家庭稟賦、鄰里效應(yīng)與捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)
——來自中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的證據(jù)

周曉劍 武翰濤

一、引言

習(xí)近平總書記在十九大會(huì)議上提出要堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，保障和改善民生水平。慈善事業(yè)有利于廣泛匯聚社會(huì)幫扶資源，與精準(zhǔn)扶貧、精準(zhǔn)脫貧有效對(duì)接①謝瓊：《貧困治理：中國慈善組織的實(shí)踐與發(fā)展》，《社會(huì)保障評(píng)論》2017年第4期。，為打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)、實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)的宏偉目標(biāo)做出貢獻(xiàn)。中國慈善聯(lián)合會(huì)發(fā)布的《2017年度中國慈善捐助報(bào)告》指出，2017年我國慈善捐贈(zèng)中企業(yè)和個(gè)人捐贈(zèng)額之和占到捐贈(zèng)總額的87.51%。由于個(gè)人和企業(yè)對(duì)我國慈善事業(yè)貢獻(xiàn)了絕大多數(shù)力量，所以長期以來中國捐贈(zèng)行為動(dòng)機(jī)的研究對(duì)象以個(gè)人和企業(yè)為主。但是，已有研究顯示慈善捐贈(zèng)往往以家庭為一個(gè)統(tǒng)一的經(jīng)濟(jì)實(shí)體進(jìn)行捐贈(zèng)，其中夫妻共同決策是主流模式②Pamala Wiepking，Ineke Maas，"Resources That Make You Generous: Effects of Social and Human Resources on Charitable Giving，"Social Forces，2009，87(4).，在中國，家庭更是承擔(dān)著最基礎(chǔ)的社會(huì)單位角色。此外，受到家庭代際傳遞效應(yīng)的慈善精神影響，家庭延續(xù)的慈善氛圍往往使得捐贈(zèng)是一種內(nèi)化決策③張奇林：《慈善事業(yè)可持續(xù)發(fā)展論綱》，《社會(huì)保障評(píng)論》2017年第1期。，而不是沖動(dòng)行為。因此，家庭捐贈(zèng)決策動(dòng)機(jī)應(yīng)與個(gè)人動(dòng)機(jī)有所不同。然而，相較于國外多數(shù)大學(xué)建立了專門關(guān)于家庭捐贈(zèng)模塊的調(diào)查問卷，如美國密歇根大學(xué)執(zhí)行的全國收入動(dòng)態(tài)調(diào)查（PSID），并已有較多學(xué)者取得了一定的研究成果，中國的家庭在慈善捐贈(zèng)市場的角色和作用仍沒有受到充分重視。作為國內(nèi)新興的研究領(lǐng)域，對(duì)家庭捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)的研究依舊寥寥。

已有研究主要從家庭內(nèi)部影響因素和外部影響因素兩方面分析了家庭捐贈(zèng)行為。內(nèi)部因素包括都市化水平（城市、社區(qū)、農(nóng)村）、家庭成員結(jié)構(gòu)（家庭人數(shù)、勞動(dòng)力數(shù)量、受教育年限等）、家庭年收入。這些家庭成員及整個(gè)家庭共同享有的能力和資源被總結(jié)為家庭稟賦。①石智雷、楊云彥：《家庭稟賦、家庭決策與農(nóng)村遷移勞動(dòng)力回流》，《社會(huì)學(xué)研究》2013年第3期。已有研究大多探究家庭稟賦的經(jīng)濟(jì)資本和人力資本維度對(duì)慈善捐贈(zèng)的影響機(jī)制。Choi 等運(yùn)用美國中年發(fā)展調(diào)查的數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了受教育程度、收入顯著影響志愿時(shí)間和慈善捐贈(zèng)。②Namkee G.Choi，Diana M.Dinitto，"Internet Use among Older Adults: Association With Health Needs，Psychological Capital，and Social Capital，"Journal of Medical Internet Research，2013，15(5).朱健剛、劉藝菲使用Tobit 回歸得出城市社區(qū)的捐贈(zèng)額顯著高于農(nóng)村的捐贈(zèng)額；③朱健剛、劉藝非：《中國家庭捐贈(zèng)規(guī)模及影響因素探析》，《中國人口科學(xué)》2017年第1期。人力資本的質(zhì)量和勞動(dòng)力數(shù)量均對(duì)捐贈(zèng)水平起著促進(jìn)作用。Yen 研究得出捐贈(zèng)參與度隨著家庭收入水平的提高而提高④Steven T.Yen，"An Econometric Analysis of Household Donations in the USA，"Applied Economics Letters，2002，9.，張進(jìn)美等的研究也得到了相同的結(jié)論。⑤張進(jìn)美等：《家庭收支對(duì)居民慈善捐贈(zèng)影響的實(shí)證分析——以遼寧省數(shù)據(jù)為例》，《東北大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2012年第4期。值得注意的是，鮮有文獻(xiàn)研究政治資本對(duì)家庭捐贈(zèng)的影響。

外部因素包括社會(huì)文化、社區(qū)的慈善氛圍、社會(huì)互動(dòng)行為和“同群效應(yīng)”。由于人是一種社會(huì)性動(dòng)物，人的各種決策會(huì)不可避免地受他人影響。這種他人或群體行為對(duì)家庭或個(gè)人行為產(chǎn)生影響的現(xiàn)象被學(xué)者們概括為鄰里效應(yīng)。鄰里效應(yīng)在股市參與⑥Harrison Hong，et al.，"Social Interaction and Stock-Market Participation，"The Journal of Finance，2004，59(1)；Pinghan Liang，Shiqi Guo，"Social Interaction，Internet Access and Stock Market Participation—An Empirical Study in China，"Journal of Comparative Economics，2015，43(4).、博彩參與⑦李濤、周開國：《鄰里效應(yīng)、滿意度與博彩參與》，《金融研究》2006年第9期。、風(fēng)險(xiǎn)厭惡與偏好⑧Kenneth R.Ahern，et al.，"Peer Effects in Risk Aversion and Trust，"Review of Financial Studies，2014，27(11).等方面研究得到了很好的應(yīng)用。目前，從鄰里效應(yīng)角度解釋捐贈(zèng)行為的研究有：Duffy 和Kornienko 的公共品博弈實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明群體壓力與互動(dòng)行為引發(fā)被試者更多的捐贈(zèng)行為。⑨John Duffy，Tatiana Kornienko，"Does Competition Affect Giving?"Journal of Economic Behavior & Organization，2010，74(1).Meer等研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)關(guān)系在捐贈(zèng)決定方面起著非常重要的因果作用。⑩Jonathan Meer，"Brother，Can You Spare a Dime? Peer Pressure in Charitable Solicitation，"Journal of Public Economics，2011，95(7).由于較強(qiáng)的文化緊嚴(yán)程度和集體主義，鄰里效應(yīng)在中國居民身上更加凸顯?Cheol S.Eun，et al.，"Culture and R2，"Social Science Electronic Publishing，2015.，可以推測家庭的捐贈(zèng)行為很可能受到鄰居行為的影響，但是鮮有文獻(xiàn)用鄰居間互動(dòng)行為所產(chǎn)生的鄰里效應(yīng)來解釋家庭慈善捐贈(zèng)行為動(dòng)機(jī)。

相比于目前研究，本文的創(chuàng)新點(diǎn)有：已有文獻(xiàn)側(cè)重研究影響家庭捐贈(zèng)行為的內(nèi)部因素，而本文基于經(jīng)濟(jì)學(xué)與心理學(xué)的理論基礎(chǔ)，結(jié)合家庭稟賦與鄰里效應(yīng)兩種機(jī)制構(gòu)建計(jì)量模型，為家庭捐贈(zèng)行為動(dòng)機(jī)研究提供了一個(gè)新的理論視角。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）家庭稟賦機(jī)制

家庭的基本決策以其所擁有的稟賦為基礎(chǔ)，因此納入家庭稟賦的理論視角能夠有效拓寬行為機(jī)理的研究價(jià)值。通過梳理以往文獻(xiàn)，國內(nèi)最早對(duì)家庭稟賦進(jìn)行研究的學(xué)者是孔祥智等，他將家庭稟賦定義為家庭及其成員天生具備以及后天獲得的資源與能力，具體劃分為4 個(gè)維度：經(jīng)濟(jì)資本、人力資本、社會(huì)資本和自然資本。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，自然資本的重要性逐漸降低。①孔祥智等：《西部地區(qū)農(nóng)戶稟賦對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納的影響分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第12期。

結(jié)構(gòu)化理論表明當(dāng)某種行為決策處于一種社會(huì)結(jié)構(gòu)中，實(shí)施者的決策會(huì)受結(jié)構(gòu)化影響，并通過行為的實(shí)施產(chǎn)生新的結(jié)構(gòu)，從而再度強(qiáng)化決策實(shí)施水平。由于家庭整體的行為是出于家庭基本單位的動(dòng)機(jī)驅(qū)使，因此慈善捐贈(zèng)的決策應(yīng)是以滿足該家庭所需要的內(nèi)在動(dòng)機(jī)而實(shí)行的，例如獲得一定社會(huì)聲譽(yù)、形成良好的家庭教育氛圍、履行高級(jí)社會(huì)責(zé)任等。這也進(jìn)一步表明，家庭會(huì)受家庭稟賦等結(jié)構(gòu)化因素影響而進(jìn)行慈善捐贈(zèng)，而捐贈(zèng)決策為家庭帶來的其他收益會(huì)進(jìn)一步強(qiáng)化該結(jié)構(gòu)，使得家庭捐贈(zèng)維持在一個(gè)較高的水平。結(jié)構(gòu)最重要的3 種構(gòu)成因素是資源、規(guī)則和組織動(dòng)員，對(duì)應(yīng)到家庭稟賦3 個(gè)維度分別是經(jīng)濟(jì)資本、人力資本與社會(huì)資本，故本文探討家庭稟賦的3 種資本維度對(duì)捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)的影響。

1.經(jīng)濟(jì)資本

Auten 等較早分析經(jīng)濟(jì)資本對(duì)慈善捐贈(zèng)水平的影響，利用美國15年的家庭納稅申報(bào)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)高水平、相對(duì)穩(wěn)定收入的家庭是捐贈(zèng)行為的響應(yīng)性因素。②Gerald E.Auten，et al.，"Charitable Giving，Income，and Taxes: An Analysis of Panel Data，"American Economic Review，2002，92(1).此外，Pharoah 和Tanner 利用英國家庭調(diào)查的面板證據(jù)，通過對(duì)收入和年齡分類，結(jié)果顯示較貧窮和較年輕的家庭的慈善捐贈(zèng)水平較低，而年輕家庭的收入普遍低于中年家庭，說明經(jīng)濟(jì)資本在家庭捐贈(zèng)水平上發(fā)揮重要作用。③Cathy Pharoah，Sarah Tanner，"Trends in Charitable Giving，"Fiscal Studies，2010，18(4).根據(jù)馬斯洛需求理論，只有家庭滿足了基本開支這一安全需求，才會(huì)進(jìn)一步去實(shí)現(xiàn)較高層次的需求，譬如慈善捐贈(zèng)這一滿足自我實(shí)現(xiàn)需求的利他行為。結(jié)構(gòu)化理論也表明，資源是構(gòu)成結(jié)構(gòu)的最主要因素，因此擁有優(yōu)越經(jīng)濟(jì)條件的家庭擁有更多捐贈(zèng)權(quán)力來源去增加捐贈(zèng)參與度、提高捐贈(zèng)水平。一般來說，城市家庭應(yīng)當(dāng)比農(nóng)村家庭擁有更高水平的經(jīng)濟(jì)資本，其慈善捐贈(zèng)的意愿應(yīng)當(dāng)更高。故本文提出以下假設(shè)：

H1：家庭捐贈(zèng)行為受到家庭收入水平的正向影響，且城市家庭的邊際效應(yīng)高于農(nóng)村家庭。

2.人力資本

其次，規(guī)則是組成結(jié)構(gòu)的第二大因素。當(dāng)家庭人力資本處于較高水平時(shí)，家庭內(nèi)部會(huì)形成較為穩(wěn)定的軟規(guī)則，在軟規(guī)則驅(qū)使下，家庭成員會(huì)更愿意完成自我的社會(huì)責(zé)任和利他行為。此外，人力資本水平的提高能夠顯著改變家庭成員的支出觀念，當(dāng)家庭擁有良好的受教育程度時(shí)，教育能夠增強(qiáng)家庭成員對(duì)社會(huì)救濟(jì)的責(zé)任感。同時(shí)，良好的受教育水平能夠有效減少家庭的收入風(fēng)險(xiǎn)，使得家庭會(huì)進(jìn)一步減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄而去進(jìn)行慈善捐贈(zèng)。由于家庭成員閱歷的增長是另一種增加家庭人力資本水平的渠道，因此家庭的平均年齡越大，家庭慈善捐贈(zèng)水平越高。已有的經(jīng)驗(yàn)研究證明了這一點(diǎn)，Brown 和Ferris 的田野實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，較高的人力資本素質(zhì)會(huì)驅(qū)動(dòng)捐贈(zèng)者提高捐贈(zèng)水平。①Eleanor Brown，James M.Ferris，"Social Capital and Philanthropy: An Analysis of the Impact of Social Capital on Individual Giving and Volunteering，"Nonprofit & Voluntary Sector Quarterly，2016，36(1).Schokkaert 發(fā)現(xiàn)年紀(jì)大、受教育程度高的人傾向于向慈善組織付出更多的捐贈(zèng)金額②Erik Schokkaert，"A General Framework for the Analysis of Preference Variation，"European Economic Review，2006，19(2).，這也表明了閱歷、教育能夠提高人力資本，而家庭的高水平人力資本有助于提高慈善捐贈(zèng)的水平。另外，大量研究表明女性具有更強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任導(dǎo)向和更明顯的利他主義傾向。③James Andreoni，Lise Vesterlund，"Which Is the Fair Sex? Gender Differences in Altruism，"Quarter Journal of Economics，2001，116(1)；David M.VanSlyke，Arthur C.Brooks，"Why do People Give? New Evidence and Strategies for Nonprofit Managers，"The American Review of Public Administration，2005，35(3).這種傾向也被稱為女性關(guān)懷主義，因此戶主為女性的家庭的捐贈(zèng)水平相對(duì)更高。最后，考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，家庭越有可能擁有更優(yōu)質(zhì)的教育資源和更廣泛的社會(huì)資源，因此城市受教育程度和年齡對(duì)家庭捐贈(zèng)水平的正效應(yīng)理應(yīng)高于農(nóng)村家庭。故本文提出以下假設(shè)：

H2：家庭捐贈(zèng)行為受到家庭受教育程度的正向影響，且城市家庭的邊際效應(yīng)高于農(nóng)村家庭。

H3：家庭捐贈(zèng)行為受到家庭年齡的正向影響，且城市家庭的邊際效應(yīng)高于農(nóng)村家庭。

H4：女性戶主的家庭捐贈(zèng)水平高于男性戶主。

3.社會(huì)資本

組織動(dòng)員是構(gòu)成結(jié)構(gòu)的第三大因素。由于中國特殊的社會(huì)環(huán)境，家庭成員是否在事業(yè)單位對(duì)其捐贈(zèng)水平影響尤為重要。在我國這種“后總體性社會(huì)”中，行政力量能夠改變單位中個(gè)人的邊際支出效用點(diǎn)，從而推動(dòng)社會(huì)資源的轉(zhuǎn)化。畢向陽等利用希望工程20年數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，體制內(nèi)的組織動(dòng)員捐贈(zèng)高于外企、民企工作人員，進(jìn)一步表明公益事業(yè)背后依托的行政色彩。④畢向陽等：《單位動(dòng)員的效力與限度——對(duì)我國城市居民“希望工程”捐款行為的社會(huì)學(xué)分析》，《社會(huì)學(xué)研究》2010年第6期。劉鳳芹等則基于大樣本家庭調(diào)查數(shù)據(jù)驗(yàn)證了畢向陽所提出的“單位人”的特殊效應(yīng)，且該效應(yīng)顯著表現(xiàn)于當(dāng)家庭成員是黨員的情況，此時(shí)體制的組織式動(dòng)員對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)存在著顯著的增強(qiáng)效應(yīng)。⑤劉鳳芹、盧瑋靜：《社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)慈善捐款行為的影響》，《北京師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2013年第3期。因此，家庭成員所擁有的社會(huì)資本使其需要承擔(dān)相應(yīng)的社會(huì)責(zé)任，以及單位的行政式組織動(dòng)員共同加強(qiáng)了家庭捐贈(zèng)的行為水平。

另一方面，圣凱指出傳統(tǒng)的慈善事業(yè)來源于人道主義，缺乏思想上和體制上的激勵(lì)。⑥圣凱：《宗教慈善的本質(zhì)、驅(qū)動(dòng)力及其社會(huì)功能》，《中國宗教》2012年第3期。而少數(shù)民族的慈善活動(dòng)更有宗教觀念的教導(dǎo)與激勵(lì)，更具有持久性和熱情。陸群發(fā)現(xiàn)，由于少數(shù)民族的氏族血緣性和小群體性根本特征，其慈善捐贈(zèng)行為常呈現(xiàn)民俗化傾向、以及自發(fā)性和集體性⑦陸群：《論我國少數(shù)民族宗教慈善的特點(diǎn)及局限》，《齊魯學(xué)刊》2013年第4期。，因此其慈善捐贈(zèng)水平應(yīng)當(dāng)高于漢族。故本文提出以下假設(shè)：

H5：家庭成員在體制內(nèi)工作，對(duì)家庭捐贈(zèng)行為水平呈正向影響。

H6：家庭成員有黨員時(shí)，對(duì)家庭捐贈(zèng)行為水平呈正向影響。

H7：家庭成員為少數(shù)民族時(shí)，對(duì)家庭捐贈(zèng)行為水平呈正向影響。

（二）鄰里效應(yīng)機(jī)制

實(shí)際上，家庭慈善捐贈(zèng)的行為動(dòng)機(jī)不僅是受家庭自身的捐贈(zèng)能力或背景特征驅(qū)使的，更有可能來源于家庭所處的情境。近年不少研究都指出了家庭的行為決策會(huì)受到社區(qū)其他個(gè)體行為的影響①余麗甜、詹宇波：《家庭教育支出存在鄰里效應(yīng)嗎》，《財(cái)經(jīng)研究》2018年第8期；晏艷陽等：《鄰里效應(yīng)對(duì)家庭社會(huì)捐贈(zèng)活動(dòng)的影響——來自中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2017年第2期。。Schokkaert 將家庭的內(nèi)外兩方向互動(dòng)稱之為內(nèi)生性互動(dòng)與情境式互動(dòng)，進(jìn)一步地，利用經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)表明了家庭捐贈(zèng)水平受到社區(qū)的平均捐贈(zèng)水平和群體外部特征的影響。②Erik Schokkaert，"A General Framework for the Analysis of Preference Variation，"European Economic Review，2006，19(2).理性選擇理論將家庭作為個(gè)體，探討家庭個(gè)體行為的效用最大化，但并沒有將個(gè)體放入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中。而本文將探討社區(qū)的鄰里效應(yīng)對(duì)家庭捐贈(zèng)活動(dòng)的影響機(jī)理。

1.鄰里社會(huì)捐贈(zèng)影響機(jī)理

當(dāng)家庭融入社區(qū)環(huán)境后，自身行為會(huì)隨著鄰里交往而產(chǎn)生變化。在其他家庭普遍進(jìn)行較頻繁的捐贈(zèng)活動(dòng)情況下，家庭個(gè)體也會(huì)產(chǎn)生利他動(dòng)機(jī)的“光熱效應(yīng)”。An 從社會(huì)心理學(xué)的角度，考察了居民幸福感和鄰里效應(yīng)的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)社區(qū)處于感到較高的幸福感時(shí)，家庭個(gè)體的幸福水平也較高。③Weihua An，"On the Directionality Test of Peer Effects in Social Networks，"Sociological Methods & Research，2016，45(4).這也說明了群體內(nèi)部成員的互動(dòng)交往不僅會(huì)導(dǎo)致成員個(gè)體的行為趨向一致，思想、認(rèn)知水平等觀念也會(huì)逐漸相似。換言之，社區(qū)的普遍慈善捐贈(zèng)活動(dòng)和理念，會(huì)通過群體交往而產(chǎn)生知識(shí)溢出，提高整個(gè)社區(qū)進(jìn)行慈善捐贈(zèng)的利他程度。另一方面，當(dāng)群體存在一種普遍慈善行為時(shí)，會(huì)形成一類軟規(guī)范，產(chǎn)生的群體壓力進(jìn)而使個(gè)體決策同步群體行為。由于軟規(guī)范與運(yùn)動(dòng)式攤派命令存在著很大不同，表現(xiàn)為軟規(guī)范不需要群體成員被動(dòng)接收，而是基于個(gè)體為融入群體而主動(dòng)模仿群體行為的心理動(dòng)機(jī)。因此，通過這兩種機(jī)理，最終能夠使家庭慈善捐贈(zèng)水平提高。同時(shí)，考慮到農(nóng)村社區(qū)的文化緊密程度高于城市社區(qū)，農(nóng)村家庭的行為決策所受影響應(yīng)更為顯著。故本文提出以下假設(shè)：

H8：鄰里社會(huì)捐贈(zèng)效應(yīng)對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)水平呈正向影響，且農(nóng)村家庭的邊際效應(yīng)大于城市家庭。

2.群體外部特征影響機(jī)理

社區(qū)群體外部特征對(duì)捐贈(zèng)者個(gè)人行為可能存在兩種重要的影響機(jī)制：首先，由于社區(qū)的平均捐贈(zèng)資源存在高低，生活在群體中的家庭捐贈(zèng)水平會(huì)朝群體平均水平靠攏。其次，當(dāng)社區(qū)具有較高的平均人力資本、社會(huì)資本外部特征時(shí)，家庭會(huì)出于搭建關(guān)系、建立交流渠道而提高捐贈(zèng)水平。最后，在社區(qū)具有良好外部特征情況下，接受方慈善組織的發(fā)育程度也有所提高，④武靖國、毛壽龍：《從“操作規(guī)則”到“規(guī)則的規(guī)則”——我國慈善組織治理結(jié)構(gòu)的演進(jìn)》，《社會(huì)政策研究》2017年第1期。此時(shí)社區(qū)的捐贈(zèng)網(wǎng)絡(luò)更為便捷發(fā)達(dá)，能夠有效提高慈善捐贈(zèng)效率，避免無謂損失。由于城市居民的群體外部特征普遍高于農(nóng)村平均水平，其正效應(yīng)相對(duì)處于較高水平。故本文提出以下假設(shè)：

H9：群體外部特征對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)水平呈正向影響，且城市家庭的邊際效應(yīng)大于農(nóng)村家庭。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來自北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)研究中心和密歇根大學(xué)社會(huì)研究中心發(fā)布的2012年、2014年和2016年的“中國家庭跟蹤調(diào)查”項(xiàng)目全國調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。數(shù)據(jù)覆蓋除去西藏、青海、寧夏、新疆和內(nèi)蒙古的中國25 個(gè)省/市/自治區(qū)。CFPS 問卷設(shè)計(jì)包括村（居）問卷，家庭問卷和個(gè)人問卷，3 類問卷分別代表了社區(qū)環(huán)境，家庭環(huán)境和個(gè)人狀況，因此能夠更好地反映中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變化。本文利用其中的家庭問卷，對(duì)關(guān)鍵變量缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除，并考慮到樣本中存在退出調(diào)查與進(jìn)入調(diào)查的家庭使得面板不平衡，對(duì)其進(jìn)行剔除，轉(zhuǎn)化為平衡面板數(shù)據(jù)，最終獲得13074 戶截面觀測值，樣本共計(jì)39222 個(gè)。

（二）研究變量

1.被解釋變量：被解釋變量為家庭捐贈(zèng)活動(dòng)，具體劃分為兩個(gè)指標(biāo)，一是虛擬變量“家庭是否進(jìn)行捐贈(zèng)”（是=1，否=0），二是連續(xù)變量“過去一年家庭的具體捐贈(zèng)數(shù)額”。利用虛擬變量建立Probit 模型可以很好地反映影響家庭捐贈(zèng)的行為決策，而利用連續(xù)變量建立Tobit模型是為了克服在社會(huì)中公開家庭捐贈(zèng)信息的人群會(huì)虛假抬高捐贈(zèng)金額的情況①Julio J.Rotemberg，"Charitable Giving When Altruism and Similarity Are Linked，"Journal of Public Economics，2011，114(2).，結(jié)合兩者綜合分析能較好地考察家庭捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)。

2.解釋變量：解釋變量為家庭稟賦、鄰里效應(yīng)。其中，家庭稟賦的指標(biāo)有：戶主收入水平（萬元）、受教育程度（文盲/半文盲=1，小學(xué)=2，初中=3，高中=4，大專=5，大學(xué)本科=6，碩士=7，博士=8）、年齡、性別（男=1，女=0）、是否在體制內(nèi)（是=1，否=0），是否為黨員（是=1，否=0），民族情況（少數(shù)民族=1，漢族=0）。

關(guān)于社區(qū)鄰里效應(yīng)，借鑒Ling 等的做法，用社區(qū)內(nèi)除家庭以外的其他家庭平均慈善捐贈(zèng)活動(dòng)來衡量②Chen Ling，et al.，"Peer Effects in Consumption among Chinese Rural Households，"Emerging Markets Finance and Trade，2018，54(10).，即：

參考該公式，社區(qū)外部特征的指標(biāo)繼續(xù)利用該變量除本家庭之外的其他家庭的均值表示，包括社區(qū)戶主平均收入水平、年齡、性別以及社區(qū)家庭成員平均體制情況、入黨情況、民族情況。為了避免異方差，對(duì)其中家庭捐贈(zèng)支出、家庭收入水平、戶主年齡、社區(qū)平均捐贈(zèng)支出、社區(qū)平均收入、社區(qū)平均年齡等6 個(gè)連續(xù)變量取對(duì)數(shù)處理。

3.控制變量：將調(diào)查家庭所在省份和調(diào)查的時(shí)間作為控制變量納入計(jì)量模型回歸，以控制區(qū)域差異和時(shí)間差異導(dǎo)致的外生效應(yīng)。

四、經(jīng)驗(yàn)分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 顯示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。關(guān)于家庭捐贈(zèng)水平的兩個(gè)測度，家庭慈善捐贈(zèng)活動(dòng)情況在3 次調(diào)查中基本保持一致，同時(shí)慈善捐贈(zèng)絕對(duì)支出額水平幾乎均等。同時(shí)，中國家庭收入水平在逐年提高，表明我國家庭的公眾慈善意識(shí)處于“疲軟”狀態(tài)。

對(duì)于家庭稟賦的各測度變量，戶主受教育程度維持在小學(xué)學(xué)歷以上水平，與此相對(duì)應(yīng)的是戶主年齡也在50 歲左右，表明在這一年齡段的受訪者學(xué)歷同樣相仿。3 次調(diào)查中，戶主的性別受限于各地風(fēng)俗習(xí)慣，呈現(xiàn)出男女兩分狀況，而民族情況則表現(xiàn)為漢族戶主占絕大多數(shù)的特點(diǎn)。此外，衡量政治資本的黨員身份、以及是否在體制工作兩測度變量均在CFPS2016年調(diào)查中呈現(xiàn)一個(gè)較高的水平。

對(duì)于鄰里效應(yīng)的各測度變量，首先對(duì)于鄰里效應(yīng)的直接衡量變量——社區(qū)平均捐贈(zèng)水平而言，其均值和標(biāo)準(zhǔn)差約為353 及334，這一結(jié)果略低于家庭捐贈(zèng)水平。此外，群體外部特征變量的均值大多低于家庭稟賦對(duì)應(yīng)變量。

對(duì)于控制變量社區(qū)的城鄉(xiāng)位置，樣本結(jié)果表現(xiàn)出調(diào)查機(jī)構(gòu)為平衡城鄉(xiāng)比例而設(shè)計(jì)的抽樣結(jié)果，即受訪對(duì)象中的城市和農(nóng)村家庭數(shù)幾乎相等。

表1 各變量的基本統(tǒng)計(jì)量

（二）面板Probit 模型估計(jì)

為進(jìn)一步驗(yàn)證家庭稟賦和鄰里效應(yīng)對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)行為的影響，本文對(duì)于3 次調(diào)查分別回歸觀察歷時(shí)性中解釋變量的邊際效應(yīng)變化，并對(duì)全樣本面板數(shù)據(jù)進(jìn)行混合Probit 回歸，結(jié)果如表2 所示。

表2 分調(diào)查年限Probit 回歸（有捐贈(zèng)=1）

本文考察的重點(diǎn)之一是家庭稟賦機(jī)制對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)行為的影響。首先，家庭經(jīng)濟(jì)資本在1%顯著性水平正向影響捐贈(zèng)水平，家庭收入每提高1%，家庭進(jìn)行捐贈(zèng)的概率提高0.085%，假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。隨著3 次調(diào)查期間家庭收入的提高，經(jīng)濟(jì)資本對(duì)家庭捐贈(zèng)的邊際效益不斷遞減。其次，關(guān)于測度人力資本的變量教育水平、戶主年齡，其邊際效應(yīng)都呈正向。這也表明，一方面家庭受教育程度的提高能夠增強(qiáng)家庭的公共意識(shí)，另一方面隨著戶主認(rèn)識(shí)閱歷的提升，家庭會(huì)偏好慈善捐贈(zèng)活動(dòng)。同時(shí)，性別在5%顯著性水平上負(fù)向影響家庭捐贈(zèng)行為，表明女性具有更豐富的社會(huì)關(guān)愛意識(shí)。據(jù)此可分別驗(yàn)證假設(shè)H2、H3、H4。最后，對(duì)于測度社會(huì)資本的變量。第一，家庭的體制內(nèi)工作背景對(duì)于慈善捐贈(zèng)活動(dòng)的影響系數(shù)隨年份增加而遞減，這主要是因?yàn)?016年《慈善法》明確規(guī)定會(huì)懲罰行政機(jī)構(gòu)對(duì)于慈善行為的攤派或變相攤派，于是單位人利用捐贈(zèng)獲取政治資源的現(xiàn)象得到規(guī)制，使得這種“單位人”效應(yīng)逐年減弱。第二，黨員身份對(duì)于家庭選擇慈善捐贈(zèng)的正效應(yīng)也在逐年遞減，但仍對(duì)家庭提高捐贈(zèng)行為有促進(jìn)作用。與體制內(nèi)工作背景有所不同的是，黨員身份使得行為人更具有社會(huì)責(zé)任感和奉獻(xiàn)意識(shí)，其行為更具備主觀關(guān)心社會(huì)的精神存在。這也解釋了為何黨員身份對(duì)家庭捐贈(zèng)行為的邊際效應(yīng)遞減速率較低，即下降部分更有可能來源于行政攤派機(jī)制的削弱。第三，家庭民族情況始終對(duì)捐贈(zèng)行為呈負(fù)向影響，且影響系數(shù)非常相近，表明少數(shù)民族的宗族文化對(duì)于家庭行為影響應(yīng)當(dāng)存在一個(gè)可持續(xù)的內(nèi)化影響機(jī)制，使家族行為親社會(huì)特征明顯。據(jù)此，假設(shè)H5、H6、H7 得到驗(yàn)證。

本文考察的另一個(gè)重點(diǎn)是鄰里效應(yīng)機(jī)制對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)行為的影響。首先觀察鄰里社會(huì)捐贈(zèng)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，盡管分組估計(jì)結(jié)果的系數(shù)與前文理論假設(shè)相一致，但Probit 模型的系數(shù)識(shí)別效果并不顯著，因此本文將在下文進(jìn)一步對(duì)此核心解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)以進(jìn)一步探究H8 的可靠性。其次考察群體外部特征變量，社區(qū)平均收入水平、社區(qū)平均體制內(nèi)工作背景、社區(qū)平均黨員人數(shù)都顯著影響家庭捐贈(zèng)行為。社區(qū)平均收入水平的分組估計(jì)存在異質(zhì)性效應(yīng)，前兩期估計(jì)結(jié)果表現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”，而CFPS2016 和全樣本面板估計(jì)結(jié)果則表現(xiàn)出“溢出效應(yīng)”。作為被動(dòng)攤派性質(zhì)的體制內(nèi)工作則與主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的黨員身份呈反向效應(yīng)。體制工作背景的正邊際效應(yīng)表明社區(qū)體制工作人員的慈善捐贈(zèng)中應(yīng)存在錦標(biāo)賽機(jī)制，即行政單位與社區(qū)存在一定關(guān)聯(lián)性，使得家庭捐贈(zèng)易受社區(qū)的體制背景影響。綜上所述，H9 得到驗(yàn)證。另外，由于弱識(shí)別及傳遞效應(yīng)弱的影響，社區(qū)平均教育水平、年齡、性別、民族情況的回歸結(jié)果均未通過顯著性檢驗(yàn)。

（三）面板Tobit 模型估計(jì)

以往學(xué)者通常采用簡單的對(duì)數(shù)線性方法來分析居民的捐贈(zèng)動(dòng)機(jī)，但是采用OLS 估計(jì)的情況下，家庭是否存在捐贈(zèng)行為和捐贈(zèng)數(shù)額不同會(huì)導(dǎo)致觀測結(jié)果的不一，從而使得估計(jì)結(jié)果存在有偏性。Brown 等指出Tobit 模型可以有效解決這個(gè)問題①Sarah Brown，et al.，"Modelling Charitable Donations to an Unexpected Natural Disaster: Evidence from the U.S.Panel Study of Income Dynamics，"Journal of Economic Behavior & Organization，2014，84(1).，故本文建立面板Tobit 混合回歸模型，以家庭捐贈(zèng)額度為被解釋變量分城鄉(xiāng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表3。

表3 分城鄉(xiāng)Tobit 估計(jì)結(jié)果

首先觀察家庭稟賦變量對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)水平的影響。正如上文理論分析，對(duì)于城市家庭而言，由于更高水平的經(jīng)濟(jì)資本作為基礎(chǔ)，每提高一單位收入水平，對(duì)家庭捐贈(zèng)水平都高于農(nóng)村家庭的正效應(yīng)。其次，城市家庭擁有更多基礎(chǔ)設(shè)施及配套資源，長時(shí)間生活在城市能夠有效提高家庭的異質(zhì)性人力資本水平，因此年齡和教育水平都表現(xiàn)為城市家庭的更高水平促增長效應(yīng)。此外，分組回歸結(jié)果都顯示出當(dāng)城鄉(xiāng)家庭的戶主為女性時(shí)，對(duì)家庭捐贈(zèng)水平有提高作用，與上文估計(jì)結(jié)果一致。考慮社會(huì)資本變量，可以進(jìn)一步看出城市家庭呈現(xiàn)出水平更高的“單位人”表現(xiàn)，即體制工作背景和黨員背景對(duì)慈善捐贈(zèng)水平的正效應(yīng)都高于農(nóng)村家庭，而民族情況與此正相反。這也揭示了農(nóng)村家庭慈善捐贈(zèng)可能更加依托于其社會(huì)資本中文化邏輯。在農(nóng)村中由于宗族文化、宗祠文化等傳統(tǒng)文化根深蒂固的影響，其家庭行為決策更多呈現(xiàn)出諸如慈善捐贈(zèng)、農(nóng)村公益事業(yè)支出的親社會(huì)行為，受到家庭較弱經(jīng)濟(jì)資本的影響，其對(duì)農(nóng)村集體的歸屬性更強(qiáng)。而民族情況加深了這一紐帶聯(lián)系，因此對(duì)家庭慈善捐贈(zèng)水平的促增長效應(yīng)更高。

進(jìn)一步考察鄰里效應(yīng)機(jī)制對(duì)家庭捐贈(zèng)水平影響。對(duì)于鄰里社會(huì)捐贈(zèng)效應(yīng)的直接影響，結(jié)果仍然表明農(nóng)村家庭的系數(shù)估計(jì)值高于城市家庭，這印證了上文對(duì)家庭民族情況的解釋，即農(nóng)村家庭社會(huì)紐帶聯(lián)系增強(qiáng)了其鄰里行為的溢出效應(yīng)。對(duì)于群體外部特征變量，一方面，相比城市家庭而言，農(nóng)村家庭受群體外部特征影響更加顯著，各變量的模型識(shí)別性也有顯著提高。尤其是農(nóng)村家庭社區(qū)的體制內(nèi)工作狀況與黨員狀況，都顯著提高捐贈(zèng)水平，體現(xiàn)出農(nóng)村家庭對(duì)于意見領(lǐng)袖的積極支持態(tài)度。另一方面，城市家庭估計(jì)系數(shù)較高的變量分別是社區(qū)平均教育水平與社區(qū)平均性別。前者表明較高水平的社區(qū)人力資本能夠在社區(qū)家庭交往過程中產(chǎn)生更廣泛的空間溢出效應(yīng)，后者則解釋了城市家庭的社區(qū)同性競爭性，即同一社區(qū)家庭存在的競爭心理動(dòng)機(jī)，因此平均性別越接近女性，家庭慈善捐贈(zèng)支出水平就越高。

表4 IVprobit 估計(jì)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文Probit 估計(jì)結(jié)果中，鄰里效應(yīng)的系數(shù)值始終不顯著，這是由于Probit 模型無法解決鄰里效應(yīng)中可能存在的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和放射性問題。為了進(jìn)一步減少模型內(nèi)生性對(duì)估計(jì)結(jié)果影響，本文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)于通常數(shù)據(jù)而言，內(nèi)生性問題主要有3 種可能，分別是遺漏變量、測量誤差或反向因果，鑒于本文采用CFPS2012、2014、2016 的短面板大樣本數(shù)據(jù)，并在計(jì)量模型設(shè)計(jì)中控制一系列變量，能夠有效減少前兩者導(dǎo)致的內(nèi)生性。因此，為解決研究設(shè)計(jì)中主要存在的反向因果問題，借鑒晏艷陽等的做法，將解釋變量鄰里效應(yīng)的滯后期作為解釋變量，選取鄰里效應(yīng)為工具變量，對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分組的IVprobit 回歸。①晏艷陽等：《鄰里效應(yīng)對(duì)家庭社會(huì)捐贈(zèng)活動(dòng)的影響——來自中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2017年第2期。這是由于，受到信息獲取渠道影響，信號(hào)傳遞過程會(huì)產(chǎn)生滯后效應(yīng)，同時(shí)考慮到家庭慈善捐贈(zèng)行為的持續(xù)性對(duì)捐贈(zèng)水平的顯著正向影響②楊永嬌、張東：《中國家庭捐贈(zèng)的持續(xù)性行為研究》，《學(xué)術(shù)研究》2017年第10期。，社區(qū)平均捐贈(zèng)水平應(yīng)受上一期捐贈(zèng)水平影響。此外，解釋變量中家庭稟賦與鄰里效應(yīng)只影響本期行為，下一期社區(qū)平均捐贈(zèng)情況并不會(huì)影響本期家庭的慈善捐贈(zèng)水平，因此符合工具變量假設(shè)。模型估計(jì)結(jié)果如下表4 所示。模型（7）利用CFPS2012、2014 兩次調(diào)查面板數(shù)據(jù)，以鄰里效應(yīng)滯后一階進(jìn)行估計(jì)。模型（8）利用CFPS2014、2016 兩次調(diào)查面板數(shù)據(jù)，同樣使用鄰里效應(yīng)的滯后一階進(jìn)行估計(jì)。模型（9）則為全樣本下，使用鄰里效應(yīng)的滯后二階作為解釋變量的估計(jì)結(jié)果。

表4 結(jié)果表明，將社區(qū)平均捐贈(zèng)水平的滯后期作為解釋變量，選社區(qū)平均捐贈(zèng)水平為其內(nèi)生的工具變量，最終估計(jì)結(jié)果顯示邊際效應(yīng)均在5%顯著性水平為正，表明工具變量選取具備合理性，最終驗(yàn)證了假設(shè)H8 的可靠性。

五、結(jié)論與建議

本文從社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)，利用CFPS2012、2014、2016 三期調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，建立Probit 模型和分城鄉(xiāng)面板Tobit 模型，從家庭稟賦和鄰里效應(yīng)兩個(gè)機(jī)制綜合考察了中國家庭慈善捐贈(zèng)行為的心理動(dòng)機(jī)，并加入工具變量建立IVprobit 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最終得到了如下的結(jié)論與啟示。

首先，對(duì)于家庭稟賦影響機(jī)制而言，經(jīng)濟(jì)資本對(duì)家庭捐贈(zèng)行為及支出水平發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用，但隨著收入增長其邊際效應(yīng)不斷下降。衡量人力資本的受教育程度、戶主年齡、性別都對(duì)家庭捐贈(zèng)行為呈穩(wěn)定而又顯著的影響。從現(xiàn)實(shí)啟示上來講，這需要進(jìn)一步發(fā)展國民經(jīng)濟(jì)、提高家庭收入水平，同時(shí)加大教育資源的投入提高人力資本水平，為家庭捐贈(zèng)的持續(xù)性發(fā)展提供持續(xù)動(dòng)力。事實(shí)上，黨和政府始終都重視經(jīng)濟(jì)和教育的發(fā)展，這在一定程度上解釋了家庭捐贈(zèng)總額提高的趨勢。對(duì)于社會(huì)資本中體制工作背景和黨員身份，分別揭示了被動(dòng)的行政攤派的“單位人”效應(yīng)與主動(dòng)承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的帶頭效應(yīng)。這種動(dòng)員在初期增加了家庭參與慈善捐贈(zèng)活動(dòng)的可能性，有利于非生產(chǎn)性財(cái)富的轉(zhuǎn)移。然而，長期運(yùn)動(dòng)式行政攤派會(huì)使民眾產(chǎn)生捐贈(zèng)怠性，不斷降低捐贈(zèng)意愿。同時(shí)由于《慈善法》禁止行政攤派的規(guī)定，兩者的邊際效應(yīng)都有一定程度下降，但更為主觀的黨員背景下降較為緩慢。因此，政府需要進(jìn)一步削弱行政化參與機(jī)制，充分理解組織動(dòng)員的合理性與適用性，加強(qiáng)黨建，發(fā)揮黨員的帶頭作用，使家庭的慈善捐贈(zèng)行為更多出自更具穩(wěn)定性的主動(dòng)捐贈(zèng)，逐漸演化成內(nèi)化行為。

其次，鄰里社會(huì)捐贈(zèng)水平對(duì)家庭捐贈(zèng)具有直接推動(dòng)作用。因此，加強(qiáng)社區(qū)慈善宣傳服務(wù)，建立溝通反饋渠道與公眾服務(wù)機(jī)制，①陳斌：《改革開放以來慈善事業(yè)的發(fā)展與轉(zhuǎn)型研究》，《社會(huì)保障評(píng)論》2018年第3期。促進(jìn)鄰里交往程度，充分發(fā)揮鄰里效應(yīng)對(duì)家庭稟賦的有效補(bǔ)充作用。對(duì)于群體外部特征影響機(jī)理，社區(qū)平均體制內(nèi)工作情況呈現(xiàn)出錦標(biāo)賽機(jī)制，具有顯著正向溢出效應(yīng)，而黨員身份卻與此相反。此外，其他群體特征變量則表現(xiàn)出弱識(shí)別的控制變量特點(diǎn)。據(jù)此，需要進(jìn)一步發(fā)揮社區(qū)有號(hào)召能力人物的影響力，引導(dǎo)社區(qū)居民主動(dòng)參與善經(jīng)濟(jì)、主動(dòng)支持公益事業(yè)發(fā)展，形成互助友愛的社區(qū)風(fēng)尚。

最后，對(duì)于城鄉(xiāng)家庭的影響機(jī)制存在異質(zhì)性差異的特點(diǎn)，需要針對(duì)不同經(jīng)濟(jì)、文化背景人群采取不同的激勵(lì)措施。由于更加優(yōu)化的家庭稟賦，城市家庭大多資本維度指標(biāo)的邊際效應(yīng)都高于農(nóng)村家庭，尤其是經(jīng)濟(jì)資本與人力資本。因此，政府需要進(jìn)一步提高村落的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和教育基礎(chǔ)，盡快激發(fā)農(nóng)村家庭慈善捐贈(zèng)的內(nèi)在機(jī)理。另外，農(nóng)村家庭慈善捐贈(zèng)更多是宗族文化、宗祠文化等傳統(tǒng)文化根深蒂固影響下的行為，其社會(huì)紐帶效應(yīng)遠(yuǎn)高于城市家庭，使得其慈善行為更易受鄰里效應(yīng)與民族特征影響。因此要加強(qiáng)對(duì)傳統(tǒng)文化的保護(hù)與培育，給予其生長的土壤，使農(nóng)村社區(qū)的文化共同體更加緊密，以促使農(nóng)村家庭的慈善行為成為一種內(nèi)在驅(qū)動(dòng)的穩(wěn)定行為。