馬紅鴿,賀曉迎,楊舒然

(1.西安財經(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)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標(biāo)綱要》提出了“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展”的遠景目標(biāo),并指出“發(fā)揮慈善等第三次分配作用,改善收入和財富分配格局?！碑?dāng)前,在中國從全面建成小康社會向著全面建成社會主義現(xiàn)代化強國邁進之際,慈善捐贈等第三次分配的作用與價值日益凸顯[1]。慈善捐贈及其影響因素逐步成為學(xué)術(shù)界一個重要議題。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)展四個階段,目前已經(jīng)進入一個全新的發(fā)展時期[2]?！吨袊壬凭栀泩蟾妗凤@示,2013年中國社會慈善捐贈總額約為989.42億元,占當(dāng)年國民生產(chǎn)總值的0.17%;2015—2017年中國社會慈善捐贈總額凈增長391.29億元,普通民眾逐步成為個人捐贈的中堅力量;2018年中國社會慈善捐贈1 624.15億元,個人捐贈共計360.47億元;2019年社會捐贈達到1 701.44億元,個人捐贈高達398.45億元,同比增長10.54%;2020年中國社會捐贈突破2 000億元,個人捐贈作為中國慈善捐贈的主要力量貢獻了524.15億元,年度增幅高達31.55%?？梢?隨著技術(shù)的不斷發(fā)展進步,中國社會與個人慈善捐贈仍將長期處于逐步上升的發(fā)展階段。慈善捐贈不僅能夠滿足行為主體實現(xiàn)自我價值,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、促進社會公平、維護社會穩(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,對于促進社會資源再分配從而實現(xiàn)共同富裕具有重要意義。

那么,誰會更樂于慈善捐贈呢?從財富的角度看,富有群體由于資產(chǎn)豐厚,在社會期許與社會壓力下,為了縮小貧富差距、促進社會公正,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,弘揚社會正能量,“名人”慈善已經(jīng)成為新的社會現(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)展奠定了堅實的基礎(chǔ),尤其是《中華人民共和國慈善法》出臺后,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”始終是居民秉承的價值理念。那么,是不是接受過捐贈的人更愿意將這種社會善意與愛心傳遞下去,是不是相比其他未曾接受過社會捐贈的人更愿意進行慈善捐贈呢?這是本文研究的邏輯起點。

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,本文可能的貢獻有以下幾點:一是在研究視角方面,以往關(guān)于居民慈善捐贈的研究主要側(cè)重于對捐贈者自身特征的分析,如性別、參軍經(jīng)歷等[8]。本文采用微觀數(shù)據(jù),從曾經(jīng)接受過捐贈的群體出發(fā),窺探慈善受助經(jīng)歷者是否更愿意進行慈善捐贈,也側(cè)面佐證“投我以桃,報之以李”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,本文嘗試從奉獻意識、社會信任與對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制,為更好地理解民眾慈善捐贈行為提供啟示;三是在研究方法方面有所貢獻,考慮到經(jīng)典線性回歸模型的估計結(jié)果可能存在內(nèi)生性問題,本文采用赫克曼(Heckman)兩步法進行研究,同時考慮到慈善捐贈行為可能存在異質(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)濟狀況與文化屬性會做出不同的行為選擇,因此本文從城鄉(xiāng)、性別等角度進行了異質(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)文獻回顧

烙印理論源于生物學(xué)中對動物行為的研究。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世紀初,對烙印理論的內(nèi)涵基本達成共識,具體可以歸納為三個基本要素:一是焦點主體存在一個易受環(huán)境影響的敏感期;二是焦點主體能夠反映當(dāng)時的環(huán)境特征;三是即使環(huán)境變化,這些特征仍會延續(xù)[9]。烙印理論為受助經(jīng)歷與個體慈善捐贈關(guān)系的研究提供了一個很好的理論視角。根據(jù)烙印理論,個體會在“敏感期”內(nèi)形成某種特定的價值觀、認識基礎(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)鍵時期如果接受過他人的慈善捐贈,則會形成“投桃報李”“知恩圖報”等意識形態(tài)印記,持續(xù)影響受助者隨后的價值觀、認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”的社會規(guī)范影響下,受助者在今后更有可能進行慈善捐贈以回報他人:一方面,在中國文化語境下,“知恩圖報”是人們習(xí)以為常的人情法則和做人理念,“投桃報李”“滴水之恩,涌泉相報”等道德理念在當(dāng)今仍然影響著慈善捐贈的主體與客體,具體表現(xiàn)在受助者一旦接受了“施者”的慈善捐贈后,便欠了對方的人情,一有機會便設(shè)法回報[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”式的傳統(tǒng)施受關(guān)系,呈現(xiàn)傳統(tǒng)的“好人好事”“報”的規(guī)范?！皥蟆钡囊?guī)范要求受助者要有感恩之心,要善于回報他人[12]。另一方面,受助者在接受慈善捐贈以后,更多地會遵循社會規(guī)則中的互惠規(guī)則。當(dāng)一個人給予另外一個人一些資源的同時也建立起了一種義務(wù),后者會在未來某時對前者回報價值相當(dāng)或超過原有價值的資源。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,后者有義務(wù)回報給予其幫助的人[13]?；诖?本文提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1:受過慈善損贈的居民,更愿意進行慈善捐贈。

(二)影響機制建構(gòu)

從理論上講,奉獻是一種行為,是指“把實物或意見等恭敬莊嚴地送給集體或尊敬的人”,現(xiàn)代意義上的奉獻可以理解為給予,且必須具有奉獻主體對自己主體意識的自覺。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,表現(xiàn)為對人的自我存在的必然維持和發(fā)展[6]。據(jù)此,奉獻意識可以認為是推動主體自身出于維護和發(fā)展自我本體的需要而主動作為的一種精神力量,屬于個人價值觀的重要內(nèi)容,是奉獻外在化的內(nèi)在基礎(chǔ)和動力。在“知恩圖報”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,受助者通過“主動奉獻,回報他人”等方式來回應(yīng)社會規(guī)范,從而維護和發(fā)展自我本體,因此在一定程度上可以認為慈善受助者的受助經(jīng)歷促進了受助者奉獻精神的產(chǎn)生。那么,奉獻意識能否促進慈善捐贈呢?具體來看,奉獻意識是公民積極向社會做出自身貢獻的表達[14],慈善捐贈則是向社會做貢獻的一種重要表現(xiàn)方式。個體在進行慈善捐贈時會受到自身正向價值觀念的驅(qū)動,從而更愿意進行慈善捐贈,向社會做出自己的貢獻。據(jù)此可以判斷,奉獻意識作為個人正向價值觀的重要組成部分,很可能會對受助者與其慈善捐贈之間的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響?；诖?本文提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2:奉獻意識是慈善受助經(jīng)歷者捐贈行為的影響因素。

社會信任作為社會資本的一個重要方面,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目可以提高受助者的社會參與程度,從而有助于改善其社會信任[15]。無獨有偶,還有國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),定期接受現(xiàn)金轉(zhuǎn)移救助的個人或者家庭對未來更有信心,從而會加強與國家和社區(qū)成員之間的聯(lián)系[16],這無疑會對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)金救助的人會有更高的社會參與程度,接受慈善捐贈的受助者可能會產(chǎn)生更高水平的社會信任。有關(guān)社會信任與慈善捐贈之間關(guān)系的研究,國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn),在控制其他變量以后,居民的捐款行為會受到其個人自身社會資本存量的影響。社會資本中的社會信任對人們的捐款行為具有正向影響[17]。社會資本與政府信任能夠共同促進民間的互助行為,更信任社會、更依賴社交媒體的人更傾向于通過互聯(lián)網(wǎng)平臺等社會渠道來幫助他人[18]。制度環(huán)境中的社會信任同樣對社會捐贈水平具有顯著正向影響[19]。還有研究發(fā)現(xiàn),社會關(guān)系更多、更廣泛參與社會活動的人,以及更加信任別人的人,更有可能捐出更多的錢[20]?；诖?本文提出研究假設(shè)3。

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

從心理學(xué)角度來看,幸福感、對未來生活的信心同樣可能是受助者慈善捐贈行為的影響因素。國外研究發(fā)現(xiàn),接受社會捐贈的居民能夠支付得起家庭日常生活支出,降低了對其親屬的依賴性,降低了“日常生活的憂慮”,從而增強了自身的尊嚴與自信[21]。同時,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有所改善,自尊增強,同時對未來展現(xiàn)出了更加積極樂觀的態(tài)度[22]。從以上的文獻回溯不難看出,受助者在接受捐贈后會產(chǎn)生更加積極的生活態(tài)度,其對未來生活的信心和幸福感會得到一定程度的提升。

在有關(guān)幸福感、對未來生活的信心與慈善捐贈之間關(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)和實現(xiàn)自我價值的一種途徑,慈善捐贈有利于提升個體對自身的感受[21]。個體從事慈善捐贈越多,自身所獲得的幸福感就會越多。慈善行為與幸福感之間的關(guān)系是正相關(guān)的,慈善捐贈有利于提升自身主觀感受,從而激勵人們從事更多的慈善捐贈行為[23]。同樣地,國內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),對未來生活的信心在家庭儲蓄與慈善捐贈之間具有中介作用,擁有家庭存款會加強對未來生活的信心,從而會更增強利己與利他動機,使人們更積極地參與慈善捐贈[24]。基于此,本文提出研究假設(shè)4。

假設(shè)4:對未來生活的信心是慈善受助者慈善捐贈的影響因素。

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)濟發(fā)展與社會變遷的狀況。按調(diào)查單位層級來分,中國家庭追蹤調(diào)查訪問卷包括個人問卷、家庭問卷和村居問卷三類:個人問卷的目的在于了解樣本個體的狀況,包括個體的身體狀況、職業(yè)狀況、受教育狀況等;家庭問卷的目的在于了解個體生活環(huán)境、生活設(shè)施、社會經(jīng)濟地位等;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個樣本。

(二)變量選取

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

慈善受助經(jīng)歷是本文的自變量,將CFPS2018問卷中“您是否收到過社會捐贈”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捐贈,賦值為“1”;如果居民過去沒有收到過任何社會捐贈,則賦值為“0”。

為了進一步觀察慈善受助經(jīng)歷對慈善捐贈行為影響的凈效應(yīng),我們參考已有關(guān)于慈善捐贈的影響因素[25],從人口學(xué)個體特征、家庭特征與社會經(jīng)濟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)查時間與出生時間之差)、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(家庭年收入對數(shù))、家庭消費支出(家庭年消費支出對數(shù))、家庭社會資本(禮金來往對數(shù));社會經(jīng)濟特征變量主要包括互聯(lián)網(wǎng)使用(是=1,否=0)、社會保險(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模型估計慈善受助經(jīng)歷對居民慈善捐贈的影響,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,β1與γ1分別表示慈善受助經(jīng)歷與控制變量的系數(shù),隨機擾動項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)將采用概率比對回歸結(jié)果進行描述,即回歸系數(shù)的指數(shù)值。

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

(2)

四、描述性分析與實證檢驗

(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,除了社會保險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)歷的居民慈善捐贈意愿比重與慈善捐贈金額均高于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。從個體特征上看,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、家庭消費支出與家庭社會資本顯著低于沒有慈善受助經(jīng)歷的居民。從社會特征上看,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)歷的居民參與社會保險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)歷對居民慈善捐贈行為的影響

表2第(1)～(3)列展示了慈善受助經(jīng)歷對居民慈善捐贈意愿的影響,其中第(1)列僅添加個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意愿提高了52%?？紤]慈善受助經(jīng)歷與居民慈善捐贈的關(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經(jīng)濟特征變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷依然在1%的統(tǒng)計水平下顯著,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的可能性。以第(3)列的結(jié)果為例,慈善受助者的慈善捐贈意愿比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民的慈善捐贈意愿高了1.73倍。

表2第(4)～(6)列說明了慈善受助經(jīng)歷對居民慈善捐贈金額的影響。第(4)列中慈善受助經(jīng)歷在10%的統(tǒng)計水平下顯著為正,表明慈善受助者捐贈的慈善金額更多。第(5)和第(6)列分別添加了家庭特征變量與社會經(jīng)濟特征變量,發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷均在5%的統(tǒng)計水平下顯著,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金額比沒有慈善受助經(jīng)歷的居民的慈善捐贈金額高了約40%。

表2 慈善受助經(jīng)歷對居民慈善捐贈行為的影響

由上可知,慈善受助經(jīng)歷有利于推動慈善事業(yè)的發(fā)展,即慈善受助經(jīng)歷不僅提高了居民慈善捐贈的意愿,而且提高了居民慈善捐贈的金額,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、社會或者國家的慈善捐贈,則可能對受助者的認知與行為模式等產(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”的價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的關(guān)懷與支持;慈善受助者秉承著“投桃報李”的理念,也會積極地回饋社會及他人,實現(xiàn)愛心的傳遞。

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

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

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本研究結(jié)果的可信度,本文采用替代變量法進行穩(wěn)健性檢驗,分別選取慈善受助者收到的慈善金額做進一步檢驗。需要說明的是,將收到的慈善金額做對數(shù)進行處理分析,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的金額?？紤]到估計的偏差,我們在第(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:更換自變量

居民慈善捐贈行為實際上是兩個行為決策過程的有機結(jié)合:第一個行為決策是居民是否進行慈善捐贈(選擇方程);第二個行為決策是居民慈善捐贈金額的多少(結(jié)果方程)。如果數(shù)據(jù)中存在較多捐贈金額為零的樣本,而在實證分析中剔除這些樣本,用普通最小二乘法(OLS)進行估計,將會導(dǎo)致樣本選擇性偏誤;如果包含這些樣本,忽略是否進行慈善捐贈以及慈善捐贈金額這兩種決策的差異,同樣也會導(dǎo)致估計偏誤。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行慈善捐贈的選擇方程,估計出每位居民的逆米爾斯比(λ),將其作為一個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,即居民慈善捐贈的意愿,解釋變量包括居民的個體特征、家庭特征與社會經(jīng)濟特征3個變量;第二步是結(jié)果方程,即居民慈善捐贈金額,解釋變量包括居民的個體特征、家庭特征與社會經(jīng)濟特征3個變量,同時根據(jù)2014年CFPS村級層面數(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)計水平下顯著,即有慈善受助經(jīng)歷的居民慈善捐贈的概率與慈善捐贈的金額更高。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

毋庸置疑,慈善受助經(jīng)歷與慈善捐贈均具有城鄉(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)濟發(fā)展水平更高,家庭經(jīng)濟資源更豐富,直接影響城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈行為。表5說明了慈善受助經(jīng)歷對城鄉(xiāng)居民慈善捐贈的影響。研究發(fā)現(xiàn),在城鎮(zhèn)樣本中,無論是慈善捐贈意愿還是慈善捐贈金額,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,表明慈善受助經(jīng)歷對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈意愿與慈善捐贈金額沒有顯著影響。在農(nóng)村樣本中,慈善受助經(jīng)歷對慈善捐贈意愿與慈善捐贈金額均起到了積極作用,換言之,有慈善受助經(jīng)歷的農(nóng)村居民更愿意進行慈善捐贈,且慈善捐贈的金額也更多。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,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)文化中價值觀念的變遷最為緩慢,而農(nóng)村居民對“知恩圖報”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,女性作為社會弱勢群體,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,更可能產(chǎn)生共情。由此可見,不同性別居民的慈善捐贈行為不同。鑒于此,本文分析慈善受助經(jīng)歷對不同性別居民慈善捐贈的影響,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的意愿。第(3)列中慈善受助經(jīng)歷未能通過顯著性檢驗,表明慈善受助經(jīng)歷對男性居民慈善捐贈金額沒有顯著影響;第(4)列慈善受助經(jīng)歷在10%的統(tǒng)計水平下顯著為正,表明有慈善受助經(jīng)歷的女性居民慈善捐贈金額更高。有研究發(fā)現(xiàn),當(dāng)遇到慈善捐贈時,女性總是比男性更慷慨,特別是更熱衷于志愿者活動以及小額的金錢捐贈;此外,女性更容易覺得將錢花在有需要的人身上會給自己帶來更多的快樂,從而也更容易通過慷慨與財富的對比來定義成功[25]。

表6 異質(zhì)性結(jié)果:性別差異

(五)影響機制檢驗

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

根據(jù)中國家庭追蹤2018調(diào)查問卷,奉獻意識本文選取調(diào)查問題“您認為人應(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為有奉獻意識,賦值為“1”,否則賦值為“0”;社會信任本文選取調(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為社會信任程度高,賦值為“1”,否則賦值為“0”;對未來生活的信心本文選取調(diào)查問題“您對未來信心程度”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分的被認為有信心,賦值為“1”,回答1～3分的被認為沒有信心,賦值為“0”。

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

表7 影響機制檢驗:奉獻意識

表8 影響機制檢驗:社會信任

表9 影響機制檢驗:對未來生活的信心

總而言之,影響機制檢驗的回歸結(jié)果表明,慈善受助經(jīng)歷不僅會對居民的奉獻意識、社會信任與對未來生活的信心產(chǎn)生正向效應(yīng),且可能通過對居民奉獻意識、社會信任及對未來生活的信心的影響進而影響居民慈善捐贈意愿與捐贈金額,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)展中促進共同富裕。在這樣的時代背景下,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),實證分析了慈善受助經(jīng)歷者是否更愿意選擇慈善捐贈行為,實現(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結(jié)論:第一,慈善受助經(jīng)歷者不僅慈善捐贈意愿更高,而且慈善捐贈金額也更高,當(dāng)采用替代變量法進行穩(wěn)健性檢驗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)歷者慈善捐贈意愿和捐贈金額更高;第三,影響機制發(fā)現(xiàn)慈善受助經(jīng)歷者的奉獻意識、社會信任與對未來生活的信心更高,進而能夠提高其慈善捐贈意愿與捐贈金額。

研究結(jié)果顯示,中國慈善捐贈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活動動力,擴大受助群體規(guī)模。通過政府部門牽頭,引導(dǎo)市場、社會組織及公民等多元主體有序參與到慈善捐贈活動中,并依托網(wǎng)絡(luò)平臺發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)+慈善捐贈”模式,鼓勵引導(dǎo)騰訊公益、阿里公益等“指尖公益”網(wǎng)絡(luò)平臺發(fā)展,激發(fā)多元主體的主動性與創(chuàng)新性,凝聚各方力量,擴大慈善受助群體,將“善念”提升至“善舉”的新高度,驅(qū)動慈善捐贈事業(yè)向前發(fā)展。

二是持續(xù)加強對農(nóng)村地區(qū)的慈善捐贈力度,增加農(nóng)村困難群體受助經(jīng)歷,為今后慈善捐贈事業(yè)發(fā)展筑牢根基;同時強化慈善捐贈文化宣傳,提升慈善捐贈文化認同,針對男性及城鎮(zhèn)地區(qū)進行重點宣傳,落實新時代背景下的慈善捐贈文化內(nèi)涵,在繼承優(yōu)秀傳統(tǒng)文化的基礎(chǔ)上,培養(yǎng)符合時代發(fā)展方向的慈善捐贈文化認同,全方位、多層次普及慈善捐贈文化,提升全民對慈善捐贈事業(yè)的道德認知。

三是弘揚社會主義奉獻精神,倡導(dǎo)各主體通過慈善捐贈活動回饋社會;同時加大對慈善組織的監(jiān)管力度,強化慈善捐贈組織公信力建設(shè),提升居民對未來生活的信心。慈善組織要自覺接受政府及公眾監(jiān)督,通過政府監(jiān)管提升公眾對慈善捐贈機構(gòu)整體的社會信任,公開對慈善項目具體運作過程,明晰各項慈善捐贈的具體流向,保證慈善捐款用到實處,發(fā)揮慈善捐贈事業(yè)應(yīng)有的功效,增強居民對未來生活的信心,促進中國慈善捐贈事業(yè)蓬勃發(fā)展[29]。

本研究的貢獻主要體現(xiàn)的政策意義在于:一是本文的發(fā)現(xiàn)彰顯了以慈善捐贈為核心的第三次分配對推動實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的作用。著名經(jīng)濟學(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、相互之間的捐贈和轉(zhuǎn)移收入,比如對公益事業(yè)的捐獻,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,其動力機制是基于社會機制的愛心驅(qū)動。事實上,第三次分配的客體非常廣泛,其不僅包括社會力量捐贈的財產(chǎn),也包括社會力量所提供的志愿服務(wù),通過奉獻時間、技能與專業(yè)知識,為弱勢群體提供所需要的服務(wù),提升弱勢群體物質(zhì)與精神層面的獲得感、幸福感,進而反作用于弱勢群體的慈善捐贈[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,對共同富裕與社會主義精神文明建設(shè)具有至關(guān)重要的作用。一方面,初次分配可能導(dǎo)致收入差距的擴大,引發(fā)社會信任危機與社會公平感降低;而以社會保障、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)對收入和財富分配進行有效調(diào)節(jié),最終實現(xiàn)初次分配、再次分配與三次分配相互協(xié)調(diào)、相互補充的收入分配格局。

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)進行研究,對文中因果關(guān)系識別的精準(zhǔn)度可能會有一定影響;第二,盡管2018年中國家庭追蹤調(diào)查問卷相關(guān)題項“過去12個月的捐款行為”基本等同于捐贈行為與捐贈意愿,但并不是完全對等的關(guān)系,在未來研究中將盡可能采用多期數(shù)據(jù)開展研究,對于中國家庭追蹤調(diào)查相關(guān)題項的選擇會更加謹慎。