收入不平等、家庭收入與中國民眾的慈善捐贈

［摘 要］慈善公益作為第三次分配的重要內容，是觀察不同階層應對社會不平等所采取社會行動的有效工具。通過對2012年和2016年中國勞動力動態調查（CLDS）數據的分析發現：2012年中國居民的慈善捐贈主要受家庭絕對收入影響，而2016年由收入比較形成的相對收入已成為家庭慈善捐贈的決定因素；在絕對收入起主導作用時，家庭收入對慈善捐贈的影響隨著收入不平等加劇而增強，而在相對收入起主導作用時，收入不平等的調節作用則相反。研究結果為既有爭議提供了理論解釋，也進一步揭示了單純改善個體絕對收入對促進慈善捐贈作用的限度，輿論引導公眾進行合理的社會比較對于引導個人積極參與公益慈善事業具有重要意義。

［關鍵詞］慈善捐贈；收入不平等；絕對收入；相對收入

［中圖分類號］C913.7 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1671-3842（2023）02-0005-13

一、問題的提出

中國慈善事業在21世紀前10年發生了非常重要的轉型，從過去自上而下的計劃慈善逐漸轉變為自下而上的普通人都能參與的公民公益[HT4”]①。2016年《中華人民共和國慈善法》頒布實施以來，中國社會中慈善事業的力量被進一步激發，其發揮的保障和改善民生、縮小階層差距的功能也獲得了社會各界廣泛肯定。據中國慈善聯合會統計，2020年中國大陸接受款物捐贈共計2086.13億元，首次超過2000億元，同比增長38.21%[HT4”]②。在捐贈主體中，企業和個人的捐贈總額分別為1218.11億元、524.15億元，年度增幅均在三成以上，分別占捐贈總額的58.39%、25.13%[HT4”]③。然而，美國2020年接受的慈善捐贈總額為4714.4億美元，其中，公眾個人捐贈占到全部捐贈的68.75%，總額達到3241億美元，約為中國的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.）。由此可見，盡管中國民眾的慈善捐贈額增長較快，但仍有較大的發展空間，如何地促進個人捐贈的發展是我們未來面對的重要議題。

國內關于慈善捐贈的研究起步較晚，大部分研究側重于企業或企業主的捐贈行為，而分析個體家庭捐贈行為的文獻明顯不足。目前對于中國民眾慈善捐贈的影響因素研究，分為微觀因素與宏觀因素。對于微觀個體因素的研究發現，居民的利他主義觀念（蘇媛媛，石國亮：《居民慈善捐贈影響因素分析——基于全國五大城市的調查分析》，《社會科學研究》，2014年第3期。）、職業、教育和收入（[JP3]劉鳳芹，盧瑋靜：《社會經濟地位對慈善捐款行為的影響》，《北京師范大學學報》（社會科學版），2013年第3期。）以及社會資本（胡榮，沈珊：《中國農村居民的社會資本與捐贈行為》，《公共行政評論》，2013年第5期。）均能夠正向影響其慈善捐贈。另有學者關注制度、組織和環境等宏觀因素，例如，將具有中國制度特色的工作單位體制視作制度背景納入分析（朱健剛，劉藝非，胡小軍：《中國家庭捐贈現狀整體分析——基于家庭稟賦與社會結構的解釋》，《學術研究》，2017年第10期；周曉劍，武翰濤：《家庭稟賦、鄰里效應與捐贈動機——來自中國家庭追蹤調查（CFPS）的證據》，《社會保障評論》，2019年第4期。），也有利用調查數據或實驗的方法檢驗了慈善組織對于捐贈信息的反饋和公開的影響機制（蘇媛媛，石國亮：《居民慈善捐贈影響因素分析——基于全國五大城市的調查分析》，《社會科學研究》，2014年第3期；羅俊，陳葉烽，何浩然：《捐贈信息公開對捐贈行為的“篩選”與“提拔”效應——來自慈善捐贈田野實驗的證據》，《經濟學》，2019年第4期。），少量研究則驗證了社區“同群效應”的重要影響（周翠儉，劉一偉：《共同富裕背景下居民慈善捐贈的同群效應研究》，《社會保障研究》，2022第1期；周曉劍，武翰濤：《家庭稟賦、鄰里效應與捐贈動機——來自中國家庭追蹤調查（CFPS）的證據》，《社會保障評論》，2019年第4期。）。

上述實證研究為理解中國民眾慈善捐贈的發生機制奠定了堅實的基礎，但在分析框架的層次和研究視角上仍有拓展空間：首先，在以家庭收入為代表的經濟地位作為限制居民捐贈的重要結構性因素方面，以往國內研究僅基于地位決定論考察了絕對收入的影響，而未檢驗由收入比較形成的相對收入的重要作用。其次，宏觀因素中除了社區層次的“同群效應”，某一地區內居民收入差距狀況也是影響其捐贈行為的重要因素。最后，鮮有研究以動態視角考察家庭收入與捐贈行為關系的變遷歷程。通過引入相對收入和拓展動態變遷視角，可以使我們更深入地了解各階層民眾慈善捐贈的行為機制及其變遷，不僅有助于實現社會各階層民眾的良性互動，更為黨和政府進一步完善分配制度提供重要理據。為此，本研究將利用2012年和2016年兩期中國勞動力追蹤調查（CLDS）數據來分析中國家庭的絕對經濟地位、相對經濟地位與慈善捐贈的關系及其變遷，并進一步探索在絕對地位或相對地位發揮主導作用時收入不平等的情境效應。

二、家庭收入與慈善捐贈：從絕對地位到相對地位

西方學者關于家庭收入與慈善捐贈的關系已積累了豐碩成果，既往經驗研究大多驗證了這一事實：家庭收入的增加提升了其捐贈參與度和捐贈金額。基于多個國家的實證研究發現，社會成員的收入分化，使他們在慈善捐贈行為上也呈現出顯著的結構性差異，相較于弱勢地位者，客觀社會地位較高者的慈善捐贈額度更高（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.）。國內學者的多項研究也有一致的發現，例如，較早的研究發現，個體慈善捐贈額度會隨工作收入的增加而提升（[JP3]劉鳳芹，盧瑋靜：《社會經濟地位對慈善捐款行為的影響》，《北京師范大學學報》（社會科學版），2013年第3期。），隨后朱健剛等利用中國勞動力追蹤調查數據系統分析了家庭收入與慈善捐贈參與率、捐贈額度的關系，他們發現，家庭收入的增加與兩者呈顯著的正相關關系（朱健剛，劉藝非：《中國家庭捐贈規模及影響因素探析》，《中國人口科學》，2017年第1期；朱健剛，劉藝非：《中國城鎮家庭收入與慈善捐贈》，《學術研究》，2020年第1期；朱健剛，劉藝非，胡小軍：《中國家庭捐贈現狀整體分析——基于家庭稟賦與社會結構的解釋》，《學術研究》，2017年第10期。）。還有兩項研究使用中國家庭追蹤調查數據再次驗證了上述結論的穩健性（周曉劍，武翰濤：《家庭稟賦、鄰里效應與捐贈動機——來自中國家庭追蹤調查（CFPS）的證據》，《社會保障評論》，2019年第4期；周翠儉，劉一偉：《共同富裕背景下居民慈善捐贈的同群效應研究》，《社會保障研究》，2022第1期。）。

國內學者的相關研究為后續社會分層視角下的慈善捐贈奠定了堅實基礎，也引發了我們關于中國民眾階層地位究竟如何影響其捐贈行為的思考。正如相對剝奪理論指出的結構決定論的不足：個體在評價自身境遇時，相關參照群體的影響超過了個體實際地位的影響（馬磊，劉欣：《中國城市居民的分配公平感研究》，《社會學研究》，2010年第5期。），無論人們處于客觀分層結構中的位置如何，在與其他社會成員進行經濟、權力或文化等資源比較時，都可能處于相對剝奪地位。因此，我們認為，在經濟地位影響人們慈善捐贈的過程中，可能存在著兩種不同的作用機制：絕對地位作用機制與相對地位作用機制。

社會地位提供給人們獲取稀缺資源的途徑（Amartya Sen，Poor， relatively speaking. Oxford Economic Papers， Vol.35，No.2，1983，pp.153-169.），對地位的追求自然也成為人們行動的重要動力（James S. Duesenberry，Income， Saving and the Theory of Consumer Behavior， Cambridge： Harvard University Press，1949，p.111.）。古典唯物主義的觀點認為，生活境遇、社會資源等客觀結構性因素的差異會導致個體間在態度和行動上出現分化。然而，近年來，研究者逐漸正視絕對地位對人們的社會態度和行動解釋力有限的問題，更多的研究開始將理論視角轉向個體的相對地位。關于相對地位的研究表明，人們會關心自己在社會分層結構或參考群體中的地位，即位置關注（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.）。弗蘭克通過對地位尋求的系統分析后指出，人們對地位的追求不僅是出于“先天”的喜愛，還因為地位的提升與附加利益緊密相聯（Robert H. Frank，The Demand for Unobservable and Other Nonpositional Goods， The American Economic Review， Vol.75，No.1，1985，pp.101-116.）。實驗研究也表明，人們對地位表現出天然的需求動機，為了獲得更高的地位甚至會不惜破壞其他人的利益（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.）。簡言之，人們不僅需要自己占有某種資源，更需要相對于其他社會成員占有更多的資源，即相比絕對地位，相對地位同樣具有不可忽視的作用。

相對地位的重要性在諸多研究領域中均有發現。索爾尼克和海明威借助位置關注量表（Positional Concern Questionnaire），要求受訪者在多個領域中選擇自己更喜歡的情形，情形一體現的是絕對地位的優勢、相對地位的劣勢，例如，供職于A公司年收入為50000美元，公司內其他員工年收入為60000美元；情形二則相反，體現了絕對地位的劣勢、相對地位的優勢，例如，供職于B公司年收入為40000美元，而其他員工的年收入為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.）。調查結果顯示，情形二得到了更多受訪者的選擇，即人們在追求地位提升時更在乎相對地位而非絕對地位。更多關于相對地位重要性的經驗研究主要圍繞著人們對金錢是否可以買到幸福的爭論，經驗證據顯示，社會中越富有的人幸福感也越高，但提高所有社會成員的收入卻不能增加人們的幸福感（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.），這表明絕對收入對幸福感的影響似乎比預期的要小（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.），與之相比，相對收入的變化對幸福感的影響則要大得多（Richard Ball， Kateryna Chernova， Absolute Income， Relative Income， and Happiness， Social Indicators Research， Vol.88，No.3，2008，pp.497-529.）。

國內學者關于相對地位在中國社會情境下的適用性也做了諸多有益的探索，劉欣較早提出了中國民眾階層認同的“相對剝奪地位”解釋（劉欣：《相對剝奪地位與階層認知》，《社會學研究》，2002年第1期。），李培林在解釋地區間階層認同差異時也認為，人們在參照系統里的相對位置是其階層認同的決定性因素（李培林：《社會沖突與階級意識當代中國社會矛盾研究》，《社會》，2005年第1期。）。關于中國城市居民分配公平感的研究也再次驗證了相對地位在解釋中國民眾社會態度時的重要性（馬磊，劉欣：《中國城市居民的分配公平感研究》，《社會學研究》，2010年第5期。）。通過回顧既有文獻可以發現，國內基于相對地位的經驗研究大多聚焦于主觀社會態度，鮮有研究將其應用于對居民客觀行動的解釋，而大多家庭收入與慈善捐贈研究的理論取向則是結構決定論，忽視了相對地位的重要性。

結合前文對家庭絕對收入與慈善捐贈關系的回顧，以及絕對地位與相對地位理論視角的討論，本研究提出如下研究假設：

假設1： 家庭絕對收入和相對收入的提高都會促進家庭的慈善捐贈行為。

三、收入不平等的情境效應

（一）國外研究的啟示與遺留問題

西方近年對慈善捐贈的研究開始關注宏觀結構性因素的影響，尤其是收入不平等如何影響居民家庭收入與慈善捐贈之間的關系，然而，研究結果尚未達成一致。這場爭論始于柯特等人2015年發表于《美國科學院院刊》的一項研究，他們認為，若收入高度集中在高收入群體，高收入者傾向于進行有利的向下比較（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.），在此過程中會獲得權利感，也就是一種認為自己比其他人更重要的主觀感知（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.）。這種權利感使高收入者認為既有的資源、地位本就應當屬于自己，從而降低了他們的慷慨程度（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.）。收入不平等也進一步增加了高收入者對失去地位、資源的擔憂，從而降低了其與他人分享資源的意愿。他們基于美國全國性調查數據和實驗研究發現，資源分配不均的結構性條件對高收入群體慷慨程度具有限制作用，當不平等程度較高時，高收入者的慷慨程度會下降，在收入與慈善捐贈的關系上則表現為收入不平等的提高會減弱家庭收入對慈善捐贈的正向影響。

隨著將收入不平等情境效應引入慈善捐贈研究，更多的學者開始進行相關研究。薛梅克爾等人認為柯特等人僅基于兩項研究得出的結論并不具有普遍性（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.）。他們開展了三項分別基于美國消費者支出調查數據、德國社會經濟委員會數據、國際社會調查計劃數據的研究。前兩項調查數據的研究結果發現收入不平等對收入與慈善捐贈的關系具有負向或正向的調節作用，但均不具有統計顯著性，而第三項基于多國數據的研究結果則表明，隨著收入不平等程度的加深，收入對慈善捐贈的積極效應會增強。為何上述結論與柯特等人的發現截然不同？他們認為可能的原因在于：柯特等人的實驗研究對于不平等程度的操作缺乏外部有效性，而調查數據的分析僅涵蓋了美國各州的收入不平等差異，一旦將研究范圍擴大至多個國家，鑒于各國間社會結構和文化差異，研究結論并不穩健。

兩個團隊的爭辯成為收入不平等與慈善捐贈研究中的經典對話，但對于收入不平等在收入與慈善捐贈的關系之間究竟發揮了何種作用，至今學界尚未達成共識。部分研究支持了薛梅克爾等人的結論，例如，一項對歐洲社會調查數據的分析發現，隨著收入不平等程度的提高，個體階層地位與特權意識的聯系減弱，與慈善捐贈的正相關關系增強（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.）。來自加拿大的調查數據同樣發現，對于高收入群體而言，收入不平等的擴大將增加其捐贈額度

（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，柯特等人的結論也獲得了新的經驗證據支持，利用美國1917年到2012年間的國家和州層面以及慈善機構的時間序列數據研究發現，在20世紀，收入較高的群體在不平等程度較高年份的捐款遠遠少于不平等程度較低的年份，也就是說，當收入不平等程度較高時，美國上層家庭的慈善捐贈相應減少（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.）。

西方學者關于收入不平等的情境效應研究形成了一系列學術洞見，也為國內慈善捐贈研究引入宏觀因素的分析奠定了基礎。但學者們并未深入剖析研究結論不一致的理論原因，將研究結果的差異歸因于研究設計，如樣本規模與概念測量，或是強調由不同國家的社會情境差異所致。我們認為，研究的焦點應先明確經濟地位對民眾捐贈行為的作用機制，而這恰是既往國外研究所忽視的，只有明確究竟是絕對地位還是相對地位在影響民眾的捐贈行為，才能真正理解收入不平等的情境效應。

（二）絕對地位與相對地位的解釋

已有研究中關于絕對地位與相對地位發揮主導作用時對收入不平等情境效應的解釋為本研究提供了思路（黃超：《收入、資產與當代城鄉居民的地位認同》，《社會學研究》，2020年第2期。）。圖1a展示了絕對地位具有更強解釋力的情況，橫軸代表客觀收入由低到高，縱軸代表不同收入群體的慈善捐贈情況。收入不平等程度越大，也就是收入分布的偏度越大，那些低收入群體就更易感受到強烈的不平等，從而使慈善捐贈向下偏移的程度越大。如圖即是，B省回歸線（LB）的斜率大于A省（LA）（也就是B省的收入差距大于A省），在此情況下，A省低收入群體的慈善捐贈量為i，高收入群體的慈善捐贈量為j；而B省低收入群體的慈善捐贈量為m，高收入群體的慈善捐贈量為n。由圖可知，在收入不平等程度更大的B省，高、低收入群體之間的捐贈差距（n-m）大于不平等程度更低的A省（j-i）。換言之，收入不平等越高，增長相同的絕對收入導致的慈善捐贈增量越大，即在絕對收入主導慈善捐贈額度時，隨著收入不平等的提高，收入對提升慈善捐贈的效應就越強，即收入不平等對收入與慈善捐贈關系的影響呈現正向調節作用。

圖1b展示了相對地位具有更強解釋力的情況。同樣地，橫軸代表客觀收入由低到高，縱軸代表慈善捐贈額度。如圖所示，a和c分別是P省和Q省的收入最低者，他們的慈善捐贈額度均為m，b和d分別是P省和Q省的收入最高者，他們的慈善捐贈情況均為n。顯然，Q省的收入差距（d與c之間的收入差距）大于P省的收入差距（b與a之間的收入差距），也就是，Q省的收入不平等程度高于P省。并且，收入不平等程度較小的P省的回歸線（LP）斜率大于收入不平等程度較大的Q省的回歸線（LQ）斜率，在不平等程度較小的P省，較小的絕對收入變化（由a變為b）就能夠改變慈善捐贈情況（由m變為n）；然而，在不平等程度較大的Q省，較大的收入變化（由c變為d）才能夠改變相同的慈善捐贈額度（由m變為n）。我們也可以理解為，在收入不平等程度較低的省份，一定程度收入的變化將極大地改變相對位置，收入對慈善捐贈額度的效應較大；而在收入不平等程度較高的省份，一定程度的收入變化很難影響相對位置，所以收入對慈善捐贈額度的效應較小。即在相對地位起主導作用時，隨著收入不平等程度的升高，收入對慈善捐贈的影響逐漸減弱，上述即是相對地位作用解釋機制，即收入不平等對收入與慈善捐贈關系影響呈現負向調節作用。

綜上，社會不平等情境對社會經濟地位與慈善捐贈作用的兩種不同結論，實質上是對應了兩種不同的作用機制，即絕對地位作用機制、相對地位作用機制。因此，首先回答絕對地位、相對地位誰具有更強解釋力的問題成為關鍵。考慮到中國改革開放后經濟的中高速增長與收入分配差距的擴大相伴，特別是2008年基尼系數達到峰值0.491，雖然之后略有下降，但仍保持在0.4以上的高位。（國家統計局住戶調查司：《中國住戶調查年鑒（2022）》，北京：中國統計出版社，2022年版，第57頁。）此外，近10年來，互聯網技術和智能手機的發展推動了社交網絡平臺的興起，給人們帶來了更便捷地獲得比較信息的途徑，更容易了解到其他階層的生活狀態，這無疑會引發個人更頻繁地進行社會比較，并對其自我認知和自我建構產生深遠影響（Samuel D. Gosling， Winter Mason， Internet Research in Psychology， Annual Review of Psychology， Vol.66，No.1，2015，pp.877-902.）。我們認為，由于過去十年中國社會的基尼系數長期處于0.4以上，以及比較信息可獲得性的增強（莊家熾：《參照群體理論評述》，《社會發展研究》，2016年第3期。），都可能使民眾更加關注自身的相對地位，慈善捐贈行為的主導機制很可能經歷了由絕對地位到相對地位的轉換，而在不同微觀機制的作用下，收入不平等的情境效應也將呈現差異。由此我們提出如下研究假設：

假設2：在2012—2016年間，家庭地位對慈善捐贈的影響機制發生了由絕對地位到相對地位的轉變；

假設3： 在絕對地位起主導作用時，隨著收入不平等的提升，家庭收入與慈善捐贈的關系隨之增強；

假設4： 在相對地位起主導作用時，隨著收入不平等的提升，家庭收入與慈善捐贈的關系隨之減弱。

四、數據、變量與研究策略

（一）數據與樣本

本文使用的數據來自中山大學社會科學調查中心實施的中國勞動力動態調查（China Labor-force Dynamics Survey，以下簡稱CLDS）。CLDS樣本覆蓋了中國29個省市（市、區），調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（年齡在15至64歲的家庭成員）。在抽樣方法上，采用多階段、多層次與勞動力規模成比例的概率抽樣方法。CLDS第一期正式調查于2012年6月啟動，平均每兩年進行一期。

CLDS調查內容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經濟活動、基層組織等眾多議題，其中包括了家庭整體及各成員的慈善捐贈額度、捐贈自主性、捐贈領域等調查內容。CLDS的2012年及2016年數據分別涉及10612戶和14226戶家庭，兩期調查的問卷設計都涵蓋了本文所需要的三個關鍵變量：家庭年收入、是否進行過捐贈以及捐贈額度。此外，CLDS數據也涵蓋了慈善捐贈研究需要控制的主要變量，如家庭成員的年齡、受教育程度、戶籍、政治面貌、工作單位類型、勞動力數量以及子女狀況等。在剔除含有缺失值的樣本后，分別選取CLDS2012、CLDS2016的9144個和11493個樣本進入本文的分析模型。

（二）變量

1. 因變量

本文的因變量是家庭捐贈參與率、捐贈額度。CLDS2012、CLDS2016的家庭捐贈行為調查模塊中詢問了受訪家庭在上一年“是否有進行過慈善捐贈？”，根據該題目的結果測量捐贈參與率（“無捐贈”=0；“有捐贈”=1）；該模塊同樣詢問了在2011年或2015年的慈善捐贈中，“是否有向以下領域進行過捐贈？若有，捐贈的額度大概是多少元？”，其中捐贈領域包括宗教、防災救災、扶貧濟困、教育助學、醫療衛生健康、環境保護等11類，對各類數據加總計算家庭捐贈額度，納入模型時作對數處理。本研究中剔除了家庭年收入為0元的樣本。

2. 自變量

本文的核心自變量是被訪家戶的絕對收入、相對收入。絕對收入為家庭上一年的總收入，CLDS2012的家庭問卷中詢問了受訪者“去年，您家的總收入大概是多少萬元？”，CLDS2016的家庭問卷中則詢問了受訪者“2015年，您家的總收入大概是多少元？”，本研究將2012年調查中家庭年收入調整為元，與2016年調查保持一致，取自然對數納入模型。相對收入以家庭收入在本省所有家庭中的排序進行測量，數值越大表示個體所在家庭收入在本省中排序越靠前。

本文的調節變量是省級層次的收入不平等，用家庭收入基尼系數來橫量各省、直轄市、自治區的收入差距狀況，納入模型時做標準化處理。

3. 控制變量

本文涉及的其他控制變量包括家庭成員中最高受教育年限、家庭勞動力數量、家庭規模、成年女性數量、家庭成員平均年齡、戶主的戶籍狀況（“農業戶口”=0，“非農戶口”=1）、家庭成員是否有體制內工作者（“無”=0；“有”=1）、家庭成員是否有黨員（“沒有”=0；“有”=1）、家庭成員是否有少數民族（“沒有”=0；“有”=1）、家庭中是否有0—14歲兒童（“沒有”=0；“有”=1）、家庭居住地區（“農村”=0；“城鎮”=1）。除上述個體或家庭層次變量外，為了考察省級收入不平等對家庭收入與因變量的關系，本文還控制了省級層次的人均經濟發展水平、人口規模、城鎮化率。上述所有變量的描述性統計結果如表1所示。

（三）模型與分析策略

本文在分析家庭年收入、省級收入不平等與捐贈參與率時使用Logistic回歸模型，在分析絕對捐贈額時則使用Tobit模型。具體分析策略為：第一步，建立回歸模型分別考察絕對收入、相對收入對因變量的影響；第二步，將絕對收入、相對收入同時納入回歸模型，以比較對慈善捐贈作用時，絕對地位與相對地位的重要性；第三步，通過交互模型考察省級收入基尼系數對家庭年收入與捐贈參與率、絕對捐贈額之間關系的調節作用。

五、實證結果

（一）絕對地位、相對地位與慈善捐贈

如絕對地位、相對地位對慈善捐贈參與率的Logistic模型結果（見表2）所示，各模型整體通過了顯著性檢驗且不存在共線性問題。模型1.1—1.3為2012年子樣本的估計結果。模型1.1中僅放入了家庭的絕對收入，結果顯示，家庭年收入對慈善捐贈參與率的作用是正向且具有統計顯著意義，家庭年收入每增加1%，參與捐贈的可能性將增加26.24%（e0.233-1，plt;0.001）；模型1.2考察了相對收入的影響，回歸系數為正且具有統計顯著性，相對收入每提高1%，民眾參與捐贈的可能性增加了92.13%（e0.653-1，plt;0.001）。在模型1.3中同時放入絕對收入和相對收入，結果顯示相對收入與慈善捐贈參與率的聯系在綜合了絕對收入后失去了統計顯著性，而絕對收入對捐贈參與率的正向作用仍在0.001水平上顯著。也就是說，在控制其他變量以及絕對地位和相對地位相互控制的情況下，僅有絕對收入具有統計顯著性，這表明，2012年對中國民眾的慈善捐贈行為發揮主導作用的是絕對地位，與省內其他家庭的收入比較并未產生影響。

模型2.1—2.3為2016年子樣本的估計結果。模型2.1僅放入了絕對收入，結果顯示，家庭年收入對慈善捐贈參與率的作用為正且具有統計顯著意義，家庭年收入每增加1%，參與捐贈的幾率增加12.41%（e0.117-1，plt;0.001）；模型2.2考察了相對收入對因變量的影響，結果顯示，相對收入對捐贈參與率同樣具有正向顯著作用，相對收入每增加1%，參與捐贈的幾率增加155.49%（e0.938-1，plt;0.001）。在模型2.3中，我們同時納入了以上核心自變量，結果顯示，在相互控制絕對地位與相對地位的情況下，絕對收入失去了統計顯著性，相對收入對慈善捐贈參與率的作用依舊具有高度統計顯著性且方向為正。在2016年，對民眾慈善捐贈參與率發揮主導作用的是相對收入，相比于絕對收入，與同省份其他家庭的收入比較已成為決定慈善捐贈行為的決定因素。也就是對慈善捐贈參與率而言，2016年相對收入重要性的發現與2012年強調絕對收入的情況有所不同。

模型3.1—3.3以及4.1—4.3是檢驗經濟地位與慈善捐贈額度的Tobit模型（見表3），各模型整體通過了顯著性檢驗且不存在共線性問題。模型3.1—3.3呈現的是2012年子樣本的模型結果。模型3.1顯示，家庭絕對收入對慈善捐贈額的作用為正且具有統計顯著性，家庭年收入變化1%則意味著捐贈金額增加0.183%（plt;0.001）；模型3.2則考察了相對收入的影響，回歸系數同樣為正且具有顯著性，相對收入每提高1%，預計捐款的絕對捐贈額度增加0.643%（plt;0.001）。模型3.3同時加入絕對收入和相對收入，分析結果與慈善捐贈參與率在2012年呈現的結果相似，相對收入與捐贈額的聯系在綜合了絕對收入后同樣失去了統計顯著性，僅有絕對收入仍具顯著性，即2012年對中國民眾的慈善捐贈額度發揮主導作用的同樣是家庭內的絕對收入水平。

模型4.1—4.3呈現的是2016年子樣本的模型結果。模型4.1顯示，家庭年收入每增加1%，慈善捐贈額度會增加0.081%（plt;0.001）；模型4.2中僅加入了相對收入，相對收入每增加1%，慈善捐贈額度預計增加0.898%（plt;0.001）。模型4.3同時加入絕對收入和相對收入的結果同樣類似于慈善捐贈參與率在2016年呈現的結果，絕對收入與捐贈額的關系在綜合了相對收入后失去了統計顯著性，相對收入仍具顯著性，即2016年對中國民眾的慈善捐贈額度發揮主導作用的是家庭的相對地位水平。總之，對慈善捐贈額度來說，2012年強調的是絕對收入的作用，而2016年則有所變化，與同省份其他家庭收入的比較成為決定家庭慈善捐贈額度的關鍵。

綜上所述，在2012年，家庭絕對收入是影響慈善行為的關鍵，而2016年，家庭相對收入發揮重要作用，研究假設1得到驗證。此外，無論是慈善捐贈參與率還是慈善捐贈額度，其作用機制在2012年至2016年都發生了由絕對地位到相對地位的轉換，研究假設2得到驗證。

（二）收入不平等的情境效應

那么，在絕對收入或相對收入對慈善捐贈起決定作用時，收入不平等又是否會分別呈現與理論預期一致的調節效應呢？表4分別報告了2012年和2016年子樣本的交互模型的估計結果。

模型5.1和模型5.2為2012年子樣本的模型估計結果。模型5.1中，家庭年收入與省級基尼系數的交互項系數為正，且具有邊際顯著性。在模型5.2中，交互項的系數雖然不具有統計顯著意義（系數為0.018，pgt;0.1），但仍可以看到交互項系數為正。結合表2與表3的發現，2012年時，絕對收入影響了民眾的慈善捐贈（相對收入的影響并不顯著），也就是說，在2012年主要由家庭絕對收入來決定是否捐贈和捐贈多少時，隨著地區收入不平等水平的提高，家庭收入對是否捐贈和捐贈額度的影響也會隨之增強。

模型6.1和模型6.2呈現了2016年子樣本的模型估計結果。對于兩個因變量，家庭年收入與省級基尼系數的交互項系數均為負且統計顯著。結合表2與表3呈現的結果，2016年時中國家庭是否捐贈以及捐贈多少的主導因素已經由絕對收入轉變為相對收入，交互項的結果則表明地區收入不平等的程度越高，會減弱家庭收入對慈善捐贈的影響。這與前文的理論預測一致，在收入差距較小的省份，一定程度收入的變化將極大地改變相對位置，導致收入的正向效應比較大；而在收入差距較大的省份，相同絕對收入的變化很難帶來相對位置較大的改變，所以收入的效應相對較小。

圖2更為直觀地展示了2012和2016年地區收入不平等如何影響了家庭收入與慈善捐贈參與率、捐贈額度的關系。2012年的結果表明，隨著地區收入不平等的升高，絕對收入對慈善捐贈參與率和捐贈額度的影響逐漸增強。然而，這種情況在四年后發生了變化。2016年，隨著地區收入不平等升高，絕對收入對家庭慈善捐贈參與率和捐贈額度的影響逐漸減弱。整體而言，2012年和2016年的模型結果與前文的理論預期基本一致，假設3、假設4得到驗證。不過由于2012年僅捐贈參與率模型中的交互項具有邊際顯著，而捐贈額度模型中交互項系數并不顯著，我們還應更為謹慎地對待該結論，也期待后續的研究使用其他數據進行重復檢驗。

六、結論與討論

本文利用中國勞動力動態調查數據，以社會分層研究中經典的絕對地位與相對地位視角為基礎，考察了家庭的絕對收入和相對收入對慈善捐贈的影響，并探討了以往關于宏觀收入不平等情境效應爭議的形成機制與解釋邏輯。研究發現如下：

首先，在2012年時，家庭的絕對收入是民眾決定是否進行慈善捐贈和捐贈多少的決定性因素，民眾在進行慈善捐贈決策時不會考慮和同地區內其他家庭進行收入比較的相對經濟地位；時至2016年，絕對經濟地位和相對經濟地位對慈善捐贈的影響發生了根本性變化，家庭絕對收入對慈善捐贈率和捐贈額度的作用都不再顯著，由收入比較生成的相對經濟地位對民眾慈善捐贈影響的重要性開始凸顯。這可能反映出經濟增長導致了中國家庭財富的快速積累，并且收入不平等長期處于高位，使人們從開始僅關注自身對于經濟資源的占有量，逐漸轉變為更為重視與其他社會成員進行收入比較形成的相對位置。另外，網絡媒體帶來的信息獲取便捷性也成為促進社會比較增強的誘因之一。

其次，隨著家庭慈善捐贈的決定因素由絕對經濟地位轉向相對經濟地位，地區收入不平等對家庭收入和慈善捐贈關系的影響也發生了相應變化。2012年時，地區收入不平等對于家庭收入與捐贈參與率具有正向調節作用，對慈善捐贈額的調節效應同樣為正向，但不具有統計顯著意義，而2016年時，地區收入不平等對捐贈參與率、捐贈額度均具有負向調節作用。這與我們的理論預期一致，當絕對經濟地位主導中國家庭的慈善捐贈決策時，隨著收入不平等程度的提高，家庭收入增長對于促進家庭慈善捐贈的效應也會隨之增強。而當相對經濟地位發揮主導作用時，家庭收入增長對促進慈善捐贈的積極作用反而會逐漸減弱。

國內社會分層研究對公眾的階層認同、分配公平感、幸福感等主觀社會心態進行了大量研究，并對地位決定論與參照群體理論的解釋力形成了共識，力圖通過對大眾社會政治態度變化的剖析來反映社會階層結構、社會規范和價值觀念等的變遷。但個體的主觀態度與實際行動之間往往因客觀結構性因素的限制而存在差異，對慈善捐贈的分析為我們提供了理解社會各階層對社會不平等狀況判斷和行動策略的重要工具。因此，當關注構建初次分配、再分配、第三次分配協調配套的制度體系促進共同富裕時，特別需要關注家庭經濟地位、宏觀結構性因素如何共同塑造了公眾的慈善公益參與。盡管本文限于數據未能在更長時期內分析家庭慈善捐贈的變遷情況，但通過理解社會階層地位和宏觀結構性因素對慈善捐贈的作用機理，可以幫助我們對中國家庭慈善捐贈未來可能出現的變化趨勢做出基本的預測。

研究結果的政策性啟示在于，相比于絕對收入，由社會比較形成的相對收入已成為家庭慈善捐贈的決定性因素，對于宏觀收入不平等情境效應的分析結果提示我們，收入差距并不必然增強或減弱微觀層面家庭收入與慈善捐贈之間的關系強度。因此，需要充分認識到單純改善個體絕對收入對促進慈善捐贈作用的限度，合理調整不同收入群體的收入增速，通過有效的再分配手段為低收入群體提供更多向上流動的機會，擴大中等收入群體的規模，并輔以公共輿論引導公眾進行適當的社會比較，特別是對積極的再分配觀念的培育和塑造，才可能抵消社會比較的相對剝奪感給民眾慈善事業參與帶來的消極影響。

未來的研究可在以下幾方面進一步拓展：首先，本研究將絕對地位與相對地位引入慈善捐贈領域，希望能對社會分層和慈善公益兩個領域的研究有所啟示，但限于數據，本研究關于絕對收入與相對收入對慈善捐贈影響的變遷過程分析仍是短時期的，后續研究可進一步利用更長時期的數據來檢驗結果的穩健性。其次，本文僅考察了絕對地位和相對地位中的收入，僅就經濟維度而言，還可進一步拓展至資產、儲蓄等多個指標。最后，研究使用的是2012年和2016年兩期中國勞動力動態調查數據，仍是基于兩個截面數據的分析，結果僅能反映兩個時點上家庭收入與慈善捐贈的相關性，期待利用長期追蹤調查數據進一步明確家庭收入、收入不平等和家庭慈善捐贈之間的因果關系。

［責任編輯：王文娟］

［基金項目］本文系“上海市哲學社會科學學術話語體系建設基地中國轉型社會學”（主持人：張文宏）、“敦和·竹林計劃”（第四期）“收入不平等、階層地位與慈善行為的本土化研究”（項目編號：2020ZLJH-12）之階段性研究成果。

［作者簡介］袁佳黎，上海大學社會學院博士研究生；張文宏，教育部長江學者特聘教授，南開大學周恩來政府管理學院教授、博士生導師；劉飛，南開大學周恩來政府管理學院博士后。

①朱健剛，賴偉軍：《“不完全合作”：NGO 聯合行動策略——以“5·12”汶川地震NGO聯合救災為例》，《社會》，2014年第4期。

②③中國慈善聯合會：《2020年度中國慈善捐贈報告》，https：//m.gmw.cn/baijia/2021-11/29/35344991.html，訪問日期：2022年3月29日。