企业慈善捐赠对共同富裕的影响

皇书静　王俪桦　丁实健　葛雨晴　安鹏诘

实现共同富裕需要构建既体现效率又促进公平的收入分配体系，企业慈善捐赠作为第三次分配的主要方式，是高质量发展中促进共同富裕的关键路径。本文基于企业慈善行为，探讨了慈善捐赠对共同富裕的影响，并得出了企业慈善捐赠通过提升教育水平和促进区域协调发展来实现共同富裕的结论。

一、企业慈善捐赠推动共同富裕的理论分析与研究假设

（一）企业慈善捐赠的效果研究

目前，学者主要研究第三次分配对共同富裕的推动作用、实现路径和对策。与本文相关的是企业慈善行为、第三次分配和共同富裕之间的关系（杨蕤，2022）。但大多数研究从宏观视角出发，未通过计量研究分析慈善捐赠是否实际促进共同富裕。本文在系统分析慈善捐赠推进共同富裕的作用机制基础上，通过搜集数据，分析数据，构建模型并进行实证分析，深入探讨企业慈善捐赠对共同富裕的多方面影响。

（二）企业慈善捐赠助力共同富裕的假设基础

基于企业慈善捐赠与共同富裕的关系以及慈善捐赠对于共同富裕的效果研究来看，企业慈善捐赠通过促进人民精神富裕、资源协调发展，改善收入财富的分配格局来间接实现共同富裕。本文从精神富裕和区域协调两方面阐述企业慈善捐赠促进共同富裕的作用路径。

1.企业慈善捐赠促进共同富裕的机制。通过提升教育水平来促进精神富裕，进而促进社会和谐，提升社会治理水平

企业慈善捐赠鼓励社会组织、志愿者们自发支教不发达地区，聚合优势教育资源，聚焦欠发达地区优秀学子，为教育均衡发展做贡献。截至2021年底，全国希望工程累计接受捐款194.2亿元，资助家庭经济困难学生662.6万人，援建希望小学20878所。基于此，本文提出以下假设：

H1：企业慈善捐赠通过提升教育水平促进共同富裕。

2.企业慈善捐赠促进共同富裕的机制。通过促进区域协调发展达到城乡发展平衡，进而促进社会资源在不同群体、不同地区之间的微观均衡流动

第三次分配是政府民生建设的重点领域和薄弱节点，通过增加社会资源投入，形成更加公正合理的资源分配格局。

基于此，本文提出以下假设：

H2：企业慈善捐赠通过促进区域协调发展间接促进共同富裕。

二、企业慈善捐赠推动共同富裕的实证研究设计

（一）样本选取和数据来源

本文选取2017-2021年度我国273家上市公司慈善捐赠数额为研究样本，最终得1649个观测值。企业捐赠数额来源于年度报告，共同富裕指数、政府干预度、技术水平、产业结构、通货膨胀率等数据取自《中国城市年鉴》《中国农村年鉴》等。

（二）研究变量设计

1.被解释变量：共同富裕指数

发展性和共享性是共同富裕的主要特征（刘荣增和何春，2022）。本文参考刘培林等（2021）以及邓石军、陈晓霞（2022）的做法，以发展性和共享性为维度构建共同富裕指标体系，采用熵值法计算共同富裕指数。

2.核心解释变量：企业慈善捐赠

慈善捐赠是第三次分配主要方式，企业慈善捐赠在公益中占较大比重，通过慈善捐赠数额表示。目前，企业慈善主要服务精准扶贫和阳光教育等项目。

3.控制变量

（1）政府干预程度：宏观经济调控手段对各地经济的干预，用财政支出与国内生产总值比值衡量。

（2）技术水平：专利申请授权量衡量。

（3）产业结构：第三产业产值与第二产业产值比值衡量。

（4）通货膨胀率：货币超发部分与实际需要的货币量之比。

4.中介变量

（1）教育水平：教育在实现人民精神富裕、培养人才中扮演关键角色，国家的发展、科技的创新以及社会和谐发展均离不开教育。因此，本文以义务教育阶段专项教师人数占学生人数的比重来衡量基础教育质量。

（2）协调发展指数：参考刘荣增和何春（2022）的做法，研究采用城乡协调发展系数的倒数作为协调发展指数。

（三）研究模型设定

为考察企业慈善捐赠对共同富裕的影响，设置如下计量模型：

其中，Lnprosperityi，t为共同富裕，Lndonationi，t企业慈善捐赠，xi，t为控制变量，包括政府干预程度、技术水平、产业结构、通货膨胀率，β0、β1、β2为待估参数，εi，t为随机扰动项。

（四）相关性分析

共同富裕指数和上市企业的慈善捐赠、政府干预度、技术水平、产业结构和通货膨胀率等主要变量两两之间具有显著相关性，但系数均不超过0.55，表明模型中的主要变量间相关性不强，可进行面板数据回归。

（五）基准回归结果

进行回归，Husman检验拒绝原假设，采用固定效应模型估计。固定效用模型分析表明，核心解释变量企业慈善捐赠系数显著为正，说明企业慈善捐赠对实现共同富裕有正向促进作用（见下表）。

在控制变量中，政府干预程度系数为正，强调政府宏观调控和地方经济调整对共同富裕的积极推动作用；技术水平系数为正，突显先进技术水平对实现共同富裕的积极影响，对地方产业和人民生活水平提升起决定性作用；产业结构系数为正，强调第三产业产值/第二产业产值比例增大对实现共同富裕的有利影响，为该目标提供有力支持。

（六）稳健性检验

1.更换模型进行检验

目前，常用的面板回归方法有固定效应模型、随机效应模型和混合模型。本文使用随机效应模型和混合模型进行检验。回归后得出：两个模型中企业慈善捐赠系数分别为0.131***和0.254***。两者均显示企业慈善捐赠系数显著为正，验证了结论的稳定性。

2.内生性检验

本文以上市企业慈善捐赠数额为变量测算其对共同富裕的影响，考虑到共同富裕可能影响企业慈善捐赠，采用2SLS工具变量法，以上市企业董事长受教育年限作为工具变量来消除联立内生性。内生性检验结果表明，在引入工具变量后，企业慈善捐赠与共同富裕的关系仍然显著正相关，验证了模型的稳健性。

（七）中介效应检验

上述理论分析表明，企业慈善捐赠通过促进教育水平、推动区域协调发展促进共同富裕。本部分将采用中介效应模型验证企业慈善捐赠促进共同富裕的作用机制。借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的做法，设置中介效应模型如下：

其中，Lnprosperityi，t为被解释变量，Lndonationi，t为解释变量，Mi，t为中介变量，分别是教育水平、协调发展指数，Xi，t为控制变量，βi、i（i=0，1，2）和ηi（i=0，1，2）为待估参数，εi，t为随机扰动项。

中介效应检验结果显示，企业慈善捐赠通过提升教育水平和促进协调发展的机制促进共同富裕，教育水平和协调发展的系数在中介变量层显著正向，核心变量层中引入企业慈善捐赠后，这两个系数仍然显著正向上升，表明企业慈善捐赠有助于提升教育水平和促进协调发展，从而实现共同富裕。

（八）异质性检验

不同地区由于自身的资源和发展条件不同，因此形成了互不相同的特质，表现在地区的规模大小、文化教育、医疗水平等诸多方面。这些特质影响着各个地区的企业慈善捐赠水平。

在东部地区的回归分析中，lnprosperity的系数为0.138**，表明经济繁荣与其他变量存在显著正相关关系。其中，lntech的系数为0.897**，强调科技水平对经济繁荣的正向影响。样本量为577，拟合优度为0.457，F统计量为14.46，说明模型在解释变量间的关系上具有统计显著性。

在中西部地区的回归分析中，lnprosperity的系数为0.092*，显示了与其他变量的正相关关系，但相对于东部地区，影响较小。lndonation的系数为0.750**，强调了慈善捐赠对经济繁荣的正向影响。样本量为1072，拟合优度为0.415，F统计量为16.51，这表明模型在解释中西部地区变量间关系上具有显著性。

本文基于城市所属省份的地理位置分析，发现在东部和中西部地区，企业慈善捐赠都对共同富裕产生促进效果，尤其在东部地区，企业慈善捐赠的促进效果更为显著。

三、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文选取2017-2021年度上市企业慈善捐赠数额为研究样本，深入研究了企业慈善捐赠对共同富裕的影响，得出以下结论：

1.政府干预度通过宏观调控促进共同富裕，需因地制宜进行经济调控和参与收入分配制度改革。

2.技术水平显著正向影响共同富裕，决定地方产业发展和改善人民生活水平。

3.企业慈善捐赠通过完善基础设施、技术水平发展和产业结构调整促进当地经济，实现共同富裕。

4.中介效应模型验证企业慈善捐赠通过提升教育水平、改善教育环境和缩小城乡差距来实现共同富裕。

5.中西部地区基础设施不完善，企业慈善捐赠对共同富裕的促进效用相较东部地区不明显。

（二）政策建议

本文通过深入分析企业慈善捐赠与共同富裕的关系，提出以下建议：

1.引导企业投资者，加强慈善宣传教育，提高对企业慈善的关注。

2.政府间需要密切协作，协调区域发展，推动资源转移，促进共同富裕的实现。

（作者单位：南京审计大学经济学院）

作者简介：皇书静，2003年6月出生，女，汉族，云南曲靖人，南京审计大学本科在读。研究方向：财政学。

基金项目：2023年江苏省大学生实践创新训练项目“企业慈善捐赠对共同富裕的影响——基于273家上市企业慈善捐赠的实证研究”（202311287089Y）。

相关链接

企业如何开展公益慈善事业，全国人大代表李晓林给出了如下建议：

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