共同富裕背景下居民慈善捐赠的同群效应研究*

周翠俭 刘一伟

(1 中共惠州市委党校，广东惠州，516000；2 中央财经大学政府管理学院，北京，100081)

一、问题的提出

2021年11月11日，党的十九届六中全会通过《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》，强调中国特色社会主义新时代是全国各族人民团结奋斗、不断创造美好生活、逐步实现全体人民共同富裕的时代[1]。适应我国社会主要矛盾的变化，更好满足人民日益增长的美好生活需要，必须把促进全体人民共同富裕作为为人民谋幸福的着力点[2]。十九届五中全会通过的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》提出，要扎实推动共同富裕，发挥第三次分配作用，发展慈善事业，改善收入和财富分配格局[3]。慈善事业作为第三次分配的重要运行机制，在实现共同富裕的过程中能够发挥重要的功能[4]。在共同富裕的背景下研究居民慈善捐赠具有重要的现实意义。

事实上，我国的慈善事业具有悠久的历史，无论是西周时期的“民本思想”，还是唐宋时期的“寺院赈济”，无不彰显了慈善事业在古代历史浪潮中的发展。新中国成立以来，我国慈善事业取得了长足的发展，慈善捐赠规模(物质与现金)不断增长。2020年中国慈善总会发布的《中国慈善捐赠报告》显示，我国慈善捐赠总额从2012年的200亿元左右稳步攀升至2019年的1500亿元左右[5]。无论是在我国抗击新冠疫情过程中，还是在自然灾害救助过程中，抑或是在脱贫攻坚过程中，慈善捐赠均发挥了不容忽视的作用。慈善捐赠彰显了捐赠者的社会价值，改善了受助群体的生活状况，促进社会公平，推动社会和谐发展。目前关于居民慈善捐赠的动因，学界主要从宏观层面的社会经济文化因素与微观层面的个体家庭特征等因素进行探究[6]。居民在慈善捐赠过程中很容易受到各种因素的影响[7]。诚然，慈善捐赠是居民个体的决策，但是他们往往也会有意识地关注处于同一环境的其他居民的慈善捐赠决策，并最终产生具有互动性特征的决策[8]。这种居民在慈善捐赠决策制定中可能会学习和模仿同社区、同地区或其他关系紧密居民的行为现象，被称为“同群效应”(Peer Effects)。但令人遗憾的是，现有研究居民慈善捐赠动因的文献，忽略了他人捐赠行为对居民个体慈善捐赠可能产生的影响效应。

基于此，为弥补现有研究的空白，本文重点回应以下几个问题：社区其他人慈善捐赠将对居民个体慈善捐赠产生何种影响？如果慈善捐赠存在同群效应，那么是何种机制起到的作用？慈善捐赠同群效应在不同性别与户籍居民群体中是否存在异质性？回答上述问题，不仅在理论层面补充慈善捐赠的影响因素，而且也为我国制定第三次分配政策，推进共同富裕提供参考和启示。

二、文献回顾

慈善动机是推动慈善事业发展的源动力，因此学界针对慈善的研究主要集中在探讨慈善动机方面；同时，由于企业在慈善捐赠中处于主体地位，诸多关于慈善捐赠动机的研究集中在企业层面。譬如，相关文献从企业战略角度出发，发现企业捐赠主要是为了实现政治关联，而非慈善；同时有文献基于CEO的机会主义和伪善视角，发现CEO慈善捐赠更多的是自利动机[9]。换言之，多数文献认为企业进行慈善捐赠，并非出于利他主义，而是将慈善捐赠作为实现企业利润的重要工具，以获取企业发展的资源或者CEO的社会经济地位与社会名望[10-11]。但是，也有学者证伪了企业慈善捐赠利己主义的观点，发现一些企业的捐赠行为是出于强烈的利他动机，并且这一动机主要源自捐赠方管理者的助人利他情感[12]。

针对居民个体慈善捐赠动机的文献相对较少，仅有数篇文献基于利他主义的角度，剖析了居民慈善捐赠的原因，发现居民的同理心是其捐赠的重要推动力，尤其共情产生的慈善捐赠效应更大[13]。比如，Gleasure和Feller研究发现，驱动人们慈善捐赠行为的主要推动力是利他动机与社会性需求。慈善行为是利他的，但其背后动机既有利他性，又有互惠性[14]。换言之，慈善捐赠或参与慈善活动是一种社会交换模式，遵从互惠原则，人们希望通过慈善行为获得某种报酬。比如，宁玉梅和林卡等研究发现，我国名人或者富人慈善捐赠是为了获取社会声望[15]。

现有文献主要关注企业与个体的慈善捐赠动机，还有少数文献就影响居民慈善捐赠意愿的因素进行了分析。比如，侯俊东和杜兰英认为，慈善组织性质对居民捐赠意愿有着至关重要的影响[16]；邓玮研究发现，社会传统文化、经济发展水平和社会信任程度均与慈善信任有关联[17]；高翔和王三秀基于CGSS调查数据，发现互联网普及能够提高居民慈善捐赠的可能性，但互联网使用并不能提高居民的慈善捐赠金额[18]。上述中文文献均未涉及对慈善捐赠同群效应的探讨。

近年来，慈善捐赠的同群效应逐渐受到国外学者的关注。List和Price基于美国调查数据，探讨慈善捐赠何以产生同群效应这一问题。他们发现当居民个体周围的家人、邻居、朋友等群体均进行慈善捐赠时，居民本人进行慈善捐赠的可能性也将显著提高；他们进一步将慈善捐赠者与非慈善捐赠者分为两组，发现慈善捐赠者与非慈善捐赠者形成各自的社会关系网，而社会关系在慈善捐赠同群效应中具有积极的作用[19]。Kessler和Milkmanb基于田野调查发现，如果居民社区其他成员积极进行慈善行为，居民个体也可能投身于慈善事业，这一现象在规模较小的社区更显著[20]。

虽然慈善捐赠的同群效应研究结论具有强有力的说服力，但是需要认真处理慈善捐赠同群效应的内生性问题。事实上，探究慈善捐赠同群效应的因果关系并非易事，同群效应的研究中普遍存在反身问题，即映射问题[21]。一方面，存在内生或者外生互动效应。其中，内生互动效应主要指居民个体慈善捐赠与社区其他人慈善捐赠可能是同步的，那么如果慈善捐赠存在同群效应，个体慈善捐赠与社区其他人慈善捐赠可能相互影响，由此导致双向因果关系，简单的回归模型可能导致结果的偏差。外生互动效应指个体的慈善捐赠都将受到所处环境的影响。譬如，高档社区由于社会经济地位水平较高，社区居民慈善捐赠金额可能更高。另一方面，存在关联效应。同一社区居民在慈善捐赠方面具有一致性的原因在于，他们受到相同且难以观察的因素的影响。此时，居民的慈善捐赠同群效应主要由同一社区群体具有的共同因素所致，并非来自社区其他人慈善捐赠的影响，即选择效应。

因此，对于互动效应的处理，可以将更多的社区特征变量纳入计量模型之中进行控制[22]。然而，由于未能被观察到的因素很多，笔者无法确定是否将未能观察的因素全部控制，遗漏变量会使估计结果出现偏差。对此，可以采用固定效应模型去控制不随时间变化的非观测因素[23]。但是，由于难以获取对被访者进行不断重复调查的面板数据，且无法控制随时间变化的非观测因素，因此，工具变量法常常被用来解决遗漏变量导致的偏差。这就需要寻找某个外生变量，这个变量需与误差项无关但又和解释变量高度相关[24]。对于关联效应的处理，最直观的方法就是设法使选择行为不存在。实验和自然实验可以确保主要解释变量和未观察变量间没有任何关性，是理想的方法。事实上，关联效应也可以被看作遗漏变量的一种特殊形式，对其也可以通过控制更多的变量，使用固定效应模型与工具变量法进行处理。

基于现有文献研究与本文研究的特点，笔者试图对以往的研究方法进行选择和改进，并利用中国家庭追踪调查形成的面板数据，研究我国慈善捐赠同群效应问题。相比以往文献，本文可能的贡献在于以下几点：第一，在共同富裕的背景下，首次使用中国家庭追踪调查的大样本，检验他人捐赠行为对居民慈善捐赠的影响，弥补了现有研究居民慈善捐赠影响因素文献的不足；第二，构建了奉献意识与生活满意度两个维度作为他人捐赠行为的作用路径，深挖了可能影响居民捐赠行为的渠道，进而为分析我国居民的捐赠行为与实现共同富裕提供启示；第三，本文从城乡差异与性别差异的角度出发，试图“捕捉”他人捐赠更可能影响哪一类居民的慈善捐赠行为。第四，本文采用工具变量法处理了内生性问题，以及采用替代变量法进行稳健性检验，使研究结论更加稳健与可信。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究数据来自北京大学调查中心支持开展的中国家庭追踪调查(CFPS)，该调查每两年进行开展一次，主要通过对全国样本家庭、居民等进行追踪调查，旨在探讨我国社会发展变迁等状况。CFPS采用多阶段、内隐分层与人口规模成比例的抽样方法，从我国25个省(直辖市、自治区)抽取了162个区县中649个村(社区)作为调查单元，一共约20000户参与了此次调查。为了刻画出共同富裕背景下慈善捐赠的同群效应，本文采用2016年与2018年中国家庭追踪调查数据。但是由于这两次调查均没有在村级层面开展，所以未包含村级层面的调查样本。但考虑到村级层面的变量相对稳定，本文将2014年的CFPS村级层面数据纳入。经过变量筛选与缺失值处理，最终保留了6458份样本。相比于以往同类研究，本文数据相对较新，且覆盖范围更广、样本量更大，因此，更具全国层面的代表性。

(二)模型设定

本研究运用最小二乘法(OLS)模型进行估计。参考 Tumen和Zeydanli建立的计量经济模型[25]，模型设定形式如下：

yik=α0+α1vik+α2xik+μik

(1)

公式(1)中，yik表示第k个社区中第i个个体的慈善捐赠金额，vik表示在第v个社区中除了个体i以外其他人慈善捐赠金额的均值，xik代表影响居民个体慈善捐赠的控制变量，μik为是随机干扰项。

正如前文所述，分析居民慈善捐赠同群效应时可能面临遗漏变量与互为因果等导致的内生性问题[26]。为此，本文主要采用两种方法克服内生性问题：一是尽可能地增加社区层面的控制变量，以消除遗漏变量等导致的内生性问题；二是采用工具变量法——二阶段最小二乘法(2SLS)解决互为因果导致的内生性问题，以期求出社区其他人慈善捐赠对居民个体慈善捐赠影响的净效应。具体的两阶段估计模型设定形式如下：

第一阶段：vik=q0+q1IVik+q2xik+εik

(2)

(3)

(三)变量说明与描述

1.因变量与自变量

本研究的因变量与自变量分别为个体慈善捐赠和社区其他人的慈善捐赠。CFPS关于慈善捐赠的问题是“过去 12 个月，包括现金和实物(如食品、衣服等)，您家社会捐助支出是多少”。本文将其操作化为连续变量，并采用对数形式表示个体慈善捐赠金额。社区其他人的慈善捐赠金额则用除本人外其他社区受访居民慈善捐赠金额的均值表示，计算公式如下：

(4)

其中，Nk表示第k个社区的调查样本数，Hik表示非个体i的慈善捐赠金额。2016年CFPS与2018年CFPS数据分别显示我国居民平均慈善捐赠金额约为114.45元/年与125.18元/年，所在社区的其他人慈善捐赠均值分别约为113.58元/年与126.04元/年。

2.控制变量

在计量模型估计中，为了尽可能捕捉影响居民慈善捐赠的因素，本文在个体特征、家庭特征和社区特征三个层面设置控制变量。其中，个体特征主要包括性别(男性=1，女性=0)、年龄(调查年份与出生年份之差)、婚姻状况(已婚=1，未婚=0)、教育水平(研究生=19，本科=16，大专=15，高中/职专=12，初中=9，小学=6，文盲=0)、政治面貌(党员=1，群众=0)、宗教信仰(有=1，无=0)；家庭特征主要包括家庭规模(被访者家庭人数)、家庭收入(家庭年收入的对数)、家庭消费(家庭年消费支出对数)、家庭社会资本(礼金来往对数)；社区特征变量主要包括城乡(城镇=1，农村=0)、居住地到县城距离(对数)(1)居住在县城的被访者，距离地到县城距离为“0”。、发生自然灾害(是=1，否=0)、最大姓氏占全村总户数的比例。

3.工具变量

正如前文所述，本文采用工具变量法克服内生性问题，而工具变量必须同时满足相关性与外生性两个条件。根据Trogdon等和郑晓冬研究肥胖与幸福感同群效应的实证策略，采用社区其他人的父母平均教育程度作为工具变量[27-28]。原因在于以下两点：一方面，社区其他人社会经济地位受制于社区其他人父母教育程度，而社会经济地位直接影响社区其他人慈善捐赠金额；另一方面，对居民个体慈善捐赠而言，社区其他人父母教育程度是外生的，对居民个体慈善捐赠金额没有直接影响。变量的选取和定义如表1所示。

表1 变量的定义与统计量

(续表1)

四、实证检验

(一)慈善捐赠的同群效应检验

表2报告了慈善捐赠同群效应的实证结果。其中，第(1)列仅添加了省份固定-效应，结果显示，社区其他人捐赠金额在1%的统计水平下显著为正，表明社区其他人慈善捐赠金额对居民个体慈善捐赠具有积极的影响，即慈善捐赠具有同群效应。考虑社区其他人慈善捐赠金额的与居民个体慈善捐赠的关系可能受其他控制变量的影响，在第(2)列、第(3)列与第(4)列分别添加了个体特征变量、家庭特征变量与社区特征变量，社区其他人慈善捐赠金额依然在1%的统计水平下显著，且回归系数为正，表明社区其他人慈善捐赠金额越高，居民个体慈善捐赠金额也越高。以第(4)列的结果为例，社区其他人慈善捐赠金额每增加1个百分点，居民慈善捐赠金额增加了约3.5个百分点。

就个体层面控制变量而言，年龄与居民慈善捐赠金额呈倒“U”型关系，即随着年龄的增长，居民慈善捐赠金额先升后降；教育年限与慈善捐赠呈显著的正关系，居民教育程度越高，慈善捐赠金额越大；与政治身份为群众的居民相比，政治身份为党员的居民慈善捐赠金额更多；宗教信仰对居民慈善捐赠有积极影响，相比于没有宗教信仰的居民，有宗教信仰的居民慈善捐赠金额更多。

从家庭层面控制变量上看，家庭规模与慈善捐赠显著正相关，家庭规模越大，居民慈善捐赠金额越多；家庭收入对居民慈善捐赠起到了积极作用，家庭收入越高的居民，慈善捐赠金额越多；家庭支出在1%的统计水平下显著为正，表明家庭支出越多的居民，慈善捐赠金额也越多；社会资本与居民慈善捐赠显著正相关，家庭社会资本越丰富的居民，慈善捐赠金额越多。

就社区层面控制变量而言，与城镇居民相比，农村居民慈善捐赠金额更多；村距本县县城距离与居民慈善捐赠呈显著负相关，换言之，到县城越远的居民，慈善捐赠金额越少；最大姓氏占全村总户数的比例与居民慈善捐赠呈显著正相关，即最大姓氏占全村总户数的比例越高，生活在这里的居民慈善捐赠金额也更多。

表2 慈善捐赠的同群效应分析

(二)慈善捐赠同群效应的异质性分析

通常，与男性相比，女性可能更具有同理心；但是，与女性相比，男性可能更关注名望与社会资本积累。这直接影响不同性别居民的慈善捐赠金额。表3的第(1)列和第(2)列报告了不同性别居民慈善捐赠的同群效应。在男性样本中，社区其他人慈善捐赠金额在1%的统计水平下显著为正，社区其他人慈善捐赠金额每增加1个百分点，男性居民慈善捐赠金额将可能增加6.3个百分点；而在女性样本中，社区其他人慈善捐赠金额在5%的统计水平下显著为正，社区其他人慈善捐赠金额每增加1个百分点，女性居民慈善捐赠金额将可能增加4.5个百分点。可见，慈善捐赠同群效应在男性群体中更加明显。

我国城乡之间无论是文化还是经济均存在诸多差异，可能致使城乡居民慈善捐赠有很大不同。表3的第(3)列和第(4)列报告了不同户籍居民慈善捐赠的同群效应，可以看出，无论是城镇样本还是农村样本，社区其他人慈善捐赠变量均在1%的统计水平下显著为正，社区其他人慈善捐赠金额每增加1个百分点，城镇居民慈善捐赠金额将可能增加8.0个百分点，而农村居民慈善捐赠金额将可能增加6.4个百分点。可见，社区其他人慈善捐赠对城镇居民慈善捐赠的影响更大。

表3 慈善捐赠同群效应的异质性分析

(三)稳健性检验与内生性处理

1.稳健性检验

为了检验本项研究结果的可信度，本文采用替代变量法进行稳健性检验，选取居民是否进行慈善捐赠做进一步分析，研究结果如表4所示。第(1)列未添加任何控制变量，社区其他人慈善捐赠在5%的统计水平下显著为正，即社区其他人慈善捐赠提高了居民本人慈善捐赠的概率；第(2)列、第(3)列与第(4)列分别添加了个体层面、家庭层面与社区层面的控制变量，发现社区其他人慈善捐赠均通过了显著性检验，即慈善捐赠具有同群效应。该结论与前文的研究发现一致，侧面佐证了本文研究结果的稳健性。

表4 稳健性检验：替代因变量

2.内生性处理

尽管本研究尽可能地控制了可能与个体慈善捐赠相关的重要因素，但仍有可能出现既有关于同群效应的研究中普遍存在的反身问题，在计量经济学中主要体现为联立性与遗漏变量问题。为此，本文采用工具变量法进行内生性处理，具体结果如表5所示。在描述二阶段最小二乘法(2SLS)估计量之前，先要看几个关键统计量，以确保工具变量分析结果的可靠性。第一，工具变量和自变量的相关是足够强的。这是因为，在2SLS的第一阶段回归中，即在验证工具变量和社区其他人慈善捐赠金额之间的关系强度的回归中，F统计量达到228.41 ，根据Stock和Yogo提供的临界值表[29]，不超过10%的期望最大值S-Y弱工具检验F临界值为16.38。由此，说明工具变量对社区其他人的慈善捐赠具有较强的解释力，不存在弱工具变量问题。第二，瓦尔德内生检验结果显示，OLS模型和2SLS模型之间存在系统差异，表示慈善捐赠同群效应确实是内生的。但社区其他人慈善捐赠依然在1%的显著性水平下正向影响个体慈善捐赠，表明本研究的估计结果是稳健和可信的。

表5 内生性处理：工具变量法

五、慈善捐赠同群效应的影响机制分析

综上，慈善捐赠具有同群效应。那么，慈善捐赠为何具有同群效应呢？其作用机制是什么呢？为了回应这一问题，本文试图构建奉献意识与生活满意度两个微观机制，刻画社区其他人慈善捐赠影响个体慈善捐赠的作用路径。

(一)作用机制构建

1.奉献意识

有研究指出，他人的慈善捐赠行为为个体刻画了慈善捐赠的印象，引发个体对弱势群体的同情及对社会问题的关注。基于移情机制进行换位思考与联想，能增进个体对整体信任水平与奉献意识的认同[30]。具体而言，如果社区内慈善捐赠的居民越多，居民的社会信任度会越高，其也更可能以奉献的心态去做对社会有意义的事情。此外，奉献意识属于个人价值观的重要内容，某种程度反映公民向社会做出自身贡献的意愿。个体在个人奉献意识的作用下更愿意进行慈善捐赠，向社会做贡献。据此可以判断，奉献意识作为个人正向价值观的重要组成部分，可能是社区其他人慈善捐赠影响个体慈善捐赠的重要机制。

2.生活满意度

自我确认理论认为，个体在人际交往中往往会通过寻求自我确认的信息来保持自我概念以及肯定自我价值[31]。因此，人们更容易与表现积极情绪和给予他人肯定的群体形成比较稳定的人际网络，良好的社区网络对个体生活满意度起到了积极的影响。与此同时，帮助他人是发现和实现自我价值的一种途径，慈善捐赠有利于提高个体积极的心理感受。个体慈善捐赠越多，自身生活满意度就越高，即慈善行为与生活满意度之间的关系是正相关的。据此可以判断，生活满意度可能是社区其他人慈善捐赠影响个体慈善捐赠的重要机制。

(二)作用机制检验

表6报告了慈善捐赠的作用机制检验结果。第(1)列中，社区其他人慈善捐赠在1%的统计水平下显著为正，换言之，社区其他人慈善捐赠提高了居民个体的奉献意识；第(2)列中，无论是奉献意识还是社区其他人慈善捐赠均在1%的统计水平下显著，且回归系数符号为正，表明奉献意识越高的居民，慈善捐赠金额也越高。由此可见，奉献意识是慈善捐赠具有同群效应的重要机制之一。

第(3)列中，社区其他人慈善捐赠在1%的统计水平下显著，且回归系数符号为正，社区其他人慈善捐赠每提高1个百分点，居民生活满意度提高约9.6个百分点；第(4)列中，无论是生活满意度还是社区其他人慈善捐赠均在1%的统计水平下显著，且回归系数符号为正，表明生活满意度越高的居民，慈善捐赠金额也越高。由此可见，生活满意度是慈善捐赠具有同群效应的另一重要机制。

表6 慈善捐赠的作用机制检验

六、结论与讨论

本文利用2016年和2018年的中国家庭追踪调查(CFPS)数据，讨论并检验了社区其他人慈善捐赠对个体慈善捐赠的影响及其可能的作用机制。研究发现：在控制了个人、家庭与社区层面的相关因素后，社区其他人的捐赠行为对居民慈善捐赠有显著的正向影响；采用工具变量法处理内生性与替代变量进行稳健性检验后，慈善捐赠的同群效应依然成立。同时，从群体差异来看，慈善捐赠的同群效应更加明显地发生于城镇与男性群体中。此外，慈善捐赠产生同群效应的主要渠道有两条：一是社区其他人的捐赠行为激发了居民的奉献意识，进而影响其慈善捐赠；二是他人捐赠行为有助于彰显自我价值与提高生活满意度，从而影响居民个体慈善捐赠。

本研究具有重要的政策意涵：

首先，当今世界正经历百年未有之大变局，公益慈善作为我国国家治理体系中重要的内容，对共同富裕的实现产生推动作用。按照市场效率原则所进行的初次分配，可能导致收入不平等的扩大；通过社会保障等进行再分配也可能引致福利依赖。因此，慈善捐赠作为第三次分配的重要手段，能够有效地弥补初次分配与再分配的不足，进而促进初次分配、再分配与第三次分配的良性互动。

其次，慈善捐赠的意义不仅在于捐赠资金发挥的具体功能，更体现在道德和价值层面。在市场经济环境下，大力发展慈善事业，通过实施慈善项目或活动，为人们搭建奉献爱心的平台，能够促使爱心转化为善行，还可以提高居民的奉献意识和生活满意度。由此，全社会的道德水平提升，社会主义核心价值观得以践行。

第三，弘扬爱心是慈善捐赠的真谛，只有广大民众积极参与慈善捐赠事业，慈善事业才能蓬勃发展。对此，我国应完善与慈善相关的法律法规，落实慈善优惠政策，激励慈善组织开展慈善活动。同时，政府应大力普及慈善教育，加大慈善宣传的力度，积极弘扬中国传统“知恩图报”等价值理念，促进普通民众中形成良好的慈善捐赠文化。此外，还应通过慈善文化基础设施和慈善精神文明建设，营造良好的社会互助氛围，促进慈善捐赠正能量的人际传递。