中國家庭住房財富對社會捐贈行為的影響

閆 珍

(中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院, 北京 100872)

2021年8月的中央財經(jīng)委員會第十次會議提到“在高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富裕,構(gòu)建初次分配、再分配、三次分配協(xié)調(diào)配套的基礎(chǔ)性制度安排”[1],而實現(xiàn)第三次分配需要引導(dǎo)公眾參與慈善事業(yè),通過慈善公益的方式實現(xiàn)對社會資源和社會財富的分配。

近年來,我國個人慈善事業(yè)的起步稍晚但發(fā)展迅速。2018年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)發(fā)現(xiàn)20.77%的個人在過去一年有現(xiàn)金或?qū)嵨锞栀浶袨?具體的捐贈渠道包含互聯(lián)網(wǎng)第三方平臺(50.49%)、直接捐贈(18.37%)、所在單位(15.30%)、慈善組織(4.78%)、民政部等政府部門(5.50%)以及其他渠道(5.56%)。相比于個人慈善捐贈研究,目前學(xué)界對企業(yè)捐贈的研究較多。企業(yè)慈善和個人慈善在捐款金額和捐款動機方面都存在較大差異。企業(yè)捐贈的行為動機是實現(xiàn)稅收規(guī)避、獲得政府補貼、提高政治合法性、扭轉(zhuǎn)或提高企業(yè)聲譽、應(yīng)對合作者和競爭者的壓力[2-5]。我國由于遺產(chǎn)稅制度的缺失,多數(shù)家庭并非出于財務(wù)避稅目的發(fā)生捐贈行為,個人及家庭捐贈的行為動機主要包括成本-收益、利他主義、社會聲望、價值觀和效能等[6]。

在影響家庭慈善的眾多因素中,城市家庭的捐贈行為依賴于高水平的家庭稟賦,而農(nóng)村家庭捐贈行為更遵循鄰里間的社會紐帶效應(yīng)[7-8]。具體分析經(jīng)濟稟賦時,現(xiàn)有研究主要關(guān)注家庭收入水平、存款儲蓄等方面對慈善捐贈的影響。比如,周曉劍等指出家庭收入水平、工作單位性質(zhì)、戶主性別會影響捐贈行為[8];朱健剛等發(fā)現(xiàn)教育水平和勞動力數(shù)量對捐贈行為有正向影響[9];秦海林等證實家庭儲蓄水平同樣會影響家庭捐贈金額占家庭總收入的比例[10]。事實上,根據(jù)中國家庭金融調(diào)查與研究中心發(fā)布的《2018年中國城市家庭財富健康報告》,中國城市家庭總資產(chǎn)為428.5萬億元人民幣,其中住房財富占比高達77.7%,金融資產(chǎn)占比僅為11.8% ?？梢?與經(jīng)常被研究的工資收入、存款儲蓄、金融投資相比,住房財富才是真正能夠反映不同家庭經(jīng)濟稟賦差異的關(guān)鍵因素。慈善捐贈除了具有一般消費的利己性,還表現(xiàn)出利他性,可以將慈善捐贈視為家庭消費中比較特別的一類[11]。在高房價背景下,有必要進一步探討家庭社會捐贈支出是否也如醫(yī)療支出、教育支出、養(yǎng)老支出等,受到來自住房財富效應(yīng)和擠出效應(yīng)的雙重影響。

2018年的CFPS問卷豐富了社會捐贈的相關(guān)問題,為探討經(jīng)濟社會相對穩(wěn)定時期家庭經(jīng)濟稟賦中住房財富和住房負債如何影響家庭捐贈行為,以及住房財富通過何種路徑影響著家庭的社會捐贈行為提供了便利條件。

一、 文獻綜述與研究假設(shè)

1. 住房財富與家庭社會捐贈決策和社會捐贈金額

在研究住房和社會捐贈關(guān)系時,不少學(xué)者將住房產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量引入模型探討有無住房產(chǎn)權(quán)對慈善捐贈的影響[12-13],如Carroll 等在愛爾蘭調(diào)研中就發(fā)現(xiàn)擁有住房的家庭的社會捐贈意向比租賃住房的家庭高出5%～8%,并且那些住房面積較大的家庭會表現(xiàn)出更高慈善捐贈的可能性[12]。目前國內(nèi)外研究對有無住房產(chǎn)權(quán)對慈善捐贈的影響基本達成了統(tǒng)一的看法,認為擁有住房產(chǎn)權(quán)的家庭更傾向于采取社會捐贈行為。然而僅探討住房產(chǎn)權(quán)是不夠的,由于住房市場是典型的區(qū)域市場,根據(jù)CFPS2018數(shù)據(jù),在中國80.17%的家庭擁有住房產(chǎn)權(quán),而不同區(qū)位的住房財富存在很大的差異性。

針對擁有住房產(chǎn)權(quán)但住房財富差異的家庭,有必要探究住房財富如何影響家庭社會捐贈決策和捐贈金額。一方面,是否進行社會捐贈和家庭住房財富有密切的關(guān)系。Sieg等使用離散選擇模型驗證了私人捐贈者對大型慈善文化組織的捐贈概率會隨著家庭住房財富的增加而增加[14]。Ang等證實了家庭稅后住房支出、住房價格指數(shù)都和家庭現(xiàn)金捐贈決策有顯著的關(guān)聯(lián)性[15]。另一方面,家庭社會捐贈金額和住房財富也存在著聯(lián)系。Steinberg等利用美國慈善小組研究中心數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)住房財富對不同目的的家庭慈善(面向宗教的捐贈、面向?qū)W校和醫(yī)院的捐贈、給予貧困人群的捐贈)的捐贈金額都有顯著的促進作用[16]。Do等也發(fā)現(xiàn)2001—2007年美國家庭的非住房財富(比如金融資產(chǎn))增值1%,慈善捐贈金額會增加0.01%,而住房財富增加1%,慈善捐款金額增加0.09%,這種比較研究突出了住房財富比其他形式的財富可以更大幅度地增加慈善捐贈金額[11]。因此,對于住房財富與家庭社會捐贈決策和社會捐贈金額的關(guān)系,提出假設(shè)H1:對于擁有住房產(chǎn)權(quán)的家庭,住房財富可以顯著促進家庭采取社會捐贈行動。假設(shè)H2:對于擁有住房產(chǎn)權(quán)的家庭,住房財富還顯著影響家庭社會捐贈金額。

2. 住房財富異質(zhì)性對家庭社會捐贈行為的影響

住房財富異質(zhì)性體現(xiàn)在不同經(jīng)濟稟賦的家庭在住房信貸、住房數(shù)量、短期房價波動、住房位置方面存在較大差異,而這些差異影響著住房財富對家庭社會捐贈行為的發(fā)生概率。

(1) 住房信貸與家庭社會捐贈行為

研究發(fā)現(xiàn)2018年住房類貸款占居民債務(wù)的比例高達54.4%, 其中城鎮(zhèn)家庭需要償還的住房信貸平均為32.68萬元[17-18]。 對于那些擁有住房產(chǎn)權(quán)但還需要償還銀行住房貸款或親友借款的家庭, 住房財富對家庭消費的影響取決于擠出效應(yīng)和財富效應(yīng)的凈效應(yīng), 即家庭消費決策會受到住房擠出效應(yīng)和住房財富效應(yīng)的相互影響[19]。 對于住房信貸約束條件下, 家庭捐贈行為可能受到的負向影響, 提出假設(shè)H3: 未償還的住房信貸會影響住房財富對家庭社會捐贈行為的發(fā)生率。

(2) 住房數(shù)量與家庭社會捐贈行為

城鎮(zhèn)化進程中不同家庭在住房數(shù)量方面也出現(xiàn)較大差異。住房具有居住和消費雙重屬性,其中單套房家庭的住房主要表現(xiàn)出居住屬性,而多套房家庭的住房更多體現(xiàn)出投資屬性[20-21]。擁有多套房的家庭可能屬于社會的中高收入階層,住房財富對他們的預(yù)算約束影響有限,而單套住房家庭面臨較緊的預(yù)算約束,住房財富直接制約著家庭消費水平[22]。為了對比不同住房套數(shù)的家庭在社會捐贈決策上的差異性,提出假設(shè)H4:不同住房數(shù)量的家庭,他們的住房財富對社會捐贈行為發(fā)生率有顯著差異。

(3) 短期房價波動與家庭社會捐贈行為

住房財富不是固定不變的,房價水平受房地產(chǎn)泡沫堆積和政府頻繁調(diào)控的影響時常出現(xiàn)較大波動。對于擁有住房產(chǎn)權(quán)的家庭,房價波動會帶動家庭消費預(yù)算約束線向左上或右下方向調(diào)整,進而影響家庭消費支出計劃[23]。Bakija等證實美國房價上漲會增加年收入20萬美元以下人群的慈善活動,但會減少年收入高于20萬美元人群的慈善活動[24]。本文也考慮到房價波動對住房財富的影響,研究短期住房財富發(fā)生變動時,住房財富對家庭社會捐贈行為發(fā)生率的影響,并提出假設(shè)H5:家庭對短期內(nèi)住房財富調(diào)整比較敏感,住房增值或住房減值都會影響家庭社會捐贈行為的發(fā)生率。

(4) 住房財富的區(qū)域和城鄉(xiāng)差異與家庭社會捐贈行為

相比于農(nóng)村家庭,一般城市家庭的住房財富占家庭資產(chǎn)的比重偏高,同時家庭城市住房所在社區(qū)的捐贈網(wǎng)絡(luò)也更為發(fā)達,這些都有利于促進社會捐贈行為的發(fā)生[8]。研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)部和區(qū)域之間的社會捐贈水平也存在較大差異,其中東中西三大區(qū)域之間慈善捐贈水平差異呈現(xiàn)“U”型特征[25]。因此提出假設(shè)H6:城鄉(xiāng)和不同區(qū)域的家庭受到住房財富對社會捐贈行為發(fā)生率的影響存在顯著差異。

3. 住房財富影響家庭捐贈行為的機制

住房財富屬于客觀存在的家庭經(jīng)濟稟賦,可以通過影響家庭成員特別是戶主的主觀認知進而影響他們的捐贈行為,而心理認知、人格特質(zhì)都涵蓋在人格認知學(xué)范疇[26]。

在心理認知方面,家庭慈善捐贈的動因可以分為八類,除了成本收益比較、響應(yīng)號召、個人需要、接收懇求、利他主義、受價值觀驅(qū)使、實際效能感,還包括潛在的心理收益[26]。目前慈善捐贈和家庭住房財富具體通過何種心理路徑影響社會捐贈尚存多種觀點。不少學(xué)者研究認同幸福感、滿足感會促進捐贈行為[27],也有學(xué)者指出相比于租賃住房,擁有住房產(chǎn)權(quán)、享受自住房的家庭會表現(xiàn)出更強烈的成就感和歸屬感[28]。對房主而言,住房控制權(quán)將顯著提高他們對自身的成就感和社會地位的評價,住房財富被認為是自身成就和成功的標(biāo)志,同時也提高了他們的生活滿意度和心理健康水平[29-30]?；诖颂岢黾僭O(shè)H7:住房財富影響戶主的成就感,而個人成就感可以促進家庭的社會捐贈行為。

在人格特質(zhì)方面,擁有不同人格特質(zhì)的個體在追求信念、實現(xiàn)人生價值方面有不同的偏好,而這種偏好差異會導(dǎo)致行為決策的差異[31]。人格特質(zhì)由于內(nèi)在的穩(wěn)定和持久性,比其他主觀認知能更好地預(yù)測捐贈行為發(fā)生的概率[32-33]。

目前最為主流的是采用Costa等的五維人格分類法,從嚴(yán)謹(jǐn)性(盡責(zé)性)、順同性(親和性)、外向性、開放性和神經(jīng)質(zhì)對人格特質(zhì)進行度量[34]。其中,親和性的人格特質(zhì)有助于觸發(fā)利他行為[35],而慈善捐贈就是一種具有明顯利他性的行為。

實現(xiàn)親和性人格轉(zhuǎn)變?yōu)槔袨榈年P(guān)鍵是行動成本[36],這就和自身資源稟賦有密切的關(guān)聯(lián)性。住房財富作為中國家庭最重要的資源稟賦之一,自古便有先 “恒產(chǎn)”后 “恒心”的論斷,暗示了住房等固定財產(chǎn)是民眾承擔(dān)社會倫理責(zé)任的前提條件。對于住房財富、親和性人格特質(zhì)和社會捐贈三者之間的關(guān)系,提出假設(shè)H8:住房財富通過影響戶主的親和性,進而影響家庭的社會捐贈行為。

二、 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)說明

1. 數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)清洗

家庭和戶主數(shù)據(jù)來自2018年和2016年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS),省級社會捐贈數(shù)據(jù)來自《中國民政統(tǒng)計年鑒2019》和《2018年度中國慈善捐助報告》。

首先合并了2018年的CFPS家庭經(jīng)濟問卷和成人問卷,選取反映家庭住房財富、社會捐贈支出、家庭整體經(jīng)濟情況和戶主個人特質(zhì)的相關(guān)指標(biāo),其次對照家庭代碼獲得了2016年和2018年住房財富數(shù)據(jù)。另外剔除以下三類數(shù)據(jù):①對社會捐贈支出、家庭住房財富、家庭總金融支出、戶主個人情況表示“不知道”或者“拒絕回答”的問卷;②城鄉(xiāng)指標(biāo)、省級代碼顯示缺失的問卷;③家庭問卷中“主要財務(wù)負責(zé)人”被視為戶主,但在成人問卷中部分戶主沒有被訪問的,這類問卷也進行了刪除。最終,本研究獲得了10 433份家庭數(shù)據(jù)。

2. 變量選取

被解釋變量為過去一年家庭是否有社會捐贈行為以及社會捐贈金額。依據(jù)被調(diào)查家庭 “過去12個月,包括現(xiàn)金和實物結(jié)算(如衣服、實物等),您家社會捐贈支出是多少?”的回答統(tǒng)計家庭社會捐贈情況,而社會捐贈的相關(guān)問題在2018年的CFPS問卷中首次出現(xiàn)。

核心解釋變量是家庭住房財富。在2016年的CFPS問卷中家庭住房財富設(shè)置了單獨的問題,而2018年問卷中并未直接詢問家庭住房財富,故2018年家庭住房財富由常住房屋價值和其他房屋價值兩部分合并而獲得。

控制變量有三個類別。一是描述戶主特征變量。由于戶主并未在問卷中明確界定,本研究按照“主要財務(wù)人”的標(biāo)準(zhǔn)確認戶主。涉及戶主年齡,教育水平(文盲/半文盲=1,小學(xué)=2,初中=3,高中/中專/技校=4,大專=5,本科=6,碩士=7),婚姻狀況(已婚=1,其他=0),工作單位性質(zhì)(體制內(nèi)=1,體制外=0),政治面貌(中共黨員=1,其他=0),宗教信仰(有=1,無=0),健康狀況(非常健康=1,很健康=2,比較健康=3,一般=4,不健康=5)。二是家庭特征變量,包括家庭人口數(shù)量、年收入、現(xiàn)金和存款總額、總金融資產(chǎn)、是否有房貸(有房貸=1,無房貸=0)、其他住房套數(shù)。三是省級層面反映區(qū)域慈善事業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo),包括省級慈善捐助站點和慈善超市數(shù)量、省份慈善捐款總額。其中,2018年的慈善捐助點和慈善超市的數(shù)據(jù)來自《中國民政統(tǒng)計年鑒2019》,2018年的慈善捐款金額的數(shù)據(jù)來自《2018年度中國慈善捐助報告》。

三、 模型設(shè)定與檢驗

1. 考察是否存在家庭社會捐款行為Probit模型

是否存在社會捐贈行為是二元響應(yīng)變量,當(dāng)存在社會捐贈行為時取值為1,沒有社會捐贈行為則取值為0,這里使用Probit模型研究住房財富對家庭社會捐贈行為的影響,模型見式(1):

其中,Charityi表示是否存在社會捐贈行為;lnHousing_Wealthi為家庭住房財富的對數(shù);Controli為控制變量,涵蓋了戶主特征和家庭特征以及省份特征的指標(biāo);α0為截距項;α1、α2為回歸系數(shù);εi為誤差項。

2. 家庭社會捐贈金額與住房財富的相關(guān)性Tobit模型

由于被解釋變量家庭社會捐贈金額存在不少為0值的情況,探討家庭社會捐贈金額和住房財富的相關(guān)性需要使用Tobit模型進行分析,模型設(shè)定見式(2):

其中,lnDonationi為家庭社會捐贈金額的對數(shù),其他設(shè)定類似式(1),下同。

綜合表1中第(1)列和第(2)列,發(fā)現(xiàn)在控制戶主特征、家庭特征、省份特征后,住房財富均在1%顯著水平上正向影響家庭社會捐贈行為發(fā)生率和社會捐贈金額,說明住房財富的增加不僅可以提高家庭社會捐贈行為的發(fā)生率,而且也使得家庭更傾向于向社會捐贈更多的金額,驗證了假設(shè)H1和假設(shè)H2。

表1 住房財富對家庭社會捐贈的基礎(chǔ)回歸和平滑處理后的回歸結(jié)果

在控制變量方面,首先是戶主的年齡、教育水平、工作單位性質(zhì)、政治面貌、宗教信仰都對社會捐贈產(chǎn)生了顯著影響。其中,隨著年齡的增長,社會捐贈意向降低,可能是由于養(yǎng)老等需求擠出了社會捐贈支出,而教育水平的提高對社會捐贈有正向促進作用。當(dāng)戶主為公職人員或黨員,也會顯著促進家庭社會捐贈行為和社會捐贈金額,可能原因是除了本人思想覺悟較高,這也和體制內(nèi)單位動員頻率和力度較大有關(guān)[37]。宗教信仰對個人捐助行為也有正向促進作用,畢竟多數(shù)合法宗教會在教規(guī)中提倡奉獻救濟。

其次,在家庭特征方面,家庭年收入、家庭現(xiàn)金和存款總額、家庭總金融資產(chǎn)都顯著正向促進社會捐贈。家庭年收入、家庭現(xiàn)金和存款總額、家庭總金融資產(chǎn)從不同側(cè)面反映了家庭對財富的支配能力,那些財務(wù)方面更充裕的家庭更傾向于進行社會捐贈并且捐贈更多的金額。家庭其他住房的套數(shù)則主要影響家庭社會捐贈行為的發(fā)生率,對家庭社會捐贈金額沒有顯著影響。

最后,省份的慈善總款額和家庭慈善捐款同方向顯著變動,反映出省級范圍內(nèi)慈善捐贈水平和家庭捐贈行為有較為密切的聯(lián)系。然而慈善捐贈點的數(shù)量對家庭捐贈行為沒有顯著影響,說明線下捐贈的便捷程度并不是影響家庭捐贈的主要原因。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為了證實住房財富對家庭社會捐贈正向影響是穩(wěn)定和可靠的,一方面剔除住房財富指標(biāo)前后5%的異常值,另一方面引入住房增值作為工具變量進行回歸,以減少內(nèi)生性因素對回歸結(jié)果的影響。

(1) 平滑住房財富樣本前后5%的奇異值

CFPS采取讓家庭自行估計時點住房價格的方式來獲得家庭住房財富的具體數(shù)值,可能會出現(xiàn)部分家庭過于高估和低估自身擁有住房財富的情況,有必要對住房財富前后5%的數(shù)據(jù)進行平滑化處理。

平滑處理后的結(jié)果見表1中第(3)列和第(4)列。對比表1未平滑處理的回歸結(jié)果,發(fā)現(xiàn)刪除奇異值后,住房財富依然表現(xiàn)為顯著正向促進家庭的社會捐贈金額,只是部分控制變量(如家庭現(xiàn)金和存款總額等)在數(shù)據(jù)平滑處理后變得不再顯著。

(2) 工具變量回歸

考慮到可能存在某些未被觀測的家庭特質(zhì)因素同時影響著慈善捐贈和住房財富,為了減少遺漏變量和內(nèi)生性因素的影響,這里引入工具變量分別對式(1)和式(2)進行重新估計。

借鑒陳永偉等[38]的做法,使用住房增值lnWindfall作為住房財富的工具變量。由于2018年問卷分別統(tǒng)計了被調(diào)查者的常住房財富、其他房屋財富,而24%的樣本家庭中有兩套及以上住房,為了準(zhǔn)確計算住房增值,先將2018年家庭常住房屋和其他房屋財富加總得到2018年的家庭住房總財富,通過對2018年的家庭住房總財富取對數(shù)與2016年的家庭住房總財富取對數(shù)并作差得到住房增值。

作為工具變量,住房增值應(yīng)當(dāng)與住房財富有密切關(guān)系同時和未觀察到的影響家庭社會捐贈的潛在變量無明顯關(guān)聯(lián)。由于房地產(chǎn)具有不可移動性、異質(zhì)性,優(yōu)質(zhì)房屋在住房市場上具有稀缺性。在中國住房市場中通常表現(xiàn)為價值越高的房屋,其保增增值能力越強,即住房增值或住房減值與住房財富本身有非常密切的聯(lián)系。而住房價格形成機制非常復(fù)雜,政府、房地產(chǎn)開發(fā)商、購房者、金融機構(gòu)等都會對住房價格產(chǎn)生影響,可以認為住房財富變動金額對本次研究中未觀察到的潛在變量影響較小,是比較理想的工具變量。

IV-Probit模型和IV-Tobit模型的回歸結(jié)果見表2,第一階段F值均大于10,也證實不存在弱工具變量問題;同時通過了Wald內(nèi)生性檢驗,說明工具變量與擾動項無關(guān),滿足工具變量的外生性假定。對比表1和表2,一方面發(fā)現(xiàn)使用工具變量后住房財富在1%顯著水平上同樣正向促進家庭社會捐贈行為和社會捐贈的金額,再次驗證了假設(shè)H1和假設(shè)H2;另一方面使用IV-Probit模型、IV-Tobit模型后住房財富的回歸系數(shù)分別由0.079變?yōu)?.056、由0.556變?yōu)?.397,說明受內(nèi)生性的影響如果不使用工具變量會部分高估住房財富對于家庭社會捐贈行為和社會捐贈金額的正向影響。

表2 采用工具變量回歸的結(jié)果

四、住房財富對家庭社會捐贈行為的異質(zhì)性分析

1. 是否存在住房信貸、住房套數(shù)對家庭社會捐贈行為的影響

需求層次理論中住房屬于家庭生理和安全的基礎(chǔ)需求,而社會捐贈行為屬于社會、尊重、自我實現(xiàn)的高層次需求。家庭通常將慈善捐款視為剩余支出,即家庭盈余情況下捐款更多,赤字情況下捐款更少[15]。對比有住房貸款和無住房貸款的家庭(見表3),無論家庭是否存在住房信貸,住房財富都在1%顯著水平上提高了社會捐贈,其中,沒有房貸的家庭住房財富對社會捐贈行為發(fā)生率的回歸系數(shù)是0.069,而有房貸的家庭住房財富對社會捐贈行為發(fā)生率的回歸系數(shù)下降到0.012,驗證了假設(shè)H3,即住房信貸壓力抑制了住房財富對家庭社會捐贈行為發(fā)生率的影響,沒有住房貸款壓力的家庭表現(xiàn)出更強烈的社會捐贈傾向,這也說明多數(shù)家庭更傾向于保障基礎(chǔ)需求后再實現(xiàn)高層次的需求。畢竟當(dāng)家庭存在住房負債時,家庭支出決策時會率先確保家庭的住房需求,證實住房負債不但會影響食品衣物、文娛支出這類日常家庭支出,也會擠出社會捐贈這類比較特殊的家庭支出。

表3 Probit模型分析住房信貸和住房套數(shù)對社會捐贈的影響

住房市場不但存在住房信貸問題, 多套房也是普遍的現(xiàn)象。 通過對住房套數(shù)進行分組回歸, 發(fā)現(xiàn)一個有趣的現(xiàn)象, 只有一套住房的家庭他們的住房財富對社會捐贈的影響是顯著的, 而擁有2套及3套以上住房的家庭, 他們的社會捐贈不再顯著受到住房財富的影響, 證實了假設(shè)H4即住房數(shù)量差異會影響住房財富對家庭社會捐贈行為的影響。 已有研究也發(fā)現(xiàn), 單套住房的家庭通常將住房作為居住功能進行使用, 此時住房財富占家庭資產(chǎn)的比重較高, 住房財富直接影響家庭消費水平, 而多套房家庭的住房還表現(xiàn)出投資屬性, 這種家庭消費預(yù)算約束較松, 住房財富已經(jīng)不再是家庭是否作出社會捐贈決策的主要影響因素。

2. 短期內(nèi)住房減值或增值對家庭社會捐贈行為的影響

不同情形下,住房會表現(xiàn)出資產(chǎn)效應(yīng)或財富效應(yīng)。家庭住房財富越多,消費水平越高,此時住房表現(xiàn)出“資產(chǎn)效應(yīng)”;家庭住房財富變動或住房財富回報率變動,進而帶動居民消費結(jié)構(gòu)調(diào)整,此時住房表現(xiàn)出“財富效應(yīng)”[39]。由于住房市場的價格變動非常頻繁,很多被調(diào)研家庭的住房財富在2016—2018年都發(fā)生了變動,其中約六成家庭的住房財富增加,三成家庭的住房財富減少,只有一成家庭的住房財富未發(fā)生變化,根據(jù)住房財富變動方向,可以得到表4的分組回歸結(jié)果。

表4 Probit模型分析短期住房財富變動對家庭社會捐贈的影響

由表4回歸結(jié)果可知,無論短期內(nèi)住房增值或減值都會在1%的顯著水平上促進社會捐贈行為的發(fā)生,證實了假設(shè)H5,暗示了家庭對短期房價變動比較敏感,但住房增值時住房財富對家庭社會捐贈的回歸系數(shù)略高于住房減值時,說明住房增值更為強烈地促進了社會捐贈行為的發(fā)生。占比較少的住房財富沒有變動的家庭,他們的社會捐贈行為發(fā)生率不再顯著受到住房財富因素的影響,表明當(dāng)房價沒有明顯變動時,家庭的住房財富不再制約家庭社會捐贈決策,也說明了住房的 “財富效應(yīng)”同樣在住房財富對社會捐贈決策中發(fā)揮了重要作用。

3. 區(qū)域和城鄉(xiāng)差異背景下住房財富對家庭社會捐贈的影響

我國的房地產(chǎn)市場是典型的區(qū)域性市場,位于不同經(jīng)濟區(qū)域、不同行政區(qū)域的家庭住房財富差異很大。

首先,按照區(qū)域經(jīng)濟水平,對東部、中部、西部家庭的住房財富對社會捐贈行為的影響進行分組分析。在表5中,不同區(qū)域的家庭住房財富均在1%顯著水平上正向促進社會捐贈,其中中部地區(qū)家庭社會捐贈受到住房財富影響的程度最高,之后是西部地區(qū),東部地區(qū)的家庭住房財富對是否社會捐贈的影響相對最弱。之所以東中西部地區(qū)住房財富對家庭是否采取社會捐贈決策的影響程度存在差異,是與各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平、捐贈網(wǎng)絡(luò)發(fā)達程度、慈善組織動員能力的差異相關(guān)聯(lián)的[13]。

表5 Probit模型分析住房財富在不同經(jīng)濟區(qū)域和城鄉(xiāng)地區(qū)對家庭社會捐贈的影響

其次,按照行政區(qū)域進行劃分,對比在城鎮(zhèn)地區(qū)、 鄉(xiāng)村地區(qū)家庭的住房財富對他們社會捐贈行為的影響,結(jié)果見表5。分析表5發(fā)現(xiàn)相比于鄉(xiāng)村地區(qū),城鎮(zhèn)地區(qū)住房財富對家庭社會捐贈的影響更為顯著,這和城鎮(zhèn)房價水平較高、住房財富普遍占家庭資產(chǎn)比重較高有關(guān),也和城鎮(zhèn)地區(qū)慈善捐贈渠道和捐贈網(wǎng)絡(luò)更為發(fā)達有關(guān)。

因此,表5回歸結(jié)果驗證了假設(shè)H6,在不同區(qū)域、鄉(xiāng)村以及城鎮(zhèn)家庭中住房財富對家庭是否采取社會捐贈行為存在差異化的影響。

五、探討住房財富對家庭社會捐贈行為的影響機制

前文已經(jīng)驗證住房財富影響家庭社會捐贈,但住房財富作為一種客觀資本,需要通過影響家庭特別是戶主的主觀認知(心理認知和人格傾向),才能發(fā)揮其對社會捐贈的影響?？赡艹蔀橹薪樽兞坑绊懮鐣栀浀囊蛩匕☉糁鲗Τ删透兄匾缘恼J知及戶主的親和性。

由于中介變量成就感(Accomplishment)的重要性、親和性(Agreeableness)屬于定序響應(yīng)變量,而被解釋變量是否存在社會捐贈行為為二元啞變量,并不適合采用一般的逐步回歸方式來檢驗中介效應(yīng),這里通過廣義結(jié)構(gòu)方程(GSEM)模型分析成就感、親和性對社會捐贈行為的中介效應(yīng)。

1. 心理認知成就感的中介效應(yīng)

首先,假設(shè)住房財富通過影響戶主的成就感進而影響著家庭社會捐贈,可以得到式(3)～(5)。其中,式(3)探討住房財富對家庭社會捐贈行為的影響,式(4)探討住房財富對成就感的影響,而式(5)則探討住房財富和成就感對家庭社會捐贈行為的影響。

其中,Accomplishmenti為戶主對成就感重要性的打分,按照不重要到非常重要程度的變化分別賦值1～5分。

2. 人格傾向親和性的中介效應(yīng)

2018年的CFPS個人問卷對15歲以上的受訪者的人格測量進行了五個維度的度量,其中親和性是人格量表的重要維度之一[40]。戶主的親和性Agreeablenessi,可以通過是否認為自身“天性比較寬容”的回答來判斷。按照完全不符合到完全符合的回答分別賦值1～5。參照式(3)～式(5),可以得到類似的三組公式(6)～(8):

根據(jù)式(6)～(8)可得成就感及親和性的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(見表6),觀察第(1)～(3)列,發(fā)現(xiàn)住房財富顯著提高了個人對成就感的認知,進而促進了家庭社會捐贈行為的發(fā)生,驗證了假設(shè)H7。觀察第(4)～(6)列,發(fā)現(xiàn)住房財富對親和性有顯著促進作用,并最終影響了家庭社會捐贈行為的發(fā)生,驗證了假設(shè)H8。其中,成就感中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為0.66%,親和性中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重為1.73%。因此,主觀認知的確可以通過影響住房財富進而影響家庭社會捐贈行為,但這種中介效應(yīng)對捐贈行為的影響比較有限。

表6 成就感及親和性的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

六、 結(jié) 論

綜合來看,以往研究只將是否擁有住房產(chǎn)權(quán)作為影響社會捐贈的因素是不夠的,本文深入挖掘了住房財富對家庭社會捐贈的重要影響,驗證了住房財富作為家庭社會經(jīng)濟地位的重要組成部分,對家庭是否采取社會捐贈行為和社會捐贈金額都存在顯著影響。同時,社會捐贈也和個人特質(zhì)(戶主教育水平、年齡、工作單位性質(zhì)、政治面貌、宗教信仰)、家庭特質(zhì)(家庭人口數(shù)量、年收入、總金融資產(chǎn))、省份特質(zhì)(省份慈善捐款總額)有著密切聯(lián)系。進一步分析,發(fā)現(xiàn)沒有住房信貸的家庭比有住房信貸的家庭更傾向于參與社會捐贈,單套住房的家庭社會捐贈受到住房財富的影響最為顯著,住房增值或減值都會影響家庭的社會捐贈行為,東中西部地區(qū)的家庭住房財富均正向促進社會捐贈行為,城鎮(zhèn)家庭的住房財富更為顯著地促進了他們的社會捐贈行為。住房財富除了直接影響家庭社會捐贈決策外,還可以間接影響戶主主觀認知,進而影響家庭的社會捐贈決策。

加強社會慈善在第三次分配中的作用,需要引導(dǎo)更多家庭參與社會慈善事業(yè),而家庭參與社會慈善又和自身住房資源稟賦相關(guān)。可以通過以下五方面,發(fā)揮家庭住房財富對社會捐贈行為的促進作用。第一,應(yīng)重視住房財富對家庭社會捐贈決策和社會捐贈金額的影響,堅持多主體、多渠道供給保障性住房和商品性住房,滿足不同家庭住房居住的權(quán)利;第二,加大對住房市場的調(diào)控力度,避免住房信貸壓力過大,因地制宜提供差別化的住房信貸政策;第三,構(gòu)建房價異常波動的動態(tài)監(jiān)測體系,通過輿論引導(dǎo)等方式倡導(dǎo)家庭理性看待住房財富的長短期變動;第四,進一步培育鄉(xiāng)村社會慈善組織,豐富鄉(xiāng)村社會慈善渠道,提高鄉(xiāng)村地區(qū)的社會捐贈參與程度;第五,引導(dǎo)家庭合理的自我認知,避免過分看重住房在個人成就中的地位,也應(yīng)培育互助友愛的社會價值觀,提高家庭和個人的親社會性。相信通過調(diào)控住房市場,調(diào)整住房財富在家庭資產(chǎn)的比重,可以更為有利地促進社會慈善事業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,并最終促進社會和諧。

需要注意的是,由于受到CFPS問卷題目設(shè)置的限制,目前僅通過成就感、親和性的中介效應(yīng)分析了住房財富傳導(dǎo)到社會慈善的路徑,后續(xù)可以進一步發(fā)掘其他中介指標(biāo),深化研究住房財富對家庭各種心理認知的影響,從更為全面的視角分析住房財富對家庭社會捐贈的影響。