תומורתה סויג ףקיה לע םימרותל סמ יוכיז ןתמ תעפשה לארשיב חוור תנווכ אלל תודסומב

השפעת מתן זיכוי מס לתורמים על היקף גיוס התרומות במוסדות ללא כוונת רווח בישראל תקציר מחקר זה עוסק בהשפעת הורדת מחיר התרומה על היקף גיוס התרומות בישראל על ידי עמותות. סעיף 46 לפקודת מס הכנסה מעניק זיכוי ממס בשיעור 35% מגובה תרומה, במגבלות הסעיף, לתורם למוסד ציבור המאושר על פי סעיף זה. לכאורה, מתן אישור לעניין תרומות למוסד ציבורי אמור לתמרץ תורמים להגדיל את תרומותיהם, מאחר ואישור העמותה מקנה לתורם זיכוי במס המביא לכך שהתורם רואה לפניו מחיר תרומה 0.65 במקום 1. לחקר השפעת האישור גם השלכות למדיניות, שכן הוא אמור להביא להחלפת תקצוב ישיר של מוסדות על ידי השלטון בתקצוב עקיף (דרך מתן הסובסידיה לתורם). השפעת ההתערבות נבחנה באמצעות פאנל נתונים מקורי וייחודי שבניתי בעיקר באמצעות איסוף נתונים מתוך דוחות כספיים של עמותות בשנים 1999 2002. אסטרטגית הזיהוי לבחינת השפעת הורדת מחיר התרומה התבססה על וריאציות שונות של מודל הפרש ההפרשים. הממצאים העולים ממודל הפרש הפרשים בסיסי ומודלים המפקחים על משתנים מסבירים בפיגור, מעידים על העדר השפעה מובהקת של האישור על הכנסות העמותות מתרומות. אך, החשד כי המשתנים המסבירים הנם אנדוגנים הביא אותי לעשות שימוש במודל הפרש הפרשים המפקח על אפקט קבוע לעמותה בלבד. מתוצאות מודל זה עולה כי לאישור השפעה על היקף הכנסות המלכ"רים מתרומות. עוד נמצא כי עיקר ההשפעה היא בשנה השנייה לקבלת האישור. בחנתי גם את השפעת האישור על משתנים נוספים. מאלה, לגבי הוצאות פרסום וגיוס כספים בפיגור נמצאה השפעה חיובית ומובהקת בגובה של כ- 21 אלף ש"ח. תוצאה זו מתיישבת עם הצפייה להגדלת הוצאות אלה על ידי המוסדות במקביל לקבלת האישור במטרה לגשר על פער המידע בינם ובין תורמים פוטנציאלים. תוצאות נוספות שהתקבלו לגבי דחיקת תקצוב ציבורי בשל האישור והשפעות משתנים מסבירים נוספים על היקף התרומות לא הוכחו כמובהקות, אך האפקט הכמותי הגבוה יחסית שלהן (עשרות אלפי שקלים) מעלה את הצורך בהמשך מחקר עתידי בתחום, תוך דגש על שיפור גודל המדגם ואיכות הנתונים. 1

א. מבוא המגזר השלישי מהווה סקטור משמעותי בכלכלה הישראלית והינו אחד הגדולים בעולם 1997 ביחס לכלל המשק. מגזר זה סיפק בשנת שירותים בתחום הבריאות, החינוך, הסעד, התרבות, המחקר, הדת ושירותי ארגונים שונים בהיקף של 52 מליארד ש"ח - כ- 14.3% מהתוצר המקומי הגולמי (גדרון, בר וכץ, 2003). סך הכנסות המגזר בשנת 1995 הסתכמו ב- 34,601 מליוני 2% 25% 2% מתוכם ש"ח, 62% מהעברות ממשלה, מרשויות מקומיות, ממכירות, ממקורות אחרים ו- 9% מתרומות כאשר כמחציתן מקורן בחו"ל (למ"ס, 1998). למרות המשקל הרב של המימון הציבורי בהכנסות המגזר השלישי בישראל, הוא למעשה דומיננטי רק בשלושה תחומי פעילות עיקריים: בריאות, חינוך ותרבות ונופשה. ישנם תחומים בהם התרומות מהוות את רכיב ההכנסה העיקרי (חוק וסינגור, פעילות בין לאומית) ובאחרים גורם משמעותי (הנצחה, פילנתרופיה, שכון ופתוח, רווחה, בריאות ללא קופ"ח, איגודים ואגודות ודת) (גדרון וכץ, 1999). שיעור התרומות מתוך סך הכנסות המלכ"רים בישראל בשנת 1995 היה גבוה ביחס למדינות מפותחות אחרות (כ- 10%), וממקם את ישראל שלישית בדירוג המדינות המפותחות אחרי ספרד (18.8%) וארה"ב (12.9%). לשם השוואה ממוצע מדינות האיחוד האירופי היה 7.1% באותה שנה 1998) Associates,.(Salamon, Anheier, and התפיסה הרווחת היום בעולם של הפרטה גוברת וצמצום מעורבות ממשלתית, יוצרת חלל במתן שירותים חברתיים אותו ממלאים ארגוני המגזר השלישי. הנתונים אודות המגזר השלישי בישראל מעידים על כך שהוא ממשיך לגדול בהיקפים גדולים ובקצב מהיר בכל תחומי פעילותו (גדרון, בר וכץ, 2003). קיימת חשיבות רבה למדיניות הממשלה כלפי ארגונים אלה שכן זו תקבע את אופי התפתחותם בעתיד ומקומם בחברה הישראלית. אמצעי מדיניות מהותי בו משתמשת הממשלה ביחסה כלפי ארגונים הוא מערכת המיסוי. במערכת זו שני כלים עיקריים: א. מדיניות מיסוי המלכ"רים עצמם; ב. מדיניות מיסוי כלפי התורמים למלכ"רים. בעבודה זו אתמקד בהיבט המיסוי כלפי התורמים. ישנן שתי גישות מקובלות בעולם למדיניות מיסוי כלפי תורמים. האחת בדרך של ניכוי התרומה מההכנסה החייבת של התורם, והשנייה באמצעות מתן זיכוי מהמס בו מתחייב התורם בשיעור מסוים מהתרומה. למדיניות המס השפעה משמעותית בקביעת מחיר התרומה (העלות נטו למשלם המיסים במתן שקל אחד לתרומה). גמישות מחיר התרומה מוגדרת כשינוי היחסי בגובה תרומה הנוצר כתוצאה משינוי של 1% במחיר התרומה. לאמידת גמישות מחיר התרומה חשיבות רבה עבור קובעי המדיניות, מאחר ולשינוי במחיר התרומה השלכות הן על הכנסות המדינה 2

ממסים והן על היקף מימון שירותי המגזר השלישי. כך למשל, הורדת מחיר התרומה (באמצעות הגדלת שיעור הזיכוי לתורם למשל) עלולה מחד להביא לירידה בהכנסות המדינה ממסים, אך עשויה מאידך להגדיל את היקף התרומות למלכ"רים ולהקטין את הצורך מצד הממשלה לתקצב מלכ"רים אלה או לספק בעצמה את השירותים. מחקרים רבים עסקו באמידת גמישות מחיר התרומה. עד לשנות ה- 90 התבססו מרביתם על נתוני חתך רוחב. מחקרים אלה מצאו כי גמישות המחיר בארה"ב גבוהה מ- 1 בערך מוחלט, כאשר האומדים השונים היו סביב הערך החל משנות התשעים בהתבסס על שיטות מחקר 1.-1.3 חדשות וכתוצאה משיפור באיכות הנתונים, התקבלו אומדנים אחרים לגמישות המחיר הקוראים תגר על ההערכה שהייתה מקובלת לגבי הגמישות עד אז. אחד החידושים בשיטות האמידה היה שימוש בנתוני פאנל אשר אפשר לנטרל חלק מהטיות האמידה, ולעשות שימוש בתיאוריות העוסקות בהכנסה פרמננטית והחלקת תצרוכת. תיאוריות אלה טוענות כי הפרטים מחליקים את מתן התרומות כפי שהם מחליקים תצרוכת על פני שנים. מכאן, שתורמים מתכננים את מועד מתן התרומות בהתאם לשינוים צפויים במחיר התרומה או בהכנסותיהם. גמישות המחיר המתקבלת מחישוב המבוסס על פני מחזור חיים צפויה להיות נמוכה יותר, מאשר זו המתקבלת בחישוב המתבסס על נתונים סטטיים. (1995) Randolph אמד את הגמישויות בטווח הארוך ובטווח הקצר ומצא כי גמישות התרומה ביחס למחיר בטווח הארוך כמעט אפס, בעוד שבטווח הקצר היא בין - 1.5 ובין 2.27-. הגיעו גם הם לתוצאות דומות. בניגוד אליהם, Barret, Mc Guirk and Steinberg (1997) מחקרם של (2002) Clotfelter Auten, Sieg and העלה ממצאים הפוכים. אומד גמישות המחיר בטווח הקצר הוערך ב- 0.40- ובטווח הארוך ב- 1.26-. ממצאים סותרים אלה מעלות בין היתר את הצורך בהמשך המחקר בנושא זה. בישראל, מחיר התרומה נגזר מההטבה לתורם הניתנת בשיטת הזיכוי. סעיף 46 לפקודת מס הכנסה מעניק זיכוי ממס בשיעור 35% מסכום תרומה למוסד ציבורי המוכר לעניין תרומות. 2 הטבת המס מוגבלת ברצפה ובתקרה. למעשה, כל שקל שתורם נותן למוסד מוכר לעניין תרומות מעל לרצפה ועד לתקרה עולה לו אגורות בלבד. את מודל המס הקיים בישראל ניתן לתאר 65 בתרשים הבא: 1 לסקירה רחבה ומקיפה של מחקרים אלה ראה (2004).Andreoni 2 בשנת 2004 נקבעה הרצפה ל- 370 לשנה והתקרה ל- 30% מהכנסתו החייבת של התורם או, 2,131,000 כנמוך שבהם. 3

a b תצרוכת d c תרומות e קו התקציב abc הוא קו תקציב שרואה לפניו תורם בהעדר הטבת המס. במצב זה שיפוע 1 הקו הינו - 1 ומשמעותו שקיימת תחלופה של ש"ח תצרוכת כנגד כל שקל אשר נתרם (מחיר התרומה שרואה לפניו התורם הוא 1). בהינתן סובסידיה לתרומות אשר תחומה בין רצפה, ובין תקרה, יראה לפניו תורם את קו התקציב.abde בקו זה במקטע,ab שוב מוותר התורם על 1 ש"ח d תצרוכת בגין כל שקל תרומה, b ומנקודה ועד לנקודה (הרצפה) (התקרה) מקבל התורם סובסידיה המקטינה את מחיר התרומה ומגדילה את קו התקציב. על פני מקטע זה קטן מחיר התרומה לתורם (אשר אינו עובר את התקרה תלוית הכנסותיו) ל- = 0.65 0.35 1. - זיכוי המס משאיר בידי התורם (כל עוד הוא משלם מס הכנסה) הכנסה פנויה גבוהה יותר המאפשרת לו לצרוך או לתרום יותר מאשר לולא הזיכוי. מנקודה d ועד ל- e חוזר שיפוע קו התקציב ל- 1-, שכן מחיר התרומה על כל שקל שניתן מעבר לתקרה הינו שוב 1. להטבת המס השפעת הכנסה והשפעת תחלופה. אם תרומה היא מוצר נורמאלי, אזי הורדת מחיר התרומה צפויה להביא לעליה בתרומות. 3,300 מתוך כ- 34,000 ארגוני מגזר שלישי הרשומים בישראל, רק לכ- אישור לעניין תרומות. מוסדות ציבוריים רבים מבקשים לקבל הכרה לעניין תרומות ומשקיעים משאבים על מנת לקבל את אשור רשויות המס מתוך הנחה כי המעמד האמור יביא להגדלת מקורות הכנסתם מתרומות בארץ. בפועל, ישנם תורמים התורמים סכומים נמוכים מהרצפה המאפשרת זיכוי מס, אחרים אשר אינם מנצלים את מלוא תקרת הזיכוי ולעומתם אחרים התורמים סכומים הגבוהים בהרבה מעבר לתקרה זו ואינם נהנים מהטבת המס בגין הסכום העודף על התקרה. מכאן, ששיקול המס אינו תמיד השיקול המכריע בהחלטת התורם לתרום. ניראה כי למרות התמריץ הכספי המוענק לתורמים, החלטת התורם אינה תלויה רק בשיקולי מס, אלא בגורמים אחרים נוספים כגון הזדהות אידיאולוגית, קשרים אישיים, רצון להשפיע וכו'. 4

הספרות המחקרית בתחום זה בישראל הינה מצומצמת למדי. ויינבלט (1990) אמד את גמישות המחיר כגדולה מ- 1 בערך מוחלט. מחקרו התבסס על נתונים כספיים והיקף התרומות של חברות ישראליות בשנים 1984 ו- 1985. אמידה זו חושבה בעקיפין ובקירוב על סמך אומדני גמישויות ההכנסה. במחקרו בחן עוד ויינבלט את אפשרות קיומה של תחלופה בין העברות ממשלתיות ובין תרומות פרטיות למלכ"ר. הוא מצא כי כל שקל נוסף שהממשלה מעבירה למלכ"ר מקטין את תרומות הציבור ב- 40 אגורות, כלומר הגדלת התמיכה הממשלתית למלכ"ר תתקזז רק בחלקה על ידי הקטנת התרומות למלכ"ר וסך כל מימון המלכ"ר משני המקורות יחדיו יגדל נטו. מור ויפה (2004) בחנו את השלכות ההנחות במס לתורמים על גיוס הכספים. לטענתם קבלת אישור לעניין תרומות אינו מעודד את הארגונים שקיבלו אותו להשקיע מאמצים לגייס תרומות. עוד טוענים החוקרים כי קיים קשר חיובי בין קבלת האישור ובין קבלת תמיכה ממשלתית. עם זאת, עולה ספק לגבי תקפות מסקנותיהם מאחר ולא הוכח קשר סיבתי וחלק מהמסקנות מתבססות על ראיונות עם מספר קטן ולא מייצג של מנהלי עמותות וקרנות. בנוסף, מסקנותיהם מתייחסות רק לתחום אמנות, תרבות ונופשה ולא ברור אם ניתן להשליך אותן על שאר תחומי הפעילות. מטרת עבודה זו היא לבחון כיצד משפיע הורדת מחיר התרומה (באמצעות מתן אישור לעניין תרומות על פי סעיף 46 לפקודת מס הכנסה) על היקף הכנסות העמותות מתרומות. בשונה ממרבית המחקרים שעסקו בנושא והתבססו על נתוני התורמים, בעיקר באמצעות נתונים ממערך הדיווח למס הכנסה, מחקר זה ידון בנושא מזווית ראיה אחרת: המלכ"רים - מקבלי התרומות. הבדל נוסף בין עבודה זו לבין מחקרים קודמים נובע מהגדרת מחיר התרומה. בארה"ב ניתנת הטבת המס לתורם בשיטת הניכוי, ולכן מחיר התרומה משתנה בהתאם לשיעור המס השולי של כל תורם ותורם. בשונה מכך, בישראל מחיר התרומה קבוע ושווה אצל כל התורמים משלמי 3 המסים במגבלות הזיכוי. מבנה העבודה הוא כדלהלן: חלק ב' מתאר את מסד הנתונים המהווה בסיס למחקר זה, חלק ג' מסביר את עיקרי האסטרטגיה לזיהוי ההשפעה של סעיף 46 על היקף ההכנסות מתרומות, חלק ד' מציג את תוצאות הניתוח האמפירי, חלק ה' דן בהשפעות הדינאמיות של האישור הן בתקופה שלפני קבלתו והן בתקופות שלאחר מכן. חלק ו' מרחיב את הניתוח של השפעת האישור 3 המחיר שווה כל עוד התורם לא תורם מעבר לתקרה שלו. 5

על משתנים נוספים כגון: תמיכות ציבוריות, הכנסות עצמיות והיקף ההוצאות על גיוס כספים, פרסום ושווק. חלק ז' מסכם ומציע כיוונים להמשך המחקר. ב. תאור מסד הנתונים במטרה לבדוק באם האישור לצורך תרומות משפיע על ההכנסות מתרומות אצל מלכ"רים, אשווה בין עמותות בעלות אישור לבין עמותות ללא אישור. מאחר ועמותות ללא אישור עשויות להיות שונות מעמותות בעלות אישור, אבחר לצורך השוואה בעמותות אשר קבלו אישור לעניין תרומות, אך בתקופה מאוחרת יותר. קבוצת הטיפול מורכבת מעמותות אשר קבלו אישור לעניין תרומות בשנת 2001, וקבוצת ההשוואה מעמותות אשר קבלו את האישור בתחילת שנת 4 2004. רשימת העמותות המאושרות מצויה באתר האינטרנט של רשות המסים. נתוני העמותות נלקחו מתוך הדוחות הכספיים לשנים 1999-2002. שנים אלה נבחרו מתוך רצון להשתמש בנתונים עדכניים ורלוונטיים. טווח שנים זה מאפשר לזהות את השפעת אישור העמותות בשנים 2001-2002, לעומת השנים 1999-2000 (טרום קבלת האישור). הדוחות הכספיים 2003 נתקבלו ממשרד רשם העמותות בירושלים. לא נעשה שימוש בנתוני שנים ואילך מאחר ועמותות רבות טרם הגישו דוחות כספיים לשנים אלו נכון למועד עריכת המחקר. כמתואר בטבלה 1 מדגם העמותות כולל 84 עמותות בקבוצת הטיפול מתוך 177 עמותות 122 54 אשר קבלו אשור לצורך תרומות בשנת 2001, ועוד עמותות בקבוצת ההשוואה מתוך עמותות אשר קבלו אישור לצורך תרומות בשלישון הראשון של שנת 2004. כמות העמותות שנבחנו קטנה בסופו של דבר בשל מספר סיבות: דוחות כספיים של חלק מהעמותות (53 מקבוצת הטיפול ו- 31 מקבוצת ההשוואה) לא נמצאו במשרדי רשם העמותות, ההסבר לחלק מהעדר הדוחות היה כי הם הוצאו לצורך ביקורת חיצונית של רואי חשבון; בחלק מהדוחות הכספיים (23 מקבוצת הטיפול ו- מקבוצת ההשוואה) נמצאו ליקויים שלא אפשרו שימוש בנתונים כגון: 16 דוחות כספיים הערוכים שלא על פי כללי חשבונאות מקובלים, הצגה מעומעמת של נתוני הכנסות 5 והוצאות ועוד. ; חלק מהעמותות (16 מקבוצת הטיפול ו- 18 מקבוצת ההשוואה) החלו לפעול רק בשנת קבלת האישור, כך שאין להן נתונים כספיים היסטוריים קודם לתאריך האישור; בנוסף נגרעה עמותה נוספת מקבוצת הטפול ועוד 3 מקבוצת ההשוואה למרות היותן בעלות דוחות 6 4 ראה: http://147.237.72.124/malcarim 5 כך לדוגמא נמצא כי עמותות בעלות מחזור פעילות של מיליוני שקלים התנהלו כביכול מאליהן ללא כל דיווח על עלות שכר הנהלה.

תקינים, בשל העובדה כי מחזור פעילותן היה גבוה באופן משמעותי וחריג ביחס ליתר העמותות הנבדקות (מעל 10 מליון ש"ח בשנה). הדוחות הכספיים שנתקבלו מרשם העמותות וקובץ העמותות מרשות המסים כוללים את הנתונים הבאים: שם, מספר ברשם העמותות, תחום פעילות, הכנסות הגוף לפי מיון מקור: מקורות עצמאים (מכירות שירותים ותרומות בארץ ומחו"ל), הכנסות ממקורות ציבוריים (העברות ממשלתיות, תמיכות והקצבות), הוצאות הגוף לפי מיון חשבונאי (פעילויות, פרסום, גיוס תרומות, שכר הנהלה וכלליות) וכן, הכנסות או הוצאות מימון נטו ואחרות. שיוך העמותות למגזרי פעילות נעשה על סמך מידע הכלול בביאורים לדוחות הכספיים של העמותות ולעתים על סמך קישור שם העמותה לתחום הפעילות. על בסיס המידע הנ"ל, בניתי מסד נתונים הכולל עבור כל עמותה את עקרי הנתונים הכספיים של כל שנה, שנת קבלת האישור ואת תחום פעילותה. לצורך המחקר הגדרתי כתרומות בישראל רק כאלה שניתנו על ידי מי שבאפשרותו לנצל את זיכוי המס בגינן. על כן תרומות מחו"ל 6 מועטו מהגדרת תרומות וכן העברות חד צדדיות מקרנות ועמותות אחרות. מקום שלא נעשתה בדוח הכספי הבחנה בין תרומות בארץ ובין תרומות מחו"ל, נחשבו סכומים הרשומים תחת סעיף "תרומות" כתרומות בישראל. תרשים 1 מתאר את התפלגות תחומי פעילות העמותות בקבוצת הטיפול ובקבוצת הביקורת. כפי שניתן להתרשם, התפלגות תחומי הפעילות דומה בשתי הקבוצות. שיעור העמותות 30% הגבוה ביותר הינו בתחום הדת (39% עמותות בקבוצת הטיפול ו- עמותות בקבוצת 7% 13%) 22% 23%) ההשוואה), לאחר מכן תחום הרווחה ו- בהתאמה), תרבות ואמנות ו- בהתאמה) וחנוך ומחקר (11% ו- 11% בהתאמה). טבלה 2 מציגה את מאפייני עמותות המדגם לפי תחום פעילות בשנים טרום ההתערבות (1999-2000). ממוצע הכנסות מתרומות הגבוה ביותר (כ- 258 אלף ש"ח) היה בעמותות מתחום פעילות "אחר" הכולל פעילות הנצחה, אגודות למטרות קהילות ספציפיות וכד'. ביתר התחומים למעט בריאות וחוק סינגור ופוליטיקה נע הקף התרומות הממוצע בין 110 אלף ש"ח ל- 200 אלף ש"ח. בתחום שמירת הסביבה עולה כי התרומות מהוות את עיקר ההכנסות (96%). בתחומים דת, אחר, פילנתרופיה ושירותים חברתיים היה שיעור התרומות מסך ההכנסות משמעותי (54%, 49%, 43% ו- 34% בהתאמה). בתחומים חוק סנגור ופוליטיקה ובריאות, נראה כי ההכנסות מתרומות 6 מניע נוסף לנטרול תרומות על ידי קרנות ועמותות אחרות הוא החשש מפני ספירה כפולה של תרומות. סביר וחלק מהכנסותיהן של אותן עמותות וקרנות הוא מתרומות שנתקבלו, כך שהדבר מהווה למעשה שרשור התרומות. 7

מהוות רק חלק מזערי מסך הכנסותיהן. עוד עולה מהטבלה כי היקף ההכנסות העצמיות בתחומים תרבות ואמנות, פילנתרופיה, חינוך ומחקר ושירותים חברתיים היה גבוה באופן משמעותי ביחס לתחומים האחרים, והיקף התמיכות הציבוריות בתחומים חינוך ומחקר, שירותים חברתיים ותרבות ואמנות היה גבוה יותר מאשר ביתר התחומים. מבחינת הוצאות פרסום שיווק וגיוס הכספים ניכר כי עמותות בתחום התרבות והאמנות משקיעות משאבים כספיים גבוהים באופן ניכר ביחס לתחומים האחרים (כ- 52 אלף ש"ח בממוצע לעומת 0 עד 19 אלף ש"ח ביתר התחומים). טבלה 3 מתארת את המשתנה המוסבר והמשתנים המסבירים לגבי קבוצת הטיפול 1999 וקבוצת ההשוואה בשנים טרום ההתערבות (1999-2000). בשנת היה היקף התרומות הממוצע לעמותה בקבוצת הטיפול כ- 140 אלף ש"ח לעומת כ- 184 אלפי ש"ח בקבוצת ההשוואה. 2000 הפער בסך 43 אלף ש"ח נמצא כלא מובהק סטטיסטית. בשנת היקף התרומות הממוצע בשתי הקבוצות עלה במקביל כך שהפער עמד על כ- 56 אלף ש"ח. גם כאן נמצא כלא מובהק. מלבד משתנה ההכנסות העצמיות נמצא כי ערכם של המשתנים המסבירים גבוה יותר בקבוצת ההשוואה מאשר בקבוצת הטיפול (תמיכה ציבורית; סה"כ מחזור הכנסות; הוצאות גיוס כספים, פרסום ושיווק; הוצאות לפעילויות; הוצאות הנהלה וכלליות; וסה"כ הוצאות). פערים אלה נמצאו כלא מובהקים. לסיכום ניתן לומר כי ההבדלים בין שתי הקבוצות בתקופת טרום ההתערבות אינם מובהקים, למרות שמבחינה כמותית הם ניכרים (מעל שלוש מאות אלפי ש"ח במשתנים תמיכה ציבורית, סה"כ מחזור הכנסות, הוצאות לפעילויות וסה"כ הוצאות). בשל הפערים שנמצאו, בניתוח הסטטיסטי שמוצג בהמשך אני מפקח על ההבדלים הקיימים בין שתי הקבוצות בתקופות טרום ההתערבות..(2001-2002) בטבלה 4 מוצגים המשתנים בשנים שלאחר ההתערבות מהנתונים לגבי היקף התרומות עולה כי המגמה התהפכה והיקף התרומות הממוצע לעמותות בקבוצת הטיפול עלה באופן משמעותי הן ביחס לשנים טרום ההתערבות והן ביחס לקבוצת ההשוואה, אם כי הפער בין קבוצת הטיפול ובין קבוצת ההשוואה אינו מבוהק. היקף התרומות הממוצע לעמותות בשנת 2002 בקבוצת הטיפול היה כ- 340 אלף ש"ח לעומת כ- 273 אלף ש"ח בקבוצת ההשוואה. בדומה לנתוני טרום ההתערבות, גם כאן סך ההכנסות העצמיות של קבוצת הטיפול היה גבוה יותר מאשר זה של קבוצת ההשוואה, אך לא באופן מובהק (בכ- 68 אלף בשנת 2001, ובכ- 74 אלף ש"ח בשנת 2002). לעומת זאת, ערכם של המשתנים המסבירים: תמיכה ציבורית, סה"כ מחזור הכנסות, הוצאות לפעילויות, וסה"כ הוצאות היה גבוה בלמעלה מ- 300 אלף ש"ח 8

בקבוצת ההשוואה ביחס לקבוצת הטיפול, למרות שלא ניתן לדחות את ההשערה שערכם של המשתנים בשתי הקבוצות היה שווה. תרשים 1 מציג את התפתחות המשתנה המוסבר, היקף הכנסות מתרומות, לאורך הזמן בשתי הקבוצות. מתרשים זה עולה כי היקף ההכנסות מתרומות עלה באופן מקביל בשנים שלפני הטיפול בשתי הקבוצות, כאשר לאחר ההתערבות חלה עליה חדה בקבוצת הטיפול בעוד שבקבוצת ההשוואה ישנה עליה מתונה בלבד. התמונה המתקבלת מרמזת על כך שישנה אפשרות לקיום השפעת האישור על היקף התרומות. 8 עד תרשים 2 מציגים את התפתחות המשתנים המסבירים לאורך התקופה הנחקרת. תרשים 2 מציג את המגמות שחלו בהכנסות העצמיות אשר גדלו בשיעור גבוה יותר בקבוצת הטיפול לעומת קבוצת ההשוואה. גידול זה החל עוד בתקופה שלפני ההתערבות. כפי שנראה מתרשים 3 היקף התמיכות הציבוריות גדל עם השנים באופן דומה בין שתי הקבוצות, אך מעניין לראות כי בעקבות מתן האישור לא חל כל שינוי במגמת ההכנסות בקבוצת הטיפול, וכן כי הפער בין שתי הקבוצות נשאר קבוע. מהשוואת תרשים 4 לתרשים 1 עולה כי למרות מגמת התמתנות ההכנסות מתרומות בקבוצת ההשוואה, מגמת הגידול בסך כל ההכנסות בקבוצה נשארה יציבה. ניתן לשער כי עמותות בקבוצת ההשוואה קבלו "פיצוי" ממקורות הכנסות אחרים. נראה כי הפערים בסך ההכנסות בין קבוצת הטיפול לבין קבוצת ההשוואה נשארו קבועים על פני כל השנים. תרשים 5 מציג את הוצאות הפרסום, שווק וגיוס תרומות. הוא מתאר תופעה מעניינת כאשר תקציב הוצאות הפרסום של עמותות מקבוצת ההשוואה קטן באופן עקבי עם השנים, בעוד שבקבוצת הטיפול הוא גדל ובייחוד בשנת קבלת האישור. יתכן והדבר משקף את המיתון הכללי שפקד את המשק הישראלי בשנים אלה, אשר הביא עמותות מקבוצת ההשוואה לקבל החלטה ניהולית להקטין ולרסן את תקציב הפרסום. לעומתן יתכן ואירוע קבלת האישור בקרב קבוצת הטיפול היווה תמריץ להעלאת תקציב הוצאות הפרסום וגיוס הכספיים מתוך מחשבה שיש להביא את המידע החדש בדבר קבלת האישור לתורמים פוטנציאלים. מגמות תרשים זה מתיישבות עם מגמות תרשים 1 אשר כאמור הצביע על מגמת גידול בהכנסות מתרומות בקבוצת הטיפול בשנים שלאחר ההתערבות. ניתן לשער כי הוצאות הפרסום נשאו פרי והביאו לעלייה בהיקף התרומות בקרב עמותות מקבוצת הטיפול. 9

התפתחות יתר המשתנים המסבירים: הוצאות לפעילויות, הוצאות כלליות וסך הוצאות העמותות לאורך השנים מציגה מגמת עליה דומה בין שתי הקבוצות כפי שעולה מתרשימים 7 6, ו- 8. ג. אסטרטגיה לזיהוי השפעת האישור השיטה לזיהוי השפעת האישור לצורך תרומות על היקף גיוס התרומות מתבססת על מודל הפרש ההפרשים. מודלים מסוג זה שכיחים בניתוח השפעות של התערבויות ושינויים 7 מוסדיים. על פי מודל זה אשווה את היקף ההכנסות מתרומות אצל עמותות בשנים שלאחר קבלת האישור לעומת הכנסותיהן מתרומות בשנים טרום קבלת האישור ובהשוואה להיקף ההכנסות מתרומות באותן השנים אצל עמותות בקבוצת ההשוואה. ההנחה היא כי בהעדר האישור, ההבדלים בשיעור השינוי בהכנסות מתרומות בין עמותות בקבוצת הטיפול אשר קבלו אישור בשנת 2001, לבין עמותות בקבוצת ההשוואה היו נשארים קבועים. הנחה נוספת היא כי לא היו שינויים בקריטריונים לקבלת מעמד מאושר על פני השנים. לשם המחשת השיטה אתאר להלן מודל פשוט. נגדיר: (0) it Y: היקף הכנסות מתרומות לעמותה i בזמן t כאשר לעמותה אין אישור. (1) it Y: היקף הכנסות מתרומות לעמותה i בזמן t כאשר לעמותה יש אישור. : D it שווה לאפס בשנים שלפני ההתערבות עבור כל העמותות (גם טיפול וגם השוואה) וגם עבור 1 העמותות מקבוצת ההשוואה בשנים שלאחר ההתערבות. D it מקבל ערך עבור העמותות השייכות לקבוצת הטיפול בשנים שלאחר ההתערבות (2001 ו- 2002 ). אפקט ההתערבות בזמן t עבור כל עמותה מוגדר כ: (0) it Y it Y-(1) הבעיה היא כי עבור כל עמותה נוכל לצפות רק באחת משתי התוצאות: (1) it Y, או (0) it Y. באופן כללי התוצאה הנצפית עבור כל עמותה היא: (0)] it.y it = Y it (0) + D it [Y it (1)-Y כלומר, איננו יודעים מה היה היקף ההכנסות מתרומות של עמותה ללא אישור לו היה לה אישור, וכן מה היה היקף ההכנסות מתרומות של עמותה בעלת אישור, בלעדיו. לכן, על למנת לאמוד את השפעת האישור דרושות הנחות נוספות. 7 ראה (1990) Card Card and Krueger,(1994) ליישומים של המודל ו-( 1995 ) Meyer לסקירה כללית של השיטה. 10

בהתעלם לעת עתה ממשתנים מסבירים נוספים, נניח כי : (A1) Y it (0) = Φ i + δ t + ε it (A2) Y it (1) = Φ i + δ t + α + ε it הנחת (A1) קובעת כי היקף הכנסות עמותה מתרומות מושפע מאפקט קבוע של העמותה ) i Φ), המשקף את אופייה של העמותה, המוניטין שלה, יכולתה לגייס תרומות, תחום פעילותה וכד', מאפקט הזמן ) t δ), המשקף השפעות מקרו כלכליות המתרחשות באותה השנה ומשפיעות על כל העמותות באופן אחיד כגון מיתון כלכלי, התנפצות בועת ההי-טק, אינתיפדה וכו' ורעש מיקרי ) it ε) שתוחלתו אפס. (A2) הנחת קובעת כי השפעת ההתערבות קבועה ואדיטיבית. מתן כלומר, האישור לעמותה מביא לעלייה בהיקף התרומות בסכום מסוים וקבוע. בהינתן (A1) ו- (A2) ניתן לכתוב את המשוואה הבאה: Y it = Φ i + δ t + α D it + ε it כאשר אנו מעוניינים לאמוד את α המשקף את השפעת ההתערבות. על מנת להמחיש זאת, נניח כי אפקט הקבוע לכל עמותות בקבוצת הטיפול (T) זהה ושווה ל- Φ T וכי אפקט הקבוע לעמותות בקבוצת ההשוואה (C) זהה ושווה ל-. Φ C בנוסף נניח כי קיימות שתי תקופות בתקופה שתי הקבוצות חסרות אישור. בתקופה 1 לעמותות בקבוצת 0.(t = 0 ; 1) הטיפול ישנו אישור לצורך תרומות. ניתן לכן לתאר את המודל המסביר את היקף ההכנסות מתרומות על ידי המטריצה שלהלן: 1 0 הפרש קבוצה זמן δ 1 - δ 0 + α Φ T + δ 1 + α Φ T + δ 0 T δ 1 - δ 0 Φ C + δ 1 Φ C + δ 0 C הפרש α Φ T Φ C + α Φ T Φ C ולכן, אם נבצע הפרשים על פני השנים ובין העמותות נוכל לזהות את השפעת ההתערבות. 11

ובאופן כללי נתאר זאת כך: E[Y i1 Y i0 T i = 1] - E[Y i1 Y i0 T i = 0] = α כאשר 0=t מתייחס לשנים שלפני שנת קבלת האישור (1999 ו- 2000), 1=t מתייחס לשנת קבלת T i =1 ;(2002 האישור ואילך (2001 ו- עבור העמותות השייכות לקבוצת הטיפול ואפס עבור העמותות השייכות לקבוצת ההשוואה. ד. השפעת האישור על היקף ההכנסות מתרומות טבלה 5 מציגה את הפרש ההפרשים כפי שהוסבר לעיל. ניתן לראות כי במעבר בין השנים,(2001-2002) שלפני האישור (1999-2000), ובין השנים שלאחר קבלתו גדלו ההכנסות מתרומות של עמותות בקבוצת הטיפול בכ- 142 אלף ש"ח בממוצע. לעומת זאת, גדלו ההכנסות מתרומות של עמותות מקבוצת ההשוואה בכ- 60 אלף בממוצע בלבד. הפער בין ההפרשים הנ"ל (הפרש ההפרשים) מסתכם בכ- 82 אלף ש"ח. ניתן לתאר טבלה זו גם בהשוואה אנכית כדלהלן: ממוצע ההכנסות מתרומות בשנים טרום הטיפול בקבוצת הטיפול הסתכם בכ- 163 אלף ש"ח לעומת 213 50 אלף ש"ח בקבוצת ההשוואה, היינו, פער של כ- אלף ש"ח לטובת קבוצת ההשוואה. בשנים שלאחר ההתערבות התהפך הפער לכ- 32 אלף ש"ח בממוצע לטובת קבוצת הטיפול והפרש ההפרשים הסתכם בכ- 82 אלף ש"ח. למרות היות סכום ההפרשים לעיל משמעותי מבחינה כמותית, לא נמצא ההפרש מובהק. על מנת לפקח על משתנים נוספים שעשויים להשפיע על היקף התרומות ולאמוד את השפעת ההתערבות באופן מדויק יותר, נבצע את הפרש ההפרשים בפיקוח על משתנים מסבירים באמצעות מספר מודלים של רגרסיה. תוצאות המודלים מוצגות בטבלה 6. מודל 1 בטבלה מציג שוב את הפרש ההפרשים לשם השוואת התוצאות עם המודלים האחרים. ניתן לכתוב את מודל הפרש ההפרשים הבסיסי באופן הבא: (1) Y it = Φ C + (Φ T - Φ C ) T i + δ t + α D it + ε it מודל 2 בעמודה השנייה מציג את מקדמי רגרסית הפרש ההפרשים בפיקוח על משתנים נוספים העשויים להשפיע על היקף גיוס התרומות: הוצאות פרסום שווק וגיוס כספים, הוצאות לפעילויות, הוצאות כלליות, תמיכה ציבורית והכנסות עצמיות. מאחר וסביר כי משתנים אלה 12

ישפיעו על היקף התרומות בשנה העוקבת לשנת התהוותם, הם הוכנסו בפיגור במודל הרגרסיה באופן הבא: (2) Y it = Φ C + (Φ T - Φ C ) T i + δ t + α D it + β 1 X 1it-1 + β 2 X 2it-1 + β 3 X 3it-1 + β 4 X 4it-1 + β 5 X 5it-1 + ε it כאשר : X: 1 הוצאות פרסום, שווק וגיוס כספים X: 2 הוצאות לפעילויות X: 3 הוצאות כלליות X: 4 תמיכה ציבורית X: 5 הכנסות עצמיות הוספת המשתנים בפיגור שיפרה באופן ניכר את היכולת להסביר את השתנות היקף התרומות. ניתן לראות כי R 2 עלה מ- 0.021 במודל הבסיסי (עמודה 1) ל- 0.298. אפקט הטיפול במודל זה קטן לכדי מחצית מהמודל הבסיסי והוא לא מובהק. מכאן, ניתן אולי להסיק כי העלייה בהיקף התרומות בקבוצת הטיפול שהתרחשה בתקופה שלאחר קבלת האישור, נובעת בעיקר משינויים במשתנים המסבירים ולא מעצם ההתערבות עצמה. כלומר, יתכן ועלייה בהיקף הוצאות הפרסום בקבוצת הטיפול יחסית לקבוצת ההשוואה לאורך השנים היא זו שהביאה לעלייה בהיקף התרומות בקבוצת הטיפול. למקדם פרסום וגיוס כספים בפיגור השפעה חיובית ומובהקת. נראה כי כל שקל אשר הוצא על פרסום וגיוס כספים הביא לעלייה בהיקף התרומות בשנה העוקבת ב- 1.264 ש"ח ) = t 4.54). מקדם הוצאות לפעילויות בפיגור מרמז על כך כי כל שקל להוצאה זו הניב עלייה בהכנסות מתרומות בשנה העוקבת של 0.33 ש"ח (10.19 = t). נראה כי להוצאות כלליות בפיגור אין השפעה על היקף ההכנסות מתרומות לעומת השפעה שלילית של תמיכות ציבוריות והכנסות עצמיות בפיגור. כל 1 ש"ח שנתקבל מתמיכה ציבורית הביא לירידה בכעשרים אגורות בהכנסות מתרומות בתקופה העוקבת (6.01- = t), וכל 1 ש"ח הכנסה עצמית הביא לקיטון בתרומות השנה העוקבת בכשלושים אגורות (6.83- = t ). התוצאה המתקבלת לגבי השפעת התמיכה הציבורית מתיישבת 13

עם ממצאיו של ויינבלט (1990) כפי שהובאו במבוא, בדבר דחיקה של תרומות פרטיות על ידי 8 העברות ממשלה. סביר להניח כי גם לתחום פעילות העמותה יש השפעה על היקף גיוס התרומות. על כן במודל 3 (עמודה 3 בטבלה) הוכנס פיקוח על תחום הפעילות כמוצג להלן: (3) Y it = Φ C + (Φ T - Φ C ) T i + δ t +α D it + β 1 X 1it-1 + β 2 X 2it-1 + β 3 X 3it-1 + β 4 X 4it-1 + β 5 X 5it-1 +μ i + ε it כאשר: : μ i אפקט קבוע לתחום פעילות באופן אולי מפתיע הוספת פיקוח על תחום הפעילות לא הביאה לשנוי בתוצאות לעומת מודל 2. דרך נוספת לפקח על הבדלים בין העמותות היא על ידי הוספת פקוח על אפקט קבוע לעמותה. אפקט זה משקף את כל מאפייני העמותה המשפיעים על היקף גיוס התרומות וקבועים על פני הזמן כגון: מוניטין, קשרי חברי הנהלה, יכולתה גיוס תרומות, תחום פעילות וכד'. בשיטה זו אנו מסבירים את השינויים שחלים בהיקף ההכנסות מתרומות על פני השנים, על ידי השינויים החלים במשתנים המסבירים בין השנים בתוך כל עמותה. המודל הנאמד הינו: (4) Y it = Φ i + δ t +α D it + β 1 X 1it-1 + β 2 X 2it-1 + β 3 X 3it-1 + β 4 X 4it-1 + β 5 X 5it-1 + ε it כאשר: : Φ i אפקט קבוע לעמותה תוצאות האמידה מוצגות בעמודה 4 בטבלה 6. אפקט הטיפול נאמד בכ- 60 אלף ש"ח, אך הוא אינו מובהק (1.28 = t). בהשוואה למודלים 2 ו- 3 אפקט הפרסום וגיוס הכספים הופך להיות לא מובהק, כלומר, נראה כי לא ניתן להסביר את השינויים החלים בהיקף התרומות בין שנה t לשנה בכל עמותה, על ידי השינויים החלים בהיקף ההוצאה על פרסום וגיוס כספים בין שנה 1-t 1-t ובין שנה 2-t. לעומת זאת, ההשפעות של הוצאות לפעילויות, תמיכה ציבורית והכנסות עצמיות נשארות ללא שינוי מהותי. 8 ויינבלט אמד את הדחיקה בקיטון בתרומות של כ- 40 אגורות בגין כל שקל תקצוב ממשלתי. 14

כפי שצוין במבוא, קיים חשש כי המשתנים המסבירים אשר הוספנו במודלים 2-4 הינם אנדוגנים. כלומר, למרות שהם הוכנסו למודלים בפיגור, יתכן כי הנהלת העמותה מצפה לעליה בהיקף התרומות בשנה העוקבת ומקבלת על סמך הנחה זו החלטה לגבי גובה הוצאותיה בשנה הנוכחית. המשתנים המסבירים העלולים להיחשד כאנדוגנים הם אלה שבשליטת הנהלת העמותה: הוצאות על פרסום וגיוס כספים, הוצאות לפעילויות והוצאות כלליות. על כן, מודל 5 מציג את משוואת הפרש ההפרשים בפיקוח על האפקט הקבוע של העמותה ועל המשתנים הכנסות עצמיות בפיגור ותמיכות ציבוריות בפיגור בלבד. המודל הנאמד הוא: (5) Y it = Φ i + δ t +α D it + β 4 X 4it-1 + β 5 X 5it-1 + ε it התוצאות המוצגות בעמודה 5 לטבלה 6 מעידות כי אפקט הטיפול עלה ולמעשה חזר למימדים של מודל ההפרשים הבסיסי (כ- 85 אלף ש"ח). בנוסף, מובהקות התוצאה עלתה (1.69 = t) וברמת מובהקות של 10% ניתן לדחות את ההשערה כי האפקט שווה באופן משמעותי לאפס. בעייה נוספת הקיימת בפיקוח על משתנים בפיגור היא גריעת שנת הבסיס (1999) ואובדן 6 המידע הקיים לגבי שנה זו. לשם כך אמדתי במודל את הפרש ההפרשים בפיקוח על אפקט הקבוע לעמותה בלבד עלי ידי המשוואה: (6) Y it = Φ i + δ t +α D it + ε it תוצאות מודל זה מחזקות את המגמה שהופיעה במודל 5. ניתן לומר ברמת מובהקות של 5% כי מתן אישור לעניין תרומות לעמותות הביא לעלייה בהיקף ההכנסות מתרומות בממוצע של כ- 82 אלף ש"ח. ה. השפעות דינאמיות של האישור עד כה בחנתי את השפעת האישור לגבי תקופת זמן אחת כללית השנים שלאחר ההתערבות (2001 ו- 2002 במאוחד), אך יתכן כי לאישור השפעה שונה בכל אחת מהשנים שלאחר 4 4* ההתערבות בנפרד. לשם כך, אמדתי את מודלים ו-* 5 המתבססים על מודלים אך ו- 5, מאפשרים מתן מקדם שונה לכל אחת מהשנים שלאחר קבלת האישור. התוצאות המוצגות 1 בטבלה 7 (עמודות ו- 2 ) מעידות על כך כי השפעת ההתערבות באה לידי ביטוי בעיקר בשנה השנייה של מתן האישור. האומד להשפעת ההתערבות, המפקח על המשתנים בפיגור בשנה הראשונה במודל *4 הוא כ- 25 אלף ש"ח ובמודל *5, המפקח על ההכנסות בפיגור בלבד, כ- 51 אלף ש"ח. שני האומדים נמצאו כלא מובהקים. לעומת זאת, היה האומד בשנה השנייה במודל *4 15

כ- 95,769 ש"ח (1.75 = t), ובמודל *5 119,320 ש"ח (2.06 = t). תוצאות אלה מרמזות על כך כי תהליך העברת המידע בדבר שינוי בסטטוס העמותה אורך זמן ואינו מיידי. כפי שהוזכר במבוא, (1995) Randolph ואחרים ציינו כי יתכן שההסבר נעוץ בתופעת החלקת התרומות כפי שקיימת לגבי תצרוכת. כלומר, אם בידי תורמים מידע על כך כי עמותה עשויה לקבל אישור בשנה עוקבת, הם יעדיפו להמתין ולתרום לאחר שהעמותה תקבל את האישור. לפיכך נצפה לראות ירידה בהיקף ההכנסות מתרומות אצל עמותות בשנה הקודמת לשנת קבלת האישור. על מנת לבדוק זאת אמדתי את מודל *6 המבוסס על מודל 6 ומאפשר למדוד את השפעת האישור על היקף ההכנסות מתרומות גם לגבי השנה שלפני מתן האישור (שנת 2000), וגם לגבי כל שנה שלאחר מתן האישור בנפרד. התוצאות המוצגות בעמודה 3 של טבלה 7 מראות כי למתן האישור אין השפעה על ההכנסות מתרומות בשנה שלפני קבלת האישור. למרות שישנה השפעה שלילית בגובה כ- 13 אלף ש"ח, היא לא מובהקת ) 0.23- = t). בדומה למודלים *4 ו-* 5 מתקבל כי עיקר השפעת האישור מתמקדת בשנה השנייה לאחר קבלתו. ו. השפעת האישור על משתנים נוספים מעניין לבחון כיצד משפיע מתן האישור על המשתנים: היקף התמיכות הציבוריות, היקף 1 ההכנסות העצמיות והיקף ההוצאות לפרסום וגיוס כספים. לשם כך אמדתי את מודל (מודל 6 הפרש ההפרשים בסיסי), ואת מודל (מודל הפרש ההפרשים בפיקוח על אפקט קבוע של העמותה), כאשר משתנים אלו מופיעים כמשתנים מסבירים. התוצאות מוצגות בטבלה 8. באופן תיאורטי אמור היה האישור להוות תחליף למימון הישיר של מלכ"רים על ידי הממשלה ולכן היה ניתן לצפות כי בעקבות האישור יקטנו התמיכות הציבוריות בעמותות המאושרות. מהיכרותי את תחום המלכ"רים, ידוע כי אלה מתוקצבים על ידי משרדי ממשלה ורשויות מקומיות על פי קריטריונים אשר אינם לוקחים בחשבון את סטטוס העמותה. בפועל נמצא כי היקף התמיכות הציבוריות קטן בעקבות מתן האישור בכ- 94 אלף ש"ח, אך האומד אינו מובהק. לגבי היקף ההכנסות העצמיות, ישנן לדעתי שתי השלכות אפשריות מנוגדות להשפעת האישור: מחד האישור מהווה תמריץ שלילי להנהלת העמותה להשיג הכנסות עצמיות נוספות, שכן ישנה צפייה לעליה בהיקף התרומות. מאידך, עלייה בהיקף תרומות כתוצאה מהאישור, מגדילה את המשאבים העומדים לרשות העמותה בהשגת מקורות הכנסה עצמיים נוספים. בפועל נמצא כי היקף ההכנסות העצמיות עלה בכ- 55 אלף ש"ח, אך האומד נמצא לא מובהק. 16

גם על הוצאות גיוס כספים, פרסום ושיווק צפויות שתי השפעות מנוגדות. מצד אחד יתכן וקבלת האישור תביא את הנהלת העמותות לקבל החלטה להקטין הוצאות אלה מתוך הנחה כי די בפרסום בשיעור נמוך יותר אך ממוקד כדי להניב תרומות גבוהות יותר, אך מצד שני, יהיו גופים אשר יעדיפו להגביר הוצאות אלה מתוך רצון להביא את המידע החדש בדבר האישור לידי תורמים פוטנציאלים. בפועל נמצא כי למתן האישור השפעה חיובית ומובהקת של כ- 21 אלף ש"ח על היקף ההוצאות לפרסום, שיווק וגיוס כספים. תוצאה זו מתיישבת עם הממצאים של מודלים *4 - *6, שכן התנהגות הנהלות העמותות בפועל מצביעות על הקצאת משאבים גדולים יותר לאחר קבלת האישור לפרסום וגיוס כספים, במטרה ליידע תורמים פוטנציאלים לגבי שינוי סטטוס העמותה. נראה כי תוצאות הפרסום וגיוס הכספים אינן באות לידי ביטוי בשנה הראשונה לקבלת האישור ונושאות פרי בשנה השנייה. הממצאים שהועלו לעיל לגבי השפעת האישור על תמיכות ציבוריות ועל הוצאות גיוס כספים, פרסום ושיווק עומדים בסתירה לממצאים של מור ויפה (2004) המוזכרים במבוא. בניגוד לחוקרים אלה הטוענים כי קיים קשר חיובי בין היות מלכ"ר מאושר לעניין תרומות על פי סעיף 46 ובין קבלת תמיכה ממשלתית, תוצאות הניתוח במחקר זה מעידות כי אם בכלל קיים קשר בין שני הגורמים (שכן הוא נמצא כלא מובהק), אזי הוא שלילי. הסבר אפשרי לסתירה בין שני המחקרים הוא שהחוקרים בדקו מתאמים בלבד בין שני המשתנים ללא הוכחת סיבתיות. יתכן והעמותות בעלות אישור מאופיינות גם בכך שהן מקבלות תמיכות ממשלתיות גבוהות יותר מעמותות ללא אישור. כאשר בוחנים את הקשר הסיבתי מתקבלות תוצאות שונות. גם בניגוד לממצאם של החוקרים על העדר מוטיבציה לגייס כספים בקרב עמותות בעלות אישור, תוצאות מחקר זה מעידות על השפעה חיובית ומובהקת של קיומו של האישור על היקף ההוצאות לפרסום וגיוס כספים. ז. סיכום עבודה זו בחנה כיצד הורדת מחיר התרומה, באמצעות מתן זיכוי לתורם משפיעה על היקף ההכנסות מתרומות אצל עמותות. בנוסף נבחנה השפעת הורדת מחיר התרומה על משתנים נוספים כגון: היקף ההכנסות מתמיכות ציבוריות, היקף ההכנסות העצמיות והיקף ההוצאות לפרסום, שיווק וגיוס כספים. לשם כך בניתי מסד נתונים מקורי וייחודי המתבסס על נתונים כספיים ומאפיינים נוספים של עמותות, אשר קבלו אשור לעניין תרומות לפי סעיף 46 לפקודת מס הכנסה. 17

אסטרטגית הזיהוי לבחינת השפעת הורדת מחיר התרומה התבססה על וריאציות שונות של מודל הפרש ההפרשים. הממצאים העולים ממודל הפרש הפרשים בסיסי, או מודלים המפקחים על משתנים כספיים של העמותות בפיגור מלמדים כי האישור הביא לעלייה מסוימת בהיקף התרומות שבין -82 40 אלף ש"ח, אולם עליה זו נמצאה לא מובהקת (סטיות התקן גבוהות מידי). עם זאת, למשתנים מסבירים פרסום וגיוס כספים בפיגור והוצאות לפעילויות נמצאה השפעה חיובית מובהקת על היקף ההכנסות מתרומות. המשתנים תמיכות ציבוריות בפיגור והכנסות עצמיות בפיגור נמצאו כמשפיעים באופן שלילי ומובהק על היקף ההכנסות מתרומות. לאור ספקות העולות במחקרים שונים לגבי אנדוגניות משתנים מסוימים (בעיקר הוצאות אשר בשליטת הנהלת העמותה), בחנתי את השפעת השינוי במחיר התרומה תוך פיקוח על אפקט קבוע לעמותה בלבד. התוצאות שהתקבלו מרמזות על השפעה חיובית ומובהקת של האישור על היקף ההכנסות מתרומות של כ- 84 אלף ש"ח. עלייה זו מהוה גידול של כ- 30% בהיקף ההכנסות ביחס לעמותות אם ניקח כבסיס להיקף ההכנסות מתרומות לולא נתקבל האישור את ההכנסות מתרומות של קבוצת ההשוואה בתקופה המקבילה. בחינת ההשפעות הדינאמיות של האישור מעלה כי עיקר השפעת האישור באה לידי ביטוי בשנה השנייה לקבלתו. בנוסף, לא מצאתי עדות לקיום החלקת התרומות על פני השנים, קרי, ירידה בהיקף התרומות בשנה שלפני קבלת האישור מתוך מטרה לדחות את נתינתן לשנת קבלת האישור לשם ניצול הטבת המס. הצפייה להחלפת התקצוב הישיר על ידי הממשלה במימון עקיף באמצעות מתן האישור לא הוכחה. למרות שהתקבלה השפעה שלילית גבוהה (94 אלף ש"ח) של קבלת האישור על היקף התקצוב הציבורי, לא ניתן היה למדוד את ההשפעה באופן מדויק דיו בכדי לקבוע באם השינוי מובהק. גם להשערה כי האישור יגרור חוסר מוטיבציה מצד הנהלות העמותות להגדיל את הכנסותיהן העצמיות כפי שנטענה במחקרים אחרים לא נמצאה הוכחה, ואף נמצאה השפעה בכיוון ההפוך (אך אמנם לא מובהקת). השפעת האישור על ההוצאות לפרסום, שיווק וגיוס כספים נמצא חיובית ומובהקת בגובה של כ- 21 אלף ש"ח בממוצע. תוצאה זו מתיישבת עם הצפייה מהנהלות העמותות להגדיל את תקציב הפרסום וגיוס הכספים במקביל לקבלת האישור, במטרה לגשר על פער המידע בין העמותות והתורמים הפוטנציאלים. לסיכום, נראה כי להורדת מחיר התרומה השפעה חיובית על היקף ההכנסות של העמותות מתרומות. לא נמצאה עדות לתחלופה מלאה בין תרומות ובין תמיכה ציבורית, כלומר 18

כל שקל נוסף מתמיכה ציבורית לעמותות הקטין את היקף גיוס התרומות באופן חלקי בלבד בטווח שבין 0 ל- 20 אגורות, ומכאן שראוי לבחון את יעילות מדיניות התמיכה הממשלתית במגזר השלישי, שכן כידוע לשאלת התחלופה בין תמיכה ישירה ובין תמיכה ציבורית עקיפה באמצעות הורדת מחיר התרומה השלכות תקציביות. השאלות המועלות במחקר, ובנוסף ההשפעות הכמותיות הגבוהות של משתנים מסבירים מסוימים כפי שצוינו לעיל מחד וסטיות התקן הגבוהות מאידך, מעלות את הצורך בהמשך מחקר בתחום תוך שימת דגש על שיפור איכות המדגם וגודלו. 19

ביבליוגרפיה מור א., ויפה אלעזר ד. (2004), "סוגיית ההנחות במס לתורמים בפקודת מס הכנסה (סעיף 46) וההשלכות על גיוס כספים במגזר השלישי", ביטחון סוציאלי, 66, עמודים 76-110. גדרון ב., וכץ ח., (1999), מחקר במגזר השלישי סדרת פרסומים חוברת מס' 2, אוניברסיטת בן גוריון בנגב, באר שבע. גדרון ב., בר מ. וכץ ח. (2003), המגזר השלישי בישראל בין מדינת רווחה לחברה אזרחית, הוצאת הקיבוץ המאוחד, תל-אביב. הלשכה המרכזית לסטטיסטיקה, 1980-1996, ירושלים. (1998), סקר הכנסות והוצאות של מוסדות ללא כוונת רווח ויינבלט, ג', (1990). מיסוי מוסדות ללא כוונת רווח, המרכז לחקר המדיניות החברתית בישראל, ירושלים. Andreoni, J. (2004). Philanthropy, working paper prepared for the Handbook of Giving, Reciprocity and Altruism, Elsivier, North-Holland. Auten G., Sieg H., and Clotfelter C.T., (2002). Charitable Giving, Income, and Taxes: an Analysis of Panel Data, American Economic Review, 92, pp. 371-382. Barrett S., McGuirk A., and Steinberg R., (1997). Further Evidence on the Dynamic Impact of Taxes on Charitable Giving, National Tax Journal, 50, pp. 321-324. Card, David, (1990). The Impact of the Mariel Boatlift on the Miami Labor Market, Industrial and Labor relations Review, Vol. 43 No. 2. Card, David and Alan Krueger, (1994). Minimum Wages and Employment: A Case Study of the Fast Food Industry in New Jersey and Pennsylvania, American Economic Review, Vol. 84 No. 4, pp. 772-793. Khana, J. Posnett, J. and Sandler T, (1995). "Charity donations in the UK: New Evidence Based on Panel Data", Journal of Public Economics, 56, pp. 252-272. Meyer, Bruce D., (1995). Natural and Quasi-Experiments in Economics, Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 13 No.2, pp. 151-161. 20

Okten C. and Weisbrod B. A., (2000), "Determinants of Donations in Private Nonprofit Markets", Journal of Public Economics, 75, pp. 255-272. Randolph, W.C., (1995). Dynamic Income, Progressive Taxes, and the Time of Charitable Contributions, Journal of Political Economy, 103, pp. 709-738. Rose-Ackerman, Susan, (1981). Do government grants to charity reduce private donations? Nonprofit firms in a three sector economy, 95-114, Whashington D.C.: Urban Institute Salamon, Anheier, and Associates, (1998). The Emerging Sector Revisited: a Summary, The Johns Hopkins Comparative Non-Profit Sector Project, Phase II, The Johns Hopkins University, Baltimore. Shiff, J., (1985). "Does Government Spending Crowed Out Charitable Contributions?", National Tax Journal, 38, pp. 535-546. Steinberg, Richard, (1991). "Does Government Spending Crowed Out Donations?, Interpreting the Evidence", Annals of Public and Cooperative Economics, 62, pp. 519-617. 21

דיאגרמה 1 התפלגות העמותות במדגם לפי תחום פעילות Field השוואה טיפול תרבות ואמנות 1 4 11 חנוך ומחקר 2 6 9 בריאות 3 1 3 רווחה ושירותים 4 12 19 שמירת סביבה 5 2 1 חוק, סינגור ופול 7 2 2 פילנתרופיה 8 1 3 דת תרבות ואמנות 10 21 26 אחר 12 5 10 חנוך ומחקר 54 84 השוואה בריאות רווחה ושירותים חברתיים 5 9% 4 7% 6 11% 1 2% 10 12% טיפול 11 13% 9 11% שמירת סביבה חוק, סינגור ופוליטיקה פילנתרופיה 21 39% 12 22% 26 30% 3 4% דת אחר 1 2% 2 4% 2 4% 3 4% 2 2% 19 23% 1 1%

תרשים 2: הכנסות עצמיות תרשים 1: היקף ההכנסות מתרומות 400,000 450,000 350,000 400,000 300,000 350,000 250,000 200,000 150,000 100,000 300,000 250,000 200,000 150,000 100,000 50,000 50,000-1999 2000 2001 2002-1999 2000 2001 2002 טיפול השוואה טיפול השוואה תרשים 4: סה"כ הכנסות תרשים 3: תמיכות ציבוריות 900,000 2,000,000 800,000 1,800,000 700,000 1,600,000 600,000 500,000 400,000 300,000 200,000 1,400,000 1,200,000 1,000,000 800,000 600,000 400,000 100,000 200,000-1999 2000 2001 2002-1999 2000 2001 2002 טיפול השוואה טיפול השוואה

תרשים 6: הוצאות לפעילויות תרשים 5: הוצאות פרסום שווק וגיוס כספים 30,000 1,600,000 25,000 1,400,000 1,200,000 20,000 1,000,000 15,000 800,000 10,000 600,000 400,000 5,000 200,000-1999 2000 2001 2002-1999 2000 2001 2002 טיפול השוואה טיפול השוואה תרשים 8: סה"כ הוצאות תרשים 7: הוצאות כלליות 200,000 2,000,000 180,000 1,800,000 160,000 1,600,000 140,000 1,400,000 120,000 1,200,000 100,000 1,000,000 80,000 800,000 60,000 600,000 40,000 400,000 20,000 200,000-1999 2000 2001 2002-1999 2000 2001 2002 טיפול השוואה טיפול השוואה

טבלה 1. עמותות הכלולות בניתוח הסטטיסטי עמותות קבוצת הטיפול קבוצת ההשוואה סה"כ עמותות בעלות אישור תרומות 122 177 מזה נגרעו: 31 53 אין נתונים / לא נמצאו דוחות אצל רשם העמותות תחילת פעילות / ייסוד לאחר שנת 18 16 99 16 23 3 1 54 84 עמותות להן דוחות כספיים לקויים או בעלי הצגה מטעה עמותות בעלות הקף כספי גבוהה באופן יוצא דופן סה"כ עמותות הכלולות בניתוח הסטטיסטי מקור: רשות המסים. עמותות קבוצת הטיפול - עמותות שקבלו אשור לעניין תרומות במהלך שנת 2001. עמותות קבוצת ההשוואה - עמותות שקבלו אישור לעניין תרומות בשלישון הראשון של שנת 2004. מרשימת העמותות הכללית לעיל נגרעו עמותות שלא נמצאו דוחות כספיים שלהן במשרדי רשם העמותות, או שנמצאו דוחות חלקיים בלבד, עמותות שהציגו דוחות שלא על פי כללי חשבונאות מקובלים, או בעלות דוחות כספיים בהם הצגת נתונים מטעה. כמו כן נגרעו עמותות אשר נמצא כי לא היתה להן כלל פעילות לפני שנת ההתערבות (2001). לגבי עמותות אלה לא ניתן להשוות את נתוניהן הכספיים לעמתות להן דוחות כספיים תקינים ורציפים על פני השנים הנבדקות.

טבלה 2. ממוצעים על פי תחום פעילות בשנים 1999-2000 (בשקלים חדשים אלא אם צויין אחרת) תרבות ואמנות חנוך ומחקר בריאות רווחה ושירותים חברתיים שמירת סביבה חוק, סינגור ופוליטיקה פילנתרופיה דת אחר משתנה המוסבר 258,097 200,023 110,689 45,226 151,365 197,378 16,218 162,364 144,469 היקף התרומות בישראל 49% 54% 43% 17% 96% 34% 9% 27% ממוצע היקף התרומות מסך ההכנסות 22% משתנים ניצפים 66,466 80,870 485,399 75,338 1,004 377,944 203,718 466,613 690,093 הכנסות עצמיות 101,768 268,234 165,485 14,375 8,787 690,257 26,142 1,043,172 520,066 תמיכות ציבוריות 457,812 663,388 762,490 340,003 161,155 1,388,020 694,902 2,005,998 1,575,030 סה"כ מחזור הכנסות 9,252 12,848 8,835 16,736 3,979 17,834 178 18,913 הוצאות לגיוס כספים, פרסום ושיווק 52,342 273,070 510,170 493,004 244,916 151,290 1,121,023 908,512 1,671,214 1,102,772 הוצאות לפעילויות 97,836 88,292 203,425 46,003 14,442 184,194 136,967 271,564 234,069 הוצאות הנהלה וכלליות 405,077 625,514 705,263 308,852 171,524 1,328,157 1,047,326 2,003,815 1,535,958 סה"כ הוצאות 15 47 4 4 3 31 4 15 15 מספר עמותות הערה: הטבלה מציגה נתונים כספיים של העמותות במדגם על פי תחומי פעילות לשנים 1999 ו- 2000 במאוחד (שנים טרום ההתערבות).

טבלה 3. תיאור המשתנים בשנים 1999 עד 2000 (בשקלים חדשים) טיפול (1) 1999 השוואה (2) הפרש (3) טיפול (4) 2000 השוואה (5) הפרש (6) -56,486 (-0.97) 240,813 184,327-43,476 (-0.89) 184,328 140,852 היקף התרומות בישראל 29,181 (0.25) 286,244 315,425 2,462 (0.03) 229,648 232,111 הכנסות עצמיות -348,254 (-1.74) 699,949 351,694-228,910 (-1.44) 518,476 289,566 תמיכות ציבוריות -385,338 (-1.27) 1,369,393 984,055-395,686 (-1.53) 1,170,702 775,016 סה"כ מחזור הכנסות -2,443 (-0.23) 19,292 16,850-14,155 (-1.29) 26,742 12,587 הוצאות לגיוס כספים, פרסום ושיווק -325,802 (-1.34) 1,093,957 768,155-364,414 (-1.75) 941,756 577,342 הוצאות לפעילויות -9,700 (-0.19) 164,941 155,241-35,586 (-0.74) 159,735 124,149 הוצאות הנהלה וכלליות -391,428 (-1.34) 1,344,093 952,665-450,071 (-1.75) 1,175,444 725,374 סה"כ הוצאות הערה: הטבלה מציגה ממוצעים של המשתנה המוסבר והמשתנים המסבירים של קבוצת הטיפול וקבוצת ההשוואה לשנים 1999 ו- 2000. עמודות 3 ו- 6 מציגות את ההפרש בין שתי הקבוצות. המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי.

טבלה 4. תיאור המשתנים 2001 עד 2002 (בשקלים חדשים) טיפול (1) 2001 השוואה (2) הפרש (3) טיפול (4) 2002 השוואה (5) הפרש (6) 66,956 (0.67) 273,205 340,161-2,502 (-0.03) 271,666 269,165 היקף התרומות בישראל 73,904 (0.48) 349,415 423,320 68,449 (0.51) 312,401 380,850 הכנסות עצמיות -380,774 (-1.63) 826,801 446,027-382,609 (-1.72) 781,260 398,651 תמיכת ציבוריות -321,823 (-0.86) 1,732,527 1,410,704-342,418 (-1.02) 1,544,752 1,202,334 סה"כ מחזור הכנסות 12,859 (1.06) 15,313 28,172 12,599 (0.76) 15,647 הוצאות לגיוס כספים, פרסום ושיווק 28,245-351,914 (-1.10) 1,477,621 1,125,706-316,815 (-1.15) 1,253,270 936,456 הוצאות לפעילויות 1,460 (0.03) 181,692 183,152 1,427 (0.03) 160,036 161,463 הוצאות הנהלה וכלליות -361,075 (-0.98) 1,726,887 1,365,813-345,296 (-1.05) 1,488,241 1,142,944 סה"כ הוצאות הערה: הטבלה מציגה ממוצעים של המשתנה המוסבר והמשתנים המסבירים של קבוצת הטיפול וקבוצת ההשוואה לשנים 2001 ו- 2002. עמודות 3 ו- 6 מציגות את ההפרש בין שתי הקבוצות. המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי.

טבלה 5. הכנסות מתרומות - הפרש ההפרשים (בשקלים חדשים) הפרש t=2001-2002 t= 1999-2000 (3) (2) (1) 142,073 304,663 162,590 קבוצת הטיפול (3.03) 59,865 272,436 212,570 קבוצת ההשוואה (1.03) 82,208 32,227-49,981 הפרש (1.10) (0.50) (-1.32) הערה: הטבלה מציגה את ההפרש בהיקף ההכנסות מתרומות בין קבוצת הטיפול לבין קבוצת ההשוואה ובין השנים טרום ההתערבות (1999 ו- 2000 ) לבין השנים שלאחריה (2001 ו- 2002 ). המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי.

טבלה 6. השפעת האישור על היקף ההכנסות מתרומות (בשקלים חדשים) מודל 6 מודל 5 מודל 4 מודל 3 מודל 2 מודל 1 (6) (5) (4) (3) (2) (1) 82,208 84,949 60,326 36,759 39,779 82,208 (2.06) (1.69) (1.28) (0.44) (0.47) (1.10) - - - 46,048 34,243-49,981 (0.67) (0.49) (-0.94) אפקט הטיפול לאחר ההתערבות הפער בין קבוצת הטיפול ובין קבוצת ההשוואה טרום הטיפול - - 0.067 1.257 1.264 - מקדם פרסום וגיוס כספים בפיגור (0.30) (4.49) (4.54) - - 0.358 0.345 0.330 - מקדם הוצאות לפעילויות בפיגור (6.37) (10.44) (10.19) - - -0.211-0.061-0.078 - מקדם הוצאות כלליות בפיגור (-1.29) (-0.65) (-0.83) - -0.024-0.204-0.212-0.198 - מקדם תמיכות ציבוריות בפיגור (-0.63) (-4.37) (-6.41) (-6.01) - 0.009-0.204-0.305-0.307 - מקדם הכנסות עצמיות בפיגור (0.16) (-3.30) (-6.61) (-6.83) 48,566 - - - - 48,566 השפעת שנת 2000 (1.76) (0.94) 62,240 14,005 5,627 27,689 27,540 62,240 השפעת שנת 2001 (1.70) (0.33) (0.14) (0.40) (0.39) (0.90) 106,057 58,846 13,041 35,907 37,511 106,057 השפעת שנת 2002 (2.89) (1.37) (0.32) (0.51) (0.53) (1.54) אפקט קבוע לתחום פעילות אפקט קבוע לעמותה 0.791 0.8375 0.860 0.300 0.298 0.021 R 2 0.719 0.752 0.784 0.300 0.282 0.012 Adj-R 2 552 414 414 414 414 552 מס' תצפיות הערה: הטבלה מציגה מקדמים שהתקבלו ממודלים חלופיים של הפרש הפרשים (כפי שמתואר במאמר) לאמידת השפעת האישור על היקף ההכנסות מתרומות. המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי.

טבלה 7. השפעת האישור על היקף ההכנסות מתרומות - מדידה על פני הזמן (בשקלים חדשים) מודל *6 מודל *5 מודל *4 (3) (2) (1) 40,974 50,955 26,501 שנה ראשונה לאחר קבלת האישור (0.73) (0.88) (0.49) 110,431 119,320 95,769 שנה שנייה לאחר קבלת האישור (1.96) (2.06) (1.75) 13,011- - - שנה שלפני קבלת האישור (-0.23) - - 0.034 מקדם פרסום וגיוס כספים בפיגור (0.11) - - 0.359 מקדם פעילויות בפיגור (6.41) - - 0.216- מקדם הוצאות כלליות בפיגור (-1.32) - 0.024-0.204- מקדם תמיכות ציבוריות בפיגור (-0.61) (-4.38) - 0.007 0.208- מקדם הכנסות עצמיות בפיגור (0.013) (-3.36) 56,486 - - השפעת שנת 2000 (1.28) 87,339 34,781 26,282 השפעת שנת 2001 (1.98) (0.76) (0.62) 88,877 38,074-08,365 השפעת שנת 2002 (2.02) (0.82) (-0.19) אפקט קבוע לעמותה 0.792 0.838 0.861 R 2 מס' תצפיות 552 414 414 הערה: הטבלה מציגה מקדמים של השפעת ההתערבות על היקף ההכנסות מתרומות שנאמדו בעזרת מודלים של הפרש הפרשים, המאפשרים השפעה שונה של ההתערבות על פני השנים. המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי.

טבלה 8. השפעת האישור על משתנים נוספים (בשקלים חדשים) מודל 6 מודל 1 (2) (1) 95,194-93,112- היקף התמיכות הציבוריות (-1.17) (-0.45) 53,535 55,349 היקף ההכנסות העצמיות (1.07) (0.44) 21,028 21,028 היקף ההוצאות לפרסום, שיווק וגיוס כספים (3.04) (1.65) אפקט קבוע לעמותה הערה : הטבלה מציגה מקדמים של השפעת ההתערבות על מספר משתנים מוסברים. המקדמים נאמדו בעזרת מודלים של הפרש הפרשים. המספר בסוגריים מתחת למקדמים הוא ה- t סטטיסטי