捐助的非完全利他對家庭財產(chǎn)性收入的影響
——來自CFPS(2014)數(shù)據(jù)的證據(jù)

陳 澤， 秦海林

(天津工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院， 天津 300387)

隨著中國經(jīng)濟的騰飛，人民生活水平發(fā)生了翻天覆地的變化，但是貧富差距也在不斷擴大.為了緩解社會矛盾，提高社會福利，以捐助活動為代表的慈善行為逐漸被國家提倡.有的捐助曝出詐騙丑聞，不免讓人們懷疑其捐助動機.捐助行為可能會給公司帶來意想不到的收益，衍生到家庭同樣如此.那么，就不禁懷疑，捐助究竟是一種自發(fā)的利他行為？還是摻雜了利己動機，以行善為幌子，以此來獲利？楊永嬌等[1]認為慈善是一種消費行為，捐助的目的在于獲取物質(zhì)回報，慈善是獲得回報的手段；而晏艷陽等[2]則認為慈善捐助是個體想要幫助他人的表現(xiàn)，是自發(fā)的行為.

關(guān)于慈善捐助的研究，學(xué)者們深入探討了影響慈善捐助的因素：精神慰藉的利他動機與經(jīng)濟效益的利己動機.精神慰藉主要以家庭和個人為主，尹志超等[3]認為個人的慈善捐贈行為受到社會與文化的深刻影響，理論分析個人慈善捐贈的動因主要是獲得精神慰藉，實現(xiàn)自我價值.陳世柏[4]發(fā)現(xiàn)利己主義的精神慰藉、社會傳遞的價值觀、慈善政策的支持與激勵等都可能會影響個人的慈善捐贈動機和行為.朱建剛等[5]從家庭稟賦和社會結(jié)構(gòu)角度分析了家庭捐助的影響因素，其中更主要的是獲得精神慰藉，經(jīng)濟收益主要以企業(yè)為主.陳東等[6]認為企業(yè)的慈善捐贈是公司的一種向政府示好的策略，讓政府提起對他的重視，彰顯自己的社會責(zé)任感，從而獲得更多優(yōu)惠政策.張曉盈等[7]認為慈善捐贈是企業(yè)發(fā)展過程中重要的階段，是企業(yè)能廣泛獲得收益的戰(zhàn)略，能有效降低負外部性，提高企業(yè)核心競爭力，提高企業(yè)價值.

總體而言，目前國內(nèi)外學(xué)者對慈善行為的經(jīng)濟效益利己動機還停留在企業(yè)捐助方面，很少有文獻與家庭聯(lián)系起來.既然慈善捐助有可能給企業(yè)帶來經(jīng)濟效益，那么也有可能給家庭帶來財產(chǎn)性收入的增加.楊新銘[8]指出在穩(wěn)定的經(jīng)濟環(huán)境中，決定城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性收入的因素是人力資本積累;羅富政[9]對影響城鎮(zhèn)居民財產(chǎn)性收入的因素進行實證研究，認為影響效果顯著的因素是個人的風(fēng)險意識與人力資本;劉茂彬[10]認為家庭生命周期是家庭財產(chǎn)性收入變化的因素;尹志超等[3]認為影響財產(chǎn)性收入的因素是金融素養(yǎng)，金融知識,而慈善可能會帶來豐厚的人力資本積累，改變家庭生命周期，做慈善的人普遍有較高的金融素養(yǎng)與金融知識，這些都會影響家庭財產(chǎn)性收入的增加.為此，本文擬利用CFPS(2014)年數(shù)據(jù)，綜合運用OLS，IV-2SLS模型等計量方法，來實證檢驗捐助行為對家庭財產(chǎn)性收入的財富效應(yīng).

本研究存在的可能貢獻有三方面：第一，將捐助這一公益性質(zhì)的社會行為納入影響財產(chǎn)性收入的因素，從社會資本理論，生命周期理論，分析了捐助對財產(chǎn)性收入的影響.第二，綜合運用OLS，IV-2SLS等計量方法，驗證了捐助行為對財產(chǎn)性收入的具體影響.第三，在實證研究中考慮城鄉(xiāng)，家庭收入等異質(zhì)性的影響，來揭示捐助對不同主體家庭財產(chǎn)性收入的影響.

1 研究假設(shè)

1.1 捐助與財產(chǎn)性收入增長

家庭捐助行為很可能是利己主義行為，會給家庭帶來良好的聲譽補償，提高社會資本，在資產(chǎn)配置中減少交易成本.另外會產(chǎn)生正向激勵作用,從而加大對金融資產(chǎn)的風(fēng)險偏好，這些活動都可能會帶來財產(chǎn)性收入的提高.

首先，出于利己主義動機，家庭捐助會帶來社會資本的積累，減少資產(chǎn)配置過程中的交易成本.從“理性經(jīng)濟人”角度出發(fā)，個體作為經(jīng)濟人，其慈善行為可能是出于利己主義的訴求.而獲得物質(zhì)財富的途徑就是慈善捐助提高了家庭的社會資本，獲得了不同于常人的信任，在資產(chǎn)配置中信息與時間成本都會相應(yīng)地降低，減少了交易成本，從而增加了家庭的資產(chǎn)配置[11].家庭在提高了社會資本后，在理財或資產(chǎn)配置時，渠道更加多樣，在買賣股票，投資房地產(chǎn)，租賃行為等活動中獲取資產(chǎn)的成本更加低，交易成本的減少,讓家庭會努力增加家庭資產(chǎn)配置，從而促進財產(chǎn)性收入的增加.從而完成自己的投機行為以此來提高家庭財產(chǎn)性收入.因此，家庭捐助行為可以帶來財產(chǎn)性收入的增加.

其次，慈善行為也會正向激勵家庭成員努力工作.根據(jù)生命周期理論與持久收入理論，家庭既要進行捐助行為又要維持自身家庭的正常開銷，如果家庭要保持持久收入和與捐贈前同樣的生活水平，那么家庭一定要比不進行捐助的時候更加努力工作，來增加自己的收入，家庭為實現(xiàn)收入的增加要訴諸金融資產(chǎn)的投資，增加自己的財產(chǎn)性收入，這樣會加大家庭對金融資產(chǎn)的風(fēng)險偏好，根據(jù)馬科維茨的資產(chǎn)組合理論，家庭可能會選擇風(fēng)險大，收益高的金融資產(chǎn)，家庭財產(chǎn)性收入可能會相應(yīng)提高.

基于以上的理論闡釋，本文提出如下的研究假說：

H1:捐助行為可能會給家庭帶來財產(chǎn)性收入的提高.

1.2 異質(zhì)性調(diào)節(jié)作用

1.2.1 城鄉(xiāng)差異的調(diào)節(jié)作用

考慮到城鄉(xiāng)差異，家庭捐助意愿，捐助總額，家庭規(guī)模等都因城鄉(xiāng)差距而不同.捐助對于城市家庭財產(chǎn)性收入的促進作用比農(nóng)村家庭更顯著.

首先城鄉(xiāng)差異，家庭捐助意愿不同.城市社區(qū)內(nèi)隨處可見的慈善宣傳，公益活動開展得如火如荼.城市相較于鄉(xiāng)村,無論是在信息的獲取便利程度上，還是在慈善渠道上都有極大的優(yōu)勢;并且城市居民的平均教育水平較高，素質(zhì)較高的人群是更有可能進行捐助的.最后是捐助渠道千差萬別，城市因為經(jīng)濟發(fā)達，有很多捐助渠道，而農(nóng)村的捐助渠道閉塞，導(dǎo)致居民捐助無門，自然無法促進家庭財產(chǎn)性收入的增加.

其次家庭規(guī)模差異，家庭捐助意愿和捐贈額度不同.城市里收入高而且家庭人口比較少，相同家庭規(guī)模下的城鄉(xiāng)之間收入有很大差距，農(nóng)村收入更低，所以城市家庭的收入能力要優(yōu)于農(nóng)村家庭，在捐助意愿還是捐助總額上都要強于農(nóng)村家庭,從而更加顯著地促進財產(chǎn)性收入的增加.

基于以上的理論闡釋，本文提出如下的研究假說：

H2:愛心對于家庭財產(chǎn)性收入的促進作用在城市家庭中表現(xiàn)得比農(nóng)村家庭更顯著.

1.2.2 家庭收入差異的調(diào)節(jié)作用

家庭收入的不同很大程度上影響著捐助行為，而且捐助行為對不同收入家庭的財產(chǎn)性收入影響程度不同，對于富裕家庭產(chǎn)生的正向促進作用更明顯.

首先，貧困家庭收入較低，在自身建設(shè)還不能保障的情況下，無法進行捐助；另外因為收入有限，也無法進行有效的金融資產(chǎn)配置.因此無法得到捐助所帶來的交易成本的減低，捐助行為對財產(chǎn)性收入沒有顯著的促進作用.中下收入的家庭建設(shè)相對完善，但是也不能支配剩余財富進行家庭捐助，并且捐助行為可能會給家庭帶來機會成本，反而會削弱自身的財產(chǎn)性收入.根據(jù)成本收益理論，中下收入家庭進行捐助的成本要大于捐助所反饋的收益，所以中下家庭的捐助可能會給財產(chǎn)性收入帶來負向影響.中上收入的家庭有捐助意愿，但是收入的提高也會帶來消費的提高，該家庭的收入還遠沒有達到財務(wù)自由，用于慈善捐助的剩余資金并不充足，捐助帶來的交易成本的降低對于該家庭影響較小，因此中上收入的家庭進行捐助對財產(chǎn)性收入的增加也沒有明顯的促進效果.

其次，對于高收入的家庭來說，家庭足夠富裕有多余的可支配收入，一旦滿足基本的欲望之后要實現(xiàn)社會認可與自我實現(xiàn)，所以對于慈善活動尤為熱衷，這樣高收入家庭的愛心行為帶來的社會聲譽產(chǎn)生的利己主義，在資本市場的投資中間，信息成本的降低與自身的激勵促進作用這些都會對財產(chǎn)性收入有顯著的促進作用.

基于以上的理論闡釋，本文提出如下的研究假說：

H3:捐助的意愿和行為對收入不同家庭的財產(chǎn)性收入影響程度不同，家庭捐助行為對于富裕家庭產(chǎn)生的財產(chǎn)性收入正向促進作用更明顯.

2 變量和數(shù)據(jù)

2.1 數(shù)據(jù)來源

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2014年的“中國家庭追蹤調(diào)查CFPS”項目，通過跟蹤收集個人、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、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、自治區(qū))，調(diào)查對象為樣本戶中的戶主.剔除了各變量的缺失值和不符合實際的值，采用Stata 13.0軟件對數(shù)據(jù)進行整理分析.

2.2 變量定義

本文被解釋變量為家庭財產(chǎn)性收入，用來衡量家庭在一年內(nèi)通過自有財產(chǎn)取得的收入.因為所選取數(shù)據(jù)的絕對數(shù)較大，所以對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理.

本文的核心解釋變量為捐款總額，包括家庭一年的友緣捐助、親緣捐助與社會捐助.調(diào)查數(shù)據(jù)中有不適用值，可能的原因有三點：(1)問卷系統(tǒng)跳轉(zhuǎn)造成的損失.(2)不同問卷類型合并造成的損失，即面訪、電訪、代答問卷等多種問卷合并導(dǎo)致的樣本損失.(3)受訪者原因造成的損失，拒絕回答與不知道.這些都體現(xiàn)為數(shù)據(jù)的不適用，所以本文剔除了數(shù)據(jù)中的不適用值，并對有效數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理.

本文從個人因素、家庭因素兩個角度出發(fā)，共選取了6個指標作為控制變量.其中個人的統(tǒng)計學(xué)特征包括:戶主性別、年齡、受教育年限、是否退休；家庭的統(tǒng)計學(xué)特征包括：個體私營、家庭規(guī)模,ε為隨機擾動項.在處理數(shù)據(jù)時，為避免異常值的影響，對連續(xù)型數(shù)據(jù)在1%的水平上進行縮尾處理.本文的變量說明如表1所示.

表1 模型變量說明

2.3 數(shù)據(jù)分析描述性統(tǒng)計

本文在原有數(shù)據(jù)庫的基礎(chǔ)上進行處理，獲取了與研究相關(guān)的多個變量，涉及被解釋變量、解釋變量與其他的控制變量，我們將對我們選取的變量進行分析.將家庭財產(chǎn)性收入作為被解釋變量，同時選取捐助總額作為解釋變量，以下是主要變量的描述性統(tǒng)計,如表2所示：

表2中數(shù)據(jù)顯示家庭財產(chǎn)性收入對數(shù)均值為10.823，換算成絕對值為50 000多，捐助總額對數(shù)均值為10.812，換算成絕對值略低于50 000.可以看出家庭不管是捐助和財產(chǎn)性收入都在50 000元左右，并且兩者數(shù)值接近，或許存在某種關(guān)聯(lián).年齡均值為44，符合實際情況，說明受訪人的平均年齡在44歲左右，受教育年限的均值為7年，家庭規(guī)模為4人左右，這些變量的數(shù)值都與實際相符合.

表2 變量描述性統(tǒng)計

2.4 模型設(shè)定

為了考察捐助對家庭財產(chǎn)性收入的影響，本文根據(jù)數(shù)據(jù)特點和變量定義，設(shè)定了如下計量模型：

lnfproperty=? +β1lnfp +β2∑Xt+ε.

(1)

2.5 內(nèi)生性問題與工具變量的選擇

模型可能存在內(nèi)生性.首先，反向因果可能引起內(nèi)生性.這種可能的反向因果表現(xiàn)為，在家庭捐助促進財產(chǎn)性收入的提高的同時，財產(chǎn)性收入的提高自然也可以幫助家庭進行更多的捐助.其次，可能存在變量遺漏或測量誤差，這也會導(dǎo)致內(nèi)生性問題.這些因素都可能導(dǎo)致模型的有偏估計，從而產(chǎn)生內(nèi)生性.為克服內(nèi)生性，本文采用工具變量法進行兩階段估計，經(jīng)過反復(fù)試驗，選取社區(qū)內(nèi)除該家庭外其余家庭捐贈總額作為家庭捐助總額的工具變量.一方面社區(qū)內(nèi)除該家庭外其余家庭捐贈總額滿足工具變量的相關(guān)性特征.該變量與家庭捐助有關(guān)，因為鄰里間的示范效應(yīng).另外一方面，該變量又滿足無關(guān)性要求，該家庭的財產(chǎn)性收入無法影響社區(qū)內(nèi)除該家庭外其余家庭捐贈總額.如此看來，選取社區(qū)內(nèi)除該家庭外其余家庭捐贈總額作為家庭捐助總額的工具變量是合適的.

3 實證檢驗

3.1 主回歸分析

3.1.1 家庭捐助與財產(chǎn)性收入

為了驗證上述假說一是否成立，本文分別進行了OLS與2SLS回歸檢驗.具體的檢驗結(jié)果見表3.

首先，即使控制了模型的內(nèi)生性問題，捐助依然會顯著增加家庭財產(chǎn)性收入.表3中兩階段最小二乘法的底部匯報了一階段回歸的系數(shù)及其顯著性，結(jié)果顯示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；同時也匯報了工具變量識別不足檢驗(LM(p))，弱工具變量(Wald)F值，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，所以關(guān)于工具變量的所有檢驗都通過，這說明工具變量符合相關(guān)性和外生性特征，本文選取工具變量是合適的.

其次，分別進行了最小二乘回歸與兩階段最小二乘回歸.我們從OLS,2SLS兩列中都可以得出，愛心捐助確實能顯著增加家庭財產(chǎn)性收入，可能的原因是捐助行為給家庭帶來良好的聲譽補償，提高社會資本，在資產(chǎn)配置中減少交易成本.另外會產(chǎn)生正向激勵作用從而加大對金融資產(chǎn)的風(fēng)險偏好，這些活動都可能會帶來財產(chǎn)性收入的提高.2SLS列是兩階段最小二乘結(jié)果，該結(jié)果是引入工具變量社區(qū)內(nèi)除該家庭外其余家庭捐贈總額以此來克服內(nèi)生性的結(jié)果，該結(jié)果明顯削弱了未加入工具變量時的回歸系數(shù)，說明克服內(nèi)生性后，捐助與財產(chǎn)性收入的關(guān)系會削弱，但是依然顯著.

故該回歸結(jié)果與現(xiàn)實是吻合的，即家庭捐助能夠?qū)彝ヘ敭a(chǎn)性收入產(chǎn)生顯著的正向促進作用.所以驗證了假說一.

表3 儲蓄存款對于慈善捐贈的影響

3.1.2 穩(wěn)健性檢驗

正如前文的邏輯，掃墓替換工具變量:以祭祖掃墓替代社區(qū)內(nèi)該家庭外其余家庭捐贈總額,見表4.

祭祖也適合作為家庭捐助的工具變量.表4匯報了掃墓祭祖作為工具變量的計量檢驗結(jié)果，并且工具變量檢驗依然通過，不存在弱工具變量及識別不足問題.因此，在更換工具變量后本文的研究假設(shè)依然成立，即家庭捐助可以促進財產(chǎn)性收入的提高.

表4 掃墓祭祖作為工具變量的回歸結(jié)果

3.2 異質(zhì)性分析

3.2.1 城鄉(xiāng)異質(zhì)性

表5匯報了城鄉(xiāng)的捐助行為對于財產(chǎn)性收入的影響.從表5中第四行和第五行可以看出，捐助對于城市的家庭財產(chǎn)性收入是有促進作用的，但是對農(nóng)村家庭是沒有顯著促進作用的.

可能的原因是城鄉(xiāng)差異下，捐助意愿，家庭規(guī)模不同，導(dǎo)致捐助總額不同.首先，城市內(nèi)慈善宣傳力度較大，耳濡目染下居民更容易接受信息，捐助意愿就會比農(nóng)村強烈，另外捐助渠道比較廣泛，可以更好地進行捐助，而農(nóng)村明顯沒有這一便利條件.其次，家庭規(guī)模差異，家庭捐助意愿和捐贈額度不同.城市里收入高而且家庭人口比較少，相同家庭規(guī)模下的城鄉(xiāng)之間收入有很大差距，農(nóng)村收入更低，所以城市家庭的收入能力要優(yōu)于農(nóng)村家庭，在捐助意愿還是捐助總額上都要強于農(nóng)村家庭.從而更加顯著的促進財產(chǎn)性收入的增加.

由此我們可以驗證了假說二，城鄉(xiāng)差異對財產(chǎn)性收入產(chǎn)生不同的影響，捐助對于城市家庭的財產(chǎn)性收入增加的效果比農(nóng)村更明顯.

表5 城鄉(xiāng)異質(zhì)性回歸

3.2.2 收入異質(zhì)性

秦海林[12]認為不同收入水平的居民有著不同的消費函數(shù)，消費結(jié)構(gòu)會呈現(xiàn)出戶間差異的特點.據(jù)此，本文以家庭人均收入四個分位數(shù)作為劃分標準，以此來研究收入差異對各家庭消費結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性影響.表6給出了根據(jù)人均家庭純收入情況差異進行分組得出的回歸結(jié)果.可以看出只有富裕家庭捐助行為是可以提高財產(chǎn)性收入的.可能的原因是，對于低收入家庭(<25%)來說，沒有多余的可支配收入來進行家庭捐助;對于中高收入的家庭(50%～75%)來說,正相關(guān)數(shù)值非常大但是不顯著，說明人們愿意進行捐助但是社會資本提升不明顯，作用于財產(chǎn)性收入的效果并不顯著;對于中低收入的家庭(25%～50%)來說，家庭收入不是非常充裕，對于自身家庭的建設(shè)還不夠完善,所以也不能支配多余的財富進行家庭捐助,而且捐助活動會對自己的財產(chǎn)性收入的增加帶來負向作用;最后對于富裕家庭(>75%)的家庭來說，家庭足夠富裕有多余的可支配收入，一旦滿足基本的欲望之后要實現(xiàn)社會認可與自我實現(xiàn)，所以對于慈善活動尤為熱衷，愛心行為帶來的社會聲譽產(chǎn)生的利己主義行為與自身的激勵促進作用都是呈現(xiàn)顯著正相關(guān).

由此驗證了假說三，捐助行為對收入不同家庭財產(chǎn)性收入影響的程度是不同的，家庭捐助給富裕的家庭帶來的財產(chǎn)性收入正向促進效果更明顯.

表6 人均家庭純收入異質(zhì)性回歸

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文探究了捐助對于家庭財產(chǎn)性收入的財富效應(yīng)，以及在不同類型家庭中(城鄉(xiāng)差異，收入差異)異質(zhì)性的影響，并使用工具變量法解決內(nèi)生性問題,得到以下研究結(jié)論：

第一，捐助行為對于財產(chǎn)性收入能夠產(chǎn)生正向的促進作用.捐助行為影響了社會資本積累，降低了居民家庭資產(chǎn)配置中的交易成本，并因為家庭要想保持捐助行為就必須增加收入，捐助這一帶有公益性質(zhì)的行為會造成正向激勵，對財產(chǎn)性收入有顯著地提高.

第二，城市家庭與農(nóng)村家庭相比較而言，捐助對城市家庭財產(chǎn)性收入的增加有顯著的促進作用，但是對于農(nóng)村卻沒有此效果，因為城市家庭不管是在捐助意識、捐助信息、捐助渠道、捐助能力都是強于農(nóng)村居民的，因此，捐助行為帶來的收益更大.

第三，對于經(jīng)濟實力較強的家庭而言，捐助行為能夠顯著增加家庭的財產(chǎn)性收入，捐助行為的正向激勵作用明顯，而對于經(jīng)濟實力薄弱的家庭而言，捐助無法有效提高家庭的財產(chǎn)性收入.

4.2 建議

第一，政府應(yīng)該積極倡導(dǎo)慈善行為，促進教育事業(yè)發(fā)展，向農(nóng)村滲透慈善理念.我國在發(fā)展經(jīng)濟的同時，應(yīng)當(dāng)一方面注重經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，減小貧富差距，積極倡導(dǎo)慈善行為；另一方面也應(yīng)該注意以經(jīng)濟促教育，重視教育資源不平衡問題，加大對農(nóng)村和經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的政策傾斜，縮小不同區(qū)域之間和城鄉(xiāng)之間的教育差異，使得每個家庭都能夠獲得優(yōu)質(zhì)的教育資源.

第二，政府應(yīng)該加強政策引導(dǎo)，鼓勵居民進行家庭捐助.財產(chǎn)性收入的合理增長有利于提高家庭整體生活水平，增進市場獲利.因此政府要健全完善相關(guān)法規(guī)政策，強化對慈善者的保護，將捐助的信息公開透明，讓人們清楚地知道自己捐助的每一筆錢的去向，避免人們對慈善機構(gòu)的權(quán)威產(chǎn)生質(zhì)疑，產(chǎn)生“塔西佗效應(yīng)”.

第三，家庭應(yīng)該意識到捐助的益處，無論出于什么目的的捐助都有一定的現(xiàn)實意義.捐助的目的是有雙重性的，無論是純粹的利他捐助，還是帶有機會主義的利己捐助，都有一定的意義.純粹的利他捐助可以滿足自己價值實現(xiàn)的高層次需求，教育子女；帶有機會主義的利己捐助，可以獲得社會聲譽，減少資產(chǎn)配置中的交易成本，利于家庭財產(chǎn)性收入的增加.