共同富裕背景下慈善受助者捐赠行为研究

马红鸽,贺晓迎,杨舒然

(1.西安财经大学 公共管理学院, 陕西 西安 710061;2.西北大学 公共管理学院, 陕西 西安 710127)

一、问题的提出

《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出了“全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”的远景目标,并指出“发挥慈善等第三次分配作用,改善收入和财富分配格局。”当前,在中国从全面建成小康社会向着全面建成社会主义现代化强国迈进之际,慈善捐赠等第三次分配的作用与价值日益凸显[1]。慈善捐赠及其影响因素逐步成为学术界一个重要议题。中国慈善事业的发展主要经历了整顿、停滞、复苏和蓬勃发展四个阶段,目前已经进入一个全新的发展时期[2]。《中国慈善捐赠报告》显示,2013年中国社会慈善捐赠总额约为989.42亿元,占当年国民生产总值的0.17%;2015—2017年中国社会慈善捐赠总额净增长391.29亿元,普通民众逐步成为个人捐赠的中坚力量;2018年中国社会慈善捐赠1 624.15亿元,个人捐赠共计360.47亿元;2019年社会捐赠达到1 701.44亿元,个人捐赠高达398.45亿元,同比增长10.54%;2020年中国社会捐赠突破2 000亿元,个人捐赠作为中国慈善捐赠的主要力量贡献了524.15亿元,年度增幅高达31.55%。可见,随着技术的不断发展进步,中国社会与个人慈善捐赠仍将长期处于逐步上升的发展阶段。慈善捐赠不仅能够满足行为主体实现自我价值,而且成为改善贫困地区和特殊群体生活现状的重要方式,在调节贫富差距、促进社会公平、维护社会稳定等方面发挥了重要作用[3-4]。可以预见,慈善捐赠行为将日益成为影响中国第三次或第四次分配格局的重要因素,对于促进社会资源再分配从而实现共同富裕具有重要意义。

那么,谁会更乐于慈善捐赠呢?从财富的角度看,富有群体由于资产丰厚,在社会期许与社会压力下,为了缩小贫富差距、促进社会公正,是慈善事业的当然责任主体[5]。从名望的角度看,名人由于具有较高的知名度与影响力,经常参与公益活动,弘扬社会正能量,“名人”慈善已经成为新的社会现象[6]。近年来,在“人人慈善”氛围的影响下,借助互联网技术,普通公众的爱心善意被大大激发,成为现代慈善不可或缺且越来越具有影响力的主体之一。公众的普遍参与为现代慈善事业发展奠定了坚实的基础,尤其是《中华人民共和国慈善法》出台后,无论是富人、名人还是普通公众,参与慈善事业的积极性都空前高涨[7]。事实上,中国居民深受传统儒家文化的影响,“滴水之恩,涌泉相报”始终是居民秉承的价值理念。那么,是不是接受过捐赠的人更愿意将这种社会善意与爱心传递下去,是不是相比其他未曾接受过社会捐赠的人更愿意进行慈善捐赠呢?这是本文研究的逻辑起点。

基于此,本文采用2018年中国家庭追踪调查数据,试图回答上面的问题。相比于以往文献,本文可能的贡献有以下几点:一是在研究视角方面,以往关于居民慈善捐赠的研究主要侧重于对捐赠者自身特征的分析,如性别、参军经历等[8]。本文采用微观数据,从曾经接受过捐赠的群体出发,窥探慈善受助经历者是否更愿意进行慈善捐赠,也侧面佐证“投我以桃,报之以李”的千古名言是否依然存在于中国民众心中;二是在研究内容方面,本文尝试从奉献意识、社会信任与对未来生活的信心出发,建构慈善受助经历者慈善行为的影响机制,为更好地理解民众慈善捐赠行为提供启示;三是在研究方法方面有所贡献,考虑到经典线性回归模型的估计结果可能存在内生性问题,本文采用赫克曼(Heckman)两步法进行研究,同时考虑到慈善捐赠行为可能存在异质性,原因在于不同慈善受助经历者基于不同的家庭结构、经济状况与文化属性会做出不同的行为选择,因此本文从城乡、性别等角度进行了异质性分析,并试图捕捉那些更愿意做慈善的慈善受助经历者。

二、理论分析与研究假设

(一)文献回顾

烙印理论源于生物学中对动物行为的研究。生物学家发现家禽具有跟随第一眼看到的移动物体的倾向。Lorenz于1937年将烙印理论引申为“本性中的印记”,即使周围的环境发生了变化,“烙印”仍会持续产生影响。随着烙印理论的不断发展,其内涵与外延也不断丰富。直至20世纪初,对烙印理论的内涵基本达成共识,具体可以归纳为三个基本要素:一是焦点主体存在一个易受环境影响的敏感期;二是焦点主体能够反映当时的环境特征;三是即使环境变化,这些特征仍会延续[9]。烙印理论为受助经历与个体慈善捐赠关系的研究提供了一个很好的理论视角。根据烙印理论,个体会在“敏感期”内形成某种特定的价值观、认识基础和心理特征[10]。

将烙印理论与中国传统道德理念结合来看,受助者在成长与发展的关键时期如果接受过他人的慈善捐赠,则会形成“投桃报李”“知恩图报”等意识形态印记,持续影响受助者随后的价值观、认知模式以及行为选择,尽管随后的环境发生了变化,在“报”的社会规范影响下,受助者在今后更有可能进行慈善捐赠以回报他人:一方面,在中国文化语境下,“知恩图报”是人们习以为常的人情法则和做人理念,“投桃报李”“滴水之恩,涌泉相报”等道德理念在当今仍然影响着慈善捐赠的主体与客体,具体表现在受助者一旦接受了“施者”的慈善捐赠后,便欠了对方的人情,一有机会便设法回报[11]。因此,正处于发展起步阶段的中国慈善事业在本质上仍然是一种“知恩图报”式的传统施受关系,呈现传统的“好人好事”“报”的规范。“报”的规范要求受助者要有感恩之心,要善于回报他人[12]。另一方面,受助者在接受慈善捐赠以后,更多地会遵循社会规则中的互惠规则。当一个人给予另外一个人一些资源的同时也建立起了一种义务,后者会在未来某时对前者回报价值相当或超过原有价值的资源。那么互惠规则就表明当一方为另外一方提供帮助或者给予资源时,后者有义务回报给予其帮助的人[13]。基于此,本文提出研究假设1。

假设1:受过慈善损赠的居民,更愿意进行慈善捐赠。

(二)影响机制建构

从理论上讲,奉献是一种行为,是指“把实物或意见等恭敬庄严地送给集体或尊敬的人”,现代意义上的奉献可以理解为给予,且必须具有奉献主体对自己主体意识的自觉。自觉在哲学意义上指的是内在自我发现与外在创新的自我解放意识,表现为对人的自我存在的必然维持和发展[6]。据此,奉献意识可以认为是推动主体自身出于维护和发展自我本体的需要而主动作为的一种精神力量,属于个人价值观的重要内容,是奉献外在化的内在基础和动力。在“知恩图报”等人情法则的影响下,慈善受助者的受助经历能够唤醒受助者的“自觉”意识,受助者通过“主动奉献,回报他人”等方式来回应社会规范,从而维护和发展自我本体,因此在一定程度上可以认为慈善受助者的受助经历促进了受助者奉献精神的产生。那么,奉献意识能否促进慈善捐赠呢?具体来看,奉献意识是公民积极向社会做出自身贡献的表达[14],慈善捐赠则是向社会做贡献的一种重要表现方式。个体在进行慈善捐赠时会受到自身正向价值观念的驱动,从而更愿意进行慈善捐赠,向社会做出自己的贡献。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,很可能会对受助者与其慈善捐赠之间的关系产生一定的影响。基于此,本文提出研究假设2。

假设2:奉献意识是慈善受助经历者捐赠行为的影响因素。

社会信任作为社会资本的一个重要方面,其产生主要基于“互惠准则与公民参与网络”。国外已有研究表明,以现金转移为主要方式的救助项目可以提高受助者的社会参与程度,从而有助于改善其社会信任[15]。无独有偶,还有国外学者研究发现,定期接受现金转移救助的个人或者家庭对未来更有信心,从而会加强与国家和社区成员之间的联系[16],这无疑会对慈善受助者的人际关系和人际信任产生积极的影响。由此不难看出,接受现金救助的人会有更高的社会参与程度,接受慈善捐赠的受助者可能会产生更高水平的社会信任。有关社会信任与慈善捐赠之间关系的研究,国内学者发现,在控制其他变量以后,居民的捐款行为会受到其个人自身社会资本存量的影响。社会资本中的社会信任对人们的捐款行为具有正向影响[17]。社会资本与政府信任能够共同促进民间的互助行为,更信任社会、更依赖社交媒体的人更倾向于通过互联网平台等社会渠道来帮助他人[18]。制度环境中的社会信任同样对社会捐赠水平具有显著正向影响[19]。还有研究发现,社会关系更多、更广泛参与社会活动的人,以及更加信任别人的人,更有可能捐出更多的钱[20]。基于此,本文提出研究假设3。

假设3:社会信任是慈善受助经历者慈善捐赠行为的影响因素。

从心理学角度来看,幸福感、对未来生活的信心同样可能是受助者慈善捐赠行为的影响因素。国外研究发现,接受社会捐赠的居民能够支付得起家庭日常生活支出,降低了对其亲属的依赖性,降低了“日常生活的忧虑”,从而增强了自身的尊严与自信[21]。同时,国外老年津贴能够让人们特别是女性感受到“幸福、平静以及不紧张”,接受现金转移的儿童心理健康会有所改善,自尊增强,同时对未来展现出了更加积极乐观的态度[22]。从以上的文献回溯不难看出,受助者在接受捐赠后会产生更加积极的生活态度,其对未来生活的信心和幸福感会得到一定程度的提升。

在有关幸福感、对未来生活的信心与慈善捐赠之间关系的研究中,已有学者发现,由于帮助他人是发现和实现自我价值的一种途径,慈善捐赠有利于提升个体对自身的感受[21]。个体从事慈善捐赠越多,自身所获得的幸福感就会越多。慈善行为与幸福感之间的关系是正相关的,慈善捐赠有利于提升自身主观感受,从而激励人们从事更多的慈善捐赠行为[23]。同样地,国内学者研究发现,对未来生活的信心在家庭储蓄与慈善捐赠之间具有中介作用,拥有家庭存款会加强对未来生活的信心,从而会更增强利己与利他动机,使人们更积极地参与慈善捐赠[24]。基于此,本文提出研究假设4。

假设4:对未来生活的信心是慈善受助者慈善捐赠的影响因素。

三、数据、变量与模型

(一)研究数据

本文数据来自中国家庭追踪调查(CFPS),该数据是两年一期的跟踪调查数据,旨在通过对全国代表性样本村居、家庭、家庭成员的跟踪调查,反映中国经济发展与社会变迁的状况。按调查单位层级来分,中国家庭追踪调查访问卷包括个人问卷、家庭问卷和村居问卷三类:个人问卷的目的在于了解样本个体的状况,包括个体的身体状况、职业状况、受教育状况等;家庭问卷的目的在于了解个体生活环境、生活设施、社会经济地位等;村居问卷的目的在于了解样本家庭所在的环境。为了研究共同富裕背景下受助者的慈善捐赠行为,本文变量主要采用2018年中国家庭追踪第五次全国调查数据,这次调查一共包含33 326位居民。经过变量筛选与缺失值处理,最终保留了15 613个样本。

(二)变量选取

慈善捐赠是本文的因变量,将其分为两个层次:第一层次变量是居民慈善捐赠意愿的二值虚拟变量,其中“1”表示愿意做慈善捐赠,“0”表示不愿意做慈善捐赠。CFPS2018数据显示中国居民中慈善捐赠者约为24%。第二层次变量为居民慈善捐赠金额(元/年),CFPS2018数据(全样本)显示中国居民过去12个月慈善捐赠金额约为121.58元/年。需要说明的是,为了估计的无偏性,本文在分析时将居民慈善捐赠金额转化为对数。

慈善受助经历是本文的自变量,将CFPS2018问卷中“您是否收到过社会捐赠”这一问题操作化为慈善受助经历。如果居民过去收到过社会捐赠,赋值为“1”;如果居民过去没有收到过任何社会捐赠,则赋值为“0”。

为了进一步观察慈善受助经历对慈善捐赠行为影响的净效应,我们参考已有关于慈善捐赠的影响因素[25],从人口学个体特征、家庭特征与社会经济特征等方面选取控制变量。其中,人口学特征变量主要包括性别(男性=1,女性=0)、年龄(调查时间与出生时间之差)、婚姻状况(已婚=1,未婚=0)、受教育年限(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(中共党员=1,非中共党员=0);家庭特征变量主要包括家庭人口规模(被访者家庭人数)、家庭全年收入(家庭年收入对数)、家庭消费支出(家庭年消费支出对数)、家庭社会资本(礼金来往对数);社会经济特征变量主要包括互联网使用(是=1,否=0)、社会保险(参加=1,未参加=0)、城乡(城镇=1,农村=0)。

(三)模型建构

本文使用Logit模型估计慈善受助经历对居民慈善捐赠的影响,模型设定如下:

(1)

模型(1)中,i代表被访者,P(donationi=1)表示被访者愿意慈善捐赠的频率,Charitablei代表被访者慈善受助经历变量,Xi代表控制变量,α是回归方程的常数项,β1与γ1分别表示慈善受助经历与控制变量的系数,随机扰动项εi～N(0,σ2)。需要说明的是,Logit模型为非线性模型,其回归系数与线性模型中的边际效应不同,因此,后续将采用概率比对回归结果进行描述,即回归系数的指数值。

为考察慈善受助经历对居民慈善捐赠金额的影响,本文设定如下OLS模型:

(2)

四、描述性分析与实证检验

(一)描述性分析

表1给出了核心变量及控制变量的基本信息。在慈善受助经历者和没有慈善受助经历者样本组间,除了社会保险变量均值不存在显著差异,其他变量均值均存在显著差异。具体而言,具有慈善受助经历的居民慈善捐赠意愿比重与慈善捐赠金额均高于没有慈善受助经历的居民。从个体特征上看,有慈善受助经历的居民男性比例、年龄与年龄平方项比例均显著高于没有慈善受助经历的居民,但有慈善受助经历的居民已婚者比例、受教育年限、中共党员比例均显著低于没有慈善受助经历的居民。从家庭特征上看,有慈善受助经历的居民家庭人口规模显著高于没有慈善受助经历的居民,但有慈善受助经历的居民家庭年收入、家庭消费支出与家庭社会资本显著低于没有慈善受助经历的居民。从社会特征上看,有慈善受助经历的居民的互联网使用比例与城镇户口比例显著高于没有慈善受助经历的居民,但有慈善受助经历的居民参与社会保险的比例显著低于没有慈善受助经历的居民。

表1 变量的基本描述性分析

(二)慈善受助经历对居民慈善捐赠行为的影响

表2第(1)～(3)列展示了慈善受助经历对居民慈善捐赠意愿的影响,其中第(1)列仅添加个体特征变量作为控制变量,发现慈善受助经历在1%的统计水平下显著为正,相比于没有慈善受助经历的居民,慈善受助者的慈善捐赠意愿提高了52%。考虑慈善受助经历与居民慈善捐赠的关系可能受其他控制变量的影响,第(2)和第(3)列分别添加了家庭特征变量与社会经济特征变量,发现慈善受助经历依然在1%的统计水平下显著,且回归系数为正,表明慈善受助经历提高了居民慈善捐赠的可能性。以第(3)列的结果为例,慈善受助者的慈善捐赠意愿比没有慈善受助经历的居民的慈善捐赠意愿高了1.73倍。

表2第(4)～(6)列说明了慈善受助经历对居民慈善捐赠金额的影响。第(4)列中慈善受助经历在10%的统计水平下显著为正,表明慈善受助者捐赠的慈善金额更多。第(5)和第(6)列分别添加了家庭特征变量与社会经济特征变量,发现慈善受助经历均在5%的统计水平下显著,且回归系数均为正,表明相比于没有慈善受助经历的居民,慈善受助经历者的慈善捐赠金额更多。以第(6)列结果为例,有慈善受助经历的居民的慈善捐赠金额比没有慈善受助经历的居民的慈善捐赠金额高了约40%。

表2 慈善受助经历对居民慈善捐赠行为的影响

由上可知,慈善受助经历有利于推动慈善事业的发展,即慈善受助经历不仅提高了居民慈善捐赠的意愿,而且提高了居民慈善捐赠的金额,假设1成立。研究表明:一方面,在慈善领域烙印理论同样适用和成立,当居民在成长与发展中遇到困难,如果受到他人、社会或者国家的慈善捐赠,则可能对受助者的认知与行为模式等产生积极效应;另一方面,该发现也彰显了在中国传统文化的影响下,“滴水之恩,涌泉相报”的价值理念一直存在并形塑着人们的行为模式。慈善受助经历能够让居民感觉到国家和社会的关怀与支持;慈善受助者秉承着“投桃报李”的理念,也会积极地回馈社会及他人,实现爱心的传递。

从控制变量上看,与女性相比,男性居民慈善捐赠意愿更低,且慈善捐赠金额也更低,该发现佐证了Jones和Posnett的研究结论:不同性别的个体其慈善捐赠的数量会有所不同,男性捐赠数额要小于女性捐赠数额[25]。年龄与慈善捐赠意愿及慈善捐赠金额呈现倒“U”型关系,原因可能是随着年龄的增长,当居民逐步拥有较为稳定的经济基础时,会更倾向于捐赠,收入不平衡和可支配收入的高低成为影响居民慈善捐赠行为的重要因素[26];但随着年龄的增长,居民收入来源也可能不断减少,其捐赠意愿与捐赠金额也随之减少[27]。已婚的居民不仅慈善捐赠意愿较低,而且慈善捐赠金额也较少,原因可能是已婚者面临着赡养家庭的职责,经济压力更大。受教育程度越高的居民,慈善捐赠意愿与慈善捐赠金额更高,一般而言,学历高的居民社会经济地位更高,更有经济实力践行慈善行为。政治面貌为中共党员的居民更可能进行慈善捐赠。在中国,当民众或者国家遇到困难时,中共党员永远冲在第一线,践行为人民服务的宗旨。

与此同时,家庭规模越大的居民,其慈善捐赠意愿与慈善捐赠金额也越低。家庭规模越大可能面临的家庭经济资源约束更大,进而会降低其选择慈善行为的意愿及动力。家庭收入越高与家庭消费水平越高的居民,其慈善捐赠意愿更高,慈善捐赠金额也越高。这一发现不难解释,家庭收入与家庭消费支出越高意味着居民更有经济实力选择慈善捐赠行为。社会资本显著提高了居民慈善捐赠的概率和金额,中国是一个人情关系型国家,当人们遇到困难时,社会资本往往能够起到规避风险的作用[28]。此外,使用互联网的居民更愿意进行慈善捐赠,原因可能是互联网能够拓展居民的捐赠渠道,使其更容易进行慈善捐赠。

(三)稳健性检验

为了检验本研究结果的可信度,本文采用替代变量法进行稳健性检验,分别选取慈善受助者收到的慈善金额做进一步检验。需要说明的是,将收到的慈善金额做对数进行处理分析,研究结果如表3所示。在第(1)列和第(3)列中,均未添加任何控制变量,发现慈善受助者收到的慈善金额越高,其慈善捐赠的意愿也更高;但慈善受助者收到的慈善金额越多,并未能显著提高其慈善捐赠的金额。考虑到估计的偏差,我们在第(2)列和第(4)列中,添加所有层面的控制变量,发现当慈善受助者收到的慈善金额越多,其慈善捐赠的概率与金额也越高。该结论与前文的研究发现一致,证明本文研究结果的稳健性。

表3 稳健性检验:更换自变量

居民慈善捐赠行为实际上是两个行为决策过程的有机结合:第一个行为决策是居民是否进行慈善捐赠(选择方程);第二个行为决策是居民慈善捐赠金额的多少(结果方程)。如果数据中存在较多捐赠金额为零的样本,而在实证分析中剔除这些样本,用普通最小二乘法(OLS)进行估计,将会导致样本选择性偏误;如果包含这些样本,忽略是否进行慈善捐赠以及慈善捐赠金额这两种决策的差异,同样也会导致估计偏误。目前研究这类决策行为最常用的方法是Heckman两阶段模型,先用Logit模型建立居民是否进行慈善捐赠的选择方程,估计出每位居民的逆米尔斯比(λ),将其作为一个修正选择性偏差的工具变量和其他变量一起纳入慈善捐赠金额的结果方程中,以修正第二阶段的结果方程。

基于此,本文也采用Heckman两步法来解决样本选择性偏误。第一步是选择方程,即居民慈善捐赠的意愿,解释变量包括居民的个体特征、家庭特征与社会经济特征3个变量;第二步是结果方程,即居民慈善捐赠金额,解释变量包括居民的个体特征、家庭特征与社会经济特征3个变量,同时根据2014年CFPS村级层面数据,将自然灾害这一变量匹配到2018年CFPS数据中,纳入回归模型,结果见表4。研究发现,无论是选择方程还是结果方程,慈善受助经历均在1%的统计水平下显著,即有慈善受助经历的居民慈善捐赠的概率与慈善捐赠的金额更高。由此可见,当采用Heckman两步法解决了内生性后,本文的结果依然可信。

表4 内生性处理:赫克曼模型

(四)异质性检验

毋庸置疑,慈善受助经历与慈善捐赠均具有城乡差异:一方面,与城镇相比,农村更可能遭受自然灾害等风险的冲击,直接影响了居民的慈善受助经历;另一方面,与农村相比,城镇居民经济发展水平更高,家庭经济资源更丰富,直接影响城镇居民的慈善捐赠行为。表5说明了慈善受助经历对城乡居民慈善捐赠的影响。研究发现,在城镇样本中,无论是慈善捐赠意愿还是慈善捐赠金额,虽然慈善受助经历的回归系数为正,但是均没有通过显著性检验,表明慈善受助经历对城镇居民慈善捐赠意愿与慈善捐赠金额没有显著影响。在农村样本中,慈善受助经历对慈善捐赠意愿与慈善捐赠金额均起到了积极作用,换言之,有慈善受助经历的农村居民更愿意进行慈善捐赠,且慈善捐赠的金额也更多。其原因可能是根据“文化堕距”理论,当文化发生变迁时,各部分变迁的速度不一致,一般来说物质文化总是先于非物质文化发生变迁,在非物质文化中价值观念的变迁最为缓慢,而农村居民对“知恩图报”的传统观念可能更加看重。

表5 异质性结果:城乡差异

一般而言,女性作为社会弱势群体,她们更具有同理心,当她们经历灾害或者不幸事件时,更可能产生共情。由此可见,不同性别居民的慈善捐赠行为不同。鉴于此,本文分析慈善受助经历对不同性别居民慈善捐赠的影响,回归结果见表6。结果显示,第(1)列和第(2)列中慈善受助经历分别在10%与1%的统计水平下显著,表明无论男性还是女性,慈善受助经历均提高了他们慈善捐赠的意愿。第(3)列中慈善受助经历未能通过显著性检验,表明慈善受助经历对男性居民慈善捐赠金额没有显著影响;第(4)列慈善受助经历在10%的统计水平下显著为正,表明有慈善受助经历的女性居民慈善捐赠金额更高。有研究发现,当遇到慈善捐赠时,女性总是比男性更慷慨,特别是更热衷于志愿者活动以及小额的金钱捐赠;此外,女性更容易觉得将钱花在有需要的人身上会给自己带来更多的快乐,从而也更容易通过慷慨与财富的对比来定义成功[25]。

表6 异质性结果:性别差异

(五)影响机制检验

本研究发现具有慈善受助经历的居民慈善捐赠意愿与慈善捐赠金额更高,那么是什么机制影响了居民慈善捐赠的意愿及其慈善捐赠的金额呢?前文已经建构了慈善受助经历可能通过奉献意识、社会信任与主观幸福感影响居民慈善捐赠意愿及其捐赠金额。为了验证本文建构的影响机制是否成立,本文首先通过建构奉献意识、社会信任与对未来生活的信心等指标,分析慈善受助经历对奉献意识、社会信任与对未来生活的信心产生的影响,最后分析奉献意识、社会信任与对未来生活的信心等指标对居民慈善捐赠意愿与捐赠金额的影响。

根据中国家庭追踪2018调查问卷,奉献意识本文选取调查问题“您认为人应该是乐于助人还是自我为中心?”来衡量,将其设置为二分类虚拟变量,回答乐于助人者被认为有奉献意识,赋值为“1”,否则赋值为“0”;社会信任本文选取调查问题“您喜欢信任别人还是怀疑别人”来衡量,将其操作化为二分类虚拟变量,回答喜欢信任别人则被认为社会信任程度高,赋值为“1”,否则赋值为“0”;对未来生活的信心本文选取调查问题“您对未来信心程度”来衡量,被访者回答分别为1～5分,将其操作化为二分类虚拟变量,其中回答4～5分的被认为有信心,赋值为“1”,回答1～3分的被认为没有信心,赋值为“0”。

表7检验奉献意识的作用机制。第(1)列结果显示,慈善受助经历在1%的统计水平下显著为正,有慈善受助经历的居民奉献意识比没有慈善受助经历的居民高约76%;第(2)列和第(3)列结果显示,奉献意识均在1%的统计水平下显著为正,意味着奉献意识越高的居民,其慈善捐赠意愿与捐赠金额越高。表8检验社会信任的作用机制。第(1)列结果显示,相比于没有慈善受助经历的居民,有慈善受助经历的居民社会信任更高,即慈善受助经历对居民社会信任的提高具有积极意义;第(2)列和第(3)列结果显示,社会信任分别在5%与10%的统计水平下显著,且回归系数符号为正,可见社会信任显著提高了居民的慈善捐赠意愿与捐赠金额。表9检验幸福感的作用机制。第(1)列结果显示,有慈善受助经历的居民对未来更有信心,比没有慈善受助经历的居民高约12%;第(2)列和第(3)列结果显示,对未来生活的信心对居民慈善捐赠意愿与捐赠金额均有积极作用,即相比于对未来生活没有信心的居民,对未来生活有信心的居民慈善捐赠意愿高约26%,且慈善捐赠金额高约20.2%。

表7 影响机制检验:奉献意识

表8 影响机制检验:社会信任

表9 影响机制检验:对未来生活的信心

总而言之,影响机制检验的回归结果表明,慈善受助经历不仅会对居民的奉献意识、社会信任与对未来生活的信心产生正向效应,且可能通过对居民奉献意识、社会信任及对未来生活的信心的影响进而影响居民慈善捐赠意愿与捐赠金额,本文的假设2、假设3和假设4成立。

五、结论与讨论

党的十九届五中全会指出,要充分发挥第三次分配的作用,发展慈善事业,构建初次分配、再分配与三次分配协调配套的基础性制度安排,在高质量发展中促进共同富裕。在这样的时代背景下,慈善事业作为第三次分配的主要方式,被提升至一个全新的高度。基于此,本文采用2018年中国家庭追踪调查数据,实证分析了慈善受助经历者是否更愿意选择慈善捐赠行为,实现爱心的传递从而助推慈善事业的发展。本研究得出如下三个结论:第一,慈善受助经历者不仅慈善捐赠意愿更高,而且慈善捐赠金额也更高,当采用替代变量法进行稳健性检验与赫克曼两步法克服内生性后,研究结果依然成立;第二,异质性结果显示,女性慈善受助经历者与农村慈善受助经历者慈善捐赠意愿和捐赠金额更高;第三,影响机制发现慈善受助经历者的奉献意识、社会信任与对未来生活的信心更高,进而能够提高其慈善捐赠意愿与捐赠金额。

研究结果显示,中国慈善捐赠的活力尚未被完全激发。受助群体规模较小、城市与农村地区慈善事业发展不均衡等客观事实侧面反映了慈善事业发展的滞后性仍未发生根本性改变,据此提出以下政策建议:

一是激发多元主体有序参与慈善捐赠活动动力,扩大受助群体规模。通过政府部门牵头,引导市场、社会组织及公民等多元主体有序参与到慈善捐赠活动中,并依托网络平台发展“互联网+慈善捐赠”模式,鼓励引导腾讯公益、阿里公益等“指尖公益”网络平台发展,激发多元主体的主动性与创新性,凝聚各方力量,扩大慈善受助群体,将“善念”提升至“善举”的新高度,驱动慈善捐赠事业向前发展。

二是持续加强对农村地区的慈善捐赠力度,增加农村困难群体受助经历,为今后慈善捐赠事业发展筑牢根基;同时强化慈善捐赠文化宣传,提升慈善捐赠文化认同,针对男性及城镇地区进行重点宣传,落实新时代背景下的慈善捐赠文化内涵,在继承优秀传统文化的基础上,培养符合时代发展方向的慈善捐赠文化认同,全方位、多层次普及慈善捐赠文化,提升全民对慈善捐赠事业的道德认知。

三是弘扬社会主义奉献精神,倡导各主体通过慈善捐赠活动回馈社会;同时加大对慈善组织的监管力度,强化慈善捐赠组织公信力建设,提升居民对未来生活的信心。慈善组织要自觉接受政府及公众监督,通过政府监管提升公众对慈善捐赠机构整体的社会信任,公开对慈善项目具体运作过程,明晰各项慈善捐赠的具体流向,保证慈善捐款用到实处,发挥慈善捐赠事业应有的功效,增强居民对未来生活的信心,促进中国慈善捐赠事业蓬勃发展[29]。

本研究的贡献主要体现的政策意义在于:一是本文的发现彰显了以慈善捐赠为核心的第三次分配对推动实现共同富裕目标的作用。著名经济学家厉以宁早在1994年提出“第三次分配”的核心要义是指人们完全出于自愿的、相互之间的捐赠和转移收入,比如对公益事业的捐献,这既不属于市场的分配,也不属于政府的分配,而是出于道德力量的分配,其动力机制是基于社会机制的爱心驱动。事实上,第三次分配的客体非常广泛,其不仅包括社会力量捐赠的财产,也包括社会力量所提供的志愿服务,通过奉献时间、技能与专业知识,为弱势群体提供所需要的服务,提升弱势群体物质与精神层面的获得感、幸福感,进而反作用于弱势群体的慈善捐赠[30]。二是公益慈善事业作为国家治理体系和治理能力现代化的重要内容,对共同富裕与社会主义精神文明建设具有至关重要的作用。一方面,初次分配可能导致收入差距的扩大,引发社会信任危机与社会公平感降低;而以社会保障、精准扶贫等政策为主的二次分配可能导致福利依赖与福利陷阱等问题[1]。因此,需要基于自愿和爱心基础的慈善事业对收入和财富分配进行有效调节,最终实现初次分配、再次分配与三次分配相互协调、相互补充的收入分配格局。

当然,本研究还存在一定局限。第一,仅使用2018年中国家庭追踪调查单期数据,而未使用中国家庭追踪调查多期面板数据进行研究,对文中因果关系识别的精准度可能会有一定影响;第二,尽管2018年中国家庭追踪调查问卷相关题项“过去12个月的捐款行为”基本等同于捐赠行为与捐赠意愿,但并不是完全对等的关系,在未来研究中将尽可能采用多期数据开展研究,对于中国家庭追踪调查相关题项的选择会更加谨慎。