工作收入、主观幸福感对个人捐赠行为的影响研究——基于2018年CFPS数据的实证分析

The Influence of Work Income and Subjective Well-Being on Personal Donation Behavior—Empirical Analysis Based on 2018 CFPS Data

摘要: 个人捐赠对于慈善事业的发展具有重要意义。为此，本文基于6385份2018年中国家庭追踪调查数据(CFPS)，运用二元Logit模型研究分析工作收入、主观幸福感对个人捐赠行为的影响。研究表明：工作收入、主观幸福感对个人捐赠行为具有显著的正向促进作用，该结论在使用医疗保险作为工具变量估计后仍然成立；中介效应表明，主观幸福感在工作收入和个人参与捐赠中起到部分中介作用；异质性分析指出，主观幸福感对男性和初中及以下低学历群体参与捐赠的促进作用更为显著。本文研究结论对如何有效提升个人参与捐赠的积极性从而实现全民捐赠目标具有十分重要的现实意义。

Abstract: Individual donations are of great significance to the development of philanthropy. To this end, based on 6385 2018 China Family Tracking Survey data (CFPS), this paper uses a binary Logit model to study and analyze the impact of work income and subjective well-being on individual donation behavior. The research shows that: work income and subjective well-being have a significant positive effect on personal donation behavior, and this conclusion still holds after using medical insurance as an instrumental variable to estimate; the mediating effect shows that subjective well-being is significantly related to work income and personal participation in donation. It plays a partial mediating role; the heterogeneity analysis points out that subjective well-being has a more significant promoting effect on the participation of males and groups with lower education at or below junior high school level. The conclusions of this paper have very important practical significance for how to effectively enhance the enthusiasm of individuals to participate in donations so as to achieve the goal of universal donation.

1. 引言

乐善好施自古以来是中华民族的优良传统，自改革开放以来，中国慈善事业蓬勃发展。1978年民政部恢复设立；1981年中国儿童少年基金会成立；1994年中华慈善总会成立；1999年《中华人民共和国公益事业捐赠法》施行，全面规范了捐赠、受赠行为，保护了捐赠人、受赠人与受益人的合法权益；2004年《基金会管理条例》颁布施行，鼓励企业、私人捐赠财产设立非公募基金会，为公益慈善事业发展提供了新的动力。2016年《中华人民共和国慈善法》颁布实施，中国公益慈善步入有法可依的“善时代”。党的十九大报告也提出“要不断健全慈善事业体系，以促进慈善事业的发展。”这数十年来，中国的公益慈善事业亮点纷呈，慈善人物也是各领风骚，大家熟知的马化腾、马云等人频繁出现在中国慈善榜前十；“芭莎慈善夜”掀起明星捐款风潮；“99公益日”、运动捐步数、淘宝公益宝贝等开启全民参与公益行动；轻松筹、水滴筹等个人求助平台走红朋友圈……全民慈善的时代正在来临。一切，都在向着更好的方向发展。

2020年，中国内地慈善捐赠总额突破至2086.13亿元，较2019年增长38.21%。近几年来，我国的个人捐赠数额不断上涨，从2016年的293.77亿元增长到2020年的524.15亿元，增长幅度高达78.42%。但与之企业捐赠相比，个人捐赠有些相形见绌，在捐赠总额中占较小比例。而在实际中，个人捐赠才是慈善事业发展的基石 [1] ，反观以美国最具代表性的欧美国家，个人捐赠在捐赠总额中占据极大比例，在慈善事业中发挥着至关重要的作用。欧美国家常常把个人捐赠作为慈善事业稳步发展的基础，因为企业捐赠会受到企业盈亏的影响，波动很大，今年可能捐赠很多，明年可能捐赠很少甚至不捐赠，这会不利于慈善事业的稳步发展，而个人捐赠可以弥补这个弊端。

针对于此问题，国内外学者主要从以下几个方面去研究。一是从宏观制度层面去探究，中国的慈善捐赠模式是以“动员与交换”为主导 [1] ，个人捐赠常常以被动捐赠为主，而不是基于社会责任感。其次，社会常常关注的是慈善榜上的富豪和明星，忽视了一些普通平凡的小额捐赠者。再加上社会上尚未形成良好的鼓励个人小额捐赠的氛围以及相关道德观的弘扬，这都在一定程度上降低了个人捐赠的积极性 [2] 。此外，捐赠可减免税收等相关政策会对个人捐赠行为产生一定影响，例如参与捐赠可以为亲戚朋友抵消一些税务支出 [3] ，然而我国与捐赠有关的税收减免政策尚不成熟，在一定程度上降低了个人的捐赠意愿。二是从人口统计学特征和社会经济特征中去考量，如年龄、受教育程度、党员身份、收入水平、宗教信仰以及价值观等都会个人的捐赠行为产生影响 [4] [5] [6] [7] ，三是从社会资本角度去分析，居民的社会信任状况对个人捐赠行为会产生显著影响 [8] ，除此之外，还有少数学者从主观心理角度探讨，以弥补上述单从客观层面分析个人捐赠行为影响因素的不足，并指出居民的主观幸福感会显著推动个人进行捐赠 [9] 。

不难看出，现有学者多从宏观制度、个人特征、社会资本等单一客观层面去分析个人捐赠行为的影响因素，而从主观心理角度或主观和客观因素相结合的视角去探究的文章寥寥无几。因此，本文基于现有研究，将主客观因素相结合，从工作收入和主观幸福感两个角度去分析个人捐赠行为的影响因素，以弥补现有研究视角的不足，具有重要的理论意义。而从现实意义来看，个人捐赠有利于慈善事业的长足发展，通过本文研究可采取相关建议措施去提升个人参与捐赠的积极性。

2. 理论分析与研究假说

2.1. 工作收入与个人捐赠行为

众所周知，捐赠一般以金钱或者实物为主，因此，工作收入对于捐赠行为的影响尤为明显。当个人萌生捐赠想法时，较高的工作收入会强化捐赠意愿，促进捐赠行为的产生。研究表明，个人或家庭的收入水平越高，其捐赠意愿越强 [4] [5] 。基于此，本文提出假说：

H1：工作收入对个人参与捐赠行为具有显著的促进作用。

2.2. 主观幸福感与个人捐赠行为

根据马斯洛需求层次理论可知，人的需要从重要性和发生的先后顺序由低级向高级划分为五个方面，依次为生理需要、安全需要、社交需要、尊重需要和自我实现的需要。当个人的物质需求得到满足时，便会追求精神上的满足，以期获得声誉、赢得尊重。而慈善捐助恰好为此提供了途径 [10] 。通过参与捐赠，提升自己的声誉的同时，还可以获得帮助他人而产生的心理满足感，这就是常说的“温情效应”。从以上分析可知，主观幸福感越强，个人参与捐赠的意愿也就越强烈 [9] 。基于此，本文提出假说：

H2：主观幸福感对个人参与捐赠行为具有显著的促进作用。

2.3. 工作收入与主观幸福感

工作收入除了对个人参与捐赠行为具有直接影响，还可能对其具有间接影响。工作收入与主观幸福感相关联，随着工作收入的提高，居民主观幸福感会不断提升，尽管有学者对此抱有怀疑的态度，提出“伊斯特林悖论” [11] ，认为更多财富并未带来更多的幸福，但一般而言，高收入会带来更多的精神和物质享受，更高的自尊心和自信心，从而满足生理和心理上的需求 [12] [13] [14] ，增强人们的主观幸福感。基于此，本文提出假说：

H3：工作收入对主观幸福感具有显著的正向作用。

3. 数据来源、模型构建与变量选取

3.1. 数据来源

本文选取由北京大学中国社会科学调查中心实施调查的2018年中国家庭追踪调查数据库(CFPS)，该数据库覆盖25省市及自治区，反映了中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁。CFPS2018问卷分为家庭成员问卷、家庭经济问卷、个人自答问卷、少儿家长代答问卷、个人代答问卷五个部分。结合本文研究内容，选用问卷中的个人自答部分，剔除重要数据的缺失值和极端值，最终获得6385份有效数据。

3.2. 模型构建

3.2.1. 二元Logit模型

本文选择的因变量为个人参与捐赠行为，根据答案“是”、“否”取值为1和0，是二分类变量。因此，本文借鉴朱颖 [9] 等人的研究，运用二元Logit模型来探究工作收入、主观幸福感对个人捐赠行为的影响，模型构建如下所示：

$Logit\left(P\right)=\ln \left[P/1-P\right]=\alpha +{\displaystyle \sum {\beta }_j}{X}_j+\epsilon$ (1)

其中， $P$ 表示个人参与捐赠的概率， $P/1-P$ 是个人参与捐赠与不参与捐赠的概率之比， $\alpha$ 为常数项， ${\beta }_j$ 为自变量 $X_j$ 的回归系数， $\epsilon$ 表示随机扰动项。

3.2.2. 中介检验模型

为了研究基层民主对居民幸福感的间接影响，依据温忠麟 [15] 等人的中介效应模型进行探究。其模型设定如下：

$Y_1={\lambda }_1+cX+g_1\beta +{\epsilon }_1$ (2)

$M={\lambda }_2+aX+g_2\beta +{\epsilon }_2$ (3)

$Y_2={\lambda }_3+c^{\prime }X+bM+g_3\beta +{\epsilon }_3$ (4)

在上述模型中， $Y_i$ 、 $X$ 、 $M$ 、 $\beta$ 分别为个人捐赠行为、工作收入、主观幸福感及控制变量，其中 ${\lambda }_i$ 表示截距、 ${\epsilon }_i$ 为随机扰动项； $g_i$ 、 $a$ 、 $b$ 、 $c$ 、 $c^{\prime }$ 为待估系数。若式(2) (3) (4)中待估系数 $abc$ 均显著，且 $ab$ 与 $c^{\prime }$ 符号相同时，则表明存在“中介效应”；回归系数 $abc$ 均显著时， $ab$ 与 $c^{\prime }$ 的符号相反时，则表明存在“遮掩效应”。

3.2.3. 变量选取

本文研究的是个人捐赠行为的影响因素，把个人捐赠行为设定为因变量，用问卷中“过去12个月，请问您个人是否向任何组织或个人捐过款？”来表征。问题答案为“是”“否”两个选项。

工作收入是指个人或家庭成员通过工作、劳务等获得的可支配收入，即完税后的收入，包括个人或家庭成员的工作收入、年终奖、劳务收入、稿酬、个人经营所得等。本文用问卷中的问题“过去12个月从这份工作中总共拿到多少钱？”来表征。

主观幸福感是指人们对其生活质量所做的情感性和认知性的整体评价，本文用问卷中的问题“总体上，您的幸福感如何？”来表征。

除此之外，根据现有相关研究，还存在其他因素影响个人捐赠行为。借鉴刘能 [16] 、朱颖 [9] 、徐延辉 [17] 的研究，将个体特征纳入本文。包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、政治面貌、宗教信仰，具体变量的描述性特征如表1所示。

Table 1. Variable definition and assignment

表1. 变量定义与赋值

4. 实证结果与分析

4.1. 个人捐赠行为的影响因素分析

本文运用二元Logit模型对6385份个人数据进行回归分析，由于工作收入为连续变量，为减少数据之间绝对差异，避免极端值所产生的影响，因此将收入进行对数处理。结合多重共线性检验结果，显示方差最大膨胀因子VIF值为1.309，各特征变量的VIF值都远小于10，可以判断出模型各变量的多重共线性问题并不明显，即自变量之间几乎没有共线性，各变量回归系数可信度较高。在处理过程中采用stata16.0软件进行回归运算，引入所有变量进行回归，具体结果如表2所示，对模型回归结果解释如下：

Table 2. Logit regression results

表2. Logit回归结果

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著，下表同。

从结果中可以看出，工作收入在1%的水平上显著正向影响个人捐赠行为，说明工作收入越高，个人参与捐赠的意愿越强，其原因可以解释为，当个人收入较高时，扣除其满足个人基本生活需求所要的收入外，会有较多的盈余，参与捐赠的能力就越强；主观幸福感在10%的水平上显著正向影响个人捐赠行为，说明个人的主观幸福感越强，个人参与捐赠的意愿就越强，究其原因可能是，主观幸福感较高的人群，可能拥有更多的工资收入和空闲时间，其参与捐赠能力和可能性就越大。

在个人特征中，性别在1%的水平上显著负向影响个人捐赠行为，说明女性参与捐赠的可能性更大，其原因可能是相比于男性，女性心性更加善良、仁慈；年龄在1%的水平上显著负向影响个人捐赠行为，说明年龄越大，参与捐赠的可能性越低，可能的解释为年龄较大的人，思想较为保守，缺乏奉献精神，年轻人与城市社会接触更多，思想前卫；受教育程度在1%的水平上正向显著影响个人捐赠行为，说明文化水平越高，越有可能参与捐赠，其原因可能是所接受的良好教育有助于培育公众奉献社会的精神；婚姻状况在10%的水平上正向显著影响个人捐赠行为，说明已婚人士更有可能参与捐赠，可能的原因是已婚人士家庭和睦，生活幸福，生活满意度和幸福感较高，从而有助于促进其参与捐赠；政治面貌在1%的水平上正向显著影响个人捐赠行为，说明党员比非党员更倾向于参与个人捐赠，其原因是党员接受了良好的政治思想教育，有着较高的政治觉悟，充满着无私奉献的精神；宗教信仰并未通过显著性检验。

由上所述，工作收入和主观幸福感可以提升个人参与捐赠的概率，那对于捐赠额度有何影响呢？接下来将选用OLS模型来进行分析，结果如表3所示：

Table 3. OLS regression results

表3. OLS回归结果

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著。

从结果中可看出，工作收入与个人捐赠额度呈正相关，其原因可解释为高收入人群赚钱相对容易，捐赠就更为大方一些；主观幸福感与个人捐赠额度呈正相关，原因可能是幸福感高的人，一般都是高收入人群，捐赠金额自然较大；性别与捐赠额度呈正相关，可解释为男性相比于女性做事时更多大气；年龄与捐赠额度呈负相关，原因可能是年龄较高的人面临着退休，收入较低或者没有收入，捐赠能力较弱；受教育程度与捐赠额度呈正相关，其原因可能是高素质人群可以找到一些高收入工作，有更大的能力进行大额捐赠；政治面貌与捐赠额度呈正相关，原因可能是党员一般是社会精英人群，更有能力进行高额捐赠；宗教信仰与捐赠额度呈正相关，可解释为有信仰的人群，有更强的捐赠动机，并且认为捐赠越多，越可能获得所信奉神灵的庇护；婚姻状况对捐赠额度影响并不显著。

4.2. 中介效应检验分析

根据回归结果可知，工作收入和主观幸福感可以显著促进个人参与捐赠，由此，进一步检验主观幸福感是否在工作收入影响个人参与捐赠中起到中介作用，结果如表4所示。由模型(1)可知，工作收入对个人参与捐赠的总效应是显著的；由模型(2)可知，工作收入对主观幸福感具有显著效应；由模型(3)可知，工作收入和主观幸福感可以显著促进个人参与捐赠。

主观幸福感在工作收入和个人参与捐赠中起到部分中介作用，其传导路径如表5可知，为“工作收入→主观幸福感→个人参与捐赠”，中介效应值为98%。从而假设H3得到验证。随着工作收入的不断提高，个人主观幸福感不断提升，从而有更多的时间和精力参与捐赠。

Table 4. Analysis of mediation effects

表4. 中介效应分析

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著。

Table 5. Mediation effect test results

表5. 中介效应检验结果

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著。

4.3. 稳健性检验

为验证实证结果稳健性，本文借鉴杨辉 [18] 等人研究，通过替换模型的方法进行稳健性检验，基于本文的因变量为二元离散变量，运用二元Probit模型进行稳健性检验更为合理，可提高模型精确度，实证结果如表6所示：

Table 6. Robustness test

表6. 稳健性检验

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著。

替换实证模型之后，工作收入仍在1%的水平上正向显著；主观幸福感仍在10%的水平上正向显著；性别和年龄依旧在10%的水平上负向显著；受教育程度和政治面貌仍在10%的水平上正向显著；宗教信仰仍不显著。综上所述，可知各变量符号与显著性未发生明显变动，回归结果与前文Logit结果保持一致，稳健性检验有效。

4.4. 内生性检验

虽然在上文中得出主观幸福感会显著促进个人参与捐赠，但主观幸福感与个人参与捐赠之间可能存在内生性问题。个人参与捐赠可能会带来声誉和地位上的满足，从而提升主观幸福感。工具变量常常是解决内生性问题的主要方法，为此，本文选择“您享有哪些医疗保险”作为工具变量。一般来说，医疗保险会显著提升个人的主观幸福感 [19] ，满足工具变量的相关性条件。同时，医疗保险并不会直接影响个人参与捐赠，具有很好的外生性。

回归结果如表7所示，医疗保险在1%的水平上正向显著影响主观幸福感，第一阶段F值远大于10，且通过弱工具变量检验，说明不存在弱工具变量问题 [20] 。进一步利用工具变量检验主观幸福感的内生性，p值为0.000，说明主观幸福感为内生解释变量。以上分析说明主观幸福感可以促进个人参与捐赠的结论是稳健可信的。

Table 7. Estimation of instrumental variables

表7. 工具变量估计

注：^*、^**、^***分别表示在10%、5%、1%的水平显著。

4.5. 异质性分析

上文回归结果表明工作收入和主观幸福感对个人参与捐赠具有显著的促进作用，但由于不同群体之间存在的个体差异性，可能会导致这种正向影响存在异质性。因此，本文从性别和受教育程度两方面来考察工作收入、主观幸福感对个人参与捐赠的异质性影响。借鉴陈卓 [21] 相关研究，把受教育程度划分为初中及以下和初中以上学历，回归结果如表8所示：

Table 8. Heterogeneity analysis

表8. 异质性分析

注：^*、^**、^***分别表示在 10%、5%、1%的水平显著。

从结果中可看出，在性别方面，主观幸福感对男性参与捐赠的促进作用要高于女性群体，通常而言，男性在行为处事时不拘小节、洒脱随性，当处于极度幸福的状态时，便会积极参与捐赠，工作收入对男性和女性的影响并无较大差异；在受教育程度方面，主观幸福感对初中以下低学历人群参与捐赠的促进作用要高于初中以上的高学历人群，其原因可能是低学历人群在考虑事情时比较简单，当处于高度幸福状态时，便更倾向于参与捐赠，工作收入对低学历和高学历人群并无显著差异。

5. 结论与政策建议

5.1. 结论

个人参与捐赠有利于促进我国的社会公益事业的发展，对于维护我国社会、经济和文化现代化发展的成果也具有十分重要的意义。本文基于2018年中国家庭追踪调查数据库(CFPS)，研究了工作收入、主观幸福感对个人捐赠行为的影响，并探讨了这一影响在不同群体之间可能存在的异质性，得出如下结论：

第一，工作收入、主观幸福感对个人参与捐赠具有显著的促进作用，通过替换模型回归分析后结果依然稳健；第二，控制变量中的性别、年龄显著负向影响个人参与捐赠行为，受教育程度、婚姻状况、政治面貌与个人参与捐赠具有正向关系，宗教信仰并无显著影响；第三，主观幸福感在工作收入和个人参与捐赠中起到部分中介作用，中介效应值为98%；第四，为了克服潜在的内生性问题，通过使用工具变量后，主观幸福感对于个人捐赠行为的正向影响依然成立；第五，主观幸福感对捐赠行为的影响在性别和受教育程度上呈现显著的异质性，相比于女性和初中以上高学历群体，主观幸福感对男性和初中及以下低学历群体参与捐赠的促进作用更为显著。

5.2. 建议

针对上述结论，本文提出以下建议。政府应创造良好的就业和创业环境，举办各类技能培训课程，提升居民就业创业知识和技能，从而提高居民工作收入，增强个人捐赠的能力；此外，政府应加大财政投入，完善医疗、卫生、教育等基础设施建设，提高公共服务供给的质量。总之，要提高居民收入，使居民获得实实在在的获得感、幸福感、安全感，从而提升居民参与捐赠的动机和能力，才能实现全民参与捐赠的美好目标。