家庭储蓄、信心与慈善捐赠

秦海林 陈泽

摘   要：在追求精神享受的利他动机和追求社会地位并以此牟利的利己动机的共同推动下，拥有储蓄存款的家庭会倾向于更多地进行慈善捐赠，因此家庭储蓄的增加可能会刺激更多的捐赠行为。对此，本文基于中国家庭追踪调查（CFPS）2016年的数据，运用工具变量法，实证检验了家庭储蓄存款对捐赠情况的影响。研究结果显示：储蓄存款会促进家庭捐赠，这一效应在家庭规模较大的党员家庭样本中更加显著。同时，中介效应检验结果发现，在储蓄存款促进家庭捐赠的过程中，对未来的信心程度发挥了部分中介作用。

关键词：储蓄存款;利他动机;家庭捐赠;工具变量;倾向得分匹配

中图分类号：F830.48  文献标识码：A  文章编号：1674-2265（2020）11-0021-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.11.003

一、引言

改革开放40多年以来，在居民储蓄率不断攀升的同时，民间的慈善捐赠行为也呈现出日益兴盛的势头。一方面，我国经济持续高速发展，与之对应的是储蓄率的持续攀升（刘铠豪和刘渝琳，2015）[1]，被称为 “中国式高储蓄率困境”①。2013年，中国成为全球储蓄金额最多的国家。另一方面，伴随着国家对慈善捐赠的重视以及相关政策的改革，个人的捐赠比重正在增加，全民参与式的小额捐款开始盛行。中国慈善联合会2016年发布的《2015年度中国慈善捐助报告》显示，2015年我国境内接受国内外社会捐款捐物总额占全年GDP的0.16%，比上年增长6.4%，但与发达国家相比还有一定差距。不难预期，随着我国经济社会的快速发展、人均收入水平的不断提升和中产阶层的不断壮大，不仅居民储蓄率可能继续攀升，个人慈善捐赠也面临着十分广阔的发展空间。在此，不禁要问，家庭储蓄与其慈善捐赠之间存在因果关系么？

具体而言，家庭的高储蓄率虽然会挤占和推迟当期消费，但是可以通过调整生命周期资产负债表，平滑家庭在生命周期各阶段的消费水平，来增强家庭对获取未来消费效用的信心，从而激励其产生利他主义的同情心，积极参与慈善捐赠活动。根据文献考察，个人的捐赠行为不仅受慈善组织中形象、声誉、绩效、办事效率、服务质量、专业化程度、品牌个性和会计信息等客观因素的影响（Bennettr和Gabriel，2003;Sargeant等，2004;Michel和Rieunier，2012;陈天祥和姚明，2012;蒋晶，2014;石国亮，2015;陈丽红等，2015;朱健刚和刘艺非，2017）[2-9]，还受到家庭收入、个人的慈善认知、利他或者利己等主观因素的影响（苏媛媛和石国亮，2014;郑筱婷和钱艳萍，2014;曾建光等，2016;谢晔，2013;陈世柏，2012）[10-14]。值得关注的是，既有文献较少关注家庭储蓄和慈善捐赠的关系以及储蓄行为是怎样影响慈善捐赠的。从直观上来看，储蓄存款与慈善捐赠存在相关关系，前者为后者提供了经济基础和物质保障，然而个人慈善捐赠是一项复杂的社会行为，高储蓄率的家庭一定会进行慈善捐赠吗？为了破解这一困惑，本文拟深入研究储蓄行为与慈善捐赠的关系，以期证实二者间的因果关系，为政府有关部门发展普惠慈善提供实证支持。为此，本文拟利用CFPS（2016）的数据，综合运用2SLS、PSM计量方法，来检验储蓄存款与家庭捐赠之间的因果关系，并从家庭规模、党员身份等角度出发，进一步深入研究储蓄存款对家庭捐赠影响的异质性。此外，本文还设计了中介效应模型，对具体作用机制进行了理论阐述和实证检验。

二、研究假设

（一）储蓄存款与家庭捐赠

首先，在可支配收入和边际消费倾向既定的条件下，储蓄存款可视为一种家庭剩余，即家有余财，意味着家庭自身消费需求得到了基本滿足。对于一个家庭来说，无论是出于利他主义的动机还是利己主义的动机，都要有一定的储蓄存款作为物质保障，否则不但无法顺利完成捐赠，反而连自身的消费需求都无法有效满足。随着中国经济的快速发展，越来越多的民众解决了温饱问题，开始步入小康，整个社会的中产阶层群体正在形成，并愈发庞大（王韧和马红旗，2019;顾思蒋和夏庆杰，2018）[15-16]。在这种情况下，一方面是居民家庭可支配收入的稳步增长，另一方面则是家庭边际消费倾向的持续走低，所以家庭的边际储蓄率必然会呈现出稳步上升的势头。随着越来越多的家庭积累了相当可观的财富，家庭捐赠行为得到充分的物质保障，会激励那些拥有储蓄存款的家庭进行捐赠。

其次，在追求更高层次精神需求的纯粹利他主义动机的支配下，那些拥有储蓄存款的家庭会倾向于进行更多的捐赠（苏媛媛和石国亮，2014;郑筱婷和钱艳萍，2014）[10-11]。虽然家庭进行捐赠的必要前提是家有余财，但是慈善捐赠行为并不是由财富单一决定的，如果没有利他主义动机的推动，拥有储蓄存款的家庭也不会进行捐赠。根据马斯洛的需求理论，人们在满足生存、安全等低层次的需求之后，就会去追求高层次的精神需求，如情感和归属、尊重和自我实现。对此，Glazer和Konrad（1996）[17]认为，捐赠者会希望自己的捐赠可以得到他人的尊重和肯定。为满足这种心理和精神需求，甚至达到自我实现的纯粹利他主义，那些拥有储蓄存款的家庭可能会更多地选择捐赠。

最后，家庭在进行捐赠时并不只有纯粹的利他动机，也裹挟着利己主义。由于捐赠可以积累社会资本和提高家庭的社会声望，那些拥有储蓄存款的家庭也可能会出于利己主义的投机心理而去奉献爱心，用当前的小额捐赠去换取潜在的巨额投资回报。显然，这种利己主义的投机心理是很难监测和证实的。根据理性经济人假设，Benabou 和 Tirole（2006）[18]构建的声誉模型指出，当慈善捐赠行为可以被更多人观察到时，个人会为了获取他人对自己的正面印象和得到更大的社会声誉而参与捐赠。Olson（1965）[19]认为，捐赠可以为个人带来荣誉奖励、广告效应、税收减免等福利，所以捐赠行为发生后，要给捐款人带来利好效用，包括提高社会地位、增加社会声望等，这样就有可能让捐款人在资产配置或者便利生活等方面出于机会主义心理和投机心理而捐赠。所以，提高社会声望或者期待互利互惠的利己主义能够激励那些拥有储蓄存款的家庭进行慈善捐赠。

基于以上理论阐释，本文提出如下研究假说：

H1：储蓄存款为家庭捐赠提供了物质保障，能促进家庭的慈善捐赠行为。

（二）储蓄存款影响家庭捐赠的异质性

就家庭规模而言，其差异不仅影响着人力资本和社会资本的积累，还深刻体现出不同程度的利他与利己主义行为。具体来看，规模越大的家庭劳动力越多，人力资本充足则家庭创收能力强，随着家庭收入的增加，储蓄存款也会相应地增加，那么就为家庭追求高层次精神需求的利他捐赠提供了物质基础。另外，充足的劳动力通过在工作环境中建立起来的社会网络形成了一定的社会资本，社会资本的形成不但进一步强化了创收能力，还在一定程度上增加了获取捐赠信息的可能性，拓宽了捐赠渠道，使得家庭更有机会和动力去完成捐赠。但是对于小规模家庭来说，人力资本和社会资本的缺失会在一定程度上削弱其捐赠意愿，阻碍其机会主义行为，其捐赠能力和动力与大规模家庭存在差异。因此，储蓄存款对于家庭捐赠的作用效果在大规模家庭中更加显著。

就政治身份而言，其差异意味着不同的被组织动员次数和纯粹的利他主义追求。有党员的居民家庭一方面会因为被动员组织而进行更多的捐助，另一方面也会出于党员的责任感和使命感而进行捐助。朱建刚和刘艺非（2017）[9]的研究表明，与体制外相比，在体制内单位工作提高了因组织化动员参与慈善活动的可能性;毕向阳等（2010）[20]的研究表明，体制内工作者更可能被动员捐赠且次数更多，而且这种影响可能普遍存在于各类慈善捐赠中，这是中国慈善事业实践过程中不可回避的制度背景。社会期望及组织内部纪律要求使党员容易成为优先被动员的对象，在进行捐赠时，党员家庭应该树立榜样，积极奉献爱心。另外，党员也可能具有更高的政治觉悟、社会关怀和纯粹的利他动机，从而更主动地进行慈善捐赠，朱建刚和刘艺非（2017）[9]的研究也证明了这一观点。考虑到政治身份的差异，有党员身份的家庭不管是基于被动员还是出于使命感和政治觉悟，捐赠意愿和捐赠力度都是一般民众家庭不可比拟的，储蓄存款对于家庭捐赠的作用效果在有党员的家庭中更加显著。

基于以上理论阐释，本文提出如下研究假说：

H2：储蓄存款对家庭捐赠的影响在规模、党员身份方面存在异质性，即促进效果对于大规模家庭和党员家庭来说更为显著。

（三）家庭储蓄存款、对未来信心与捐赠

家庭储蓄存款会提振家庭成员的信心，使整个家庭对未来都有良好的预期。雷开春（2015）[21]认为只有家庭拥有了足够的储蓄存款，家庭成员才会对未来有更好的期待，才会没有后顾之忧。毕文芬和初奇鸿（2017）[22]认为信心在很大程度上取决于家庭未来的预期收入，储蓄存款为家庭提供了物质保障，丰厚的资产让家庭成员在工作和学习中对未来充满信心。因此，储蓄存款会提振家庭成员的信心，使家庭成员更有动力去工作。

储蓄存款在提振家庭成员信心后，会进一步强化利他动机（谢晔，2013）[13]，使他们更有动力去奉献爱心。曾建光等（2016）[12]认为，拥有一定储蓄存款的家庭在追求高层次精神需求的利他动机与积累社会资本进行投机的利己动机的共同推动下，会进行捐赠，即在储蓄率高的情况下，捐赠中的利己与利他动机都会被强化，从而使家庭更频繁地进行捐赠。

基于以上理论阐释，本文提出如下研究假说：

H3：储蓄存款可以通过提振家庭对未来的信心，强化家庭的利他动机，从而促使家庭更多地进行捐赠。

三、研究设计

（一）模型设定

为考察家庭储蓄存款对慈善捐赠的影响，本文参考已有文献，建立以下计量模型：

以家庭的储蓄存款[ft1]作为解释变量，被解释变量Y定义为家庭捐赠总额与家庭总收入的比值。Xi为控制变量，包括个体特征变量和家庭特征变量。ui为残差项。

（二）数据与变量

本文所使用的数据来源于北京大学中国社会科学调查中心在2016年开展的CFPS项目，该项目通过跟踪收集个人、家庭、社区三个层次的数据，反映我国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。该调查样本覆盖25个省、市和自治区，调查对象为样本家庭中的户主。基于对数据质量的要求，本文剔除各个变量的缺失值和不符合实际的值，采用Stata13.0软件对数据进行整理分析。主要变量说明如下：

1. 被解释变量。总捐赠与家庭总收入的比值为本文的被解释变量即慈善捐赠，总捐赠又包括给亲戚的捐赠、给朋友的捐赠和给社会的捐赠。总捐赠与家庭总收入的比值越大，说明家庭对外捐赠越多，奉献爱心更积极。

2. 解释变量。解释变量为家庭储蓄存款，本文将数据中缺失值和负值剔除，并进行对数化处理。

3. 控制变量。参考已有文献关于家庭慈善捐赠的影响因素，选取户主的个体特征变量及家庭特征变量作为控制变量。其中，户主的个体特征变量包括年龄、婚姻状况、性别和受教育年限;家庭特征变量包括是否存在个体私营、家庭藏书量和工资性收入。为避免异常值的影响，对数据进行了缩尾处理，最后得到的样本总量为29787个。

（三）内生性分析

主效应回归模型（1）中，家庭储蓄存款变量可能为内生变量。一方面，存在遗漏变量的问题。个体特征变量和家庭特征变量中的不可观测变量，可能既会影响储蓄存款，也会影响家庭的捐赠情况，测量误差也会产生内生性。另一方面，储蓄存款与家庭捐赠存在明显的互为因果关系，储蓄存款高可能会促使家庭进行更多的捐赠，反过来进行捐赠的家庭也可能会因为潜在的激励或者捐赠带来的收益而使得收入增加，从而使家庭更有机会去增加储蓄存款，所以互为因果也会导致内生性问题。

为克服内生性，本文采用工具变量法进行两阶段最小二乘估计。经过反复试验，采用户主的受教育年限作为本文的工具变量。一方面，受教育年限代表着一个人的人力资本，人力资本越高，高收入的概率就越大，储蓄存款可能越多，该变量与储蓄存款相关，满足了工具变量的相关性特征;另一方面，户主的受教育年限不会直接影响该家庭的捐贈情况，而且户主受教育年限是既定事实，不会受到家庭捐赠的影响，满足了工具变量的外生性特征。因此，使用户主的受教育年限作为储蓄存款的工具变量是合适的。

（四）中介效应模型设定

为了检验假设三，本文建立中介效应模型，选择对未来的信心程度（qn12014）为中介变量，借鉴温忠麟等（2004）[23]的做法设定了如下的中介效应模型：

其中（3）式中的对未来的信心程度（qn12014）为中介变量，其余变量与上述主效应模型的变量一致，故而此处不再赘述。

（五）描述性统计

由表1可知，在29787个样本中总捐赠对数均值为5.634，可见整体来说捐赠数值并不大。捐赠与收入比值的均值为0.025，说明受访家庭的捐助比例较低。年龄均值为46岁，说明户主年龄分布符合事实。

四、研究发现

（一）回归检验

为了验证上述假说一是否成立，分别进行了OLS与2SLS回归检验，并将控制变量分为家庭特征变量和个体特征变量进行回归分析。具体检验结果见表2。

1. 储蓄存款对家庭捐赠的影响。表2展示了储蓄存款对家庭捐赠影响的回归结果，储蓄存款的回归系数在1%统计水平下都显著为正，说明储蓄存款能显著促进家庭捐赠。通过OLS与2SLS回归结果的对比，可以看出在克服内生性问题后，储蓄存款对家庭捐助的影响效果更加显著，结果更有说服力。这一结果意味着，拥有储蓄存款的家庭有更强的捐赠能力。

2. 工具变量的检验结果。表2报告了一阶段回归的系数和显著性，说明工具变量和解释变量具有相关性，满足了工具变量的相关性特征。表2同时报告了工具变量识别不足检验和弱工具变量检验的结果，其中识别不足检验的p值为0，在1%统计水平下拒绝原假设，弱工具变量的F值大于临界值16.38，以上所有的检验都通过，说明工具变量符合相关性和外生性特征，选取的工具变量合适。

综上所述，以上检验支持了假说一，即储蓄存款为家庭捐赠提供了经济基础，会促进家庭慈善捐赠。

（二）异质性的调节作用

1. 家庭规模差异、储蓄存款与家庭捐赠。为了进一步深入研究储蓄存款对家庭捐赠的影响，本文进行了异质性检验。为考察在家庭特征存在差异的情况下，储蓄存款是否会对家庭捐赠产生不同的影响，本文选取家庭规模作为划分标准，将样本均值取整，大于均值的为大规模家庭，小于均值的为小规模家庭。同时，为提高研究结果的准确性，对回归中的标准误采用稳健标准误进行检验。具体的回归结果见表3。

根据小规模和大规模样本的2SLS回归结果，可以看到储蓄存款对于不同规模家庭捐赠的影响都是显著的，但是大规模家庭的相关系数更大，即对于大规模家庭的促进作用更加明显。可能的原因是，大规模家庭相比于小规模家庭的人力资本和社会资本都更充足，捐赠意识和捐助行动更强烈、更迫切，所以储蓄存款对大规模家庭捐赠的促进效果更明显。

综上所述，以上检验支持了假说二，即储蓄存款在影响家庭捐赠方面存在家庭规模异质性，促进效果对于大规模家庭来说更显著。

2. 党员身份差异、储蓄存款与家庭捐赠。为考察党员身份存在差异的情况下，储蓄存款是否会对家庭捐赠产生不同的影响，本文选取是否为党员作为哑变量，是党员定义为1，不是党员定义为0。同时，为提高研究结果的准确性，对回归中的标准误采用稳健标准误进行检验。具体的回归结果见表4。

可以看到，不管是非党员家庭还是党员家庭，储蓄存款对于家庭捐赠的影响都是显著的，但是党员家庭的相关系数更大，意味着对于党员家庭的促进作用更加明显。可能的原因在于：党员家庭因为身份特殊，被组织动员的捐赠次数比非党员家庭多，而党员本身也有更高的政治觉悟和责任心主动在慈善事业中积极奉献。优先被组织动员和主动去奉献爱心使得党员家庭更多地进行捐赠，因此储蓄存款对于党员家庭捐赠的促进效果更明显。

综上所述，以上检验支持了假说二，储蓄存款在影响家庭慈善捐赠方面存在党员身份异质性，促进效果对于党员家庭来说更显著。

五、 稳健性检验

为了保证研究结果的有效性，本文通过替换实证方法进行稳健性检验。为避免样本选择偏差，采用倾向得分匹配（PSM）的方法来进行稳健性检验，以保障研究结果的无偏性。具体而言，按照家庭有无储蓄存款将样本分为两组，有储蓄存款的为处理组，无储蓄存款的为控制组。随后通过一对一近邻匹配挑选出符合条件的控制组进行对比，最后通过平均处理效应（ATT）来检验储蓄存款对于家庭捐赠的影响。

根据表5平衡性检验结果可知，匹配后所有变量的标准化偏差都小于10%，且匹配后的大多数变量均值t检验的p值不显著，接受了原假设，由此表明，匹配之后的处理组与控制组样本之间不存在显著性差异。

在满足平衡性假设条件后，我们采用近邻匹配方法，通过观察平均处理效应（ATT）的大小和显著性水平来验证储蓄存款对于家庭捐赠的影响（见表6）。从近邻匹配的实证结果来看，匹配后处理组的家庭捐赠均值为3.020，控制组的家庭捐赠均值为2.486，ATT为0.533，且在1%统计水平上显著，表明拥有储蓄存款的家庭，捐赠总额会优化21%，即储蓄存款会促进家庭慈善捐赠。从匹配结果可以看出，如果不根据户主的个体特征、家庭特征等控制变量加以匹配，直接计算储蓄存款对家庭捐赠的影响，将大大高估储蓄存款的影响效应，这也证明了通过倾向得分匹配能减少样本选择偏误造成的内生性问题。因此，本文的实证结果具有较强的稳健性。

六、 影响机制检验

为了检验假说三储蓄存款对家庭捐赠的影响机制，本文进行了中介效应检验。根据温忠麟等（2004）[24]提出的中介效应检验流程，首先检验模型（2）中的α1是否显著。如果α1显著，则进行模型（3）和模型（4）检验。此时，当模型（3）中的β1显著且模型（4）中的γ2也显著时，如果γ1不显著，则说明对未来的信心程度发挥了完全中介的作用;如果γ1顯著，则说明对未来的信心程度发挥了部分中介的作用。但是当β1和γ2至少有一个不显著时，则需要做Sobel Z检验来判断中介效应是否存在。

表7的列1是模型（2）的回归结果，列2是模型（3）的回归结果，列3是模型（4）的回归结果。列1的回归结果显示，储蓄存款与家庭捐赠的相关系数为0.9494，显著性统计水平高达1%，表明储蓄存款能有效刺激家庭捐赠。列2的回归结果显示，储蓄存款与对未来的信心程度相关系数为0.0037，显著性统计水平高达1%，说明储蓄存款会提振家庭的信心，使得家庭成员对未来充满希望。列3的回归结果显示，储蓄存款与家庭总捐赠的相关系数为0.9391，显著性统计水平高达1%，对未来的信心程度与家庭捐赠的相关系数为0.0524，显著性统计水平为10%，可以看出对未来的信心程度与家庭捐赠呈现显著的正相关关系，储蓄存款通过提振家庭成员信心进而增强其利己与利他动机，使得家庭成员更多地进行捐赠。因此，对未来的信心程度作为中介变量，发挥了部分中介作用。

七、 结论与建议

（一）研究结论

本文探究了储蓄存款对于家庭捐赠的影响，并引入户主的受教育年限作为工具变量，进行两阶段最小二乘回归，克服了储蓄存款与家庭捐赠的内生性问题，并从家庭规模差异、党员身份差异的角度，分析了储蓄存款影响家庭捐赠的异质性。根据理论分析与实证检验，可以得出以下结论：

首先，理论分析表明，就拥有储蓄存款的家庭而言，储蓄存款会促进家庭进行捐赠。在追求高层次精神需求的利他主义与追求社会声望等利己主义的共同推动下，拥有储蓄存款的家庭会更倾向于奉献爱心，更多地进行捐赠。

其次，基于工具变量法的实证检验证实了本文的理论推断，即储蓄存款会促进家庭捐赠。异质性检验结果显示，储蓄存款对家庭捐赠的影响具有显著的异质性特征，具体表现为储蓄存款对大规模家庭、党员身份家庭的捐赠促进效果更加显著。

最后，通过将对未来的信心程度作为中介变量，解释了储蓄存款对家庭捐赠的影响机制。家庭拥有储蓄存款，会极大地增强人们对未来生活的信心，进而增强利己与利他动机，使人们更积极地参与慈善捐赠。

（二）政策建议

根据本文的研究结论，提出如下建议：

一是加快经济体制改革，增加人民收入。缓和社会矛盾和促进社会和谐，最根本的手段还是要增加人民收入，为慈善捐赠提供物质保障，形成一个民富国强的和谐社会。

二是建立慈善信息披露制度。制定统一的慈善信息披露标准，对慈善信息公开的主体资格、披露范围、披露程序、监督体系、法律责任等作出明确规定，并增强程序的可操作性。利用现代信息技术手段搭建公共信息平台，公开捐赠情況、受赠人信息、善款使用情况和善款流向等，实现求助者、受助者、捐赠者及慈善组织间的信息畅通。

三是加大慈善文化宣传力度，增强公众的慈善意识。将慈善文化宣传纳入制度规定中来，广泛利用各种媒介，多渠道、多形式、多场合开辟慈善事业宣传阵地，使公众形成浓厚的慈善意识。另外，还应大力开展志愿活动，扩大志愿者队伍，在全社会营造浓厚的慈善氛围。

注：

①根据世界银行数据库提供的数据，1982—2012 年中国的平均储蓄率约为42.33% ，尤其是2006 年以来，储蓄率始终维持在50%以上，远高于世界平均水平，也明显高于具有高储蓄率传统的其他东亚国家。

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