稅收激勵、捐贈成本與個人捐贈

李建軍 蒲泓錦

內容提要：本文基于中國家庭追蹤調查2018 年微觀數據，研究我國捐贈稅前扣除對個人慈善捐贈行為的集約邊際和廣延邊際影響。研究發現，個人所得稅優惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，慈善捐贈的集約邊際和廣延邊際稅收價格彈性分別為-2.21 和-4.36。研究還發現，稅收激勵對個人捐贈的促進作用在慈善組織發育程度高的地區更加明顯，受教育程度低、男性、體制外工作的個人捐贈行為對稅收激勵更為敏感，并且稅收激勵對不同人群捐贈行為影響的差異主要反映在集約邊際上。本研究為進一步探索運用稅收政策推動以“人人慈善”為內核的現代慈善事業發展，發揮第三次分配的有益補充作用提供了經驗證據。

一、引言與文獻綜述

共同富裕是社會主義的本質要求，是人民群眾的共同期盼，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。單靠市場機制自發調節不可能實現共同富裕，扎實推動共同富裕，要求發揮好以慈善捐贈為代表的三次分配的作用。慈善捐贈是經濟主體之間自愿的財富再分配過程，既包括商品和貨幣的自愿轉移，也涵蓋私人無償提供公共消費（Paqué，1986）。作為第三次分配的主要渠道，慈善捐贈通過優化收入和財富分配格局，在彌補市場失靈、共享發展成果和促進社會公平正義方面發揮著特殊作用，是推動實現全體人民共同富裕不可或缺的重要力量（宮蒲光，2022）。近年來，我國慈善事業取得了長足的發展，但當前慈善捐贈的規模和結構與慈善體系成熟的國家相比還存在著明顯差距，表現在我國慈善捐贈總額占GDP 的比重以及個人捐贈在捐贈總額中的比重仍然明顯偏低，這反映了當前第三次分配參與社會資源和財富分配的深度和廣度與其“基礎性制度安排”的功能定位①2021 年中央財經委員會第十次會議指出“構建初次分配、再分配、三次分配協調配套的基礎性制度安排”。還不相適應。我國每年慈善捐贈總額在1400 億元左右，占GDP 的比重約為0.15%，企業和個人捐贈分別約占全部捐贈的70%和25%，而美國慈善捐贈占GDP 的比重長期在2%左右，個人捐贈貢獻近七成②國內相關數據來源于中國社會科學院2022 年7 月發布的《慈善藍皮書：中國慈善發展報告（2022）》，美國相關數據來源于印第安納大學撰寫的“Giving USA 2023：The Annual Report on Philanthropy for the Year 2022”，https：//www.bwf.com/giving-usa-2023-report-insights/。?！爸匾暟l揮第三次分配作用，發展慈善等社會公益事業”是新時代國家治理的重大命題①黨的十九屆四中全會指出“重視發揮第三次分配作用，發展慈善等社會公益事業”。黨的十九屆五中全會強調“發揮第三次分配作用，發展慈善事業，改善收入和財富分配格局”。，黨的二十大報告再次強調“引導、支持有意愿有能力的企業、社會組織和個人積極參與公益慈善事業”。

對于慈善捐贈在“弱者優享”方面的靶向性作用，既有文獻進行了廣泛研究。對企業捐贈行為（Gardberg and Fombrun，2006；張敏等，2013；彭飛、范子英，2016）和個人捐贈行為的研究是兩支重要文獻。關于個人捐贈行為，已有研究從社會性需求（Bernheim，1994；Bénabou and Tirole，2006）、信息公開（Vesterlund，2003；羅俊等，2019）、物質激勵（Falk，2007；丁美東，2008）等角度進行討論，研究方法也從經濟學理論、實證分析拓展到田野實驗、腦科學等跨學科方法（羅俊等，2015）。在影響個人慈善捐贈的物質激勵因素中，稅收減免是不可忽略的重要因素。稅收減免對個人慈善捐贈的激勵作用體現在收入變化產生的直接效應和價格（成本）變化產生的間接效應，慈善捐贈的稅收減免政策可以通過增加個人可支配收入和降低捐贈成本來促進捐贈。實踐中，各國稅務系統通過捐贈稅前扣除（美國、德國等）、稅收抵免（法國、意大利等）、政府匹配（英國）②英國納稅人向合規慈善機構捐款時，需要填寫一份“捐贈援助聲明”表格，隨捐款一起交給慈善機構。該慈善機構可以直接向英國稅務海關總署索取捐贈金額上支付的所得稅。捐贈援助計劃（Gift Aid Program）的這一部分被稱為政府匹配部分，因為對于納稅人捐贈的每1 英鎊，政府實際上以tb/（1-tb）的比率匹配捐贈給慈善機構，其中tb 為個稅基本稅率。的優惠方式，鼓勵私人部門增加慈善捐贈供給。

經濟學理論認為，如果慈善捐贈的稅式支出所帶來的捐款增長超過政府的稅收損失，那么這種激勵方式是有效的（Saez，2004）。為了評估稅收激勵的有效性，需要的關鍵參數之一是個人慈善捐贈對其稅收價格的彈性。捐贈的稅收價格被定義為每單位慈善捐贈所放棄的其他消費的價值（Randolph，1995；Almunia et al.，2020），它反映了納稅人每單位捐贈的凈成本。當允許捐贈抵稅時，納稅人實際放棄的消費價值是捐贈支出與抵稅額的差值，由于抵稅率通常等于邊際稅率，故捐贈的稅收價格用1 減邊際稅率來表示③例如，適用于最高邊際稅率為45%的納稅人向慈善機構捐贈100 元，由于捐贈額可以在計算應納稅所得額前扣除，納稅人獲得了100×45%=45 元的稅額減免，他實際只需要放棄55 元個人消費就能向慈善機構捐贈100 元，對他而言，捐款的稅收價格只有1-45%=0.55 元。如果捐贈不能稅前扣除，納稅人捐贈100 元會同時減少100 元的個人消費，無論納稅人的邊際稅率為多少，捐贈的稅收價格始終為1 元。捐款的稅收價格在后文中也簡稱為“捐贈價格”。。自Taussig（1967）分析美國納稅申報數據的開創性研究后，已有大量的文獻在其框架下探討稅收激勵對個人慈善捐贈的影響，重點是估計慈善捐贈的稅收價格彈性。早期的研究（Feldstein and Taylor，1976；Reece，1979）使用截面數據來估計慈善捐贈的價格和收入彈性，他們發現，價格彈性的絕對值大于1，這表明慈善捐贈水平對稅收政策相當敏感。然而，這些早期研究受到收入和價格同時變化（Simultaneity Bias）所導致的識別問題的困擾（Clotfelter，1980；彭飛、范子英，2016）。由于抵稅率等于邊際稅率，因而價格是收入的函數，很難區分收入變化的影響和價格變化的影響。對面板數據的研究嘗試了多種方法，分別估計收入波動引起的價格暫時性變化和持久性變化。當將收入和價格分解為暫時性和持久性部分時，Randolph（1995）發現持久價格彈性的估計值在-0.3 至-0.8 之間，然而，依據不同識別收入沖擊的方法，Bakija and Heim（2011）發現更高的持久價格彈性，范圍從-1.1 到-1.6?？偟膩碚f，由于數據來源、使用的統計方式的不同，關于捐贈的稅收價格彈性的研究結論并不一致（Peloza and Steel，2005）。另有文獻指出之前研究的另外兩個問題。首先，Backus and Grant（2019）指出先前的許多研究依賴于從納稅申報表中獲得數據，這將樣本限制在那些收入較高的群體，排除了處于收入分布中低端的大多數個人，因而估計得到的價格彈性可能無法反映收入相對較低的平均納稅人的反應。其次，Almunia et al.（2020）指出大多數研究都集中在集約邊際（Intensive Margin）的捐贈反應上，在很大程度上忽略了廣延邊際（Extensive Margin），然而，捐贈的總稅收價格彈性應是集約邊際和廣延邊際的稅收價格彈性的總和，僅僅依靠集約邊際彈性會低估對慈善捐贈的稅收優惠所產生的收益。此外，收入高低（Bakija and Heim，2011）和捐贈多少（B?nke et al.，2013）是個人對捐贈價格反應異質性的諸多來源之一，但大多數實證研究只關注平均效應的估計，而對異質性的其他來源關注甚少。

中國特色慈善事業高質量發展的趨勢將是從少數精英慈善邁向大眾慈善，在“人人慈善”的現代慈善理念的引領下，捐贈主體正愈加“大眾化”“平民化”（宮蒲光，2022；趙新峰、程世勇，2023），個人捐贈將成為慈善事業的核心支撐。本文使用能夠刻畫完整收入分布的2018 年CFPS 微觀調查數據，研究了我國個人捐贈行為對捐贈稅前扣除激勵的集約邊際和廣延邊際反應，并對捐贈行為反應的異質性來源做詳細分析，嘗試回答稅收激勵對我國個人捐贈的影響如何、這種激勵是否符合財政效率①當補貼私人供給的增量稅收成本低于私人供給所產生的增量收益時，稅收減免便符合“財政效率”。在估計捐贈的稅收價格彈性（e）相關實證文獻中，以閾值水平=1 作為衡量標準，評估現行對個人慈善捐贈的稅收減免方案的財政效率。，以及稅收政策如何助力“人人慈善”。由于納稅單位能夠通過經濟活動影響其邊際稅率，當邊際稅率被用于分析個體行為時，不可避免會產生內生性問題。參考經典文獻中的做法，本文使用捐贈“第一元”的價格作為實際捐贈價格的工具變量，并且定義不同的收入變量以解決收入和捐贈之間的同時性選擇問題。研究發現，稅收優惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，個人捐贈的集約邊際和廣延邊際稅收價格彈性均顯著大于1，這一結論通過穩健性檢驗得到確認。異質性分析發現稅收激勵對慈善組織發育程度高地區的個人捐贈行為影響更加明顯，受教育程度低、男性、體制外工作的個人捐贈行為對稅收激勵更為敏感。研究表明捐贈成本是影響個人捐贈的重要因素，除了加大稅收優惠力度降低捐贈價格外，從不額外增加財政負擔的角度出發，可以考慮培育壯大慈善組織，增加第三方配捐（保持捐贈價格不變）等可選激勵方式促進個人捐贈。

本文的邊際貢獻在于：首先，目前國內相關研究集中在稅收激勵對企業捐獻行為的影響，這與國內捐贈主體為企業密切相關，少有文獻評估其對個人捐贈行為的影響，個人捐贈行為的背后機理與企業完全不同（馮建、程文莉，2010），因此本文從個人層面展開討論以期對相關研究形成有益補充。其次，現有研究主要分析稅收激勵對個人捐贈集約邊際行為的影響，然而以往各項研究所使用的數據都顯示樣本中捐贈者的比例相對較小，利用稅制設計提高這一比例的空間相當大（Almunia et al.，2020），因而個人捐贈對稅收激勵的廣延邊際行為反應有待深入發掘，本文在這方面作出了有益的拓展。最后，慈善捐贈可能出于不同的動機，不同類型的捐贈者對稅收優惠的反應可能截然不同（Fack and Landais，2010），而現有文獻集中在平均效應的估計上，未對異質性來源做充分討論，本文對異質性來源的分析豐富了這方面的研究。

二、制度背景與理論模型

（一）制度背景

我國的個人所得稅制度于1980 年正式建立，隨后歷經多次調整變革。1993 年修訂的《中華人民共和國個人所得稅法》以及1994 年發布的相關實施條例將此前的個稅法規予以合并，形成了統一規范、相對完善的個人所得稅制度。其中對公益性捐贈規定，個人通過社會團體或國家機關對教育事業和其他公益事業的捐贈未超過應納稅所得的30%部分準予稅前扣除。除了上述一般規定，財稅部門還制定特別優惠政策，對一些特定項目的個人捐贈準予稅前全額扣除。為了促進公益事業的健康發展，1999 年出臺了《中華人民共和國公益事業捐贈法》，對捐贈和受贈行為做出規定，并進一步明確捐贈享有的稅收優惠，也標志著我國公益捐贈走上了法制化的軌道。

并非所有個人捐贈均能享有個稅優惠，能否扣除取決于受贈對象是否具有捐贈稅前扣除資格。2007 年以前，稅收優惠政策只被少數官方文件指定的基金會和社會團體享受。自2007 年《財政部國家稅務總局關于公益救濟性捐贈稅前扣除政策及相關管理問題的通知》（財稅〔2007〕6 號）發布，公益捐贈可享受稅前扣除優惠政策的范圍擴展到民政部登記（注冊）的所有非營利的公益性社會團體和基金會，同時省一級財稅部門獲得了認定在本級登記（注冊）的社會團體和基金會的捐贈稅前扣除資格的權限。至此我國公益捐贈減免性政策從“特許制”轉向“審核制”，越來越多的社會組織獲得捐贈稅前扣除資格。隨后我國個人所得稅法及其實施條例經歷了數次修訂，但仍舊保持了1994 年對捐贈的稅收條款規定。

2016 年頒布的《中華人民共和國慈善法》（以下簡稱《慈善法》）明確個人捐贈財產用于慈善活動能依法享受個人所得稅優惠，拓寬了公益活動的范圍，更加強調出于慈善目的財產贈與，并將捐贈人直接向受益人捐贈也作為慈善捐贈的渠道。隨后于2018 年《個人所得稅法》及其實施條例為配合《慈善法》的規定，對捐贈優惠條款進行了調整?！敦斦慷悇湛偩株P于公益慈善事業捐贈個人所得稅政策的公告》（財稅〔2019〕99 號）規定，居民個人發生的公益慈善事業捐贈允許在計算應納稅所得前扣除，扣除限額為當年綜合所得、經營所得應納稅所得額的30%，或當月分類所得應納稅所得額的30%，當期超過單個所得項目限額的部分，可以繼續從其他項目中扣除。這實際上在以前規定的基礎上提高了慈善捐贈稅前扣除的限額，增大了對個人慈善捐贈的稅收激勵力度。

表1 展示了捐贈稅前扣除如何改變個人的捐贈價格，即稅收優惠如何降低個人的單位捐贈成本。在個人捐贈不能稅前扣除的情況下，個人因捐贈而放棄的消費價值始終等于個人向慈善機構的捐款額，即每捐款1 元所實際放棄的消費價值同為1 元，根據前文關于捐贈稅收價格的定義，無論個人應稅收入的邊際稅率為多少，此時價格都恒為1。我國的個稅制度允許捐贈稅前扣除，此時捐贈具有抵稅效應，個人因捐贈而放棄的實際消費是捐贈金額與捐贈抵稅額的差額。由于捐贈額直接減少應納稅所得額，故抵稅率與邊際稅率聯系在一起，收入適用不同最高邊際稅率的個人因此有不同的捐贈價格，此時捐贈的稅收價格可以用1 減邊際稅率表示。

表1 捐贈稅前扣除與捐贈價格

（二）理論模型

激勵慈善捐贈的最優稅收優惠理論和制度設計取決于對慈善捐贈動機的假設和建模，如經濟動機、避稅動機和利他動機等。Saez（2004）研究了基于“光熱”（Warm Glow）效應捐贈動機對慈善捐贈的最優稅收優惠，指出個人捐贈并非完全出于純粹利他（Pure Altruism）動機，捐贈者不僅從公共物品的總量中獲益，還會從自身捐贈行為中獲得滿足感。在此假設下，捐贈同時具有公共物品和私人物品屬性，個人效用是關于私人消費c、可支配收入y、個人捐贈g 和社會總捐贈水平G 的函數。個人最大化自身效用表示為：

其中t 表示對個人捐贈的抵稅率，τ表示對收入征稅的稅率，在慈善捐贈可完全稅前扣除時有t=τ，此時，（1-t）表示用稅收定義的捐贈價格。政府獲得的稅收用于對個人的轉移支付T 和對鼓勵個人捐贈g 的稅式支出。假設經濟體中個人的數量足夠多，所有個人在選擇其最佳捐贈水平g 時都將G 視為固定的。

如果個人是完全的利他主義者，那么政府對慈善事業的直接支出會完全擠出私人捐贈，然而在光熱效應動機下，擠出并不完全，此時稅收優惠可能是合理的。模型中通過允許政府直接提供慈善屬性公共物品Ggov，將擠出效應引入模型中。此時總捐贈水平G=Gprv+Ggov，其中Gprv=∑gi（1-t，T，G），代表總個人捐贈水平，由于gi是關于G 的函數，總個人捐贈Gprv會直接受到政府捐贈支出Ggov的影響。給定政府捐贈Ggov，總個人捐贈進一步表示為。此時，擠出效應表示增加一單位政府捐贈所引致的總個人捐贈的減少，一般地，時，擠出是不完全的。

在Saez（2004）模型的簡化假設下，對個人捐贈的最優稅收優惠遵循以下規則（Fack and Landais，2010）：

式（3）提供了一個簡單的規則來評估現行稅制對私人慈善捐贈的稅前扣除水平是否過高或過低，當捐贈的稅收價格彈性時，應該提高抵稅率直至等式成立。直觀地理解，如果存在擠出效應，增加1 單位社會總捐贈所需要的政府支出將大于1 單位，此時政府的直接支出相對更昂貴。因此，需要更多地依靠個人捐贈，這樣稅前扣除就必須提高到更高水平。

三、研究設計

（一）數據與樣本

本文使用中國家庭追蹤調查（CFPS）2018 年的微觀數據研究稅收激勵對我國個人慈善捐贈的影響。CFPS 包含25 個?。▍^、市）大量家庭經濟和福利等方面的信息，由社區、家庭和個人三個層次的數據組成，調查抽樣采用內隱分層方法，得到的樣本具有全國代表性。2018 年CFPS 調查問卷在以往年份調查基礎上增加了關于個人捐贈情況的提問①CFPS 問卷分為家庭訪問和個人自答板塊，僅在2018 年調查中有關于個人捐贈的提問，以前年份以及2020年調查均未涉及個人捐贈情況問答。，并且包含研究所需的一系列個人和社區信息的變量，這為本研究的開展提供了可靠的數據。在衡量持久收入的影響時，本文將收入數據與以往調查年份數據相匹配。與當前國內對企業捐贈行為研究相似，雖然稅法對個人捐贈行為進行了嚴格的區分，規定只有通過特定主體的公益性捐贈才能享受稅收優惠政策，但由于調查局限，現有數據還不能嚴格區分公益性捐贈和非公益性捐贈，本文評估的個人捐贈行為也是指廣義上的捐贈（彭飛、范子英，2016）。

本文篩選出有工資薪金收入記錄的被調查樣本共計10066 條，選擇這部分群體作為基礎樣本出于以下原因：首先，CFPS 的個人問卷中只對受雇用人群的主要工作和一般工作展開詳細提問，這部分人群的收支數據詳細，其調查和確認程序使得工資薪金樣本數據更為準確。其次，關注這部分群體不需要將家庭問卷中的收入匹配到個體，從而避免夸大個人實際收入?，F有文獻在計算個人稅負時，通過“從事個體私營的家人”和“您家的生意管賬人”變量將家庭經營收入匹配到個人的做法，會使邊際稅率無法準確確定從而導致研究所關注的捐贈稅收價格被錯誤計量。最后，由于對農業生產經營所得免稅，且個體工商戶納稅標準與個人存在差異，故從事農業生產經營和個體工商業活動的受訪者也不包含在本文的樣本內。

2012 年至2019 年我國社會捐贈總額從889 億元增長至1380 億元，人均捐贈支出從65 元提高至98 元。2018 年CFPS 調查數據中有工資薪金收入樣本的年捐贈均值為99 元，其中捐贈者的人均捐贈為300 元，中位數為200 元。圖1 按月含稅收入報告了各收入區間內捐贈人數的比例，收入低于4000 元群體的捐贈者占比較低，而收入較高群體的捐贈者比例上升。在應納稅所得額為0 的樣本中，有28%的個體在樣本期內有過捐贈，這一比例在應稅所得大于0 的樣本中上升到43%，平均捐贈數額也從每年72 元提高到205 元。由于稅率的累進特點和捐贈的可扣除性，收入所適用的最高邊際稅率更高的群體，其單位捐贈成本也更低。樣本中平均捐贈數額和捐贈者占比隨收入和邊際稅率的增加而提高，可能部分源于捐贈稅前扣除帶來的稅收激勵效應。

圖1 各收入區間捐贈者占比

（二）模型與識別

本文考察捐贈的稅收價格彈性以衡量稅收優惠對慈善捐贈的影響。慈善捐贈的稅收價格P=1-t，取決于邊際稅率（tClotfelter，1980；丁美東，2008）。捐贈的稅收價格彈性為，其中g 為慈善捐贈數額。價格彈性衡量了在允許慈善捐贈稅前扣除制度下的財政效率。具體而言，捐贈的價格彈性（絕對值）高于1，表明放棄的稅收收入被更大數額的慈善捐款所抵消（Zampelli and Yen，2017）。捐贈的收入彈性（其中Y 為收入）表明捐贈者傾向于按收入比例增加捐贈。建立以下模型：

式（4）中Yi表示個人可支配收入，Pi表示捐贈的稅收價格，Zi是一組反映人口統計學特征的變量，U（·）是前述個人效用函數。對捐贈行為的標準靜態理論分析表明，個人是否捐贈以及決定捐贈后的捐贈數額取決于捐贈價格、收入和個體特征。對于個人而言在第一階段選擇捐贈，也即觀察到正的捐贈數額時，可以用簡化形式估計個人捐贈的集約邊際反應（Intensive Margin Effect）：

式（5）中lngi和lnPi分別是個人捐贈gi和捐贈價格Pi的自然對數，回歸系數β1表示集約邊際稅收價格彈性βINT，模型中的控制變量如后文所述。個人捐贈的廣延邊際反應（Extensive Margin Effect）也可以類似的形式來估計：

其中Di是虛擬變量，如果受訪者報告正的捐贈（gi＞0）其值為1，否則為0。隱含的廣延邊際稅收價格彈性可由得到，其中γ1是式（6）中價格變量的平均偏效應（APE）是式（6）中被解釋變量Di的均值，也即樣本中捐贈者的占比。其他變量同式（5）。

式（5）和式（6）的估計有兩個主要的計量方面困難。第一是捐贈價格的內生性。如前文所述，邊際稅率t 是由扣除捐贈g 后的應稅收入決定，導致捐贈的價格P 本身是關于捐款數額g 的函數，捐贈的增加可能會將納稅人推向較低的稅率，從而在價格和捐贈金額之間產生負向相關關系。由于價格和捐款是同時確定的，因此，如果只將捐贈價格定義為捐款“最后一元”的價格①捐贈“最后一元”的價格等于1 減實際邊際稅率，實際邊際稅率為依規扣除慈善捐款后應納稅所得額適用的最高邊際稅率。，將產生不一致的估計。為了解決這個問題，借鑒Fack and Landais（2010）、Almunia et al.（2020）的標準做法，本文用捐款“第一元”的價格——1 減去不考慮捐贈扣除時的邊際稅率，即P=1-t（g=0）——作為觀察到的捐贈“最后一元”價格的工具變量（IV），以克服模型中內生性問題，此時的價格變量將獨立于捐款水平。式（6）的被解釋變量D 是賦值為0 或1 的虛擬變量，估計時使用IVprobit 方法以克服模型中的內生性問題。第二是因變量捐贈數額中存在大量0 值（本文的樣本中未發生捐贈的比例占67%），普通最小二乘法對于包含截尾變量模型的估計可能會產生偏誤，Tobit 模型可以克服OLS 回歸的缺陷。在基準回歸中，本文同時列示了全樣本下Tobit 和兩階段最小二乘（2SLS）估計的結果，而在估計集約邊際捐贈行為反應時，則不包含未發生捐贈的樣本。

對模型中收入變量Y 的定義應該考慮兩方面的問題。第一是可支配收入的適當衡量標準?？梢詮莫M義與廣義角度來界定可支配收入，兩者的區分主要在于社保支出、慈善捐款等可稅前扣除的項目是否從總收入中減除。如果將其視為減少納稅人部分收入的負擔，而非是其消費的一部分，那么可以將可支配收入定義為各項收入之和減去可抵稅項目與個稅（Almunia et al.，2020）。反之，如果把可抵稅項目的實現視為個人自愿、理性的消費選擇結果，是其對永久收入終生分配的決策，則可支配收入可用只扣除個稅后的各項收入之和來表示（Paqué，1986）。由于問卷中社保支出等可扣除項目數據缺失較多，用受訪者回答的稅后收入還原總收入會導致樣本缺失嚴重，故本文基準回歸中使用前一種可支配收入的概念②可支配收入=工資總額- 三險一金- 慈善捐款- 應納稅額。

第二是收入與捐贈的同時性選擇。捐贈的稅前可扣除性會改變個人稅負，從而影響個人可支配收入，因而參照對價格變量的處理，在計算收入變量時并不從收入中減去實際支付的個稅，而是減去沒有慈善捐贈（g=0）時的替代稅款，以確保在將該變量納入回歸時，捐贈的稅收激勵只被納入捐贈的價格中而不是可支配收入中。同時，為了減輕邊際稅率由稅率表確定所產生的價格與收入共線性問題，本文給個人工薪收入變量加上與捐贈價格沒有關聯的勞務報酬收入，這樣使得收入和價格變化之間有足夠的獨立性以分離激勵效應。參照現有文獻（張楠、鄒甘娜，2018）的做法，本文將問卷中“主要工作”收入視為工資薪金收入，將“一般工作”收入視為勞務報酬收入，用經上述處理過后的兩者之和來衡量模型中個人可支配收入。在穩健性檢驗中本文將討論相關文獻中不同收入度量方式對價格彈性估計的影響。

參照已有研究，主要控制變量包括年齡及其平方項、性別（男性賦值為1，女性賦值為0）、受教育年限、婚姻狀況（已婚賦值為1，否則為0）、子女（有子女賦值為1，否則為0），并且包含一組省份虛擬變量，以控制不可觀測的地區宏觀因素對居民捐贈行為的影響。對收入和捐贈數額連續變量經過1%和99%縮尾處理，變量統計描述如表2 所示。

表2 主要變量統計性描述

四、實證結果分析

（一）基準回歸

基準回歸結果列于表3 中，列（1）和列（2）分別給出了以捐贈的“第一元”價格（令g=0）為核心解釋變量的簡化式OLS 和Tobit 回歸結果，與OLS 相比，考慮了因變量存在零值的Tobit 模型得到捐贈的稅收價格彈性更小，但仍嚴格大于1。列（3）展示了僅對所有回答了正捐贈的受訪者的2SLS估計結果，以評估集約邊際行為反應。采用標準的“第一元”價格作為工具變量，并且將可支配收入（令g=0）作為外生的，得到的價格估計系數為-2.211。前三列的估計可以看到價格變量的系數總是顯著為負，表示捐贈價格下降對捐贈數額的增加有積極作用，彈性系數絕對值大于1（大小接近2）說明政府讓渡1 元的稅收收入產生了多于1 元的個人捐贈，捐贈抵稅的激勵政策符合財政效率。Peloza and Steel（2005）對69 項慈善捐贈研究的薈萃分析發現稅收價格彈性大小在0 到-7.07 之間，本文的估計結果處于此范圍內。更相關的比較是發展經濟體的價格彈性，Brooks（2002）在一項關于俄羅斯慈善捐贈的研究中發現捐贈的稅收價格彈性為-6.68。值得注意的是，捐贈對暫時（短期）稅收變化的響應大于對永久（長期）稅收變化的響應（Bakija and Heim，2011），由于截面數據包含更多短期行為反應，與使用長期面板數據相比本文的估計可能高估價格彈性。但是個人層面的捐贈只在2018 年CFPS 被問及，本文缺乏長期數據來驗證這種可能。

表3 基準回歸結果

列（4）報告了對式（6）的IVprobit 估計結果的邊際效應，以評估廣延邊際行為反應?；貧w中包括所有工資薪金受訪者而不僅是捐贈者，因此比列（3）的樣本數更多。價格變量和收入變量的邊際效應均高度顯著，分別為-1.444 和0.029。捐贈的價格系數顯示捐贈的稅收價格每下降1%，捐贈發生率將在33%的基礎上增加約1.44 個百分點，隱含的廣延邊際稅收價格彈性為-4.364。Almunia et al.（2020）最先對英國慈善捐贈的廣延邊際反應展開研究，也是少數關注廣延邊際反應的文獻，他們的樣本中捐贈者的占比為30%（在本文的研究中這一比例為33%），用線性概率模型（LPM）和相同的工具變量（捐贈“第一英鎊”的價格）估計得到的廣延邊際價格系數和隱含的價格彈性最大分別為-0.206 和-0.676。雖然他們的估計結果與本文使用IVprobit 模型估計的結果不同，但是當本文把估計模型同樣換成線性概率模型時，如列（5）所示，兩項研究關于廣延邊際上的結論在量級上非常一致——對式（3）的線性概率模型估計得到的價格系數為-0.395，得到均值處隱含的廣延邊際價格彈性為-1.197，兩項研究的價格彈性都接近1①線性概率模型（LPM）在他們的研究中更合適是因為其樣本擬合的概率總是在（0，1）區間內，而LPM 對本文的樣本擬合結果并不都在此區間，故而選擇了IVprobit 作為基準廣延邊際估計。。在英國的稅制中處于基本稅率范圍（意味著更低收入）的納稅人所申報的捐贈不會得到稅收減免，由于納稅摩擦，一些納稅人不會報告他們的捐贈，故Almunia et al.（2020）只考慮了整個研究期間處于較高稅率檔次的納稅人。但本文使用的調查數據不存在這樣的問題，由于調查抽樣的高度隨機性和代表性，不存在捐贈回答的系統偏誤，故本文包含了低收入樣本在內的全部受訪有工資薪金的樣本，這可能是同樣使用線性概率模型而本文的結果比他們估計所得出的值略大的原因，在后面的穩健性檢驗中，本文嘗試逐步剔除低收入樣本，也得到了與基準回歸一致的結論。

其他變量的回歸系數顯示，收入彈性始終顯著為正，這與大多數研究的結論一致，收入是影響慈善捐贈的重要因素。隨著年齡的上升，捐贈數額和捐贈參與率都增加，這可能是源于財富效應，在一些相關的研究中，年齡被視為財富的代理變量。年齡平方項的系數顯著為負，表示年齡與捐贈存在著非線性的關系，這與生命周期理論相一致，捐贈者可能在一生內優化調整自己的捐贈。男性捐贈者的捐贈數額比女性更大，而相較于男性，女性的捐贈參與率更高。捐贈數額和參與率都會隨著個人受教育程度的提高而增加。

（二）穩健性檢驗

1.更換收入變量

表4 各列分別是更換不同收入衡量變量后的模型估計結果。如前文所述，收入變量對模型可能產生的估計誤差主要來自于其與捐贈數額的聯立性偏誤，文獻中的解決思路通常是在衡量可支配收入時扣除捐贈為0 時的替代稅額而非實際稅額，列（1）（2）展示了使用稅后工資薪金收入（令g=0）變量的估計結果，集約和廣延邊際的價格系數分別是-2.152 和-1.490。由于聯立性偏誤產生在所得稅上，當不考慮所得稅時，可以消除捐贈對收入的反向影響，文獻中也在模型中使用稅前收入（Reece，1979），列（3）（4）使用了稅前工資薪金收入來度量個人收入，估計得到的集約邊際價格系數為-2.066，廣延邊際價格系數為-1.343。使用稅前收入和稅后收入得到估計結果與基準結果相近，說明就短期行為而言，模型對收入變量的選擇并不敏感，估計結果是穩健的。與當期的稅后收入不同，持久收入并不直接受當期捐贈的影響（Randolph，1995），列（5）（6）使用持久收入變量，將CFPS基期同一收入變量數值按居民消費價格指數平減，換算為以2018 年為不變價格的實際數值，并以收入均值來衡量持久收入。價格變量的集約邊際系數顯著為負，在數值上與基準結果近似，廣延邊際系數同樣顯著但絕對值比基準結果略大。

表4 更換可支配收入的衡量方式

2.增加控制變量

表5 中匯報了增加控制變量的結果。列（1）（2）顯示了增加控制“利他主義動機”的結果，利他程度用受訪者對問卷中“多大程度符合‘為他人著想’”的回答來衡量，賦值為1 至5，從低到高分別代表完全不符合、不太符合、一般、比較符合和完全符合。作為一項社會活動，個人捐贈行為同樣可能受到周圍人群捐贈行為影響，表現為同一社區內成員間捐贈活動的同步性（周曉劍、武翰濤，2019），列（3）（4）加入了同一社區其他受訪者捐贈的平均值，用以控制“鄰里效應”的影響。列（5）（6）在基準回歸控制省份固定效應基礎上，進一步控制到區縣固定效應，以控制不可觀測的區域因素對個人捐贈的影響。結果顯示，加入的控制變量都在預期的方向上并且顯著，利他動機更強的人捐贈數額和捐贈傾向都更高，同社區其他人的捐贈行為會對個人捐贈產生積極影響。集約邊際和廣延邊際價格系數沒有隨著更多控制變量的引入而發生明顯的變化，說明基準結果的估計是穩健的，可能的遺漏變量對彈性系數估計的偏差很小。當將區域控制變量進一步控制到區縣時，廣延邊際價格系數明顯變大，說明基準結果是偏保守的估計。

表5 增加控制變量

3.刪除低收入樣本

接下來，本文考察結果對低收入群體的穩健性。與慈善捐贈的稅價彈性相關文獻指出，使用包含較低收入群體的調查數據比使用只包含較高收入的分項扣除者的納稅申報數據，平均而言得到的價格彈性更大（Peloza and Steel，2005）①美國納稅人可以在年度申報納稅時列出全部可扣除的支出，或者選擇標準扣除，以較大者為準。選擇逐項扣除的納稅人通常更富有，他們的捐贈價格等于1 減其適用的邊際稅率，選擇標準扣除的捐贈者的捐贈價格為1。，早期的文獻還發現捐贈的稅價彈性隨著收入呈現倒U 型變化，低收入者的捐贈行為對稅收激勵的反應表現出較高敏感性。當估計樣本中包括較低收入群體時，捐贈價格彈性的估計可能存在向下偏差（Backus and Grant，2019）。因此，本文逐步剔除低收入樣本，選擇收入大于各臨界值的樣本重新估計稅價彈性，結果如圖2 所示。從圖中的結果可以看出，剔除低收入樣本后捐贈的稅收價格彈性始終顯著為負且絕對值都嚴格大于1，稅收優惠對個人的捐贈數額和捐贈參與率仍然具有顯著的正向影響，說明結果具有穩健性。

圖2 剔除低收入樣本后的集約邊際價格效應和廣延邊際價格效應

五、異質性分析

前文假設整個工薪群體的捐贈具有單一的稅價彈性屬于分析上的簡化，然而個體對捐贈稅收優惠反應的差異在人口中并非隨機分布，使用單一的平均價格彈性不足以全面刻畫群體行為?，F有文獻對異質性來源的考察較少，接下來本文從慈善組織發展、受教育程度、男女性別，以及工作類型方面考察不同類型群體對捐贈抵稅的異質性行為反應。

（一）地區差異：慈善組織發展

作為承接慈善資源的主要載體，慈善組織可以有效連接捐贈方和受贈方，將捐贈意愿和受助需求精準匹配，從而實現慈善資源合理配置（苗青，2022）。在慈善組織發育程度高的地區，一方面，豐富的慈善活動和項目使得人們有更多捐贈選擇，面對多樣化的選擇，降低捐贈成本的稅收優惠更能促進捐贈意愿轉化為捐贈行為；另一方面，捐贈相關的制度措施更加完善，落實稅收優惠的制度障礙少，使得捐贈稅收優惠更容易被利用起來。因此，有理由認為，在這些地區個人捐贈行為受稅收優惠的影響可能更大。本文計算了2017 年底各省慈善組織在社會組織中的數量占比，以此衡量地區慈善組織發育程度，并根據其中位數將樣本劃分為慈善組織發育程度高的地區和低的地區兩類。表6 結果與本文的分析一致，慈善捐贈稅前扣除的稅收優惠對慈善組織發育程度高地區的個人捐贈參與的激勵作用更大，直接原因可能是，面對多樣化的捐贈選擇和暢通的信息接收渠道，稅收優惠帶來的低捐贈成本吸引了更多的人參與慈善活動中。用慈善組織的絕對數作為分組依據也得到了相同的結論。

表6 慈善組織的地區差異

（二）受教育程度差異

教育會提高個人對社會需求和貧困問題的認知水平，受教育程度高的個人更愿意完成其社會責任，致力于社會的長期發展（周曉劍、武翰濤，2019）。一般而言，高學歷者通常具有較高的利他主義傾向，其捐贈決定更多地出于對提升他人福利水平的關注，而對經濟激勵可能相對更不敏感。本文按受教育年限中位數將樣本劃分為高、低受教育程度群體，并分別估計他們捐贈行為對稅收激勵的反應。表7 中結果顯示，就行為反應方向而言，稅收激勵對兩類群體的捐贈參與率和捐贈數額均存在顯著的正向作用；就行為反應力度而言，較高受教育程度群體捐贈價格的廣延邊際和集約邊際系數絕對值均顯著小于較低受教育程度群體。也即，捐贈行為對稅收激勵的反應強度隨著受教育程度的增加有所減弱。由于具有較高利他傾向的高學歷個人可能一直在捐贈，因而稅收激勵對其捐贈參與和捐贈數額的提升作用相對有限。

表7 受教育程度差異

（三）性別差異

社會心理學研究表明，社會偏好存在著性別差異，女性通常表現更厭惡不平等、互惠、合作，她們更關注分配公平，而男性更注重分配效率的最大化（Croson and Gneezy，2009）。來自實驗經濟學的直接證據顯示，男性和女性對利他主義的需求曲線存在交叉，并且男性對利他主義的需求比女性更有彈性，對價格變化的反應更敏感（Andreoni and Vesterlund，2001）。延伸到現實的捐贈活動，捐贈扣除的經濟激勵對男性捐贈行為的影響程度可能更加明顯。表8 中分別給出了男性和女性的捐贈參與和捐贈金額的估計結果?？梢钥吹綗o論是男性還是女性，捐贈的稅收價格彈性絕對值都顯著大于1。在廣延邊際上，男性的捐贈參與對稅收激勵的反應程度大于女性，但差異并不顯著，而在集約邊際上，男性捐贈者的捐贈數額對稅收激勵的反應比女性捐贈者顯著更大。

表8 男女性別差異

（四）職業類型差異

現有研究表明，我國的公益慈善事業背后存在一定的行政色彩，體制內人員的捐贈更容易受到單位內部組織動員的影響（畢向陽等，2010）。因此，這種“單位人”效應可能會導致面對稅收激勵時，體制內工作者和體制外工作者表現出差異化的捐贈行為。參照孫文凱、樊蓉（2017）的分類方式，本文將樣本按工作性質劃分為體制內工作者和體制外工作者，其中體制內工作者包括工作單位性質為政府部門/黨政機關/人民團體、事業單位和國有企業的受訪者。表9 中的結果顯示，稅收激勵的促進作用在兩類工作者中均有體現，且在集約邊際上，對體制內工作者捐贈數額的激勵效應顯著更小。究其原因，可能是稅收優惠的激勵作用被單位內部的動員效應削弱，并且體制內捐贈往往跟個人的職務或級別有一定的聯系，捐贈金額通常相對固定（李慶海、李實，2023），這進一步使得經濟激勵效果弱于非體制內工作群體。

表9 職業類型差異

六、結論與政策啟示

本文使用2018 年CFPS 微觀調查數據，分析了我國捐贈稅前扣除對個人慈善捐贈行為的集約邊際和廣延邊際影響。研究發現，稅收優惠對個人慈善捐贈具有顯著的激勵作用，慈善捐贈的集約邊際稅收價格彈性為-2.21，隱含的廣延邊際稅收價格彈性在-4.36，捐贈的稅收價格每下降1%，捐贈參與率將增加約1.44 個百分點?？傮w而言，個稅優惠帶來的個人捐贈數額的增加大于政府所付出的稅收成本，研究結果與主要文獻中慈善捐贈稅前扣除是一種有效的財政支持手段的論點相一致。特別地，稅收激勵對個人捐贈的促進作用在慈善組織發育程度高的地區更加明顯，且受教育程度低、男性、體制外工作者的捐贈行為對稅收激勵更為敏感。異質性分析還發現稅收激勵對不同人群捐贈行為影響的差異主要反映在集約邊際上，這與彭飛、范子英（2016）研究捐贈抵稅政策對企業捐贈影響的結論相似，盡管稅收優惠降低了捐贈成本，但若個人不傾向于捐贈，便不能從稅收優惠中獲益，因而不同群體捐贈行為對稅收激勵反應的差異更多體現在集約邊際上。

在當前我國大力推進實現以全體人民共同富裕為重要特征的中國式現代化的背景下，考察稅收優惠對個人慈善捐贈行為的影響對進一步探索運用稅收政策促進完善三次分配協調配套制度，助力實現共同富裕具有重要的理論價值和現實意義。個人是慈善事業的重要支撐，也是參與第三次分配的源頭活水，提高個人捐贈在社會捐贈總量中的占比，有利于慈善事業長期穩定發展和充分發揮第三次分配的有益補充功能。結合前文分析，提出如下政策建議：

第一，培育壯大慈善組織，完善捐贈稅前扣除資格制度。在發揮稅收優惠對個人捐贈的激勵作用中，慈善組織具有正向調節作用。然而，當前我國慈善組織的發展中還存在社會組織申請認定為慈善組織的動機不足，具有稅前扣除資格的慈善組織數量較少并且合格名單公布相對滯后的短板①民政部公布的數據顯示，我國登記認定為慈善組織的機構總量在全國社會組織總量的占比于2021 年首次突破1%。公益性捐贈稅前扣除資格的有效期為三年，具有此資格的公益性社會組織名單每年由中央和地方兩個層次的財政、稅務和民政部門公布，詳見《財政部稅務總局民政部關于公益性捐贈稅前扣除有關事項的公告》（財政部公告2020 年第27 號）。。捐贈稅前扣除資格是慈善組織最為關切的涉稅事務，事關其長遠發展。為此，應該逐步拓寬捐贈稅前扣除主體資格的認定范圍，研究簡化資格認定程序和扣除辦理程序，擴大可以出具捐贈稅前扣除憑證的慈善組織范疇。還應加快實現法規之間的銜接，避免發生因新舊規定矛盾導致合法合規組織未能獲得扣除資格的事件②中央以及各地方相關部門陸續發布的2020—2022 年度公益性社會組織捐贈稅前扣除資格名單中社會組織數量較往年有所減少，引起公益慈善行業高度關注，參見《慈善藍皮書：中國慈善發展報告（2021）》。。同時也要結合我國實際情況，考慮財政可持續性，避免稅收優惠濫用導致稅收收入流失甚至財政緊張的情況發生。

第二，設定差異化的扣除規定，降低個人大額捐贈的成本。當前統一的規定是個人捐贈扣除不超過應納稅所得額的30%，而實際中呈現出分化的特點，大部分的個人捐贈并未超過限額規定，而少部分大額捐贈卻因為扣除限額的限制而無法有效降低捐贈成本。盡管大額捐贈者的占比不高，但是其捐贈總量卻殊為可觀。此外，目前對捐贈扣除的規定，使捐贈成本一定程度上與收入相聯系，捐贈成本的差異只體現在高低收入者之間，而對于適用最高邊際稅率相同個人，無論捐贈的多與少，單位捐贈成本都是相同的，稅收激勵發揮的空間受限。因此，從鼓勵大額捐贈的角度出發，應制定由捐贈數額確定的差異化的扣除規定，同時提高大額捐贈的扣除比例限制，或者借鑒企業捐贈的規定增設個人大額捐贈扣除結轉年限，這些能實質上擴大扣除限額，有效降低大額捐贈的成本，從而更好地發揮稅收優惠的激勵效果。

第三，引入第三方配捐機制，提供多樣化稅收優惠選擇。稅前扣除或抵免通過減稅來降低捐贈價格，而配捐則是通過增加第三方的捐贈來降低捐贈價格，精確的制度設計可以使兩種方式下的捐贈價格相同③政府匹配率（r）是邊際稅率（t）的函數，可以表示為：r=t/（1-t），此時納稅人的捐贈價格仍然為1-t。。由于追加捐款的過程通常由慈善機構或第三方負責，因此，與使用抵稅方式相比，使用配捐時捐贈者的程序成本和心理成本會更低。為此，從平衡稅收激勵和財政負擔的角度出發，可以借鑒英國的捐贈援助計劃（Gift Aid Program），在稅前扣除制度的基礎上，為納稅人增設統一較低的政府匹配率，而較高稅率的納稅人還可以主張一定的扣除額，使其捐贈價格保持不變。出于效率考慮，則可以為適用不同最高邊際稅率的納稅人制定不同的政府匹配率，并設定相應配捐限額。