馬紅鴿,賀曉迎,楊舒然

(1.西安財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共管理學(xué)院, 陜西 西安 710061;2.西北大學(xué) 公共管理學(xué)院, 陜西 西安 710127)

一、問題的提出

《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出了“全體人民共同富裕取得更為明顯的實(shí)質(zhì)性進(jìn)展”的遠(yuǎn)景目標(biāo),并指出“發(fā)揮慈善等第三次分配作用,改善收入和財(cái)富分配格局?！碑?dāng)前,在中國從全面建成小康社會(huì)向著全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國邁進(jìn)之際,慈善捐贈(zèng)等第三次分配的作用與價(jià)值日益凸顯[1]。慈善捐贈(zèng)及其影響因素逐步成為學(xué)術(shù)界一個(gè)重要議題。中國慈善事業(yè)的發(fā)展主要經(jīng)歷了整頓、停滯、復(fù)蘇和蓬勃發(fā)展四個(gè)階段,目前已經(jīng)進(jìn)入一個(gè)全新的發(fā)展時(shí)期[2]?！吨袊壬凭栀?zèng)報(bào)告》顯示,2013年中國社會(huì)慈善捐贈(zèng)總額約為989.42億元,占當(dāng)年國民生產(chǎn)總值的0.17%;2015—2017年中國社會(huì)慈善捐贈(zèng)總額凈增長391.29億元,普通民眾逐步成為個(gè)人捐贈(zèng)的中堅(jiān)力量;2018年中國社會(huì)慈善捐贈(zèng)1 624.15億元,個(gè)人捐贈(zèng)共計(jì)360.47億元;2019年社會(huì)捐贈(zèng)達(dá)到1 701.44億元,個(gè)人捐贈(zèng)高達(dá)398.45億元,同比增長10.54%;2020年中國社會(huì)捐贈(zèng)突破2 000億元,個(gè)人捐贈(zèng)作為中國慈善捐贈(zèng)的主要力量貢獻(xiàn)了524.15億元,年度增幅高達(dá)31.55%?？梢?隨著技術(shù)的不斷發(fā)展進(jìn)步,中國社會(huì)與個(gè)人慈善捐贈(zèng)仍將長期處于逐步上升的發(fā)展階段。慈善捐贈(zèng)不僅能夠滿足行為主體實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值,而且成為改善貧困地區(qū)和特殊群體生活現(xiàn)狀的重要方式,在調(diào)節(jié)貧富差距、促進(jìn)社會(huì)公平、維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等方面發(fā)揮了重要作用[3-4]?？梢灶A(yù)見,慈善捐贈(zèng)行為將日益成為影響中國第三次或第四次分配格局的重要因素,對(duì)于促進(jìn)社會(huì)資源再分配從而實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

那么,誰會(huì)更樂于慈善捐贈(zèng)呢?從財(cái)富的角度看,富有群體由于資產(chǎn)豐厚,在社會(huì)期許與社會(huì)壓力下,為了縮小貧富差距、促進(jìn)社會(huì)公正,是慈善事業(yè)的當(dāng)然責(zé)任主體[5]。從名望的角度看,名人由于具有較高的知名度與影響力,經(jīng)常參與公益活動(dòng),弘揚(yáng)社會(huì)正能量,“名人”慈善已經(jīng)成為新的社會(huì)現(xiàn)象[6]。近年來,在“人人慈善”氛圍的影響下,借助互聯(lián)網(wǎng)技術(shù),普通公眾的愛心善意被大大激發(fā),成為現(xiàn)代慈善不可或缺且越來越具有影響力的主體之一。公眾的普遍參與為現(xiàn)代慈善事業(yè)發(fā)展奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ),尤其是《中華人民共和國慈善法》出臺(tái)后,無論是富人、名人還是普通公眾,參與慈善事業(yè)的積極性都空前高漲[7]。事實(shí)上,中國居民深受傳統(tǒng)儒家文化的影響,“滴水之恩,涌泉相報(bào)”始終是居民秉承的價(jià)值理念。那么,是不是接受過捐贈(zèng)的人更愿意將這種社會(huì)善意與愛心傳遞下去,是不是相比其他未曾接受過社會(huì)捐贈(zèng)的人更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng)呢?這是本文研究的邏輯起點(diǎn)。

基于此,本文采用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),試圖回答上面的問題。相比于以往文獻(xiàn),本文可能的貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn):一是在研究視角方面,以往關(guān)于居民慈善捐贈(zèng)的研究主要側(cè)重于對(duì)捐贈(zèng)者自身特征的分析,如性別、參軍經(jīng)歷等[8]。本文采用微觀數(shù)據(jù),從曾經(jīng)接受過捐贈(zèng)的群體出發(fā),窺探慈善受助經(jīng)歷者是否更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng),也側(cè)面佐證“投我以桃,報(bào)之以李”的千古名言是否依然存在于中國民眾心中;二是在研究內(nèi)容方面,本文嘗試從奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心出發(fā),建構(gòu)慈善受助經(jīng)歷者慈善行為的影響機(jī)制,為更好地理解民眾慈善捐贈(zèng)行為提供啟示;三是在研究方法方面有所貢獻(xiàn),考慮到經(jīng)典線性回歸模型的估計(jì)結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題,本文采用赫克曼(Heckman)兩步法進(jìn)行研究,同時(shí)考慮到慈善捐贈(zèng)行為可能存在異質(zhì)性,原因在于不同慈善受助經(jīng)歷者基于不同的家庭結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)狀況與文化屬性會(huì)做出不同的行為選擇,因此本文從城鄉(xiāng)、性別等角度進(jìn)行了異質(zhì)性分析,并試圖捕捉那些更愿意做慈善的慈善受助經(jīng)歷者。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

烙印理論源于生物學(xué)中對(duì)動(dòng)物行為的研究。生物學(xué)家發(fā)現(xiàn)家禽具有跟隨第一眼看到的移動(dòng)物體的傾向。Lorenz于1937年將烙印理論引申為“本性中的印記”,即使周圍的環(huán)境發(fā)生了變化,“烙印”仍會(huì)持續(xù)產(chǎn)生影響。隨著烙印理論的不斷發(fā)展,其內(nèi)涵與外延也不斷豐富。直至20世紀(jì)初,對(duì)烙印理論的內(nèi)涵基本達(dá)成共識(shí),具體可以歸納為三個(gè)基本要素:一是焦點(diǎn)主體存在一個(gè)易受環(huán)境影響的敏感期;二是焦點(diǎn)主體能夠反映當(dāng)時(shí)的環(huán)境特征;三是即使環(huán)境變化,這些特征仍會(huì)延續(xù)[9]。烙印理論為受助經(jīng)歷與個(gè)體慈善捐贈(zèng)關(guān)系的研究提供了一個(gè)很好的理論視角。根據(jù)烙印理論,個(gè)體會(huì)在“敏感期”內(nèi)形成某種特定的價(jià)值觀、認(rèn)識(shí)基礎(chǔ)和心理特征[10]。

將烙印理論與中國傳統(tǒng)道德理念結(jié)合來看,受助者在成長與發(fā)展的關(guān)鍵時(shí)期如果接受過他人的慈善捐贈(zèng),則會(huì)形成“投桃報(bào)李”“知恩圖報(bào)”等意識(shí)形態(tài)印記,持續(xù)影響受助者隨后的價(jià)值觀、認(rèn)知模式以及行為選擇,盡管隨后的環(huán)境發(fā)生了變化,在“報(bào)”的社會(huì)規(guī)范影響下,受助者在今后更有可能進(jìn)行慈善捐贈(zèng)以回報(bào)他人:一方面,在中國文化語境下,“知恩圖報(bào)”是人們習(xí)以為常的人情法則和做人理念,“投桃報(bào)李”“滴水之恩,涌泉相報(bào)”等道德理念在當(dāng)今仍然影響著慈善捐贈(zèng)的主體與客體,具體表現(xiàn)在受助者一旦接受了“施者”的慈善捐贈(zèng)后,便欠了對(duì)方的人情,一有機(jī)會(huì)便設(shè)法回報(bào)[11]。因此,正處于發(fā)展起步階段的中國慈善事業(yè)在本質(zhì)上仍然是一種“知恩圖報(bào)”式的傳統(tǒng)施受關(guān)系,呈現(xiàn)傳統(tǒng)的“好人好事”“報(bào)”的規(guī)范?！皥?bào)”的規(guī)范要求受助者要有感恩之心,要善于回報(bào)他人[12]。另一方面,受助者在接受慈善捐贈(zèng)以后,更多地會(huì)遵循社會(huì)規(guī)則中的互惠規(guī)則。當(dāng)一個(gè)人給予另外一個(gè)人一些資源的同時(shí)也建立起了一種義務(wù),后者會(huì)在未來某時(shí)對(duì)前者回報(bào)價(jià)值相當(dāng)或超過原有價(jià)值的資源。那么互惠規(guī)則就表明當(dāng)一方為另外一方提供幫助或者給予資源時(shí),后者有義務(wù)回報(bào)給予其幫助的人[13]?；诖?本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1:受過慈善損贈(zèng)的居民,更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。

(二)影響機(jī)制建構(gòu)

從理論上講,奉獻(xiàn)是一種行為,是指“把實(shí)物或意見等恭敬莊嚴(yán)地送給集體或尊敬的人”,現(xiàn)代意義上的奉獻(xiàn)可以理解為給予,且必須具有奉獻(xiàn)主體對(duì)自己主體意識(shí)的自覺。自覺在哲學(xué)意義上指的是內(nèi)在自我發(fā)現(xiàn)與外在創(chuàng)新的自我解放意識(shí),表現(xiàn)為對(duì)人的自我存在的必然維持和發(fā)展[6]。據(jù)此,奉獻(xiàn)意識(shí)可以認(rèn)為是推動(dòng)主體自身出于維護(hù)和發(fā)展自我本體的需要而主動(dòng)作為的一種精神力量,屬于個(gè)人價(jià)值觀的重要內(nèi)容,是奉獻(xiàn)外在化的內(nèi)在基礎(chǔ)和動(dòng)力。在“知恩圖報(bào)”等人情法則的影響下,慈善受助者的受助經(jīng)歷能夠喚醒受助者的“自覺”意識(shí),受助者通過“主動(dòng)奉獻(xiàn),回報(bào)他人”等方式來回應(yīng)社會(huì)規(guī)范,從而維護(hù)和發(fā)展自我本體,因此在一定程度上可以認(rèn)為慈善受助者的受助經(jīng)歷促進(jìn)了受助者奉獻(xiàn)精神的產(chǎn)生。那么,奉獻(xiàn)意識(shí)能否促進(jìn)慈善捐贈(zèng)呢?具體來看,奉獻(xiàn)意識(shí)是公民積極向社會(huì)做出自身貢獻(xiàn)的表達(dá)[14],慈善捐贈(zèng)則是向社會(huì)做貢獻(xiàn)的一種重要表現(xiàn)方式。個(gè)體在進(jìn)行慈善捐贈(zèng)時(shí)會(huì)受到自身正向價(jià)值觀念的驅(qū)動(dòng),從而更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng),向社會(huì)做出自己的貢獻(xiàn)。據(jù)此可以判斷,奉獻(xiàn)意識(shí)作為個(gè)人正向價(jià)值觀的重要組成部分,很可能會(huì)對(duì)受助者與其慈善捐贈(zèng)之間的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響。基于此,本文提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2:奉獻(xiàn)意識(shí)是慈善受助經(jīng)歷者捐贈(zèng)行為的影響因素。

社會(huì)信任作為社會(huì)資本的一個(gè)重要方面,其產(chǎn)生主要基于“互惠準(zhǔn)則與公民參與網(wǎng)絡(luò)”。國外已有研究表明,以現(xiàn)金轉(zhuǎn)移為主要方式的救助項(xiàng)目可以提高受助者的社會(huì)參與程度,從而有助于改善其社會(huì)信任[15]。無獨(dú)有偶,還有國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),定期接受現(xiàn)金轉(zhuǎn)移救助的個(gè)人或者家庭對(duì)未來更有信心,從而會(huì)加強(qiáng)與國家和社區(qū)成員之間的聯(lián)系[16],這無疑會(huì)對(duì)慈善受助者的人際關(guān)系和人際信任產(chǎn)生積極的影響。由此不難看出,接受現(xiàn)金救助的人會(huì)有更高的社會(huì)參與程度,接受慈善捐贈(zèng)的受助者可能會(huì)產(chǎn)生更高水平的社會(huì)信任。有關(guān)社會(huì)信任與慈善捐贈(zèng)之間關(guān)系的研究,國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn),在控制其他變量以后,居民的捐款行為會(huì)受到其個(gè)人自身社會(huì)資本存量的影響。社會(huì)資本中的社會(huì)信任對(duì)人們的捐款行為具有正向影響[17]。社會(huì)資本與政府信任能夠共同促進(jìn)民間的互助行為,更信任社會(huì)、更依賴社交媒體的人更傾向于通過互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)等社會(huì)渠道來幫助他人[18]。制度環(huán)境中的社會(huì)信任同樣對(duì)社會(huì)捐贈(zèng)水平具有顯著正向影響[19]。還有研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)關(guān)系更多、更廣泛參與社會(huì)活動(dòng)的人,以及更加信任別人的人,更有可能捐出更多的錢[20]。基于此,本文提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3:社會(huì)信任是慈善受助經(jīng)歷者慈善捐贈(zèng)行為的影響因素。

從心理學(xué)角度來看,幸福感、對(duì)未來生活的信心同樣可能是受助者慈善捐贈(zèng)行為的影響因素。國外研究發(fā)現(xiàn),接受社會(huì)捐贈(zèng)的居民能夠支付得起家庭日常生活支出,降低了對(duì)其親屬的依賴性,降低了“日常生活的憂慮”,從而增強(qiáng)了自身的尊嚴(yán)與自信[21]。同時(shí),國外老年津貼能夠讓人們特別是女性感受到“幸福、平靜以及不緊張”,接受現(xiàn)金轉(zhuǎn)移的兒童心理健康會(huì)有所改善,自尊增強(qiáng),同時(shí)對(duì)未來展現(xiàn)出了更加積極樂觀的態(tài)度[22]。從以上的文獻(xiàn)回溯不難看出,受助者在接受捐贈(zèng)后會(huì)產(chǎn)生更加積極的生活態(tài)度,其對(duì)未來生活的信心和幸福感會(huì)得到一定程度的提升。

在有關(guān)幸福感、對(duì)未來生活的信心與慈善捐贈(zèng)之間關(guān)系的研究中,已有學(xué)者發(fā)現(xiàn),由于幫助他人是發(fā)現(xiàn)和實(shí)現(xiàn)自我價(jià)值的一種途徑,慈善捐贈(zèng)有利于提升個(gè)體對(duì)自身的感受[21]。個(gè)體從事慈善捐贈(zèng)越多,自身所獲得的幸福感就會(huì)越多。慈善行為與幸福感之間的關(guān)系是正相關(guān)的,慈善捐贈(zèng)有利于提升自身主觀感受,從而激勵(lì)人們從事更多的慈善捐贈(zèng)行為[23]。同樣地,國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),對(duì)未來生活的信心在家庭儲(chǔ)蓄與慈善捐贈(zèng)之間具有中介作用,擁有家庭存款會(huì)加強(qiáng)對(duì)未來生活的信心,從而會(huì)更增強(qiáng)利己與利他動(dòng)機(jī),使人們更積極地參與慈善捐贈(zèng)[24]?；诖?本文提出研究假設(shè)4。

假設(shè)4:對(duì)未來生活的信心是慈善受助者慈善捐贈(zèng)的影響因素。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)研究數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS),該數(shù)據(jù)是兩年一期的跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù),旨在通過對(duì)全國代表性樣本村居、家庭、家庭成員的跟蹤調(diào)查,反映中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與社會(huì)變遷的狀況。按調(diào)查單位層級(jí)來分,中國家庭追蹤調(diào)查訪問卷包括個(gè)人問卷、家庭問卷和村居問卷三類:個(gè)人問卷的目的在于了解樣本個(gè)體的狀況,包括個(gè)體的身體狀況、職業(yè)狀況、受教育狀況等;家庭問卷的目的在于了解個(gè)體生活環(huán)境、生活設(shè)施、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等;村居問卷的目的在于了解樣本家庭所在的環(huán)境。為了研究共同富裕背景下受助者的慈善捐贈(zèng)行為,本文變量主要采用2018年中國家庭追蹤第五次全國調(diào)查數(shù)據(jù),這次調(diào)查一共包含33 326位居民。經(jīng)過變量篩選與缺失值處理,最終保留了15 613個(gè)樣本。

(二)變量選取

慈善捐贈(zèng)是本文的因變量,將其分為兩個(gè)層次:第一層次變量是居民慈善捐贈(zèng)意愿的二值虛擬變量,其中“1”表示愿意做慈善捐贈(zèng),“0”表示不愿意做慈善捐贈(zèng)。CFPS2018數(shù)據(jù)顯示中國居民中慈善捐贈(zèng)者約為24%。第二層次變量為居民慈善捐贈(zèng)金額(元/年),CFPS2018數(shù)據(jù)(全樣本)顯示中國居民過去12個(gè)月慈善捐贈(zèng)金額約為121.58元/年。需要說明的是,為了估計(jì)的無偏性,本文在分析時(shí)將居民慈善捐贈(zèng)金額轉(zhuǎn)化為對(duì)數(shù)。

慈善受助經(jīng)歷是本文的自變量,將CFPS2018問卷中“您是否收到過社會(huì)捐贈(zèng)”這一問題操作化為慈善受助經(jīng)歷。如果居民過去收到過社會(huì)捐贈(zèng),賦值為“1”;如果居民過去沒有收到過任何社會(huì)捐贈(zèng),則賦值為“0”。

為了進(jìn)一步觀察慈善受助經(jīng)歷對(duì)慈善捐贈(zèng)行為影響的凈效應(yīng),我們參考已有關(guān)于慈善捐贈(zèng)的影響因素[25],從人口學(xué)個(gè)體特征、家庭特征與社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征等方面選取控制變量。其中,人口學(xué)特征變量主要包括性別(男性=1,女性=0)、年齡(調(diào)查時(shí)間與出生時(shí)間之差)、婚姻狀況(已婚=1,未婚=0)、受教育年限(研究生=19,本科=16,大專=15,高中/職專=12,初中=9,小學(xué)=6,文盲=0)、政治面貌(中共黨員=1,非中共黨員=0);家庭特征變量主要包括家庭人口規(guī)模(被訪者家庭人數(shù))、家庭全年收入(家庭年收入對(duì)數(shù))、家庭消費(fèi)支出(家庭年消費(fèi)支出對(duì)數(shù))、家庭社會(huì)資本(禮金來往對(duì)數(shù));社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量主要包括互聯(lián)網(wǎng)使用(是=1,否=0)、社會(huì)保險(xiǎn)(參加=1,未參加=0)、城鄉(xiāng)(城鎮(zhèn)=1,農(nóng)村=0)。

(三)模型建構(gòu)

本文使用Logit模型估計(jì)慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)的影響,模型設(shè)定如下:

(1)

模型(1)中,i代表被訪者,P(donationi=1)表示被訪者愿意慈善捐贈(zèng)的頻率,Charitablei代表被訪者慈善受助經(jīng)歷變量,Xi代表控制變量,α是回歸方程的常數(shù)項(xiàng),β1與γ1分別表示慈善受助經(jīng)歷與控制變量的系數(shù),隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εi～N(0,σ2)。需要說明的是,Logit模型為非線性模型,其回歸系數(shù)與線性模型中的邊際效應(yīng)不同,因此,后續(xù)將采用概率比對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行描述,即回歸系數(shù)的指數(shù)值。

為考察慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)金額的影響,本文設(shè)定如下OLS模型:

(2)

四、描述性分析與實(shí)證檢驗(yàn)

(一)描述性分析

表1給出了核心變量及控制變量的基本信息。在慈善受助經(jīng)歷者和沒有慈善受助經(jīng)歷者樣本組間,除了社會(huì)保險(xiǎn)變量均值不存在顯著差異,其他變量均值均存在顯著差異。具體而言,具有慈善受助經(jīng)歷的居民慈善捐贈(zèng)意愿比重與慈善捐贈(zèng)金額均高于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。從個(gè)體特征上看,有慈善受助經(jīng)歷的居民男性比例、年齡與年齡平方項(xiàng)比例均顯著高于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,但有慈善受助經(jīng)歷的居民已婚者比例、受教育年限、中共黨員比例均顯著低于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。從家庭特征上看,有慈善受助經(jīng)歷的居民家庭人口規(guī)模顯著高于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,但有慈善受助經(jīng)歷的居民家庭年收入、家庭消費(fèi)支出與家庭社會(huì)資本顯著低于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。從社會(huì)特征上看,有慈善受助經(jīng)歷的居民的互聯(lián)網(wǎng)使用比例與城鎮(zhèn)戶口比例顯著高于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,但有慈善受助經(jīng)歷的居民參與社會(huì)保險(xiǎn)的比例顯著低于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。

表1 變量的基本描述性分析

(二)慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)行為的影響

表2第(1)～(3)列展示了慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)意愿的影響,其中第(1)列僅添加個(gè)體特征變量作為控制變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,相比于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,慈善受助者的慈善捐贈(zèng)意愿提高了52%?？紤]慈善受助經(jīng)歷與居民慈善捐贈(zèng)的關(guān)系可能受其他控制變量的影響,第(2)和第(3)列分別添加了家庭特征變量與社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷依然在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著,且回歸系數(shù)為正,表明慈善受助經(jīng)歷提高了居民慈善捐贈(zèng)的可能性。以第(3)列的結(jié)果為例,慈善受助者的慈善捐贈(zèng)意愿比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民的慈善捐贈(zèng)意愿高了1.73倍。

表2第(4)～(6)列說明了慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)金額的影響。第(4)列中慈善受助經(jīng)歷在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,表明慈善受助者捐贈(zèng)的慈善金額更多。第(5)和第(6)列分別添加了家庭特征變量與社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷均在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著,且回歸系數(shù)均為正,表明相比于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,慈善受助經(jīng)歷者的慈善捐贈(zèng)金額更多。以第(6)列結(jié)果為例,有慈善受助經(jīng)歷的居民的慈善捐贈(zèng)金額比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民的慈善捐贈(zèng)金額高了約40%。

表2 慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民慈善捐贈(zèng)行為的影響

由上可知,慈善受助經(jīng)歷有利于推動(dòng)慈善事業(yè)的發(fā)展,即慈善受助經(jīng)歷不僅提高了居民慈善捐贈(zèng)的意愿,而且提高了居民慈善捐贈(zèng)的金額,假設(shè)1成立。研究表明:一方面,在慈善領(lǐng)域烙印理論同樣適用和成立,當(dāng)居民在成長與發(fā)展中遇到困難,如果受到他人、社會(huì)或者國家的慈善捐贈(zèng),則可能對(duì)受助者的認(rèn)知與行為模式等產(chǎn)生積極效應(yīng);另一方面,該發(fā)現(xiàn)也彰顯了在中國傳統(tǒng)文化的影響下,“滴水之恩,涌泉相報(bào)”的價(jià)值理念一直存在并形塑著人們的行為模式。慈善受助經(jīng)歷能夠讓居民感覺到國家和社會(huì)的關(guān)懷與支持;慈善受助者秉承著“投桃報(bào)李”的理念,也會(huì)積極地回饋社會(huì)及他人,實(shí)現(xiàn)愛心的傳遞。

從控制變量上看,與女性相比,男性居民慈善捐贈(zèng)意愿更低,且慈善捐贈(zèng)金額也更低,該發(fā)現(xiàn)佐證了Jones和Posnett的研究結(jié)論:不同性別的個(gè)體其慈善捐贈(zèng)的數(shù)量會(huì)有所不同,男性捐贈(zèng)數(shù)額要小于女性捐贈(zèng)數(shù)額[25]。年齡與慈善捐贈(zèng)意愿及慈善捐贈(zèng)金額呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系,原因可能是隨著年齡的增長,當(dāng)居民逐步擁有較為穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)時(shí),會(huì)更傾向于捐贈(zèng),收入不平衡和可支配收入的高低成為影響居民慈善捐贈(zèng)行為的重要因素[26];但隨著年齡的增長,居民收入來源也可能不斷減少,其捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額也隨之減少[27]。已婚的居民不僅慈善捐贈(zèng)意愿較低,而且慈善捐贈(zèng)金額也較少,原因可能是已婚者面臨著贍養(yǎng)家庭的職責(zé),經(jīng)濟(jì)壓力更大。受教育程度越高的居民,慈善捐贈(zèng)意愿與慈善捐贈(zèng)金額更高,一般而言,學(xué)歷高的居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更高,更有經(jīng)濟(jì)實(shí)力踐行慈善行為。政治面貌為中共黨員的居民更可能進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。在中國,當(dāng)民眾或者國家遇到困難時(shí),中共黨員永遠(yuǎn)沖在第一線,踐行為人民服務(wù)的宗旨。

與此同時(shí),家庭規(guī)模越大的居民,其慈善捐贈(zèng)意愿與慈善捐贈(zèng)金額也越低。家庭規(guī)模越大可能面臨的家庭經(jīng)濟(jì)資源約束更大,進(jìn)而會(huì)降低其選擇慈善行為的意愿及動(dòng)力。家庭收入越高與家庭消費(fèi)水平越高的居民,其慈善捐贈(zèng)意愿更高,慈善捐贈(zèng)金額也越高。這一發(fā)現(xiàn)不難解釋,家庭收入與家庭消費(fèi)支出越高意味著居民更有經(jīng)濟(jì)實(shí)力選擇慈善捐贈(zèng)行為。社會(huì)資本顯著提高了居民慈善捐贈(zèng)的概率和金額,中國是一個(gè)人情關(guān)系型國家,當(dāng)人們遇到困難時(shí),社會(huì)資本往往能夠起到規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的作用[28]。此外,使用互聯(lián)網(wǎng)的居民更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng),原因可能是互聯(lián)網(wǎng)能夠拓展居民的捐贈(zèng)渠道,使其更容易進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本研究結(jié)果的可信度,本文采用替代變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),分別選取慈善受助者收到的慈善金額做進(jìn)一步檢驗(yàn)。需要說明的是,將收到的慈善金額做對(duì)數(shù)進(jìn)行處理分析,研究結(jié)果如表3所示。在第(1)列和第(3)列中,均未添加任何控制變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助者收到的慈善金額越高,其慈善捐贈(zèng)的意愿也更高;但慈善受助者收到的慈善金額越多,并未能顯著提高其慈善捐贈(zèng)的金額?？紤]到估計(jì)的偏差,我們?cè)诘?2)列和第(4)列中,添加所有層面的控制變量,發(fā)現(xiàn)當(dāng)慈善受助者收到的慈善金額越多,其慈善捐贈(zèng)的概率與金額也越高。該結(jié)論與前文的研究發(fā)現(xiàn)一致,證明本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn):更換自變量

居民慈善捐贈(zèng)行為實(shí)際上是兩個(gè)行為決策過程的有機(jī)結(jié)合:第一個(gè)行為決策是居民是否進(jìn)行慈善捐贈(zèng)(選擇方程);第二個(gè)行為決策是居民慈善捐贈(zèng)金額的多少(結(jié)果方程)。如果數(shù)據(jù)中存在較多捐贈(zèng)金額為零的樣本,而在實(shí)證分析中剔除這些樣本,用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì),將會(huì)導(dǎo)致樣本選擇性偏誤;如果包含這些樣本,忽略是否進(jìn)行慈善捐贈(zèng)以及慈善捐贈(zèng)金額這兩種決策的差異,同樣也會(huì)導(dǎo)致估計(jì)偏誤。目前研究這類決策行為最常用的方法是Heckman兩階段模型,先用Logit模型建立居民是否進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的選擇方程,估計(jì)出每位居民的逆米爾斯比(λ),將其作為一個(gè)修正選擇性偏差的工具變量和其他變量一起納入慈善捐贈(zèng)金額的結(jié)果方程中,以修正第二階段的結(jié)果方程。

基于此,本文也采用Heckman兩步法來解決樣本選擇性偏誤。第一步是選擇方程,即居民慈善捐贈(zèng)的意愿,解釋變量包括居民的個(gè)體特征、家庭特征與社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征3個(gè)變量;第二步是結(jié)果方程,即居民慈善捐贈(zèng)金額,解釋變量包括居民的個(gè)體特征、家庭特征與社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征3個(gè)變量,同時(shí)根據(jù)2014年CFPS村級(jí)層面數(shù)據(jù),將自然災(zāi)害這一變量匹配到2018年CFPS數(shù)據(jù)中,納入回歸模型,結(jié)果見表4。研究發(fā)現(xiàn),無論是選擇方程還是結(jié)果方程,慈善受助經(jīng)歷均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著,即有慈善受助經(jīng)歷的居民慈善捐贈(zèng)的概率與慈善捐贈(zèng)的金額更高。由此可見,當(dāng)采用Heckman兩步法解決了內(nèi)生性后,本文的結(jié)果依然可信。

表4 內(nèi)生性處理:赫克曼模型

(四)異質(zhì)性檢驗(yàn)

毋庸置疑,慈善受助經(jīng)歷與慈善捐贈(zèng)均具有城鄉(xiāng)差異:一方面,與城鎮(zhèn)相比,農(nóng)村更可能遭受自然災(zāi)害等風(fēng)險(xiǎn)的沖擊,直接影響了居民的慈善受助經(jīng)歷;另一方面,與農(nóng)村相比,城鎮(zhèn)居民經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高,家庭經(jīng)濟(jì)資源更豐富,直接影響城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈(zèng)行為。表5說明了慈善受助經(jīng)歷對(duì)城鄉(xiāng)居民慈善捐贈(zèng)的影響。研究發(fā)現(xiàn),在城鎮(zhèn)樣本中,無論是慈善捐贈(zèng)意愿還是慈善捐贈(zèng)金額,雖然慈善受助經(jīng)歷的回歸系數(shù)為正,但是均沒有通過顯著性檢驗(yàn),表明慈善受助經(jīng)歷對(duì)城鎮(zhèn)居民慈善捐贈(zèng)意愿與慈善捐贈(zèng)金額沒有顯著影響。在農(nóng)村樣本中,慈善受助經(jīng)歷對(duì)慈善捐贈(zèng)意愿與慈善捐贈(zèng)金額均起到了積極作用,換言之,有慈善受助經(jīng)歷的農(nóng)村居民更愿意進(jìn)行慈善捐贈(zèng),且慈善捐贈(zèng)的金額也更多。其原因可能是根據(jù)“文化墮距”理論,當(dāng)文化發(fā)生變遷時(shí),各部分變遷的速度不一致,一般來說物質(zhì)文化總是先于非物質(zhì)文化發(fā)生變遷,在非物質(zhì)文化中價(jià)值觀念的變遷最為緩慢,而農(nóng)村居民對(duì)“知恩圖報(bào)”的傳統(tǒng)觀念可能更加看重。

表5 異質(zhì)性結(jié)果:城鄉(xiāng)差異

一般而言,女性作為社會(huì)弱勢(shì)群體,她們更具有同理心,當(dāng)她們經(jīng)歷災(zāi)害或者不幸事件時(shí),更可能產(chǎn)生共情。由此可見,不同性別居民的慈善捐贈(zèng)行為不同。鑒于此,本文分析慈善受助經(jīng)歷對(duì)不同性別居民慈善捐贈(zèng)的影響,回歸結(jié)果見表6。結(jié)果顯示,第(1)列和第(2)列中慈善受助經(jīng)歷分別在10%與1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著,表明無論男性還是女性,慈善受助經(jīng)歷均提高了他們慈善捐贈(zèng)的意愿。第(3)列中慈善受助經(jīng)歷未能通過顯著性檢驗(yàn),表明慈善受助經(jīng)歷對(duì)男性居民慈善捐贈(zèng)金額沒有顯著影響;第(4)列慈善受助經(jīng)歷在10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,表明有慈善受助經(jīng)歷的女性居民慈善捐贈(zèng)金額更高。有研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)遇到慈善捐贈(zèng)時(shí),女性總是比男性更慷慨,特別是更熱衷于志愿者活動(dòng)以及小額的金錢捐贈(zèng);此外,女性更容易覺得將錢花在有需要的人身上會(huì)給自己帶來更多的快樂,從而也更容易通過慷慨與財(cái)富的對(duì)比來定義成功[25]。

表6 異質(zhì)性結(jié)果:性別差異

(五)影響機(jī)制檢驗(yàn)

本研究發(fā)現(xiàn)具有慈善受助經(jīng)歷的居民慈善捐贈(zèng)意愿與慈善捐贈(zèng)金額更高,那么是什么機(jī)制影響了居民慈善捐贈(zèng)的意愿及其慈善捐贈(zèng)的金額呢?前文已經(jīng)建構(gòu)了慈善受助經(jīng)歷可能通過奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與主觀幸福感影響居民慈善捐贈(zèng)意愿及其捐贈(zèng)金額。為了驗(yàn)證本文建構(gòu)的影響機(jī)制是否成立,本文首先通過建構(gòu)奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心等指標(biāo),分析慈善受助經(jīng)歷對(duì)奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心產(chǎn)生的影響,最后分析奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心等指標(biāo)對(duì)居民慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額的影響。

根據(jù)中國家庭追蹤2018調(diào)查問卷,奉獻(xiàn)意識(shí)本文選取調(diào)查問題“您認(rèn)為人應(yīng)該是樂于助人還是自我為中心?”來衡量,將其設(shè)置為二分類虛擬變量,回答樂于助人者被認(rèn)為有奉獻(xiàn)意識(shí),賦值為“1”,否則賦值為“0”;社會(huì)信任本文選取調(diào)查問題“您喜歡信任別人還是懷疑別人”來衡量,將其操作化為二分類虛擬變量,回答喜歡信任別人則被認(rèn)為社會(huì)信任程度高,賦值為“1”,否則賦值為“0”;對(duì)未來生活的信心本文選取調(diào)查問題“您對(duì)未來信心程度”來衡量,被訪者回答分別為1～5分,將其操作化為二分類虛擬變量,其中回答4～5分的被認(rèn)為有信心,賦值為“1”,回答1～3分的被認(rèn)為沒有信心,賦值為“0”。

表7檢驗(yàn)奉獻(xiàn)意識(shí)的作用機(jī)制。第(1)列結(jié)果顯示,慈善受助經(jīng)歷在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,有慈善受助經(jīng)歷的居民奉獻(xiàn)意識(shí)比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民高約76%;第(2)列和第(3)列結(jié)果顯示,奉獻(xiàn)意識(shí)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正,意味著奉獻(xiàn)意識(shí)越高的居民,其慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額越高。表8檢驗(yàn)社會(huì)信任的作用機(jī)制。第(1)列結(jié)果顯示,相比于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民,有慈善受助經(jīng)歷的居民社會(huì)信任更高,即慈善受助經(jīng)歷對(duì)居民社會(huì)信任的提高具有積極意義;第(2)列和第(3)列結(jié)果顯示,社會(huì)信任分別在5%與10%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著,且回歸系數(shù)符號(hào)為正,可見社會(huì)信任顯著提高了居民的慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額。表9檢驗(yàn)幸福感的作用機(jī)制。第(1)列結(jié)果顯示,有慈善受助經(jīng)歷的居民對(duì)未來更有信心,比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民高約12%;第(2)列和第(3)列結(jié)果顯示,對(duì)未來生活的信心對(duì)居民慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額均有積極作用,即相比于對(duì)未來生活沒有信心的居民,對(duì)未來生活有信心的居民慈善捐贈(zèng)意愿高約26%,且慈善捐贈(zèng)金額高約20.2%。

表7 影響機(jī)制檢驗(yàn):奉獻(xiàn)意識(shí)

表8 影響機(jī)制檢驗(yàn):社會(huì)信任

表9 影響機(jī)制檢驗(yàn):對(duì)未來生活的信心

總而言之,影響機(jī)制檢驗(yàn)的回歸結(jié)果表明,慈善受助經(jīng)歷不僅會(huì)對(duì)居民的奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心產(chǎn)生正向效應(yīng),且可能通過對(duì)居民奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任及對(duì)未來生活的信心的影響進(jìn)而影響居民慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額,本文的假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4成立。

五、結(jié)論與討論

黨的十九屆五中全會(huì)指出,要充分發(fā)揮第三次分配的作用,發(fā)展慈善事業(yè),構(gòu)建初次分配、再分配與三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排,在高質(zhì)量發(fā)展中促進(jìn)共同富裕。在這樣的時(shí)代背景下,慈善事業(yè)作為第三次分配的主要方式,被提升至一個(gè)全新的高度?；诖?本文采用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),實(shí)證分析了慈善受助經(jīng)歷者是否更愿意選擇慈善捐贈(zèng)行為,實(shí)現(xiàn)愛心的傳遞從而助推慈善事業(yè)的發(fā)展。本研究得出如下三個(gè)結(jié)論:第一,慈善受助經(jīng)歷者不僅慈善捐贈(zèng)意愿更高,而且慈善捐贈(zèng)金額也更高,當(dāng)采用替代變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)與赫克曼兩步法克服內(nèi)生性后,研究結(jié)果依然成立;第二,異質(zhì)性結(jié)果顯示,女性慈善受助經(jīng)歷者與農(nóng)村慈善受助經(jīng)歷者慈善捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)金額更高;第三,影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷者的奉獻(xiàn)意識(shí)、社會(huì)信任與對(duì)未來生活的信心更高,進(jìn)而能夠提高其慈善捐贈(zèng)意愿與捐贈(zèng)金額。

研究結(jié)果顯示,中國慈善捐贈(zèng)的活力尚未被完全激發(fā)。受助群體規(guī)模較小、城市與農(nóng)村地區(qū)慈善事業(yè)發(fā)展不均衡等客觀事實(shí)側(cè)面反映了慈善事業(yè)發(fā)展的滯后性仍未發(fā)生根本性改變,據(jù)此提出以下政策建議:

一是激發(fā)多元主體有序參與慈善捐贈(zèng)活動(dòng)動(dòng)力,擴(kuò)大受助群體規(guī)模。通過政府部門牽頭,引導(dǎo)市場、社會(huì)組織及公民等多元主體有序參與到慈善捐贈(zèng)活動(dòng)中,并依托網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+慈善捐贈(zèng)”模式,鼓勵(lì)引導(dǎo)騰訊公益、阿里公益等“指尖公益”網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)發(fā)展,激發(fā)多元主體的主動(dòng)性與創(chuàng)新性,凝聚各方力量,擴(kuò)大慈善受助群體,將“善念”提升至“善舉”的新高度,驅(qū)動(dòng)慈善捐贈(zèng)事業(yè)向前發(fā)展。

二是持續(xù)加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村地區(qū)的慈善捐贈(zèng)力度,增加農(nóng)村困難群體受助經(jīng)歷,為今后慈善捐贈(zèng)事業(yè)發(fā)展筑牢根基;同時(shí)強(qiáng)化慈善捐贈(zèng)文化宣傳,提升慈善捐贈(zèng)文化認(rèn)同,針對(duì)男性及城鎮(zhèn)地區(qū)進(jìn)行重點(diǎn)宣傳,落實(shí)新時(shí)代背景下的慈善捐贈(zèng)文化內(nèi)涵,在繼承優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的基礎(chǔ)上,培養(yǎng)符合時(shí)代發(fā)展方向的慈善捐贈(zèng)文化認(rèn)同,全方位、多層次普及慈善捐贈(zèng)文化,提升全民對(duì)慈善捐贈(zèng)事業(yè)的道德認(rèn)知。

三是弘揚(yáng)社會(huì)主義奉獻(xiàn)精神,倡導(dǎo)各主體通過慈善捐贈(zèng)活動(dòng)回饋社會(huì);同時(shí)加大對(duì)慈善組織的監(jiān)管力度,強(qiáng)化慈善捐贈(zèng)組織公信力建設(shè),提升居民對(duì)未來生活的信心。慈善組織要自覺接受政府及公眾監(jiān)督,通過政府監(jiān)管提升公眾對(duì)慈善捐贈(zèng)機(jī)構(gòu)整體的社會(huì)信任,公開對(duì)慈善項(xiàng)目具體運(yùn)作過程,明晰各項(xiàng)慈善捐贈(zèng)的具體流向,保證慈善捐款用到實(shí)處,發(fā)揮慈善捐贈(zèng)事業(yè)應(yīng)有的功效,增強(qiáng)居民對(duì)未來生活的信心,促進(jìn)中國慈善捐贈(zèng)事業(yè)蓬勃發(fā)展[29]。

本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)的政策意義在于:一是本文的發(fā)現(xiàn)彰顯了以慈善捐贈(zèng)為核心的第三次分配對(duì)推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的作用。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家厲以寧早在1994年提出“第三次分配”的核心要義是指人們完全出于自愿的、相互之間的捐贈(zèng)和轉(zhuǎn)移收入,比如對(duì)公益事業(yè)的捐獻(xiàn),這既不屬于市場的分配,也不屬于政府的分配,而是出于道德力量的分配,其動(dòng)力機(jī)制是基于社會(huì)機(jī)制的愛心驅(qū)動(dòng)。事實(shí)上,第三次分配的客體非常廣泛,其不僅包括社會(huì)力量捐贈(zèng)的財(cái)產(chǎn),也包括社會(huì)力量所提供的志愿服務(wù),通過奉獻(xiàn)時(shí)間、技能與專業(yè)知識(shí),為弱勢(shì)群體提供所需要的服務(wù),提升弱勢(shì)群體物質(zhì)與精神層面的獲得感、幸福感,進(jìn)而反作用于弱勢(shì)群體的慈善捐贈(zèng)[30]。二是公益慈善事業(yè)作為國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化的重要內(nèi)容,對(duì)共同富裕與社會(huì)主義精神文明建設(shè)具有至關(guān)重要的作用。一方面,初次分配可能導(dǎo)致收入差距的擴(kuò)大,引發(fā)社會(huì)信任危機(jī)與社會(huì)公平感降低;而以社會(huì)保障、精準(zhǔn)扶貧等政策為主的二次分配可能導(dǎo)致福利依賴與福利陷阱等問題[1]。因此,需要基于自愿和愛心基礎(chǔ)的慈善事業(yè)對(duì)收入和財(cái)富分配進(jìn)行有效調(diào)節(jié),最終實(shí)現(xiàn)初次分配、再次分配與三次分配相互協(xié)調(diào)、相互補(bǔ)充的收入分配格局。

當(dāng)然,本研究還存在一定局限。第一,僅使用2018年中國家庭追蹤調(diào)查單期數(shù)據(jù),而未使用中國家庭追蹤調(diào)查多期面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,對(duì)文中因果關(guān)系識(shí)別的精準(zhǔn)度可能會(huì)有一定影響;第二,盡管2018年中國家庭追蹤調(diào)查問卷相關(guān)題項(xiàng)“過去12個(gè)月的捐款行為”基本等同于捐贈(zèng)行為與捐贈(zèng)意愿,但并不是完全對(duì)等的關(guān)系,在未來研究中將盡可能采用多期數(shù)據(jù)開展研究,對(duì)于中國家庭追蹤調(diào)查相關(guān)題項(xiàng)的選擇會(huì)更加謹(jǐn)慎。