收入水平、社會信任與城鎮(zhèn)居民慈善捐贈*

劉二鵬 王博宇 樂 章 魏 源

(1 中南財經(jīng)政法大學(xué)收入分配與現(xiàn)代財政研究院/湖北財政與發(fā)展研究中心，湖北武漢，430073；2 中南財經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，湖北武漢，430073)

一、引言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，也是中國式現(xiàn)代化的重要特征。在實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕的道路上，我們不僅要將“蛋糕”做大做好，更要把“蛋糕”切好分好。習(xí)近平同志在黨的二十大報告上指出：“分配制度是促進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度……構(gòu)建初次分配、再分配、第三次分配協(xié)調(diào)配套的制度體系……引導(dǎo)、支持有意愿有能力的企業(yè)、社會組織和個人積極參與公益慈善事業(yè)[1]。”作為第三次分配的主要方式，慈善事業(yè)具有改變社會財富流向、完善收入分配格局、優(yōu)化社會治理的功能，對于改善民生、維護(hù)社會和諧穩(wěn)定以及實(shí)現(xiàn)共同富裕具有重要意義。在中國從全面建成小康社會向社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國邁進(jìn)之際，慈善事業(yè)的作用與價值日益凸顯，慈善事業(yè)的核心——慈善捐贈也成為學(xué)界關(guān)注的重要議題。

改革開放以來，我國居民收入水平大幅度提高，人均可支配收入從1978年的343元增長到2020年的32189元[2]，伴隨著經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，我國的慈善事業(yè)進(jìn)入了新的發(fā)展時期。在“人人慈善”“大眾慈善”氛圍的渲染下，普通民眾的慈善參與度已然成為衡量一個國家慈善發(fā)展水平的重要標(biāo)準(zhǔn)。根據(jù)《2020年中國慈善捐贈報告》的相關(guān)數(shù)據(jù)，2020年中國社會捐贈突破2000億元，其中，企業(yè)捐贈共計1218.11億元，占捐贈總額的58.4%，個人捐贈共計524.15億元，占捐贈總額的25.12%，其余來自政府單位等官方和非官方組織的捐贈占比16.48%[3]。然而，通過對居民可支配收入與個人捐贈總額的比較可以發(fā)現(xiàn)，我國居民慈善參與意愿的提升速度遠(yuǎn)不及可支配收入的增長速度，規(guī)模龐大的人口的慈善潛力尚未得到充分挖掘。同時，社會信任是慈善事業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，也是連接捐贈人與慈善組織的紐帶。而慈善組織不時暴露出的失信、失范行為也極大影響了居民的信任水平和慈善熱情，如郭美美事件、抗疫物資積壓囤積等事件的曝光，對我國慈善事業(yè)造成了較大沖擊，直接導(dǎo)致慈善捐贈金額大幅度減少[4]。

在此背景下，本文嘗試從收入和社會信任的角度對城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈行為進(jìn)行研究，并對其中的理論機(jī)制進(jìn)行分析，以期更好地激發(fā)居民慈善參與熱情，為推動中國特色慈善事業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展提供借鑒和參考。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩方面。一是提供了一個新的研究視角。以往研究主要集中于企業(yè)慈善和富人慈善，而對于普通民眾慈善捐贈的相關(guān)研究較為缺乏。本文采用典型微觀數(shù)據(jù)實(shí)證考察了收入水平、社會信任對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的影響，豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)。二是基于社會信任、社會交換等理論，梳理刻畫了社會信任在收入水平與慈善捐贈之間的作用機(jī)理，并采用多種實(shí)證方法對其中的影響機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。

二、文獻(xiàn)回顧

慈善是促進(jìn)社會公平公正、維護(hù)社會和諧穩(wěn)定的重要力量。相對于西方國家而言，我國的慈善事業(yè)發(fā)展仍處于低水平階段，其中的主要原因在于我國的居民捐贈總額和占比較低，并且，現(xiàn)有的政策將注意力集中在企業(yè)和富人的慈善捐贈，對居民個體的慈善捐贈行為缺乏關(guān)注。在從傳統(tǒng)慈善向現(xiàn)代慈善轉(zhuǎn)型的過程中，理解居民個體的慈善捐贈行為對促進(jìn)我國慈善事業(yè)的繁榮發(fā)展具有重要意義[5-6]。

既有的研究已經(jīng)注意到收入水平對慈善捐贈行為的影響作用。就個體層面而言，學(xué)界普遍認(rèn)為慈善是社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段和水平的產(chǎn)物，慈善捐贈與個體收入密切相關(guān)，收入水平對居民慈善捐贈的影響最為顯著[7]。有研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)收入對慈善捐贈的正向影響呈現(xiàn)“倒U”型趨勢，即慈善捐贈金額會隨著居民收入水平的提高先增加后遞減[8]。就家庭層面而言，隨著家庭可支配收入的提高，家庭慈善捐贈次數(shù)與捐贈金額均會有不同程度的提升，并且絕對慈善捐贈金額會隨著家庭收入的增長而增加，但家庭收入變化對相對捐贈金額的影響不顯著[9]。也有學(xué)者認(rèn)為，收入的不同類型對慈善捐贈存在不同的影響，其中，家庭收入和支出對慈善捐贈均有顯著影響，但收入類型中僅有工資收入對慈善捐贈行為的影響較為顯著[10]。就企業(yè)層面而言，有研究認(rèn)為，盈利能力越強(qiáng)的企業(yè)捐贈的數(shù)額也會更大[11]。也有學(xué)者就收入水平對企業(yè)慈善捐贈的作用機(jī)制進(jìn)行探討，發(fā)現(xiàn)業(yè)績較好的企業(yè)更有可能關(guān)注社會需求，進(jìn)而也會更積極地參與慈善捐贈[12]。

在社會信任與慈善捐贈方面，和睦、友善、互信的社會環(huán)境是慈善事業(yè)可持續(xù)發(fā)展的支撐條件。信任在慈善組織中發(fā)揮著極為重要的作用，在捐助者和慈善組織之間培養(yǎng)信任是提高慈善活動的地位并使其區(qū)別于商業(yè)活動的決定性因素[13]。因此，慈善組織的信任危機(jī)往往會抑制居民慈善捐贈的積極性，使得捐贈行為和捐贈金額顯著減少。有研究表明，在“郭美美事件”等負(fù)面事件發(fā)生后，慈善組織的正面形象受到了嚴(yán)重的沖擊，有的慈善組織甚至出現(xiàn)了月度受捐贈金額為零的極端情況，并且，部分居民傾向?qū)⑸瓶钌莆锞栀浗o民間慈善組織而非官方慈善機(jī)構(gòu)[14]。在此基礎(chǔ)上，有研究發(fā)現(xiàn)，捐贈平臺提供的社會網(wǎng)絡(luò)認(rèn)證對建立捐贈者與受助者之間的信任關(guān)系具有重要作用，這種信任背書對慈善資金的募集具有積極影響[15]。大多數(shù)個體一生中會有多次慈善捐贈行為，這意味著慈善捐贈并不是一次性博弈，一旦存在對慈善捐贈的信任危機(jī)，捐贈者的捐贈次數(shù)和捐贈額度都將小于長期合作情形下的捐贈次數(shù)和捐贈額度。同樣的，信任水平的提高會增加企業(yè)的慈善捐贈[16]，信任水平越高的企業(yè)的現(xiàn)金捐贈占比也會越高，但信任水平對企業(yè)總捐贈并無顯著影響[17]。

三、理論分析與研究假設(shè)

社會信任是慈善事業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)，也是連接捐贈者和慈善組織以及受助者的紐帶。收入水平、社會信任和慈善捐贈三者的協(xié)同推進(jìn)、協(xié)調(diào)發(fā)展，有利于推動我國慈善事業(yè)的健康快速發(fā)展。本文將具體闡釋三者之間的作用機(jī)理。

(一)邊際效應(yīng)理論和社會交換理論視角下的收入與慈善捐贈

邊際效應(yīng)理論認(rèn)為，支出是收入的函數(shù)，而慈善捐贈作為支出的一部分也會受到收入的約束。既有研究表明，居民收入與慈善捐贈存在正向關(guān)系，即居民所擁有的財富越多，其可用于捐贈的財富也就越多，捐贈行為的邊際成本也就越低，捐贈的意愿也會更強(qiáng)烈[18]。也有學(xué)者進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，并非所有類型的收入對慈善捐贈的影響都是相同的，個體福利性的收入會對其慈善捐贈產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)[19]。有研究將居民收入進(jìn)一步細(xì)分為常規(guī)性收入和偶然性收入，發(fā)現(xiàn)人們通常會將常規(guī)性收入用于維護(hù)個人或家庭的必要生活開支，當(dāng)常規(guī)性收入在總收入中所占比例較低時，居民會降低自己的消費(fèi)預(yù)期并壓縮慈善捐贈等高彈性支出[20]。

此外，社會交換理論認(rèn)為，人類所有社會活動的本質(zhì)是交換，個體的交換行為取決于該交換所能夠帶來的獎勵和報酬，人們通常會通過交換異于或優(yōu)于他人的資源來滿足心理需求和實(shí)現(xiàn)自我價值。布勞將通過交換所獲得的獎勵和報酬分為內(nèi)在性報酬和外在性報酬，其中，內(nèi)在性報酬是指從社會交換過程中直接獲得的樂趣、感情、社會認(rèn)同、地位優(yōu)越性和領(lǐng)導(dǎo)權(quán)力等；外在性報酬是指在社會交往關(guān)系之外獲得的金錢、物質(zhì)等實(shí)在性報酬[21]?；谏鐣粨Q理論可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)代慈善捐贈的決策邏輯是個體或組織以所擁有的資源稟賦為基礎(chǔ)，為達(dá)致所追求的動機(jī)而施行交換行為。當(dāng)個體收入達(dá)到一定水平之后，便會通過慈善捐贈的方式來實(shí)現(xiàn)幫助他人帶來的滿足感、社會責(zé)任感以及人生價值的追求，而這種行為實(shí)質(zhì)上也是經(jīng)濟(jì)資本與價值觀念的交互。自古以來，“窮則獨(dú)善其身，達(dá)則兼濟(jì)天下”的理念是國人慈善思想和行為的根源，隨著我國經(jīng)濟(jì)總量和國民收入的不斷攀升，經(jīng)濟(jì)資本較為雄厚的個體會將更多的資源用于慈善捐贈。

據(jù)此，本文提出假設(shè)1：城鎮(zhèn)居民的收入水平直接影響其慈善捐贈的動機(jī)和行為，收入水平越高的居民的慈善捐贈熱情更強(qiáng)、捐贈金額越高。

(二)社會信任理論和信任相對性理論視角下的慈善捐贈行為

著名社會學(xué)家西梅爾在《貨幣哲學(xué)》中提出，現(xiàn)代社會生活中的交換是個體間產(chǎn)生互動關(guān)系的主要形式，一旦缺乏信任，交換行為便無法進(jìn)行。由此可以發(fā)現(xiàn)，信任是維系社會交換、社會生產(chǎn)和生活有序進(jìn)行的基石[22]。已有研究從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)將信任分為兩種：一種是利己性的信任，即基于對他人可信度的理性估計，從“經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)出發(fā)，將慈善捐贈看作是捐贈者理性選擇的結(jié)果[23]；另一種則是令人稱道的利他性信任，即盡管經(jīng)驗(yàn)告訴人們行善并不一定能達(dá)到預(yù)想的結(jié)果，但人們愿意去信任他人，哪怕蒙受一點(diǎn)損失[24]。由此看來，社會信任實(shí)質(zhì)上是一種對積極結(jié)果的理性預(yù)期。當(dāng)個體認(rèn)為他人所提出的利他承諾值得信任時，即履行社會責(zé)任的承諾有可能兌現(xiàn)時，會降低對他人行為的懷疑，同時引導(dǎo)自身做出利他行為。以往的研究發(fā)現(xiàn)，個體的社會信任水平越高，越有可能做出慈善捐贈、志愿服務(wù)等行為[25]。社會信任在形式上分為人際信任和系統(tǒng)信任兩種，在現(xiàn)實(shí)社會中，由于信息不對稱的廣泛存在，人們對陌生人的了解非常有限，因而人際信任的實(shí)現(xiàn)程度并不是很高。但對于系統(tǒng)而言，人們可以從多種渠道了解政府或公共組織等的口碑、效率以及服務(wù)質(zhì)量，這有助于提高人們對政府或公共組織的信任度[26]。因此，在其他條件相同的情況下，對系統(tǒng)或組織的信任感越強(qiáng)的個體更可能從事慈善活動。

慈善是一種現(xiàn)實(shí)需要，是對人類社會所面臨的風(fēng)險的直接回應(yīng)。不少學(xué)者認(rèn)為，是否信任不僅取決于對失信可能性的權(quán)衡，還取決于捐贈者對失信風(fēng)險所帶來損失的承受能力，即個體的相對脆弱性[27]。進(jìn)入后工業(yè)化時代以來，現(xiàn)代社會的風(fēng)險呈現(xiàn)出愈加多樣化和頻繁化的趨勢，巨大的經(jīng)濟(jì)社會變遷引發(fā)了人們對社會生活的強(qiáng)烈不安。就信任的相對性而言，一個人可支配的資源越多，其“災(zāi)難線”就越高，相對易損性就越低，越愿意信任他人；反之，一個人可支配的資源越少，其“災(zāi)難線”就越低，相對易損性就越高，也就越難以冒險信任他人[28]。這表明，個體的信任水平與可支配資源的多寡密切相關(guān)，個體可支配的經(jīng)濟(jì)資源越多，抵御風(fēng)險的能力就更強(qiáng)，遭遇失信風(fēng)險時的相對損失就越低。已有研究也證實(shí)了收入水平提高會促進(jìn)信任水平提升這一結(jié)論[29]，而個體的信任水平越高，也就越有可能進(jìn)行利他性的慈善捐贈[30]。由此可以推測，個體的經(jīng)濟(jì)資本會對其社會信任水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而對其慈善捐贈行為產(chǎn)生影響。收入水平越高的個體有更充裕的資源來抵御風(fēng)險的沖擊，對外部失信所帶來的損失有更強(qiáng)的承受能力，更愿意去信任他人，進(jìn)而產(chǎn)生慈善熱情、進(jìn)行慈善捐贈。

據(jù)此，本文提出假設(shè)2：收入水平的提高會提升城鎮(zhèn)居民的社會信任水平，進(jìn)而促進(jìn)城鎮(zhèn)居民參與慈善捐贈。

四、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)，該調(diào)查重點(diǎn)關(guān)注中國居民的經(jīng)濟(jì)收入、教育水平、家庭生產(chǎn)生活、社會活動、社會福利等內(nèi)容，是一項覆蓋范圍廣、調(diào)查內(nèi)容豐富、抽樣方法科學(xué)的社會調(diào)查。該調(diào)查開始于2010年，采取分層多階段抽樣的方法從全國25個省級行政單位抽取162個區(qū)縣約20000戶居民參與調(diào)查，被調(diào)查對象代表了中國近95%的人口。本文基于研究需要對數(shù)據(jù)做以下處理：首先，由于2018年以前的歷次調(diào)查以家庭為捐贈單位而未涉及居民個人捐贈情況，故本文僅使用2018年家庭和成人數(shù)據(jù)庫；其次，剔除對核心問題的回答為“不知道”“不適用”以及回答缺失的無效樣本；最后，為防止異方差等問題導(dǎo)致的估計結(jié)果偏差，本文對捐贈金額和居民收入取自然對數(shù)。最終得到有效樣本量為5724個。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為慈善捐贈，由以下兩個指標(biāo)衡量。一是捐贈行為。采用“過去12個月，您是否向任何組織或個人捐過款”來測度，回答有捐贈行為的賦值為1，沒有捐贈行為的賦值為0。二是捐贈金額。采用“過去12個月，您個人所有捐款的總額大概是多少元”來測度，其數(shù)值范圍為-2900元至3000元?？紤]到實(shí)際生活中居民捐贈金額不存在負(fù)值，因此剔除0元以下的樣本，并將年齡在18歲以下以及80歲以上的樣本刪除，最終保留下來的城鎮(zhèn)居民的捐贈金額分布在5元至3000元區(qū)間內(nèi)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為收入水平。CFPS中針對居民個體的調(diào)查只詢問了工資情況，而股票、債券等其他財產(chǎn)性收入的調(diào)查均是以家庭為單位，考慮到工資收入是居民收入最重要的組成部分[31-32]，本文使用居民的工資收入來衡量居民收入水平。采用問卷中“把所有工資、獎金、現(xiàn)金福利、實(shí)物補(bǔ)貼都算在內(nèi)，并扣除稅和五險一金，過去12個月從這份工作中總共拿到多少錢”進(jìn)行測度，并將該變量進(jìn)行縮尾和對數(shù)處理，使樣本均值更接近一般標(biāo)準(zhǔn)。

3.控制變量

本文從個體特征、家庭特征、社會經(jīng)濟(jì)地位等三個方面選取控制變量。其中，個體特征變量包括年齡、性別、受教育程度；家庭特征變量包括家庭規(guī)模、婚姻狀況等；社會經(jīng)濟(jì)地位變量包括管理職務(wù)和工作性質(zhì)兩部分。

(三)模型設(shè)定

由于樣本中部分居民沒有進(jìn)行慈善捐贈，存在數(shù)據(jù)歸并的問題，此時慈善捐贈(Yi)的概率分布就變成一個離散點(diǎn)與一個連續(xù)分布組成的混合分布。在此情況下，如果單純使用線性回歸分析，無論是使用整個樣本還是去掉離散點(diǎn)之后的子樣本，都得不到一致的估計。因此在模型設(shè)定上，本文采用兩部分模型來處理數(shù)據(jù)歸并問題。關(guān)于慈善捐贈(Yi)的兩部分模型設(shè)定如下：

(1)

兩部分模型包括兩個模型。第一階段是對“是否參與捐贈”的分析，分析識別樣本是否為零；第二階段針對非零因變量的建模問題，即對捐贈金額問題的分析。當(dāng)?shù)谝浑A段采用Probit模型連接函數(shù)，第二階段用廣義線性模型回歸時，可構(gòu)建最常見的兩部分模型——Probit-Linear模型，形式如下：

(2)

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

由表1可知，我國城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的參與度還有較大的提升空間。首先，城鎮(zhèn)居民的捐贈行為和捐贈金額的均值分別為0.363和5.231，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.481和1.168。這表明當(dāng)前我國城鎮(zhèn)居民中有捐贈行為的人占比較低，大多數(shù)城鎮(zhèn)居民參與慈善事業(yè)的熱情并不高。其次，城鎮(zhèn)居民工資收入的均值為10.367，標(biāo)準(zhǔn)差為0.894。通過對比城鎮(zhèn)居民的工資收入和捐贈金額可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民較高的工資收入并沒有促進(jìn)其捐贈行為的同步增長，這也表明我國龐大人口所蘊(yùn)含的慈善潛力沒有得到充分挖掘。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)基準(zhǔn)回歸

表2匯報了收入水平對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈影響的回歸結(jié)果。第(1)列和第(4)列匯報了未加入控制變量的回歸結(jié)果，第(2)列和第(5)列匯報了加入控制變量的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，收入水平對捐贈行為的影響系數(shù)為0.237，并在1%的水平上顯著為正；收入水平對捐贈金額的影響系數(shù)為0.070，并在1%的水平上顯著為正。上述結(jié)果在加入控制變量后依然顯著，說明收入水平的提升會顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民的慈善活動參與，且城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈金額在很大程度上受到其收入水平的約束，由此假設(shè)1得到驗(yàn)證。

為進(jìn)一步考察城鎮(zhèn)居民收入水平與其慈善捐贈的關(guān)系，第(3)列和第(6)列匯報了加入收入平方項的回歸結(jié)果?？芍?，城鎮(zhèn)居民收入平方項對捐贈行為的影響系數(shù)分別為0.018和0.016，且分別在10%和1%的水平上顯著為正，這表明城鎮(zhèn)居民收入水平與慈善捐贈之間存在“U”型關(guān)系。結(jié)合第(2)列和第(5)列的回歸結(jié)果，當(dāng)線性的回歸系數(shù)顯著為正，同時二次項系數(shù)也顯著為正時，曲線會呈現(xiàn)出左側(cè)小于右側(cè)的變化趨勢[33]。這表明城鎮(zhèn)居民的捐贈行為頻率和捐贈金額先是隨著收入水平的上升而下降，在到達(dá)臨界點(diǎn)后會隨著收入水平的上升而上升，并且最終上升至比初始水平更高的程度?？梢杂蒙芷诶碚摻忉屵@一現(xiàn)象：即個體在收入增長的初期，其實(shí)際可支配的資源有限；但隨著工作年限的不斷增加，個體的收入水平不斷提高，促進(jìn)其將更充足的資源用于慈善捐贈。

表2 居民收入水平對慈善捐贈的兩部分模型回歸結(jié)果

(續(xù)表2)

表3 收入層次對城鎮(zhèn)居民慈善

根據(jù)上文的分析，收入水平的增長會促進(jìn)城鎮(zhèn)居民的慈善活動參與，那么，收入水平的差異是否會對城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈產(chǎn)生影響呢？本文依據(jù)國家統(tǒng)計局在調(diào)查城鎮(zhèn)居民收入時的分組方式，將居民劃分為低收入組、中間偏下收入組、中間收入組、中間偏上收入組、高收入組5個層次[34]。表3匯報了不同收入層次對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的影響結(jié)果，以低收入組為參照組，發(fā)現(xiàn)隨著收入層次的提升，城鎮(zhèn)居民慈善捐贈意愿的系數(shù)明顯提高，捐贈金額也呈現(xiàn)波動上升趨勢。這說明與低收入組相比，處于中間收入組及以上的城鎮(zhèn)居民更愿意參與慈善捐贈。這或許是因?yàn)椋幱诘褪杖虢M的城鎮(zhèn)居民和處于中間偏下收入組的城鎮(zhèn)居民的可支配經(jīng)濟(jì)資源有限，會優(yōu)先將收入用于個人及家庭必要支出以滿足生活的需要，因而會減少慈善捐贈行為的次數(shù)和捐贈的金額。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于現(xiàn)實(shí)生活中影響居民個體慈善捐贈的因素并不是隨機(jī)的，也并非所有個體都會參與慈善捐贈，因而只有當(dāng)個體選擇進(jìn)行捐贈時我們才能觀察到其捐贈金額，這可能使收入水平對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的影響被低估，進(jìn)而導(dǎo)致樣本選擇偏差所帶來的內(nèi)生性問題的出現(xiàn)。為了進(jìn)一步增強(qiáng)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本研究采用Heckman模型作為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠斫鉀Q由樣本測量偏差可能造成的內(nèi)生性問題。

表4結(jié)果顯示，逆米爾斯比率系數(shù)為5.819，通過5%水平的顯著性檢驗(yàn)，這意味著表2的回歸結(jié)果存在一定的樣本選擇偏誤問題，因此選用Heckman模型來糾正樣本的選擇偏誤問題。矯正后的模型結(jié)果顯示，收入因素對居民慈善捐贈金額的估計系數(shù)為0.798，在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，表明收入水平對居民的慈善捐贈行為及捐贈金額具有顯著正向影響，此外，控制變量結(jié)果也基本穩(wěn)健，因而模型估計結(jié)果是可信的。

表4 居民收入水平與城鎮(zhèn)居民

(四)異質(zhì)性分析

影響慈善捐贈的因素是復(fù)雜的，個人特征、就職經(jīng)歷以及社會文化環(huán)境等因素均會對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈產(chǎn)生影響。對于不同群體的城鎮(zhèn)居民來說，收入水平是否會對其慈善捐贈產(chǎn)生不同影響？哪些人群的慈善捐贈受到其收入水平的影響更大？厘清這些問題，有利于更清晰地分析收入水平對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的影響。對此，本文分別從性別、是否擔(dān)任管理職務(wù)以及受教育程度這三個方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。

表5中的Table A匯報了性別差異視角下城鎮(zhèn)居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結(jié)果。結(jié)果顯示：收入水平對城鎮(zhèn)男性居民和女性居民的捐贈行為的影響系數(shù)分別為0.123和0.130，對捐贈金額的影響系數(shù)分別為0.049和0.036，它們均在1%水平上顯著。這表明，相對于城鎮(zhèn)女性居民，收入因素對城鎮(zhèn)男性居民慈善捐贈行為的促進(jìn)作用更明顯，對城鎮(zhèn)女性居民捐贈額度的促進(jìn)作用更明顯。Table B匯報了管理職務(wù)差異視角下城鎮(zhèn)居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結(jié)果，其中，收入對沒有擔(dān)任管理職務(wù)和擔(dān)任管理職務(wù)的城鎮(zhèn)居民捐贈行為的影響系數(shù)分別為0.116和0.176，對捐贈金額的影響系數(shù)分別為0.043和0.044，它們均在1%水平上顯著。這表明，收入因素對擔(dān)任管理職務(wù)居民的慈善捐贈行為的促進(jìn)作用更明顯。誠然，這一情形的發(fā)生不排除“動員式慈善”的可能性，但不可否認(rèn)的是，“動員式慈善”有助于提高慈善捐贈的效率，能夠高效地聚集資源來及時幫助受助方脫困。Table C匯報了教育程度差異視角下城鎮(zhèn)居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結(jié)果，總體而言，城鎮(zhèn)居民的受教育程度越高，收入水平對其慈善捐贈的促進(jìn)作用更大。對此，可能的原因有兩個方面：一方面，受教育程度高的居民能夠獲得更多的財富；另一方面，受教育程度的提高會增強(qiáng)居民的社會責(zé)任感和對自身財富的理性認(rèn)識。

六、機(jī)制檢驗(yàn)

上文的分析結(jié)果顯示，收入水平的提升對于城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈有顯著的促進(jìn)作用，那么，收入水平通過何種機(jī)制來對慈善捐贈產(chǎn)生作用呢？基于前文的理論分析，本部分實(shí)證檢驗(yàn)社會信任在收入水平與居民慈善捐贈之間的作用機(jī)制。既有研究認(rèn)為，社會信任包含人際信任和系統(tǒng)信任兩類。人際信任通常是指人與人之間的信任，即個體對鄰居、合作伙伴和陌生人的信任；系統(tǒng)信任是人與組織系統(tǒng)之間的信任，即個體對政府組織、社會團(tuán)體的信任。對此，本文選取人際信任與系統(tǒng)信任作為社會信任的代理變量。采用“您對陌生人的信任程度”來衡量人際信任，該變量為定序變量，得分從0到10，分值越高表明個體的人際信任水平越高。選取“您對本地政府績效作何評價”來衡量系統(tǒng)信任，該變量為定序變量，得分從1到5，分值越高表明個體的系統(tǒng)信任水平越高。

表6匯報了機(jī)制檢驗(yàn)的OLS模型估計結(jié)果。其中，城鎮(zhèn)居民收入水平對系統(tǒng)信任、人際信任均在1%的水平上顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.041和0.126。這表明，信任水平會隨著城鎮(zhèn)居民收入水平的提高而提升。結(jié)合前文的理論分析，假設(shè)2得到驗(yàn)證，即收入水平越高的城鎮(zhèn)居民擁有更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力抵御風(fēng)險的沖擊，對失信所導(dǎo)致?lián)p失的承受能力更強(qiáng)，對外界的信任感也較強(qiáng)，因而其參與慈善捐贈的意愿也更強(qiáng)烈。

表5 異質(zhì)性分析結(jié)果

表6 收入水平對社會信任的回歸結(jié)果

七、結(jié)論與政策建議

充分發(fā)揮第三次分配的作用、發(fā)展慈善事業(yè)是促進(jìn)全體人民共同富裕目標(biāo)實(shí)現(xiàn)的重要路徑。在此背景下，本文使用2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，探討了收入水平、社會信任對城鎮(zhèn)居民慈善捐贈的影響，得出以下研究結(jié)論。第一，收入水平對城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈行為以及捐贈金額均存在顯著的正向影響，即收入水平越高，城鎮(zhèn)居民越愿意參與慈善捐贈，這一結(jié)果在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。第二，異質(zhì)性分析結(jié)果表明：收入水平對城鎮(zhèn)男性居民的慈善捐贈行為的促進(jìn)作用更大，對城鎮(zhèn)女性居民的慈善捐贈額度的促進(jìn)作用更大；收入水平對擔(dān)任管理職務(wù)、受教育程度越高的城鎮(zhèn)居民的慈善捐贈的促進(jìn)作用更明顯。第三，機(jī)制分析表明，城鎮(zhèn)居民收入水平的提升會顯著提高其信任水平，進(jìn)而會促進(jìn)他們參與慈善捐贈。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為推動我國慈善事業(yè)發(fā)展，促進(jìn)社會公眾參與慈善活動可從如下幾方面展開。

第一，不斷提升居民收入水平，夯實(shí)慈善事業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)?！耙率匙愣獦s辱，倉廩實(shí)而知禮節(jié)”，收入是居民消費(fèi)行為的主要影響因素，也是居民進(jìn)行慈善捐贈的基礎(chǔ)條件。首先，加快推進(jìn)經(jīng)濟(jì)體制改革。出臺政策切實(shí)提高城鄉(xiāng)居民收入水平，促進(jìn)收入分配秩序更加公平合理，從根本上提升社會公眾的慈善捐贈能力。其次，加快完善慈善捐贈激勵機(jī)制。進(jìn)一步簡化慈善捐贈的稅收抵扣流程，加強(qiáng)對公益性捐贈稅收優(yōu)惠政策的宣傳，激發(fā)居民參與慈善捐贈的熱情。最后，拓寬社會公眾參與慈善活動的渠道?，F(xiàn)代慈善的核心是“大眾慈善”，可進(jìn)一步豐富與拓展居民參與慈善捐贈的形式，如網(wǎng)絡(luò)捐贈、慈善眾籌、社區(qū)動員等，推動“富人慈善、名人慈善”向大眾慈善轉(zhuǎn)變。

第二，強(qiáng)化慈善捐贈互惠規(guī)范，為慈善事業(yè)發(fā)展提供環(huán)境保障。慈善事業(yè)的健康發(fā)展離不開對慈善事業(yè)的監(jiān)管。首先，加快完善慈善事業(yè)相關(guān)法律法規(guī)。進(jìn)一步規(guī)范慈善組織建設(shè)，適當(dāng)增加慈善組織失信懲戒力度，促進(jìn)相關(guān)的法律法規(guī)與中國慈善事業(yè)發(fā)展進(jìn)程相適應(yīng)。其次，完善慈善事業(yè)發(fā)展管理服務(wù)體系。需明確慈善組織與市場、政府的邊界，減少對慈善組織的行政干預(yù)，實(shí)現(xiàn)政府有限介入，給予慈善組織充分的發(fā)展自主權(quán)。最后，加強(qiáng)慈善組織的公信力建設(shè)。慈善組織需及時主動向社會公眾披露募捐和善款使用信息，切實(shí)提高募捐信息披露的制度化和規(guī)范化程度，及時化解自身組織信任危機(jī)，樹立良好的組織形象。

第三，增強(qiáng)居民慈善意識，培育良好互信的社會環(huán)境。社會信任水平對慈善事業(yè)的發(fā)展至關(guān)重要，和睦互信的社會環(huán)境有助于慈善事業(yè)發(fā)展，也有利于社會公眾形成樂善好施、團(tuán)結(jié)向善的慈善觀念。要培育健康互信的社會環(huán)境，慈善組織和政府監(jiān)管單位需做好信息公開工作，杜絕機(jī)會主義行為，切實(shí)提高社會公眾對我國慈善事業(yè)的信任水平。同時，要加大慈善事業(yè)的宣傳力度。營造積極向善、和諧互助的社會氛圍，將培養(yǎng)公眾內(nèi)在的社會良知和慈善意識落到實(shí)處。積極培育慈善文化，讓“助人為樂，關(guān)心慈善”成為一種社會共識。