收入不平等、家庭收入与中国民众的慈善捐赠

［摘 要］慈善公益作为第三次分配的重要内容，是观察不同阶层应对社会不平等所采取社会行动的有效工具。通过对2012年和2016年中国劳动力动态调查（CLDS）数据的分析发现：2012年中国居民的慈善捐赠主要受家庭绝对收入影响，而2016年由收入比较形成的相对收入已成为家庭慈善捐赠的决定因素；在绝对收入起主导作用时，家庭收入对慈善捐赠的影响随着收入不平等加剧而增强，而在相对收入起主导作用时，收入不平等的调节作用则相反。研究结果为既有争议提供了理论解释，也进一步揭示了单纯改善个体绝对收入对促进慈善捐赠作用的限度，舆论引导公众进行合理的社会比较对于引导个人积极参与公益慈善事业具有重要意义。

［关键词］慈善捐赠；收入不平等；绝对收入；相对收入

［中图分类号］C913.7 ［文献标识码］A ［文章编号］1671-3842（2023）02-0005-13

一、问题的提出

中国慈善事业在21世纪前10年发生了非常重要的转型，从过去自上而下的计划慈善逐渐转变为自下而上的普通人都能参与的公民公益[HT4”]①。2016年《中华人民共和国慈善法》颁布实施以来，中国社会中慈善事业的力量被进一步激发，其发挥的保障和改善民生、缩小阶层差距的功能也获得了社会各界广泛肯定。据中国慈善联合会统计，2020年中国大陆接受款物捐赠共计2086.13亿元，首次超过2000亿元，同比增长38.21%[HT4”]②。在捐赠主体中，企业和个人的捐赠总额分别为1218.11亿元、524.15亿元，年度增幅均在三成以上，分别占捐赠总额的58.39%、25.13%[HT4”]③。然而，美国2020年接受的慈善捐赠总额为4714.4亿美元，其中，公众个人捐赠占到全部捐赠的68.75%，总额达到3241亿美元，约为中国的43倍（Lilly Family School of Philanthropy，Giving USA 2021：In a year of unprecedented events and challenges， charitable givingreached a record $471.44billion in 2020， https：//philanthropy.iupui.edu/news-events/news-item/giving-usa-2021：-in-a-year-of-unprecedented-events-and-challenges，-charitable-giving-reached-a-record-%24471.44-billion-in-2020.html？id=361， 2021.6.15.）。由此可见，尽管中国民众的慈善捐赠额增长较快，但仍有较大的发展空间，如何地促进个人捐赠的发展是我们未来面对的重要议题。

国内关于慈善捐赠的研究起步较晚，大部分研究侧重于企业或企业主的捐赠行为，而分析个体家庭捐赠行为的文献明显不足。目前对于中国民众慈善捐赠的影响因素研究，分为微观因素与宏观因素。对于微观个体因素的研究发现，居民的利他主义观念（苏媛媛，石国亮：《居民慈善捐赠影响因素分析——基于全国五大城市的调查分析》，《社会科学研究》，2014年第3期。）、职业、教育和收入（[JP3]刘凤芹，卢玮静：《社会经济地位对慈善捐款行为的影响》，《北京师范大学学报》（社会科学版），2013年第3期。）以及社会资本（胡荣，沈珊：《中国农村居民的社会资本与捐赠行为》，《公共行政评论》，2013年第5期。）均能够正向影响其慈善捐赠。另有学者关注制度、组织和环境等宏观因素，例如，将具有中国制度特色的工作单位体制视作制度背景纳入分析（朱健刚，刘艺非，胡小军：《中国家庭捐赠现状整体分析——基于家庭禀赋与社会结构的解释》，《学术研究》，2017年第10期；周晓剑，武翰涛：《家庭禀赋、邻里效应与捐赠动机——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的证据》，《社会保障评论》，2019年第4期。），也有利用调查数据或实验的方法检验了慈善组织对于捐赠信息的反馈和公开的影响机制（苏媛媛，石国亮：《居民慈善捐赠影响因素分析——基于全国五大城市的调查分析》，《社会科学研究》，2014年第3期；罗俊，陈叶烽，何浩然：《捐赠信息公开对捐赠行为的“筛选”与“提拔”效应——来自慈善捐赠田野实验的证据》，《经济学》，2019年第4期。），少量研究则验证了社区“同群效应”的重要影响（周翠俭，刘一伟：《共同富裕背景下居民慈善捐赠的同群效应研究》，《社会保障研究》，2022第1期；周晓剑，武翰涛：《家庭禀赋、邻里效应与捐赠动机——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的证据》，《社会保障评论》，2019年第4期。）。

上述实证研究为理解中国民众慈善捐赠的发生机制奠定了坚实的基础，但在分析框架的层次和研究视角上仍有拓展空间：首先，在以家庭收入为代表的经济地位作为限制居民捐赠的重要结构性因素方面，以往国内研究仅基于地位决定论考察了绝对收入的影响，而未检验由收入比较形成的相对收入的重要作用。其次，宏观因素中除了社区层次的“同群效应”，某一地区内居民收入差距状况也是影响其捐赠行为的重要因素。最后，鲜有研究以动态视角考察家庭收入与捐赠行为关系的变迁历程。通过引入相对收入和拓展动态变迁视角，可以使我们更深入地了解各阶层民众慈善捐赠的行为机制及其变迁，不仅有助于实现社会各阶层民众的良性互动，更为党和政府进一步完善分配制度提供重要理据。为此，本研究将利用2012年和2016年两期中国劳动力追踪调查（CLDS）数据来分析中国家庭的绝对经济地位、相对经济地位与慈善捐赠的关系及其变迁，并进一步探索在绝对地位或相对地位发挥主导作用时收入不平等的情境效应。

二、家庭收入与慈善捐赠：从绝对地位到相对地位

西方学者关于家庭收入与慈善捐赠的关系已积累了丰硕成果，既往经验研究大多验证了这一事实：家庭收入的增加提升了其捐赠参与度和捐赠金额。基于多个国家的实证研究发现，社会成员的收入分化，使他们在慈善捐赠行为上也呈现出显著的结构性差异，相较于弱势地位者，客观社会地位较高者的慈善捐赠额度更高（Martin Korndrfer， Boris Egloff， Stefan C. Schmukle， A Large-Scale Test of the Effect of Social Class on Prosocial Behavior，https：//journals.plos.org/plosone/article？id=10.1371/journal.pone.0133193; Rose Gittell， Edinaldo Tebaldi， Charitable Giving： Factors Influencing Giving in U.S. States， Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly，Vol.35， No.4，2006， pp.721-736; Suja S. Rajan， George H， Pink and William H. Dow，Sociodemographic and Personality Characteristics of Canadian Donors Contributing to International Charity， Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly， Vol.38， No.3， 2009， pp.413-440.）。国内学者的多项研究也有一致的发现，例如，较早的研究发现，个体慈善捐赠额度会随工作收入的增加而提升（[JP3]刘凤芹，卢玮静：《社会经济地位对慈善捐款行为的影响》，《北京师范大学学报》（社会科学版），2013年第3期。），随后朱健刚等利用中国劳动力追踪调查数据系统分析了家庭收入与慈善捐赠参与率、捐赠额度的关系，他们发现，家庭收入的增加与两者呈显著的正相关关系（朱健刚，刘艺非：《中国家庭捐赠规模及影响因素探析》，《中国人口科学》，2017年第1期；朱健刚，刘艺非：《中国城镇家庭收入与慈善捐赠》，《学术研究》，2020年第1期；朱健刚，刘艺非，胡小军：《中国家庭捐赠现状整体分析——基于家庭禀赋与社会结构的解释》，《学术研究》，2017年第10期。）。还有两项研究使用中国家庭追踪调查数据再次验证了上述结论的稳健性（周晓剑，武翰涛：《家庭禀赋、邻里效应与捐赠动机——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的证据》，《社会保障评论》，2019年第4期；周翠俭，刘一伟：《共同富裕背景下居民慈善捐赠的同群效应研究》，《社会保障研究》，2022第1期。）。

国内学者的相关研究为后续社会分层视角下的慈善捐赠奠定了坚实基础，也引发了我们关于中国民众阶层地位究竟如何影响其捐赠行为的思考。正如相对剥夺理论指出的结构决定论的不足：个体在评价自身境遇时，相关参照群体的影响超过了个体实际地位的影响（马磊，刘欣：《中国城市居民的分配公平感研究》，《社会学研究》，2010年第5期。），无论人们处于客观分层结构中的位置如何，在与其他社会成员进行经济、权力或文化等资源比较时，都可能处于相对剥夺地位。因此，我们认为，在经济地位影响人们慈善捐赠的过程中，可能存在着两种不同的作用机制：绝对地位作用机制与相对地位作用机制。

社会地位提供给人们获取稀缺资源的途径（Amartya Sen，Poor， relatively speaking. Oxford Economic Papers， Vol.35，No.2，1983，pp.153-169.），对地位的追求自然也成为人们行动的重要动力（James S. Duesenberry，Income， Saving and the Theory of Consumer Behavior， Cambridge： Harvard University Press，1949，p.111.）。古典唯物主义的观点认为，生活境遇、社会资源等客观结构性因素的差异会导致个体间在态度和行动上出现分化。然而，近年来，研究者逐渐正视绝对地位对人们的社会态度和行动解释力有限的问题，更多的研究开始将理论视角转向个体的相对地位。关于相对地位的研究表明，人们会关心自己在社会分层结构或参考群体中的地位，即位置关注（Francisco Alpizar， Fredrik Carlsson， Olof Johansson-Stenman，How Much Do We Care About Absolute Versus Relative Income and Consumption？ Journal of Economic Behavior amp; Organization， Vol. 56， No. 3， 2005， pp. 405-421; Fredrik Carlsson， Olof Johansson-Stenman， Peter Martinsson，Do You Enjoy Having More Than Others？ Survey Evidence of Positional Goods， Economica， Vol.74，No.296，2007，pp.586-598; Sara J. Solnick， David Hemenway，Is More Always Better？ A Survey on Positional Concerns， Journal of Economic Behavior amp; Organization， Vol.37，No.3，1998，pp.373-383; Sara J. Solnick， David Hemenway，Are Positional Concerns Stronger in Some Domains Than in Others？ American Economic Review， Vol.95，No.2，2005，pp.147-151.）。弗兰克通过对地位寻求的系统分析后指出，人们对地位的追求不仅是出于“先天”的喜爱，还因为地位的提升与附加利益紧密相联（Robert H. Frank，The Demand for Unobservable and Other Nonpositional Goods， The American Economic Review， Vol.75，No.1，1985，pp.101-116.）。实验研究也表明，人们对地位表现出天然的需求动机，为了获得更高的地位甚至会不惜破坏其他人的利益（Gary Charnes， David Masclet， Marie-Claire Vileval， Competitive Preferences and Status as An Incentive： Experimental Evidence， IZA Discussion Paper 5034，Vol.17，No.4，2010，pp.397-403.）。简言之，人们不仅需要自己占有某种资源，更需要相对于其他社会成员占有更多的资源，即相比绝对地位，相对地位同样具有不可忽视的作用。

相对地位的重要性在诸多研究领域中均有发现。索尔尼克和海明威借助位置关注量表（Positional Concern Questionnaire），要求受访者在多个领域中选择自己更喜欢的情形，情形一体现的是绝对地位的优势、相对地位的劣势，例如，供职于A公司年收入为50000美元，公司内其他员工年收入为60000美元；情形二则相反，体现了绝对地位的劣势、相对地位的优势，例如，供职于B公司年收入为40000美元，而其他员工的年收入为30000美元（Sara J. Solnick， David Hemenway， Is More Always Better？ A Survey on Positional Concerns， Journal of Economic Behavior amp; Organization，Vol.37，No.3，1998，pp.373-383; Sara J. Solnick， David Hemenway， Are Positional Concerns Stronger in Some Domains Than in Others？ American Economic Review，Vol.95，No.2，2005，pp.147-151.）。调查结果显示，情形二得到了更多受访者的选择，即人们在追求地位提升时更在乎相对地位而非绝对地位。更多关于相对地位重要性的经验研究主要围绕着人们对金钱是否可以买到幸福的争论，经验证据显示，社会中越富有的人幸福感也越高，但提高所有社会成员的收入却不能增加人们的幸福感（Paul Dolan， Tessa Peasgood， Mathew White， Do We Really Know What Makes Us Happy？ A Review of the Economic Literature on the Factors Associated with Subjective Well-Being， Journal of Economic Psychology，Vol.29，No.1，2008，pp.94-122.），这表明绝对收入对幸福感的影响似乎比预期的要小（Lara Aknin， Michael I. Norton， Elizabeth Dunn， From Wealth to Well-Being？ Money Matters， But Less Than People Think， Journal of Positive Psychology，Vol.4，No.6，2009，pp.523-527.），与之相比，相对收入的变化对幸福感的影响则要大得多（Richard Ball， Kateryna Chernova， Absolute Income， Relative Income， and Happiness， Social Indicators Research， Vol.88，No.3，2008，pp.497-529.）。

国内学者关于相对地位在中国社会情境下的适用性也做了诸多有益的探索，刘欣较早提出了中国民众阶层认同的“相对剥夺地位”解释（刘欣：《相对剥夺地位与阶层认知》，《社会学研究》，2002年第1期。），李培林在解释地区间阶层认同差异时也认为，人们在参照系统里的相对位置是其阶层认同的决定性因素（李培林：《社会冲突与阶级意识当代中国社会矛盾研究》，《社会》，2005年第1期。）。关于中国城市居民分配公平感的研究也再次验证了相对地位在解释中国民众社会态度时的重要性（马磊，刘欣：《中国城市居民的分配公平感研究》，《社会学研究》，2010年第5期。）。通过回顾既有文献可以发现，国内基于相对地位的经验研究大多聚焦于主观社会态度，鲜有研究将其应用于对居民客观行动的解释，而大多家庭收入与慈善捐赠研究的理论取向则是结构决定论，忽视了相对地位的重要性。

结合前文对家庭绝对收入与慈善捐赠关系的回顾，以及绝对地位与相对地位理论视角的讨论，本研究提出如下研究假设：

假设1： 家庭绝对收入和相对收入的提高都会促进家庭的慈善捐赠行为。

三、收入不平等的情境效应

（一）国外研究的启示与遗留问题

西方近年对慈善捐赠的研究开始关注宏观结构性因素的影响，尤其是收入不平等如何影响居民家庭收入与慈善捐赠之间的关系，然而，研究结果尚未达成一致。这场争论始于柯特等人2015年发表于《美国科学院院刊》的一项研究，他们认为，若收入高度集中在高收入群体，高收入者倾向于进行有利的向下比较（Benjamin J. Newman， Christopher D. Johnston， Patrick L. Lown， False Consciousness or Class Awareness？ Local Income Inequality， Personal Economic Position， and Belief in American Meritocracy， American Journal of Political Science， Vol.59，No.2，2015，pp.326-340; Robert Andersen， Josh Curtis， The Polarizing Effect of Economic Inequality on Class Identification： Evidence From 44 Countries， Research in Social Stratification and Mobility， Vol.30，No.1，2012，pp.129-141.），在此过程中会获得权利感，也就是一种认为自己比其他人更重要的主观感知（W. Keith Campbell， Angelica M. Bonacci， Jeremy Shelton， Julie J. Exline， Brad J. Bushman， Psychological Entitlement： Interpersonal Consequences and Validation of A Self-Report Measure， Journal of Personality Assessment， Vol.83，No.1，2004，pp.29-45; Brenda Major， From Social Inequality to Personal Entitlement： The Role of Social Comparisons， Legitimacy Appraisals， and Group Membership， Advances in Experimental Social Psychology，Vol.26，No.8，1994，pp.293-355.）。这种权利感使高收入者认为既有的资源、地位本就应当属于自己，从而降低了他们的慷慨程度（Benjamin J. Newman， Christopher D. Johnston， Patrick L. Lown， False Consciousness or Class Awareness？Local Income Inequality， Personal Economic Position， and Belief in American Meritocracy， American Journal of Political Science，Vol.59，No.2，2015，pp.326-340.）。收入不平等也进一步增加了高收入者对失去地位、资源的担忧，从而降低了其与他人分享资源的意愿。他们基于美国全国性调查数据和实验研究发现，资源分配不均的结构性条件对高收入群体慷慨程度具有限制作用，当不平等程度较高时，高收入者的慷慨程度会下降，在收入与慈善捐赠的关系上则表现为收入不平等的提高会减弱家庭收入对慈善捐赠的正向影响。

随着将收入不平等情境效应引入慈善捐赠研究，更多的学者开始进行相关研究。薛梅克尔等人认为柯特等人仅基于两项研究得出的结论并不具有普遍性（Stefan C. Schmukle， Martin Korndrfer， Boris Egloff， No Evidence that Economic Inequality Moderates the Effect of Income on Generosity， Proceedings of the National Academy of Sciences， Vol.116，No.20，2019，pp.9790-9795.）。他们开展了三项分别基于美国消费者支出调查数据、德国社会经济委员会数据、国际社会调查计划数据的研究。前两项调查数据的研究结果发现收入不平等对收入与慈善捐赠的关系具有负向或正向的调节作用，但均不具有统计显著性，而第三项基于多国数据的研究结果则表明，随着收入不平等程度的加深，收入对慈善捐赠的积极效应会增强。为何上述结论与柯特等人的发现截然不同？他们认为可能的原因在于：柯特等人的实验研究对于不平等程度的操作缺乏外部有效性，而调查数据的分析仅涵盖了美国各州的收入不平等差异，一旦将研究范围扩大至多个国家，鉴于各国间社会结构和文化差异，研究结论并不稳健。

两个团队的争辩成为收入不平等与慈善捐赠研究中的经典对话，但对于收入不平等在收入与慈善捐赠的关系之间究竟发挥了何种作用，至今学界尚未达成共识。部分研究支持了薛梅克尔等人的结论，例如，一项对欧洲社会调查数据的分析发现，随着收入不平等程度的提高，个体阶层地位与特权意识的联系减弱，与慈善捐赠的正相关关系增强（Hagen von Hermanni， Andreas， Does Economic Inequality Moderate the Effect of Class on Prosocial Behavior？ A Large-Scale Test of a Recent Hypothesis by Cté et al， PLoS ONE： https：//doi.org/10.1371/journalpone.0220723.August 9， 2019.）。来自加拿大的调查数据同样发现，对于高收入群体而言，收入不平等的扩大将增加其捐赠额度

（A. Abigail Payne， Justin Smith， Does Income Inequality Increase Charitable Giving？ Canadian Journal of Economics， Vol.48，No.2，2015，pp.793-818.）。另一方面，柯特等人的结论也获得了新的经验证据支持，利用美国1917年到2012年间的国家和州层面以及慈善机构的时间序列数据研究发现，在20世纪，收入较高的群体在不平等程度较高年份的捐款远远少于不平等程度较低的年份，也就是说，当收入不平等程度较高时，美国上层家庭的慈善捐赠相应减少（Nicolas J. Duquette， Inequality and Philanthropy： High-Income Giving in the United States， 1917-2012， Explorations in Economic History， Vol.70，No.1，2018，pp.25-41.）。

西方学者关于收入不平等的情境效应研究形成了一系列学术洞见，也为国内慈善捐赠研究引入宏观因素的分析奠定了基础。但学者们并未深入剖析研究结论不一致的理论原因，将研究结果的差异归因于研究设计，如样本规模与概念测量，或是强调由不同国家的社会情境差异所致。我们认为，研究的焦点应先明确经济地位对民众捐赠行为的作用机制，而这恰是既往国外研究所忽视的，只有明确究竟是绝对地位还是相对地位在影响民众的捐赠行为，才能真正理解收入不平等的情境效应。

（二）绝对地位与相对地位的解释

已有研究中关于绝对地位与相对地位发挥主导作用时对收入不平等情境效应的解释为本研究提供了思路（黄超：《收入、资产与当代城乡居民的地位认同》，《社会学研究》，2020年第2期。）。图1a展示了绝对地位具有更强解释力的情况，横轴代表客观收入由低到高，纵轴代表不同收入群体的慈善捐赠情况。收入不平等程度越大，也就是收入分布的偏度越大，那些低收入群体就更易感受到强烈的不平等，从而使慈善捐赠向下偏移的程度越大。如图即是，B省回归线（LB）的斜率大于A省（LA）（也就是B省的收入差距大于A省），在此情况下，A省低收入群体的慈善捐赠量为i，高收入群体的慈善捐赠量为j；而B省低收入群体的慈善捐赠量为m，高收入群体的慈善捐赠量为n。由图可知，在收入不平等程度更大的B省，高、低收入群体之间的捐赠差距（n-m）大于不平等程度更低的A省（j-i）。换言之，收入不平等越高，增长相同的绝对收入导致的慈善捐赠增量越大，即在绝对收入主导慈善捐赠额度时，随着收入不平等的提高，收入对提升慈善捐赠的效应就越强，即收入不平等对收入与慈善捐赠关系的影响呈现正向调节作用。

图1b展示了相对地位具有更强解释力的情况。同样地，横轴代表客观收入由低到高，纵轴代表慈善捐赠额度。如图所示，a和c分别是P省和Q省的收入最低者，他们的慈善捐赠额度均为m，b和d分别是P省和Q省的收入最高者，他们的慈善捐赠情况均为n。显然，Q省的收入差距（d与c之间的收入差距）大于P省的收入差距（b与a之间的收入差距），也就是，Q省的收入不平等程度高于P省。并且，收入不平等程度较小的P省的回归线（LP）斜率大于收入不平等程度较大的Q省的回归线（LQ）斜率，在不平等程度较小的P省，较小的绝对收入变化（由a变为b）就能够改变慈善捐赠情况（由m变为n）；然而，在不平等程度较大的Q省，较大的收入变化（由c变为d）才能够改变相同的慈善捐赠额度（由m变为n）。我们也可以理解为，在收入不平等程度较低的省份，一定程度收入的变化将极大地改变相对位置，收入对慈善捐赠额度的效应较大；而在收入不平等程度较高的省份，一定程度的收入变化很难影响相对位置，所以收入对慈善捐赠额度的效应较小。即在相对地位起主导作用时，随着收入不平等程度的升高，收入对慈善捐赠的影响逐渐减弱，上述即是相对地位作用解释机制，即收入不平等对收入与慈善捐赠关系影响呈现负向调节作用。

综上，社会不平等情境对社会经济地位与慈善捐赠作用的两种不同结论，实质上是对应了两种不同的作用机制，即绝对地位作用机制、相对地位作用机制。因此，首先回答绝对地位、相对地位谁具有更强解释力的问题成为关键。考虑到中国改革开放后经济的中高速增长与收入分配差距的扩大相伴，特别是2008年基尼系数达到峰值0.491，虽然之后略有下降，但仍保持在0.4以上的高位。（国家统计局住户调查司：《中国住户调查年鉴（2022）》，北京：中国统计出版社，2022年版，第57页。）此外，近10年来，互联网技术和智能手机的发展推动了社交网络平台的兴起，给人们带来了更便捷地获得比较信息的途径，更容易了解到其他阶层的生活状态，这无疑会引发个人更频繁地进行社会比较，并对其自我认知和自我建构产生深远影响（Samuel D. Gosling， Winter Mason， Internet Research in Psychology， Annual Review of Psychology， Vol.66，No.1，2015，pp.877-902.）。我们认为，由于过去十年中国社会的基尼系数长期处于0.4以上，以及比较信息可获得性的增强（庄家炽：《参照群体理论评述》，《社会发展研究》，2016年第3期。），都可能使民众更加关注自身的相对地位，慈善捐赠行为的主导机制很可能经历了由绝对地位到相对地位的转换，而在不同微观机制的作用下，收入不平等的情境效应也将呈现差异。由此我们提出如下研究假设：

假设2：在2012—2016年间，家庭地位对慈善捐赠的影响机制发生了由绝对地位到相对地位的转变；

假设3： 在绝对地位起主导作用时，随着收入不平等的提升，家庭收入与慈善捐赠的关系随之增强；

假设4： 在相对地位起主导作用时，随着收入不平等的提升，家庭收入与慈善捐赠的关系随之减弱。

四、数据、变量与研究策略

（一）数据与样本

本文使用的数据来自中山大学社会科学调查中心实施的中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamics Survey，以下简称CLDS）。CLDS样本覆盖了中国29个省市（市、区），调查对象为样本家庭户中的全部劳动力（年龄在15至64岁的家庭成员）。在抽样方法上，采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法。CLDS第一期正式调查于2012年6月启动，平均每两年进行一期。

CLDS调查内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多议题，其中包括了家庭整体及各成员的慈善捐赠额度、捐赠自主性、捐赠领域等调查内容。CLDS的2012年及2016年数据分别涉及10612户和14226户家庭，两期调查的问卷设计都涵盖了本文所需要的三个关键变量：家庭年收入、是否进行过捐赠以及捐赠额度。此外，CLDS数据也涵盖了慈善捐赠研究需要控制的主要变量，如家庭成员的年龄、受教育程度、户籍、政治面貌、工作单位类型、劳动力数量以及子女状况等。在剔除含有缺失值的样本后，分别选取CLDS2012、CLDS2016的9144个和11493个样本进入本文的分析模型。

（二）变量

1. 因变量

本文的因变量是家庭捐赠参与率、捐赠额度。CLDS2012、CLDS2016的家庭捐赠行为调查模块中询问了受访家庭在上一年“是否有进行过慈善捐赠？”，根据该题目的结果测量捐赠参与率（“无捐赠”=0；“有捐赠”=1）；该模块同样询问了在2011年或2015年的慈善捐赠中，“是否有向以下领域进行过捐赠？若有，捐赠的额度大概是多少元？”，其中捐赠领域包括宗教、防灾救灾、扶贫济困、教育助学、医疗卫生健康、环境保护等11类，对各类数据加总计算家庭捐赠额度，纳入模型时作对数处理。本研究中剔除了家庭年收入为0元的样本。

2. 自变量

本文的核心自变量是被访家户的绝对收入、相对收入。绝对收入为家庭上一年的总收入，CLDS2012的家庭问卷中询问了受访者“去年，您家的总收入大概是多少万元？”，CLDS2016的家庭问卷中则询问了受访者“2015年，您家的总收入大概是多少元？”，本研究将2012年调查中家庭年收入调整为元，与2016年调查保持一致，取自然对数纳入模型。相对收入以家庭收入在本省所有家庭中的排序进行测量，数值越大表示个体所在家庭收入在本省中排序越靠前。

本文的调节变量是省级层次的收入不平等，用家庭收入基尼系数来横量各省、直辖市、自治区的收入差距状况，纳入模型时做标准化处理。

3. 控制变量

本文涉及的其他控制变量包括家庭成员中最高受教育年限、家庭劳动力数量、家庭规模、成年女性数量、家庭成员平均年龄、户主的户籍状况（“农业户口”=0，“非农户口”=1）、家庭成员是否有体制内工作者（“无”=0；“有”=1）、家庭成员是否有党员（“没有”=0；“有”=1）、家庭成员是否有少数民族（“没有”=0；“有”=1）、家庭中是否有0—14岁儿童（“没有”=0；“有”=1）、家庭居住地区（“农村”=0；“城镇”=1）。除上述个体或家庭层次变量外，为了考察省级收入不平等对家庭收入与因变量的关系，本文还控制了省级层次的人均经济发展水平、人口规模、城镇化率。上述所有变量的描述性统计结果如表1所示。

（三）模型与分析策略

本文在分析家庭年收入、省级收入不平等与捐赠参与率时使用Logistic回归模型，在分析绝对捐赠额时则使用Tobit模型。具体分析策略为：第一步，建立回归模型分别考察绝对收入、相对收入对因变量的影响；第二步，将绝对收入、相对收入同时纳入回归模型，以比较对慈善捐赠作用时，绝对地位与相对地位的重要性；第三步，通过交互模型考察省级收入基尼系数对家庭年收入与捐赠参与率、绝对捐赠额之间关系的调节作用。

五、实证结果

（一）绝对地位、相对地位与慈善捐赠

如绝对地位、相对地位对慈善捐赠参与率的Logistic模型结果（见表2）所示，各模型整体通过了显著性检验且不存在共线性问题。模型1.1—1.3为2012年子样本的估计结果。模型1.1中仅放入了家庭的绝对收入，结果显示，家庭年收入对慈善捐赠参与率的作用是正向且具有统计显著意义，家庭年收入每增加1%，参与捐赠的可能性将增加26.24%（e0.233-1，plt;0.001）；模型1.2考察了相对收入的影响，回归系数为正且具有统计显著性，相对收入每提高1%，民众参与捐赠的可能性增加了92.13%（e0.653-1，plt;0.001）。在模型1.3中同时放入绝对收入和相对收入，结果显示相对收入与慈善捐赠参与率的联系在综合了绝对收入后失去了统计显著性，而绝对收入对捐赠参与率的正向作用仍在0.001水平上显著。也就是说，在控制其他变量以及绝对地位和相对地位相互控制的情况下，仅有绝对收入具有统计显著性，这表明，2012年对中国民众的慈善捐赠行为发挥主导作用的是绝对地位，与省内其他家庭的收入比较并未产生影响。

模型2.1—2.3为2016年子样本的估计结果。模型2.1仅放入了绝对收入，结果显示，家庭年收入对慈善捐赠参与率的作用为正且具有统计显著意义，家庭年收入每增加1%，参与捐赠的几率增加12.41%（e0.117-1，plt;0.001）；模型2.2考察了相对收入对因变量的影响，结果显示，相对收入对捐赠参与率同样具有正向显著作用，相对收入每增加1%，参与捐赠的几率增加155.49%（e0.938-1，plt;0.001）。在模型2.3中，我们同时纳入了以上核心自变量，结果显示，在相互控制绝对地位与相对地位的情况下，绝对收入失去了统计显著性，相对收入对慈善捐赠参与率的作用依旧具有高度统计显著性且方向为正。在2016年，对民众慈善捐赠参与率发挥主导作用的是相对收入，相比于绝对收入，与同省份其他家庭的收入比较已成为决定慈善捐赠行为的决定因素。也就是对慈善捐赠参与率而言，2016年相对收入重要性的发现与2012年强调绝对收入的情况有所不同。

模型3.1—3.3以及4.1—4.3是检验经济地位与慈善捐赠额度的Tobit模型（见表3），各模型整体通过了显著性检验且不存在共线性问题。模型3.1—3.3呈现的是2012年子样本的模型结果。模型3.1显示，家庭绝对收入对慈善捐赠额的作用为正且具有统计显著性，家庭年收入变化1%则意味着捐赠金额增加0.183%（plt;0.001）；模型3.2则考察了相对收入的影响，回归系数同样为正且具有显著性，相对收入每提高1%，预计捐款的绝对捐赠额度增加0.643%（plt;0.001）。模型3.3同时加入绝对收入和相对收入，分析结果与慈善捐赠参与率在2012年呈现的结果相似，相对收入与捐赠额的联系在综合了绝对收入后同样失去了统计显著性，仅有绝对收入仍具显著性，即2012年对中国民众的慈善捐赠额度发挥主导作用的同样是家庭内的绝对收入水平。

模型4.1—4.3呈现的是2016年子样本的模型结果。模型4.1显示，家庭年收入每增加1%，慈善捐赠额度会增加0.081%（plt;0.001）；模型4.2中仅加入了相对收入，相对收入每增加1%，慈善捐赠额度预计增加0.898%（plt;0.001）。模型4.3同时加入绝对收入和相对收入的结果同样类似于慈善捐赠参与率在2016年呈现的结果，绝对收入与捐赠额的关系在综合了相对收入后失去了统计显著性，相对收入仍具显著性，即2016年对中国民众的慈善捐赠额度发挥主导作用的是家庭的相对地位水平。总之，对慈善捐赠额度来说，2012年强调的是绝对收入的作用，而2016年则有所变化，与同省份其他家庭收入的比较成为决定家庭慈善捐赠额度的关键。

综上所述，在2012年，家庭绝对收入是影响慈善行为的关键，而2016年，家庭相对收入发挥重要作用，研究假设1得到验证。此外，无论是慈善捐赠参与率还是慈善捐赠额度，其作用机制在2012年至2016年都发生了由绝对地位到相对地位的转换，研究假设2得到验证。

（二）收入不平等的情境效应

那么，在绝对收入或相对收入对慈善捐赠起决定作用时，收入不平等又是否会分别呈现与理论预期一致的调节效应呢？表4分别报告了2012年和2016年子样本的交互模型的估计结果。

模型5.1和模型5.2为2012年子样本的模型估计结果。模型5.1中，家庭年收入与省级基尼系数的交互项系数为正，且具有边际显著性。在模型5.2中，交互项的系数虽然不具有统计显著意义（系数为0.018，pgt;0.1），但仍可以看到交互项系数为正。结合表2与表3的发现，2012年时，绝对收入影响了民众的慈善捐赠（相对收入的影响并不显著），也就是说，在2012年主要由家庭绝对收入来决定是否捐赠和捐赠多少时，随着地区收入不平等水平的提高，家庭收入对是否捐赠和捐赠额度的影响也会随之增强。

模型6.1和模型6.2呈现了2016年子样本的模型估计结果。对于两个因变量，家庭年收入与省级基尼系数的交互项系数均为负且统计显著。结合表2与表3呈现的结果，2016年时中国家庭是否捐赠以及捐赠多少的主导因素已经由绝对收入转变为相对收入，交互项的结果则表明地区收入不平等的程度越高，会减弱家庭收入对慈善捐赠的影响。这与前文的理论预测一致，在收入差距较小的省份，一定程度收入的变化将极大地改变相对位置，导致收入的正向效应比较大；而在收入差距较大的省份，相同绝对收入的变化很难带来相对位置较大的改变，所以收入的效应相对较小。

图2更为直观地展示了2012和2016年地区收入不平等如何影响了家庭收入与慈善捐赠参与率、捐赠额度的关系。2012年的结果表明，随着地区收入不平等的升高，绝对收入对慈善捐赠参与率和捐赠额度的影响逐渐增强。然而，这种情况在四年后发生了变化。2016年，随着地区收入不平等升高，绝对收入对家庭慈善捐赠参与率和捐赠额度的影响逐渐减弱。整体而言，2012年和2016年的模型结果与前文的理论预期基本一致，假设3、假设4得到验证。不过由于2012年仅捐赠参与率模型中的交互项具有边际显著，而捐赠额度模型中交互项系数并不显著，我们还应更为谨慎地对待该结论，也期待后续的研究使用其他数据进行重复检验。

六、结论与讨论

本文利用中国劳动力动态调查数据，以社会分层研究中经典的绝对地位与相对地位视角为基础，考察了家庭的绝对收入和相对收入对慈善捐赠的影响，并探讨了以往关于宏观收入不平等情境效应争议的形成机制与解释逻辑。研究发现如下：

首先，在2012年时，家庭的绝对收入是民众决定是否进行慈善捐赠和捐赠多少的决定性因素，民众在进行慈善捐赠决策时不会考虑和同地区内其他家庭进行收入比较的相对经济地位；时至2016年，绝对经济地位和相对经济地位对慈善捐赠的影响发生了根本性变化，家庭绝对收入对慈善捐赠率和捐赠额度的作用都不再显著，由收入比较生成的相对经济地位对民众慈善捐赠影响的重要性开始凸显。这可能反映出经济增长导致了中国家庭财富的快速积累，并且收入不平等长期处于高位，使人们从开始仅关注自身对于经济资源的占有量，逐渐转变为更为重视与其他社会成员进行收入比较形成的相对位置。另外，网络媒体带来的信息获取便捷性也成为促进社会比较增强的诱因之一。

其次，随着家庭慈善捐赠的决定因素由绝对经济地位转向相对经济地位，地区收入不平等对家庭收入和慈善捐赠关系的影响也发生了相应变化。2012年时，地区收入不平等对于家庭收入与捐赠参与率具有正向调节作用，对慈善捐赠额的调节效应同样为正向，但不具有统计显著意义，而2016年时，地区收入不平等对捐赠参与率、捐赠额度均具有负向调节作用。这与我们的理论预期一致，当绝对经济地位主导中国家庭的慈善捐赠决策时，随着收入不平等程度的提高，家庭收入增长对于促进家庭慈善捐赠的效应也会随之增强。而当相对经济地位发挥主导作用时，家庭收入增长对促进慈善捐赠的积极作用反而会逐渐减弱。

国内社会分层研究对公众的阶层认同、分配公平感、幸福感等主观社会心态进行了大量研究，并对地位决定论与参照群体理论的解释力形成了共识，力图通过对大众社会政治态度变化的剖析来反映社会阶层结构、社会规范和价值观念等的变迁。但个体的主观态度与实际行动之间往往因客观结构性因素的限制而存在差异，对慈善捐赠的分析为我们提供了理解社会各阶层对社会不平等状况判断和行动策略的重要工具。因此，当关注构建初次分配、再分配、第三次分配协调配套的制度体系促进共同富裕时，特别需要关注家庭经济地位、宏观结构性因素如何共同塑造了公众的慈善公益参与。尽管本文限于数据未能在更长时期内分析家庭慈善捐赠的变迁情况，但通过理解社会阶层地位和宏观结构性因素对慈善捐赠的作用机理，可以帮助我们对中国家庭慈善捐赠未来可能出现的变化趋势做出基本的预测。

研究结果的政策性启示在于，相比于绝对收入，由社会比较形成的相对收入已成为家庭慈善捐赠的决定性因素，对于宏观收入不平等情境效应的分析结果提示我们，收入差距并不必然增强或减弱微观层面家庭收入与慈善捐赠之间的关系强度。因此，需要充分认识到单纯改善个体绝对收入对促进慈善捐赠作用的限度，合理调整不同收入群体的收入增速，通过有效的再分配手段为低收入群体提供更多向上流动的机会，扩大中等收入群体的规模，并辅以公共舆论引导公众进行适当的社会比较，特别是对积极的再分配观念的培育和塑造，才可能抵消社会比较的相对剥夺感给民众慈善事业参与带来的消极影响。

未来的研究可在以下几方面进一步拓展：首先，本研究将绝对地位与相对地位引入慈善捐赠领域，希望能对社会分层和慈善公益两个领域的研究有所启示，但限于数据，本研究关于绝对收入与相对收入对慈善捐赠影响的变迁过程分析仍是短时期的，后续研究可进一步利用更长时期的数据来检验结果的稳健性。其次，本文仅考察了绝对地位和相对地位中的收入，仅就经济维度而言，还可进一步拓展至资产、储蓄等多个指标。最后，研究使用的是2012年和2016年两期中国劳动力动态调查数据，仍是基于两个截面数据的分析，结果仅能反映两个时点上家庭收入与慈善捐赠的相关性，期待利用长期追踪调查数据进一步明确家庭收入、收入不平等和家庭慈善捐赠之间的因果关系。

［责任编辑：王文娟］

［基金项目］本文系“上海市哲学社会科学学术话语体系建设基地中国转型社会学”（主持人：张文宏）、“敦和·竹林计划”（第四期）“收入不平等、阶层地位与慈善行为的本土化研究”（项目编号：2020ZLJH-12）之阶段性研究成果。

［作者简介］袁佳黎，上海大学社会学院博士研究生；张文宏，教育部长江学者特聘教授，南开大学周恩来政府管理学院教授、博士生导师；刘飞，南开大学周恩来政府管理学院博士后。

①朱健刚，赖伟军：《“不完全合作”：NGO 联合行动策略——以“5·12”汶川地震NGO联合救灾为例》，《社会》，2014年第4期。

②③中国慈善联合会：《2020年度中国慈善捐赠报告》，https：//m.gmw.cn/baijia/2021-11/29/35344991.html，访问日期：2022年3月29日。