捐贈可以提高整個社會的邊際消費(fèi)傾向，并能在一定條件下，使得慈善捐贈對國民經(jīng)濟(jì)的正向乘數(shù)效應(yīng)得到放大。

通過上文的理論分析，為了具體分析慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文擬在實(shí)證分析中，嘗試驗(yàn)證以下假設(shè)：

研究假設(shè)1：短期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)非均衡發(fā)展，但長期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長存在一種長期均衡關(guān)系；

研究假設(shè)2：慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間具有雙向因果解釋關(guān)系，即慈善捐贈收入的增加能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長又能促進(jìn)慈善捐贈收入的增加。

三、計(jì)量方法及實(shí)證檢驗(yàn)

（一）研究設(shè)計(jì)及方法選取

本文建立的實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭饕尚蛄衅椒€(wěn)性檢驗(yàn)，協(xié)整分析（含E-G兩步法和Johansen極大似然法）、誤差修正模型和Granger因果檢驗(yàn)構(gòu)成，其中平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基礎(chǔ)，是進(jìn)行協(xié)整分析必要前提，而協(xié)整分析能反映經(jīng)濟(jì)變量之間長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，誤差修正模型能研究它們在短期波動中偏離長期均衡程度，Granger因果檢驗(yàn)來說明經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系，確定變量間的因果方向和強(qiáng)度[15]。四位一體的全過程分析，才能驗(yàn)證慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期穩(wěn)定均衡因果關(guān)系。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

在實(shí)證研究中，將引入2個變量：國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP，記為變量Y）和慈善捐贈收入（記為變量SD）。為了消除異方差和數(shù)據(jù)的劇烈波動，對變量Y和SD進(jìn)行對數(shù)化處理，對數(shù)化處理后，兩變量分別為和。由于慈善捐贈的科學(xué)統(tǒng)計(jì)是始于1997年，因而，本文主要利用Eviews7.0軟件，對我國1997-2011年的慈善捐贈與 的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中GDP原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2011）（其中2011年數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計(jì)局2011年統(tǒng)計(jì)公報(bào)），慈善捐贈收入來源于《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998-2011）（其中2011年數(shù)據(jù)來源于民政部2011年社會服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)）（兩變量規(guī)模見表1）。

（三）計(jì)量方法及實(shí)證檢驗(yàn)

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

序列平穩(wěn)性是指序列的均值與時間無關(guān)，其方差是有限的，不隨著時間發(fā)生變化，自協(xié)方差只是與考察的時間間隔有關(guān)，而與時間的變化無關(guān)。如果在進(jìn)行回歸分析之前，不對時間序列作平穩(wěn)性檢驗(yàn)，很容易在實(shí)證檢驗(yàn)中，出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，從而會嚴(yán)重破壞檢驗(yàn)結(jié)果的真實(shí)性。常用的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法是ADF單位根檢驗(yàn)、PP單位根檢驗(yàn)、DF-GLS單位根檢驗(yàn)等，其中，當(dāng)樣本容量不大，AD檢驗(yàn)與PP檢驗(yàn)的共同缺點(diǎn)是檢驗(yàn)的功效較低（易犯第Ⅱ類錯誤）而DF-GLS單位根檢驗(yàn)則在面對小樣本的檢驗(yàn)時，穩(wěn)定性較好，是目前最有功效的單位根檢驗(yàn)②，本文也將采用這種方法。

DF-GLS單位根檢驗(yàn)是Elliot，Rothenberg and stock于1996年提出的，其實(shí)質(zhì)就是退勢版的ADF檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)包括兩步：第一步，用GLS（廣義最小二乘法）對原始序列進(jìn)行“退勢”處理（去除序列的趨勢）；第二步，對“退勢”后的序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

ADF檢驗(yàn)方程為：

其中Δ表示變量的一階差分， Yt為“退勢”后的序列， t是時間趨勢， α是常數(shù)項(xiàng)， P是滯后值， εt是隨機(jī)誤差項(xiàng)，原假設(shè)H0：γ=0如果接受假設(shè)H0，說明序列Yt存在單位根，是非平穩(wěn)的；反之，則說明序列Yt不存在單位根，是平穩(wěn)的。如果序列Yt經(jīng)過d次差分后，具有平穩(wěn)性，則稱該序列為d階單整序列，表示為I（d） 。

本研究擬采用DF-GLS單位根檢驗(yàn)法，分別對原序列、 及一階差分序列Δ 、Δ進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

通過DF-GLS單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)兩變量對數(shù)序列在1%、5%和10%的顯著水平上均是非平穩(wěn)序列，而其一階差分序列都是Ⅰ（1）序列，即一階單整序列，符合慈善捐贈與GDP之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的前提。

2.協(xié)整分析

如果序列Yt經(jīng)過P次差分后具有平穩(wěn)性，那么該序列為P階單整序列，記為I（P），如果兩個同階單整序列的線性組合得到一個變量為I（0），那么這兩個變量是協(xié)整的。常用協(xié)整檢驗(yàn)方法主要是Engle-Granger兩步法（以下簡稱為E-G兩步法）、Johansen極大似然法。

（1）Engle-Granger兩步法

Engle-Granger兩步法是由Engle和Granger于1987年提出的，基本原理是：如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的，這個線性組合被稱為協(xié)整方程，表示一種長期的均衡關(guān)系。具體方法由兩步組成（故稱兩步法）：第一步，運(yùn)用OLS法建立兩變量之間的回歸方程，保存殘差εt；第二步，然后對殘差序列εt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果殘差序列 εt為零階單整，那么二者之間就存在協(xié)整關(guān)系。以下將運(yùn)用E-G兩步法對時間序列、 進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，具體如下：

首先，試探慈善捐贈收入對GDP的影響

第一步，對InY與InSD這兩個序列進(jìn)行協(xié)整回歸，OLS回歸方程如下：

T=（42.38583）（6.863284）

P=（0.0000）（0.0000）

第二步，對殘差 進(jìn)行DF-GLS單位根檢驗(yàn)

估計(jì)的殘差： ，運(yùn)用Eviews軟件，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期，對殘差序列進(jìn)行DF-GLS檢驗(yàn)，DF-GLS統(tǒng)計(jì)值為-3.355116，小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值。因而，可以看作，在1%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，殘差為零階單整。

上述結(jié)果表明， 與之間存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟(jì)意義為，從長期來看，慈善捐贈收入每增加1個單位， 將增長約0.369426個單位，慈善捐贈收入增加能促進(jìn)GDP的增加，這表明，慈善捐贈能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

其次，試探慈善捐贈收入對GDP的影響，原理同上。

第一步，OLS回歸方程如下：

T= （-5.686136）（6.863284）

P=（0.0001）（0.0000）

第二步，對殘差ε2進(jìn)行DF-GLS單位根檢驗(yàn)情況如下：

估計(jì)的殘差： ，運(yùn)用Eviews軟件，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期，對殘差序列進(jìn)行DF-GLS檢驗(yàn)，DF-GLS統(tǒng)計(jì)值為-3.153670，小于10%顯著水平下的臨界值。因而，可以看作，在10%的顯著水平下，殘差序列不存在單位根，殘差為零階單整。

上述結(jié)果表明，與之間存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟(jì)意義為，從長期來看， 每增加1單位，慈善捐贈收入將增加約2.121426個單位， GDP增加會帶來慈善捐贈收入的增加，這表明慈善捐贈能推動經(jīng)濟(jì)增長。

（2）Johansen極大似然法

E-G兩步法雖比較常用，但一些實(shí)踐證明，E-G兩步檢驗(yàn)法對于小樣本變量，容易出現(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果不穩(wěn)定的現(xiàn)象。為了保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性，往往會進(jìn)一步采用Johansen極大似然法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。Johansen極大似然法通過判定協(xié)整方程的個數(shù)（即協(xié)整秩），來檢驗(yàn)變量之間是否協(xié)整。協(xié)整似然比檢驗(yàn)法主要包括跡檢驗(yàn)法和最大特征值檢驗(yàn)法。

跡檢驗(yàn)法的假設(shè)為：

H0：至多有γ個協(xié)整關(guān)系

H1有m個協(xié)整關(guān)系 （滿秩）

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

，其中λi是大小排第i的特征值； T是觀測總數(shù)。

最大特征根檢驗(yàn)法的假設(shè)為：

HOr：有r個0協(xié)整關(guān)系

H1r ：至少有r+1個協(xié)整關(guān)系

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

檢驗(yàn)從下往上進(jìn)行，先檢驗(yàn)H00，若接受，則表明不存在協(xié)整關(guān)系，若拒絕，則繼續(xù)往上檢驗(yàn)H01，…，直到接受H0r，表明共有r個協(xié)整關(guān)系。

Johansen極大似然法是基于向量自回歸模型的協(xié)整檢驗(yàn)方法，對滯后期比較敏感。由于本文的數(shù)據(jù)樣本相對較小，同時模型滯后期過大會導(dǎo)致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計(jì)的有效。本文將最大滯后期定為3階，通過比較0-3階模型的LR，F(xiàn)PE，AIC，SC和HQ值，將模型的滯后階數(shù)定義為1階，并且結(jié)果顯示其擬合優(yōu)度均達(dá)到了95%以上。

依據(jù)上述原理，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

從上表檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，在5%的顯著性水平下，原假設(shè)協(xié)整方程的個數(shù)為0的統(tǒng)計(jì)量均大于該水平的臨界值，因而可以拒絕原假設(shè)，協(xié)整方程個數(shù)不為0；而原假設(shè)協(xié)整方程個數(shù)最多1個的統(tǒng)計(jì)量均小于該水平的臨界值，因而不能拒絕該假設(shè)，說明慈善捐贈收入與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系。這與兩步法檢驗(yàn)結(jié)果一致，并符合格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提。

3.誤差修正模型

根據(jù)E-G檢驗(yàn)法，對于同階單整序列yt和xt，經(jīng)過回歸可得：

對殘差序列估計(jì)值做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若通過協(xié)整檢驗(yàn)，則（）是協(xié)整向量，引入誤差項(xiàng)，可建立誤差修正模型為：

其中（）為誤差修正項(xiàng)，即協(xié)整方程的殘差項(xiàng)，在誤差修正模型中，各個差分項(xiàng)表明變量短期波動的影響，短期變量和聯(lián)合決定yt的短期變化Δyt的方向， γ為調(diào)整系數(shù)，若其值為負(fù)，說明存在修正機(jī)制，序列存在短期波動于長期均衡的動態(tài)調(diào)整關(guān)系，反正則不存在修正機(jī)制。

根據(jù)上述理論，對、建立滯后階數(shù)為1的向量誤差修正模型，以進(jìn)一步明確慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長的相互影響關(guān)系。具體結(jié)果如下：

從上式可知，誤差修正系數(shù)分別為-0.740540和-0.036319，均為負(fù)值，說明慈善捐贈和經(jīng)濟(jì)增長之間存在修正機(jī)制，具體而言，即在其它條件不變的前提下，慈善捐贈收入在第t期的變化可以消除第t-1期-0.740540單位的非均衡誤差，經(jīng)濟(jì)增長在第t期的變化可以消除第t-1期-0.036319單位的非均衡誤差。

4. Granger因果檢驗(yàn)

上述協(xié)整檢驗(yàn)只可判斷變量間是否存在長期均衡關(guān)系，并不能很明確說明二者之間的因果關(guān)系，還需進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。Granger檢驗(yàn)形式如下：

檢驗(yàn)零假設(shè)H0： ， x不是y的Granger成因

在顯著性水平下，如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量大于相應(yīng)的臨界值，則拒絕零假設(shè)，即x不是y的Granger成因，反正 是 的Granger成因。

上述檢驗(yàn)只能證明與 之間存在一種長期的穩(wěn)定關(guān)系，但是不能確定二者是否具有統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，因而，應(yīng)采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)滯后期長度為1年時，樣本期內(nèi)，在5%的顯著水平下，我國慈善捐贈收入與 是雙向因果關(guān)系，這表明，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)存在雙向因果解釋關(guān)系。至此，本文提出的研究假設(shè)均得到驗(yàn)證。

四、結(jié)論與建議

通過以上實(shí)證檢驗(yàn)，可以得出以下一些主要結(jié)論：

（1）我國慈善捐贈（SD）和經(jīng)濟(jì)增長（GDP）之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，短期內(nèi)，二者的發(fā)展態(tài)勢和增長軌跡迥異，呈現(xiàn)出非穩(wěn)定性，但長期內(nèi)，二者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（2）我國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，二者之間形成雙向刺激機(jī)制。具體來說，從長期來看，慈善捐贈每增加1個單位， GDP將增長約0.369426個單位； GDP每增長1個單位，慈善捐贈將增長約2.121426個單位。同時，短期內(nèi)，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長之間具有動態(tài)調(diào)整機(jī)制，能保持雙向刺激機(jī)制自動實(shí)現(xiàn)。

（3）當(dāng)滯后期為1年時，我國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長GDP之間具有雙向因果解釋關(guān)系。具體來說，慈善捐贈是經(jīng)濟(jì)增長的原因之一，經(jīng)濟(jì)增長又是慈善捐贈收入增長的原因之一。與此同時，滯后期僅僅為1年，說明二者之間相互促進(jìn)作用往往具有立竿見影的效果。

這些結(jié)論反映出，我國慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長存在相互依賴的關(guān)系，慈善捐贈的增加能驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長，經(jīng)濟(jì)增長能刺激慈善捐贈收入的增加，也很好地驗(yàn)證了本文的假設(shè)。因此，立足于以上結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)政策建議：

（1）積極完善慈善捐贈環(huán)境，構(gòu)建慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機(jī)制。實(shí)證結(jié)果顯示，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)具有穩(wěn)定均衡關(guān)系，而這種穩(wěn)定均衡關(guān)系的維系，是需要積極完善慈善捐贈環(huán)境來保證的。具體來說，就是要提高公民慈善捐贈意識，完善包括稅收優(yōu)惠在內(nèi)的慈善捐贈激勵機(jī)制，充分發(fā)揮慈善組織的正向功能，不斷加強(qiáng)慈善法律制度的體系框架和邏輯建設(shè)，實(shí)現(xiàn)慈善事業(yè)的包容性增長與和諧共生。從而構(gòu)建慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長均衡發(fā)展的動態(tài)自動調(diào)節(jié)機(jī)制。

（2）加強(qiáng)慈善組織公信力建設(shè)，定位慈善捐贈的再分配功能，最大限度發(fā)揮慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長的相互促進(jìn)作用。實(shí)證結(jié)果顯示，慈善捐贈與經(jīng)濟(jì)增長具有相互正向促進(jìn)作用。因而，必須以公信力、市場化和功能化建設(shè)作為慈善組織建設(shè)的重要抓手，發(fā)揮慈善捐贈的“第三次分配”功能，凸顯慈善驅(qū)動和諧社會建設(shè)和經(jīng)濟(jì)增長的作用，與此同時，也要堅(jiān)持經(jīng)濟(jì)發(fā)展、提高公民可支配收入水平優(yōu)先的方針，為慈善捐贈收入增加夯實(shí)堅(jiān)定的物質(zhì)基礎(chǔ)。

注釋：

①其中注入效應(yīng)主要包括：因部分財(cái)產(chǎn)轉(zhuǎn)移到受益人，受益人福利狀況得到的改善；捐贈者因心理和精神上得到滿足，其福利得到的改善；因社會影響力的擴(kuò)大、企業(yè)文化的提升而獲得的福利改善等等；漏出效應(yīng)只包括捐贈者因捐出部分財(cái)產(chǎn)引起的福利水平降低。

②張強(qiáng).高級計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用[M].北京：高等教育出版社，2010：274.

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（編輯：韋京）