李慶海 李實(shí)

摘 ?要：基于CFPS 2018數(shù)據(jù)，采用Heckman模型考察互聯(lián)網(wǎng)使用（包括使用與否及其使用頻率）對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為（包括捐贈(zèng)與否及其捐贈(zèng)金額）的影響、異質(zhì)性和調(diào)節(jié)效應(yīng)，并采用部分可觀測(cè)的Biprobit模型揭示這一影響背后蘊(yùn)含的作用機(jī)制。研究表明：互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)我國(guó)居民個(gè)體捐贈(zèng)行為具有促進(jìn)作用，即個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)以及互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，則參與捐贈(zèng)的可能性越大、捐贈(zèng)金額越多；不同維度的互聯(lián)網(wǎng)使用頻率中，學(xué)習(xí)頻率和工作頻率越高則參與捐贈(zèng)的可能性越大，而學(xué)習(xí)頻率、工作頻率和商業(yè)活動(dòng)頻率越高則捐贈(zèng)金額越多；異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用的影響在不同年齡段、戶(hù)籍、工作性質(zhì)和捐贈(zèng)氛圍社區(qū)的群體中存在差異；調(diào)節(jié)效應(yīng)分析表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用，會(huì)隨著社會(huì)信任程度和自評(píng)社會(huì)地位的提升而有所增強(qiáng)，但不會(huì)隨著社會(huì)資本水平的變化而有所改變；作用機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用通過(guò)提升個(gè)體捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力而對(duì)捐贈(zèng)行為產(chǎn)生促進(jìn)作用，其中對(duì)捐贈(zèng)能力的提升更為明顯。

關(guān)鍵詞：互聯(lián)網(wǎng)使用；個(gè)體捐贈(zèng)行為；第三次分配

中圖分類(lèi)號(hào)：D632.9 ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ?文章編號(hào)：1003-7543（2023）07-0126-19

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“新時(shí)代我國(guó)農(nóng)村貧困性質(zhì)變化及2020年后反貧困政策研究”（19ZDA116）；江蘇高校哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大項(xiàng)目“數(shù)字鴻溝對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)農(nóng)戶(hù)福利不平等的影響機(jī)理與效應(yīng)研究”（2021SJZDA122）。

作者簡(jiǎn)介：李慶海，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，北京師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院博士后；李實(shí)，教育部長(zhǎng)江學(xué)者特聘教授，浙江大學(xué)公共管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，浙江大學(xué)共享與發(fā)展研究院院長(zhǎng)，中國(guó)收入分配研究院執(zhí)行院長(zhǎng)。

黨的二十大報(bào)告明確指出，“分配制度是促進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度”，要“堅(jiān)持按勞分配為主體、多種分配方式并存，構(gòu)建初次分配、再分配、第三次分配協(xié)調(diào)配套的制度體系”，“引導(dǎo)、支持有意愿有能力的企業(yè)、社會(huì)組織和個(gè)人積極參與公益慈善事業(yè)”。事實(shí)上，以慈善為主體的第三次分配，對(duì)縮小居民收入差距、緩解社會(huì)矛盾和推進(jìn)共同富裕具有重要意義，其作用不容忽視［1-2］。目前，慈善的形式主要有捐贈(zèng)、志愿者服務(wù)和獻(xiàn)血等，其中以捐贈(zèng)最為常見(jiàn)。捐贈(zèng)是指政府機(jī)關(guān)、企業(yè)、個(gè)人或者社會(huì)組織等主體，將擁有的時(shí)間、金錢(qián)和財(cái)物等稟賦捐獻(xiàn)給正處于困難狀態(tài)的個(gè)人或群體，本文圍繞金錢(qián)捐贈(zèng)展開(kāi)研究。

伴隨著2016年《中華人民共和國(guó)慈善法》的頒布，我國(guó)慈善事業(yè)得以迅猛發(fā)展，慈善捐贈(zèng)金額不斷攀升。《2020年度中國(guó)慈善捐贈(zèng)報(bào)告》指出，2020年全年現(xiàn)金捐贈(zèng)高達(dá)1 473.97億元，同比增長(zhǎng)41.12%［3］。但與我國(guó)慈善事業(yè)快速發(fā)展態(tài)勢(shì)不甚相稱(chēng)的現(xiàn)象是，我國(guó)居民個(gè)人捐贈(zèng)占捐贈(zèng)總額比例長(zhǎng)期處于較低水平，與發(fā)達(dá)國(guó)家慈善捐贈(zèng)的“常態(tài)化”相比尚有一定差距［4］①。個(gè)人捐贈(zèng)之所以重要，是因?yàn)樗谴壬剖聵I(yè)發(fā)展的基石，能為慈善事業(yè)持續(xù)、健康和有序發(fā)展提供充足、穩(wěn)定和可靠的資金來(lái)源，并且避免過(guò)度依賴(lài)單一大型企業(yè)捐贈(zèng)或者政府捐贈(zèng)。更重要的是，鼓勵(lì)居民參與慈善捐贈(zèng)，對(duì)營(yíng)造和諧的社會(huì)風(fēng)氣和建設(shè)良好的道德風(fēng)尚，具有“潤(rùn)物細(xì)無(wú)聲”的重要作用。那么，為什么我國(guó)居民個(gè)體捐贈(zèng)占比較低，哪些因素會(huì)影響居民參與慈善捐贈(zèng)的熱情？上述問(wèn)題亟須深入研究，遺憾的是，學(xué)術(shù)界對(duì)此的探討略顯不足。

隨著我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)不斷普及下沉和網(wǎng)絡(luò)社交媒體飛速發(fā)展，社交軟件適用場(chǎng)景和功能日趨豐富，移動(dòng)支付渠道不斷拓寬，互聯(lián)網(wǎng)與慈善公益活動(dòng)的融合成為可能，直接影響著慈善捐贈(zèng)事業(yè)的發(fā)展。CNNIC發(fā)布的第50次《中國(guó)互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計(jì)報(bào)告》指出，截至2022年6月，我國(guó)網(wǎng)民規(guī)模達(dá)10.51億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)74.4%，較2021年12月新增網(wǎng)民1 919萬(wàn)人，互聯(lián)網(wǎng)普及率提升1.4個(gè)百分點(diǎn)?；ヂ?lián)網(wǎng)既可能對(duì)個(gè)體慈善捐贈(zèng)產(chǎn)生積極作用，又可能產(chǎn)生消極影響。譬如，居民可能通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)了解到關(guān)于詐捐、騙捐甚至貪污挪用善款的一些負(fù)面報(bào)道，導(dǎo)致個(gè)體對(duì)慈善活動(dòng)的真實(shí)性、規(guī)范性或者公開(kāi)性等產(chǎn)生疑問(wèn)，從而削弱其慈善捐贈(zèng)動(dòng)力［5］?；ヂ?lián)網(wǎng)作為新時(shí)代的重要傳播媒介，會(huì)對(duì)個(gè)體慈善捐贈(zèng)產(chǎn)生重要影響。

因此，一些長(zhǎng)期被忽視但又非常重要的問(wèn)題亟待解答：相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，互聯(lián)網(wǎng)使用是否對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為（包括捐贈(zèng)與否及其捐贈(zèng)金額等）具有促進(jìn)作用？進(jìn)一步來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，是否促進(jìn)作用就越明顯？同時(shí)，使用頻率中不同維度的促進(jìn)作用是否存在差異？互聯(lián)網(wǎng)使用（包括是否使用及其使用頻率）對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響，是否以及存在怎樣的異質(zhì)性？是否會(huì)隨著社會(huì)信任程度、自評(píng)社會(huì)地位和社會(huì)資本水平的變化而產(chǎn)生變化？進(jìn)一步來(lái)看，捐贈(zèng)行為的發(fā)生離不開(kāi)捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力的同時(shí)具備，二者缺一不可，那么互聯(lián)網(wǎng)使用是否會(huì)通過(guò)影響捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力而對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響？為回答這些問(wèn)題，本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018數(shù)據(jù)，采用Heckman模型和部分可觀測(cè)的Biprobit模型，對(duì)上述問(wèn)題進(jìn)行回答?？傮w而言，本文在學(xué)理層面和政策層面都具有較為重要的價(jià)值。一方面，理論和實(shí)踐表明，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為可能有著重要影響。然而，很少有文獻(xiàn)基于嚴(yán)格的實(shí)證方法考察二者之間的因果效應(yīng)，探究這一因果效應(yīng)背后所蘊(yùn)含作用機(jī)制的文獻(xiàn)缺失。另一方面，隨著互聯(lián)網(wǎng)慈善成為新時(shí)代慈善事業(yè)發(fā)展的重要組成部分，如果不能厘清互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響，就無(wú)法為推動(dòng)我國(guó)慈善事業(yè)高質(zhì)量發(fā)展、增強(qiáng)人民幸福感、扎實(shí)推進(jìn)共同富裕提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述與研究假說(shuō)提出

（一）相關(guān)文獻(xiàn)綜述

1.個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響因素

相關(guān)文獻(xiàn)主要圍繞微觀個(gè)體層面和中觀家庭層面在內(nèi)的內(nèi)部因素，以及宏觀層面的外部因素進(jìn)行分析。就微觀個(gè)體層面而言，又可分為兩個(gè)亞類(lèi)：第一個(gè)亞類(lèi)包括年齡、性別、受教育狀況、婚姻狀況、種族、個(gè)人經(jīng)歷、宗教信仰、社會(huì)地位等客觀因素［6-10］；第二個(gè)亞類(lèi)包括慈善組織信任、社會(huì)信任、生活滿(mǎn)意度、主觀情緒等個(gè)人主觀感知［4，11-15］。就中觀家庭層面而言，主要涉及家庭政治資本、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭收入、代際效應(yīng)和家庭社會(huì)資本等方面［8，16-19］。就宏觀因素層面而言，主要包括政府干預(yù)或行為［20］、慈善組織品牌以及公信力［21］、鄰里效應(yīng)［22］、政府再分配政策［23］、地域差異［17］等制度因素、環(huán)境因素和組織因素。

2.互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響

經(jīng)驗(yàn)表明，互聯(lián)網(wǎng)使用可能對(duì)個(gè)體的捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響，具體的實(shí)證研究對(duì)這一論斷持支持態(tài)度。然而，關(guān)于這一影響的方向尚存在一定爭(zhēng)議。

很多學(xué)者認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)起到促進(jìn)作用。譬如，Harrison等研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于線(xiàn)下使用支票，個(gè)體在網(wǎng)上使用信用卡時(shí)會(huì)多捐贈(zèng)15%～20%［24］；Brown & Minty的研究表明，對(duì)于災(zāi)難新聞的網(wǎng)絡(luò)報(bào)道及居民持續(xù)的網(wǎng)絡(luò)關(guān)注，會(huì)增加居民對(duì)救災(zāi)機(jī)構(gòu)的捐款金額［25］；Bennett研究認(rèn)為，由于互聯(lián)網(wǎng)有助于人們將“沖動(dòng)捐贈(zèng)”的意愿在短時(shí)間內(nèi)轉(zhuǎn)化成真正的慈善行為，因而個(gè)體在線(xiàn)上往往會(huì)捐助更多金錢(qián)［26］；Brown & Taylor研究發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)和互聯(lián)網(wǎng)使用頻率均對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額具有積極影響［27］；張騫文和張石磊研究發(fā)現(xiàn)，使用以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新媒體，會(huì)促進(jìn)青年群體參與到慈善捐贈(zèng)或者志愿服務(wù)等親社會(huì)行為中［28］；杜瑞祥和許傳新研究發(fā)現(xiàn)，家庭多數(shù)成員是否常用手機(jī)上網(wǎng)和家庭是否接通互聯(lián)網(wǎng)對(duì)家庭參與捐贈(zèng)及其捐贈(zèng)額度均具有正向影響［29］；高翔和王三秀研究發(fā)現(xiàn)，居民使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)提升其慈善捐贈(zèng)意愿，對(duì)捐贈(zèng)數(shù)量也有積極影響，但對(duì)慈善捐贈(zèng)比例并無(wú)顯著影響，并且這一影響受到志愿服務(wù)參與、社會(huì)資本和奉獻(xiàn)意識(shí)的調(diào)節(jié)作用影響［5］。

然而，也有學(xué)者認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)使用會(huì)對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)起到抑制作用。譬如，劉少杰研究認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)上那些打著慈善幌子而行詐騙之實(shí)的現(xiàn)象，可能會(huì)扼殺人們參與捐贈(zèng)的熱情［30］；李喜燕研究認(rèn)為，互聯(lián)網(wǎng)使用可能會(huì)導(dǎo)致慈善捐贈(zèng)面臨“輿論逼捐”的風(fēng)險(xiǎn)，反而會(huì)打擊居民尤其是高收入群體參與慈善捐贈(zèng)的積極性［31］；王猛和王有鑫研究認(rèn)為，個(gè)體可能通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)了解到關(guān)于詐捐、騙捐甚至貪污挪用善款的一些負(fù)面報(bào)道，從而對(duì)參與捐贈(zèng)產(chǎn)生消極影響［15］。

基于對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的回顧和總結(jié)，本文認(rèn)為尚存以下有待改進(jìn)之處：第一，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響有待廓清，是起到促進(jìn)作用還是抑制作用，仍未作出較好回答。不僅如此，相關(guān)文獻(xiàn)聚焦于是否使用互聯(lián)網(wǎng)方面，針對(duì)互聯(lián)網(wǎng)使用頻率及其子維度影響的研究較為缺乏，研究尚不夠系統(tǒng)和全面。第二，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響，是否以及存在怎樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)，已有文獻(xiàn)探討不夠深入。第三，已有文獻(xiàn)缺乏對(duì)于作用機(jī)制的研究，特別是互聯(lián)網(wǎng)使用如何通過(guò)影響捐贈(zèng)能力和捐贈(zèng)意愿而對(duì)捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響的討論仍然缺失。第四，在探究互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響時(shí)，所使用計(jì)量模型要么忽視樣本選擇性問(wèn)題的存在而導(dǎo)致估計(jì)偏誤，要么因假設(shè)過(guò)于嚴(yán)格而缺乏適用性，阻礙了對(duì)因果效應(yīng)的科學(xué)評(píng)價(jià)①。

（二）研究假說(shuō)

本文認(rèn)為，相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)有助于其參與捐贈(zèng)，原因如下［5，27］：首先，居民使用互聯(lián)網(wǎng)有助于他們更為清晰、完整和持續(xù)地關(guān)注慈善組織的合法性、捐贈(zèng)資金的流向及其用途等，這種信息上的透明會(huì)激勵(lì)居民參與捐贈(zèng)；其次，互聯(lián)網(wǎng)自身具有明顯的開(kāi)放性特征，捐贈(zèng)的門(mén)檻往往較低（譬如，支付寶的午餐捐贈(zèng)類(lèi)公益項(xiàng)目最低可捐1分錢(qián)），捐贈(zèng)的形式、時(shí)間和地點(diǎn)往往沒(méi)有限制，這就鼓勵(lì)不同收入、社會(huì)地位和職業(yè)的人們參與捐贈(zèng)；再次，個(gè)體借助互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行捐贈(zèng)，可以很好地規(guī)避傳統(tǒng)捐贈(zèng)中可能存在的攤派或者攀比，從而保護(hù)個(gè)人隱私，也尊重了個(gè)人意愿；最后，互聯(lián)網(wǎng)雖然會(huì)傳播關(guān)于慈善捐贈(zèng)的負(fù)面信息，但這反而會(huì)幫助居民意識(shí)到哪些組織或者個(gè)體是可以信任的，從而激發(fā)他們參與捐贈(zèng)。不僅如此，相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)也會(huì)增加其捐贈(zèng)金額。究其原因，“互聯(lián)網(wǎng)+慈善捐贈(zèng)”克服了傳統(tǒng)慈善捐贈(zèng)的弊端，并憑借動(dòng)員能力強(qiáng)、透明程度高、宣傳持續(xù)和形式多樣等優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)了慈善捐贈(zèng)向日?；?、生活化和低門(mén)檻化等方面轉(zhuǎn)變，譬如水滴籌、微公益、微募捐等，此時(shí)個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)后會(huì)提升自身捐贈(zèng)金額也就不足為奇［5，27，29］。綜上，本文提出第一個(gè)研究假說(shuō)H1：

H1：相對(duì)于沒(méi)有使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)提高其參與捐贈(zèng)的可能性，捐贈(zèng)金額也越多。

進(jìn)一步來(lái)看，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)的頻率越高，那么就越可能了解捐贈(zèng)資金的分配、被捐贈(zèng)對(duì)象的具體信息以及慈善機(jī)構(gòu)的運(yùn)作過(guò)程，由此可緩解由于信息不完全和信息不對(duì)稱(chēng)產(chǎn)生的信任缺失，對(duì)促進(jìn)個(gè)體參與捐贈(zèng)以及增加捐贈(zèng)金額具有積極意義。譬如，高翔和王三秀研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，捐贈(zèng)意愿越強(qiáng)，捐贈(zèng)金額也會(huì)越多［5］；Brown & Taylor研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率（無(wú)論是每天、每周還是每月）對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額具有積極影響［27］。綜上，本文提出第二個(gè)研究假說(shuō)H2：

H2：個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，其參與捐贈(zèng)的可能性就越高，捐贈(zèng)金額也越多。

有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為具有正向作用。譬如，南方和羅微研究認(rèn)為，社會(huì)信任對(duì)人們的捐款行為具有正向影響［32］；徐延輝和李志濱研究認(rèn)為，個(gè)體對(duì)慈善組織的信任對(duì)其捐贈(zèng)行為具有積極作用［13］。進(jìn)一步來(lái)看，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用行為相同的不同個(gè)體而言，隨著社會(huì)信任程度的提升，其在使用互聯(lián)網(wǎng)時(shí)更容易也更可能相信被捐贈(zèng)對(duì)象的信息真實(shí)性、捐贈(zèng)機(jī)構(gòu)的公信力和透明度，以及捐贈(zèng)善款的正確使用等，從而更有助于發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用。綜上，本文提出第三個(gè)研究假說(shuō)H3：

H3：個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用，會(huì)隨著社會(huì)信任程度的提高而有所增強(qiáng)。

也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)地位對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為具有重要影響。究其原因，個(gè)體社會(huì)地位越高，一方面就越可能以寬容、平等的態(tài)度對(duì)待他人，用更加包容的心態(tài)做對(duì)社會(huì)有益的事情，更認(rèn)為自身有能力為慈善事業(yè)添磚加瓦；另一方面，個(gè)體認(rèn)為如果他人捐贈(zèng)而自己不捐贈(zèng)，可能會(huì)損害自己的社會(huì)地位，出于獲取他人尊重、保持社會(huì)地位和營(yíng)造良好個(gè)人聲譽(yù)等目的，會(huì)更積極地參與到捐贈(zèng)中。譬如，劉鳳芹和盧瑋靜研究認(rèn)為，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)我國(guó)城市居民捐款金額有提升作用［7］；晏艷陽(yáng)等研究發(fā)現(xiàn)，本地社會(huì)地位對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)具有促進(jìn)作用［22］。進(jìn)一步來(lái)看，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用行為相同的不同個(gè)體而言，隨著自評(píng)社會(huì)地位的提高，就越有動(dòng)力和能力參與到捐贈(zèng)活動(dòng)中，從而更有助于發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用。綜上，本文提出第四個(gè)研究假說(shuō)H4：

H4：個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用，會(huì)隨著自評(píng)社會(huì)地位的提高而有所增強(qiáng)。

還有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)資本水平對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為具有重要影響。譬如，南方和羅微研究認(rèn)為，社會(huì)資本（用可以提供幫助人的數(shù)量和是否中共黨員來(lái)衡量）對(duì)人們的捐款行為具有正向作用［32］；杜瑞祥和許傳新研究認(rèn)為，社會(huì)資本（用年度禮金支出衡量）對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)及其捐贈(zèng)金額均有促進(jìn)作用［29］。進(jìn)一步來(lái)看，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)使用行為相同的不同個(gè)體而言，隨著社會(huì)資本水平的提升，個(gè)體就越可能從不同渠道獲取捐贈(zèng)方面的信息、途徑和后續(xù)反饋等，從而更有助于發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用。綜上，本文提出第五個(gè)研究假說(shuō)H5：

H5：個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用，會(huì)隨著社會(huì)資本水平的提升而有所增強(qiáng)。

二、模型、數(shù)據(jù)與變量

（一）模型構(gòu)建

由前文可知，本文涉及的個(gè)體捐贈(zèng)行為主要包括是否捐贈(zèng)以及捐贈(zèng)金額兩個(gè)維度。顯然，只有參與捐贈(zèng)的個(gè)體才可能觀測(cè)到其捐贈(zèng)金額，因而在識(shí)別捐贈(zèng)金額的影響因素時(shí)，往往面臨捐贈(zèng)與否的樣本選擇性問(wèn)題。究其原因，個(gè)體是否進(jìn)行捐贈(zèng)并不是隨機(jī)的，而是具有選擇性的決策行為，如果將那些沒(méi)有捐贈(zèng)的樣本予以刪除而僅僅保留那些參與捐贈(zèng)的樣本，此時(shí)考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)金額的影響，可能會(huì)由于樣本選擇性問(wèn)題而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤［33］。針對(duì)該問(wèn)題，學(xué)術(shù)界的主流做法是采用Heckman模型進(jìn)行糾正。Heckman模型分為兩個(gè)部分：首先是選擇方程（是否捐贈(zèng)），然后是結(jié)果方程（捐贈(zèng)金額），而結(jié)果方程只有在個(gè)體選擇參與時(shí)才可被觀測(cè)到。參考已有文獻(xiàn)，Heckman模型如下所示：

是否捐贈(zèng)（選擇方程）：

Donation*=Xβ1+ε1，Donation=I（Donation*＞0）（1）

捐贈(zèng)金額（結(jié)果方程）：

Scale=Xβ2+ε2，如果Donation=1（2）

其中，帶星號(hào)（*）的Donation表示個(gè)體捐贈(zèng)決策行為的潛變量（Latent variable），沒(méi)有星號(hào)的Donation表示個(gè)體是否參與捐贈(zèng)的二值虛擬變量，I（·）是二值示性函數(shù)；Scale表示個(gè)體捐贈(zèng)金額，只有個(gè)體參與捐贈(zèng)時(shí)才可以被觀測(cè)到（Donation=1）；X1表示影響個(gè)體捐贈(zèng)與否的解釋變量（包括核心變量和控制變量等），β1為相應(yīng)的待估計(jì)參數(shù)；X2表示影響個(gè)體捐贈(zèng)金額的解釋變量（包括核心變量和控制變量等），β2為相應(yīng)的待估計(jì)參數(shù)；ε1和ε2分別表示選擇方程和結(jié)果方程的誤差項(xiàng)，且假設(shè)（ε1，ε2）～N（0，0，1，1，ρ1），其中ρ1為選擇方程和結(jié)果方程之間的誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)。如果ρ1顯著，則表明樣本選擇性問(wèn)題不容忽視，此時(shí)須采用Heckman模型予以糾正。此外，為了保證Heckman模型能夠被識(shí)別，需滿(mǎn)足X1≠X2，即二者不完全相同，此時(shí)需要引入識(shí)別變量，后文會(huì)予以簡(jiǎn)要說(shuō)明。

（二）數(shù)據(jù)介紹

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)開(kāi)展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。該數(shù)據(jù)具有較高的權(quán)威性和代表性，已成為學(xué)術(shù)界開(kāi)展學(xué)術(shù)研究和公共政策分析的重要基礎(chǔ)數(shù)據(jù)之一。CFPS覆蓋25個(gè)?。▍^(qū)、市），共計(jì)16 000戶(hù)的目標(biāo)樣本，訪(fǎng)問(wèn)對(duì)象包含樣本家戶(hù)中的所有家庭成員。CFPS數(shù)據(jù)每?jī)赡臧l(fā)布一次，最新發(fā)布數(shù)據(jù)為CFPS 2020。遺憾的是，CFPS 2020只發(fā)布了個(gè)人層面的問(wèn)卷和數(shù)據(jù)，并未涉及捐贈(zèng)方面和家庭層面的信息，無(wú)法滿(mǎn)足本文的研究要求。因此，本文選用CFPS 2018數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

在進(jìn)行研究時(shí)，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的清洗和整理，主要如下：首先，刪除關(guān)鍵變量缺失的樣本；其次，刪除戶(hù)主①年齡在18歲以下、80歲以上的樣本，以及不參加工作的樣本。最后，保留12 786戶(hù)有效樣本家庭，這為本文研究奠定了良好的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

（三）變量構(gòu)建

1.因變量

一是捐贈(zèng)與否。調(diào)查問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)“過(guò)去 12個(gè)月，請(qǐng)問(wèn)您個(gè)人是否向任何組織或個(gè)人捐過(guò)款？”，選項(xiàng)為“是”或“否”。由此，構(gòu)建個(gè)體是否參與捐贈(zèng)的二值虛擬變量，如果回答“是”則取值為1，“否”則取值為0。

二是捐贈(zèng)金額。對(duì)那些參與捐贈(zèng)的個(gè)體，進(jìn)一步詢(xún)問(wèn)“過(guò)去 12 個(gè)月，請(qǐng)問(wèn)您個(gè)人所有捐款的總額大概是多少元？”。由此，構(gòu)建捐贈(zèng)金額的變量，當(dāng)且僅當(dāng)個(gè)體參與捐贈(zèng)時(shí)才可以被觀測(cè)到。

此外，調(diào)查問(wèn)卷還對(duì)那些參與捐贈(zèng)的個(gè)體詢(xún)問(wèn)了其捐贈(zèng)途徑。由圖1所示，網(wǎng)絡(luò)捐贈(zèng)已成為我國(guó)居民捐贈(zèng)的最主要形式，占比為48.2%；第二種主要形式是直接捐贈(zèng)給受助者，占比約20%；通過(guò)單位捐贈(zèng)也是一種重要方式，占比為15.2%；此外，通過(guò)慈善組織、政府部門(mén)和其他途徑等進(jìn)行捐贈(zèng)的比例分別為5.2%、6.6%、5.0%，占比較低。為簡(jiǎn)便起見(jiàn)，本文后續(xù)分析不再區(qū)分不同類(lèi)型的捐贈(zèng)行為，而是作為一個(gè)整體進(jìn)行分析。

2.核心變量

一是互聯(lián)網(wǎng)使用與否。調(diào)查問(wèn)卷中對(duì)個(gè)體詢(xún)問(wèn)“是否使用移動(dòng)設(shè)備（手機(jī)、平板）上網(wǎng)”，選項(xiàng)為“是”和“否”；問(wèn)卷中還詢(xún)問(wèn)“是否使用電腦上網(wǎng)”，選項(xiàng)同樣為“是”和“否”。此時(shí)，構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)使用與否的二值虛擬變量，當(dāng)個(gè)體對(duì)上述兩個(gè)問(wèn)題中至少有一個(gè)回答“是”的時(shí)候取值為1，否則取值為0。值得注意的是，當(dāng)且僅當(dāng)個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)時(shí)，才可以觀測(cè)到其使用頻率。

二是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率。對(duì)那些使用互聯(lián)網(wǎng)的個(gè)體，調(diào)查問(wèn)卷中繼續(xù)詢(xún)問(wèn)“一般情況下，您使用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)（如收集學(xué)習(xí)資料、上網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)課程）的頻率有多高”，選項(xiàng)依次為“幾乎每天；一周3～4次；一周1～2次；一月2～3次；一月一次；幾個(gè)月一次；從不”，分別賦值為6、5、4、3、2、1、0，由此構(gòu)建網(wǎng)絡(luò)學(xué)習(xí)頻率的變量，取值越大則表明使用互聯(lián)網(wǎng)用于學(xué)習(xí)的頻率越高。類(lèi)似地，構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)工作頻率的變量（一般情況下，您使用包括單位內(nèi)部網(wǎng)在內(nèi)的互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行工作的頻率）、互聯(lián)網(wǎng)社交頻率的變量（一般情況下，您使用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行聊天、發(fā)微博等社交活動(dòng)的頻率）、互聯(lián)網(wǎng)娛樂(lè)頻率的變量（一般情況下，您使用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)觀看視頻、下載歌曲等娛樂(lè)活動(dòng)的頻率）、互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)頻率的變量（一般情況下，您使用互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行網(wǎng)銀操作、網(wǎng)上購(gòu)物等商業(yè)活動(dòng)的頻率）。以此為基礎(chǔ)，采用因子分析法，構(gòu)建互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的變量①。取值越大，則表明互聯(lián)網(wǎng)的綜合使用頻率越高。

3.控制變量

參考已有文獻(xiàn)并結(jié)合數(shù)據(jù)事實(shí)，本文引入如下控制變量：一是戶(hù)主個(gè)體特征，包括年齡、性別、受教育程度①、婚姻狀況②、是否黨員、是否在體制內(nèi)工作③、是否有宗教信仰和是否城鎮(zhèn)戶(hù)籍等；二是家庭特征，包括家庭人口規(guī)模、家庭勞動(dòng)力占比④、家庭收入和有無(wú)自有住房等；三是宏觀背景特征，包括是否東部地區(qū)、是否東北地區(qū)和是否西部地區(qū)（以位于中部地區(qū)為參照組）等。

4.識(shí)別變量

由前文可知，為保證模型能被估計(jì)，此時(shí)需要引入識(shí)別變量以滿(mǎn)足X1≠X2。換句話(huà)說(shuō)，即需要引入可能對(duì)捐贈(zèng)與否具有影響但對(duì)捐贈(zèng)金額并無(wú)影響的變量。上文引入的控制變量理論上可能同時(shí)對(duì)捐贈(zèng)與否或捐贈(zèng)金額產(chǎn)生影響，不宜作為識(shí)別變量。本文引入家庭所在社區(qū)的平均捐贈(zèng)比例（除戶(hù)主所在家庭外）作為識(shí)別變量，該變量類(lèi)似“鄰里效應(yīng)”。已有文獻(xiàn)表明，鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)體是否捐贈(zèng)具有重要影響［22］，而社區(qū)捐贈(zèng)比例一般不會(huì)對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)金額產(chǎn)生影響。因此，該變量作為識(shí)別變量是合理可行的。簡(jiǎn)要而言，X1包括識(shí)別變量和上文控制變量，而X2僅包括上文控制變量。此時(shí)，識(shí)別變量?jī)H有一個(gè)，但滿(mǎn)足X1≠X2的要求。

5.調(diào)節(jié)變量

一是社會(huì)信任程度。調(diào)查問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)，“您對(duì)陌生人的信任度打幾分”，受訪(fǎng)者對(duì)此打分，取值為0～10，其中0分表示非常不信任，10分表示非常信任，取值越大，則表明社會(huì)信任程度越高。由此，構(gòu)建社會(huì)信任程度的變量。

二是自評(píng)社會(huì)地位。調(diào)查問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)，“您給自己在本地的社會(huì)地位打幾分？”受訪(fǎng)者對(duì)此打分，取值為1～5，其中1分表示很低，5分表示很高，取值越大，則表明自評(píng)社會(huì)地位越高。由此，構(gòu)建自評(píng)社會(huì)地位的變量。

三是社會(huì)資本水平。調(diào)查問(wèn)卷中詢(xún)問(wèn)，“過(guò)去12個(gè)月，包括實(shí)物和現(xiàn)金，您家總共支出了多少人情禮？（單位為元）”。參考杜瑞祥和許傳新的測(cè)度方式［29］，由此構(gòu)建社會(huì)資本水平的變量，取值越大則表明社會(huì)資本越多。

表1（下頁(yè)）給出了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，樣本中居民參與捐贈(zèng)的比例約為20.5%；平均捐贈(zèng)金額約為0.057萬(wàn)元，其中最小值為1元，最大值為50萬(wàn)元；39.8%的個(gè)體最近一年內(nèi)使用了互聯(lián)網(wǎng)，其中使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行社交、娛樂(lè)的頻率最高，而用于學(xué)習(xí)、工作和商業(yè)的頻率相對(duì)較低。

三、回歸結(jié)果分析

（一） 回歸結(jié)果

表2給出了基于Heckman模型的互聯(lián)網(wǎng)使用與否對(duì)個(gè)體是否參與捐贈(zèng)及其捐贈(zèng)金額的影響。由表2可知，互聯(lián)網(wǎng)使用與否對(duì)是否捐贈(zèng)具有正向影響且在1%水平上顯著，即相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)提高參與捐贈(zèng)的可能性。進(jìn)一步來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)使用與否對(duì)捐贈(zèng)金額具有正向影響且在5%水平上顯著，即相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)增加捐贈(zèng)金額。由此表明，假說(shuō)H1是成立的。對(duì)于識(shí)別變量，社區(qū)捐贈(zèng)比例在1%水平上對(duì)捐贈(zèng)與否具有正向顯著影響，從而表明模型能夠被識(shí)別，即引入Heckman模型是可行的。由樣本選擇性問(wèn)題檢驗(yàn)可知，兩個(gè)階段方程誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)ρ1在10%水平上負(fù)向顯著，這意味著樣本選擇性問(wèn)題是存在的，即引入Heckman模型是有必要的。

由于控制變量不是本文的研究重心，此時(shí)僅對(duì)相關(guān)結(jié)論進(jìn)行簡(jiǎn)要概括。由表2可知，就是否捐贈(zèng)而言，戶(hù)主為女性，戶(hù)主受教育程度越高，戶(hù)主是黨員，戶(hù)主在體制內(nèi)工作，戶(hù)主具有宗教信仰，家庭人口規(guī)模越大，家庭總收入越高，位于西部地區(qū)，參與捐贈(zèng)的可能性越高；戶(hù)主年齡越大，戶(hù)主具有城鎮(zhèn)戶(hù)籍和位于東北地區(qū)，則越不可能參與捐贈(zèng)；此外，戶(hù)主是否已婚，家庭勞動(dòng)力占比高低，是否有自有住房和位于東部地區(qū)，對(duì)是否參與捐贈(zèng)并無(wú)顯著影響。就捐贈(zèng)金額而言，戶(hù)主受教育程度越高，戶(hù)主是黨員，戶(hù)主具有宗教信仰，家庭勞動(dòng)力占比越高，家庭總收入越高，則捐贈(zèng)金額往往越多；相對(duì)于男性戶(hù)主，女性戶(hù)主捐贈(zèng)金額明顯減少；戶(hù)主年齡高低，戶(hù)主是否已婚，戶(hù)主是否在體制內(nèi)工作，戶(hù)主是否城鎮(zhèn)戶(hù)籍，家庭人口規(guī)模，是否有自有住房，位于西部地區(qū)、東部地區(qū)還是東北地區(qū)，對(duì)捐贈(zèng)金額并無(wú)顯著影響。

表3（下頁(yè)）給出了互聯(lián)網(wǎng)使用頻率及其不同維度的影響。由表3可知，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)是否捐贈(zèng)及捐贈(zèng)金額的影響均為正向顯著，即個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用頻率越高，則參與捐贈(zèng)的可能性越高，同時(shí)捐贈(zèng)金額也越多。由此表明，假說(shuō)H2是成立的。此外，識(shí)別變量（社區(qū)捐贈(zèng)比例）的影響正向顯著，從而表明模型具有可識(shí)別性，再次表明引入Heckman模型是可行的。由表3可知，兩個(gè)階段方程的誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)ρ1負(fù)向顯著，再次表明引入Heckman模型是有必要的。

對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)不同維度的使用頻率①，由表3可知，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行學(xué)習(xí)和工作的頻率越高，那么參與捐贈(zèng)的可能性越高，同時(shí)捐贈(zèng)金額也越多；進(jìn)行社交或者娛樂(lè)活動(dòng)的頻率高低，對(duì)個(gè)體是否參與捐贈(zèng)及其捐贈(zèng)金額并無(wú)顯著影響；進(jìn)行商業(yè)活動(dòng)的頻率高低，對(duì)是否參與捐贈(zèng)并無(wú)顯著影響，但對(duì)捐贈(zèng)金額具有提升作用。一個(gè)可能的解釋在于，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)開(kāi)展學(xué)習(xí)、工作或者商業(yè)等活動(dòng)的頻率越高，那么就越有助于個(gè)體人力資本、收入或者財(cái)富水平的提升，對(duì)個(gè)體的捐贈(zèng)能力產(chǎn)生正面影響，進(jìn)而對(duì)捐贈(zèng)產(chǎn)生促進(jìn)作用；與之相反，個(gè)體如在互聯(lián)網(wǎng)上耗費(fèi)太多的時(shí)間、精力用于人際交往或者娛樂(lè)，可能對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)能力和捐贈(zèng)行為并無(wú)積極影響。此外，識(shí)別變量的影響依然正向顯著，兩個(gè)階段方程的誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)依然負(fù)向顯著，再次表明引入Heckman模型是有必要和可行的。綜上，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)頻率越高，尤其是用于學(xué)習(xí)或者工作的頻率越高，則個(gè)體參與捐贈(zèng)的可能性越高，同時(shí)捐贈(zèng)金額也越多；用于商業(yè)活動(dòng)的頻率越高，并不會(huì)顯著改變參與捐贈(zèng)的可能性，但捐贈(zèng)金額會(huì)越多；用于社交或者娛樂(lè)的頻率高低與否，并不會(huì)對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為產(chǎn)生顯著影響。

為行文方便，本文將表2和表3中互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為影響的結(jié)果視為基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果，后文不再作單獨(dú)說(shuō)明。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：去除極端值。此時(shí)，本文將家庭收入最高和最低的1%樣本予以刪除，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表4（下頁(yè)）。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：更換核心變量。此時(shí)，將是否使用互聯(lián)網(wǎng)替換為是否擁有上網(wǎng)設(shè)備，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率由因子得分更換為加總后取均值，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表4。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)三：更換計(jì)量模型。此時(shí)，采用OLS模型對(duì)捐贈(zèng)與否進(jìn)行研究，采用Tobit模型對(duì)捐贈(zèng)金額進(jìn)行研究，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表4。

綜上，無(wú)論是刪除極端值、更換核心變量還是更換計(jì)量模型，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用都未發(fā)生明顯改變，這表明基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

值得注意的是，本文在考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響時(shí)，有可能面臨內(nèi)生性問(wèn)題的干擾，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏誤：一是遺漏變量問(wèn)題?？赡艽嬖谧兞客瑫r(shí)對(duì)個(gè)體的互聯(lián)網(wǎng)使用及其捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響，但在回歸時(shí)并未納入。對(duì)此，本文通過(guò)盡可能多地引入控制變量，來(lái)緩解這一問(wèn)題可能產(chǎn)生的影響。二是測(cè)量誤差問(wèn)題。對(duì)于核心變量如互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的測(cè)度，可能由于受訪(fǎng)者回憶出現(xiàn)偏誤而產(chǎn)生偏差，這一問(wèn)題幾乎是所有微觀調(diào)研中所面臨的共性問(wèn)題。三是雙向因果關(guān)系問(wèn)題?；ヂ?lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響，但反過(guò)來(lái)個(gè)體捐贈(zèng)行為同樣可能會(huì)促進(jìn)其使用或者更多地接觸互聯(lián)網(wǎng)，比如對(duì)捐贈(zèng)的動(dòng)機(jī)、真實(shí)性或者實(shí)施效果等進(jìn)行考察，導(dǎo)致二者可能互為因果。

對(duì)此，本文采用基于工具變量的Heckman模型（即IV-Heckman模型）進(jìn)行分析，具體參照孫光林等［33］的介紹。此時(shí)，本文使用與個(gè)體同一年齡段同一受教育程度的互聯(lián)網(wǎng)使用比例作為個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用與否的工具變量；類(lèi)似地，使用與個(gè)體同一年齡段同一受教育程度的互聯(lián)網(wǎng)平均使用頻率作為個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的工具變量①。

由表5（下頁(yè)）可知，互聯(lián)網(wǎng)使用與否對(duì)是否捐贈(zèng)與捐贈(zèng)金額的影響依然正向顯著；互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)是否捐贈(zèng)與捐贈(zèng)金額的影響依然正向顯著；進(jìn)一步來(lái)看，與表2和表3中基準(zhǔn)結(jié)果相比，相關(guān)系數(shù)均有增加。由此表明，在同時(shí)考慮樣本選擇性問(wèn)題和內(nèi)生性問(wèn)題之后，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為依然具有促進(jìn)作用，再次表明本文基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性②。

四、進(jìn)一步的分析

（一）異質(zhì)性研究

1.年齡異質(zhì)性

本文根據(jù)戶(hù)主年齡將樣本分為三組，即40歲以下、40～59歲和60歲及以上三個(gè)組別，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

就是否捐贈(zèng)而言，除了互聯(lián)網(wǎng)使用頻率對(duì)老年群體的影響不顯著外，總體上不同年齡群體的互聯(lián)網(wǎng)使用行為均對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)具有促進(jìn)作用。究其原因，各年齡段的個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)，或者使用頻率越高，則越了解捐贈(zèng)的流程、過(guò)程和形式等，從而更有可能參與捐贈(zèng)。而對(duì)那些使用互聯(lián)網(wǎng)的老年群體而言，由于他們的收入相對(duì)固定和有限，捐贈(zèng)能力相對(duì)穩(wěn)定，此時(shí)使用頻率的高低可能不再對(duì)是否捐贈(zèng)產(chǎn)生顯著影響。

就捐贈(zèng)金額而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的促進(jìn)作用僅在老年群體中存在，而使用頻率的促進(jìn)作用僅在老年群體中不存在。究其原因，對(duì)老年群體而言，由于該群體接觸和使用互聯(lián)網(wǎng)的機(jī)會(huì)較少，一旦使用互聯(lián)網(wǎng)將會(huì)更好地促進(jìn)他們參與到捐贈(zèng)中，從而提升捐贈(zèng)金額；而對(duì)那些使用互聯(lián)網(wǎng)的老年群體而言，使用頻率影響不顯著性的解釋與前文對(duì)是否捐贈(zèng)的影響不顯著相類(lèi)似。對(duì)中青年群體而言，捐贈(zèng)方面的信息來(lái)源可能更為多樣和豐富，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用與否并不會(huì)顯著影響他們的捐贈(zèng)金額；但是，隨著互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的提升，他們可能更加了解捐贈(zèng)的重要性和價(jià)值，對(duì)慈善組織或者被捐贈(zèng)對(duì)象的信息掌握得就越充分，他們就越有意愿和可能性去提升捐贈(zèng)金額。

2.城鄉(xiāng)異質(zhì)性

本文根據(jù)戶(hù)主戶(hù)籍將樣本分為兩組，即城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

就是否捐贈(zèng)而言，使用互聯(lián)網(wǎng)和互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用在農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民中均得到體現(xiàn)，且效果較為接近，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)參與捐贈(zèng)的積極影響在不同戶(hù)籍的群體中均比較重要。

就捐贈(zèng)金額而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的促進(jìn)作用僅在城鎮(zhèn)居民中有體現(xiàn)，在農(nóng)村居民中未有體現(xiàn)；互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用在農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民中均有體現(xiàn)，其中對(duì)城鎮(zhèn)居民的作用更為明顯。其原因是農(nóng)村居民經(jīng)濟(jì)實(shí)力相對(duì)有限，捐贈(zèng)的途徑和方式相對(duì)有限，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)金額的促進(jìn)作用不如城鎮(zhèn)居民明顯也就不難理解。

3.工作性質(zhì)異質(zhì)性

本文根據(jù)戶(hù)主工作性質(zhì)將樣本分為在體制內(nèi)工作和體制外工作兩類(lèi)，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

就是否捐贈(zèng)而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的促進(jìn)作用在體制內(nèi)、外工作的群體中均有體現(xiàn)，且對(duì)前者的作用略大一些。究其原因，體制內(nèi)工作的個(gè)體可能面臨一定的捐贈(zèng)攤派或者動(dòng)員現(xiàn)象［16］，此時(shí)被捐贈(zèng)對(duì)象往往由所在單位或者組織背書(shū)其可信性，個(gè)體通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)了解到善款流向的準(zhǔn)確性和真實(shí)性，從而更能提升他們參與捐贈(zèng)的可能性。此外，互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用在體制內(nèi)、外工作的群體中均有體現(xiàn)，且作用大小較為接近。

就捐贈(zèng)金額而言，使用互聯(lián)網(wǎng)的促進(jìn)作用僅在體制外工作的群體中有體現(xiàn)，而在體制內(nèi)工作的群體中未有體現(xiàn)。一個(gè)可能的解釋在于，由于在體制內(nèi)工作的個(gè)體，所在單位往往根據(jù)職務(wù)或者等級(jí)的不同設(shè)定一定捐贈(zèng)標(biāo)準(zhǔn)，捐贈(zèng)金額往往相對(duì)固定，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用不再顯著也就不難理解?；ヂ?lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用在體制內(nèi)和體制外工作的群體中均有體現(xiàn)，且作用大小較為接近。究其原因是，隨著互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的提升，無(wú)論在體制外還是體制內(nèi)工作，個(gè)體對(duì)捐贈(zèng)的信息透明度、真實(shí)性和善款流向就越了解，從而對(duì)捐贈(zèng)金額具有提升作用。

4.捐贈(zèng)氛圍異質(zhì)性

本文計(jì)算家庭所在社區(qū)參與捐贈(zèng)比例高低的中位數(shù)，按照中位數(shù)將全國(guó)社區(qū)分為捐贈(zèng)氛圍稀疏和氛圍濃厚兩組，相關(guān)結(jié)果如表6所示。

就是否捐贈(zèng)而言，使用互聯(lián)網(wǎng)或者互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用，在捐贈(zèng)氛圍稀疏或者濃厚的社區(qū)中均有體現(xiàn)。由此表明，無(wú)論個(gè)體身處捐贈(zèng)氛圍稀疏還是濃厚的社區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)使用均有助于提升個(gè)體參與捐贈(zèng)的可能性。

就捐贈(zèng)金額而言，使用互聯(lián)網(wǎng)以及互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的促進(jìn)作用，僅在捐贈(zèng)氛圍濃厚的社區(qū)中有體現(xiàn)，而在捐贈(zèng)氛圍稀疏的社區(qū)中未有體現(xiàn)。一個(gè)可能的解釋是，個(gè)體身處捐贈(zèng)氛圍稀疏社區(qū)時(shí)，可能沒(méi)有意愿和動(dòng)機(jī)捐贈(zèng)更多金額；而身處捐贈(zèng)氛圍濃厚的社區(qū)時(shí)，出于信息交流、示范效應(yīng)或者參與感等原因，個(gè)體都愿意捐贈(zèng)更多金額，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用更容易凸顯。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

下文分別考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。為了避免交互項(xiàng)可能“會(huì)掩蓋或歪曲兩個(gè)因子中任何一個(gè)因子的主效應(yīng)”的問(wèn)題，借鑒Aiken & West提出的在模型中作變量A和變量B的交互項(xiàng)的分析思路，首先把變量A和變量B作中心化處理，分別得到A_C和B_C，然后再相乘得到交互項(xiàng)（A_C*B_C），最后將變量A、B和A_C*B_C同時(shí)放入Heckman模型中進(jìn)行回歸［34］。本文主要從社會(huì)信任程度、自評(píng)社會(huì)地位和社會(huì)資本水平等角度考察互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，相關(guān)結(jié)果如表7（下頁(yè)）所示。

關(guān)于社會(huì)信任程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，由表7可知，使用互聯(lián)網(wǎng)對(duì)個(gè)體參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額的影響均為正向顯著；社會(huì)信任程度對(duì)參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額的影響均為正向顯著，這也符合人們的經(jīng)驗(yàn)直覺(jué)。經(jīng)典的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，在進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析時(shí)，僅需關(guān)注二者之間的交互項(xiàng)即可。由表7可知，無(wú)論是互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)信任程度的交互項(xiàng)對(duì)參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額的影響總體上均為正向顯著，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用會(huì)隨著社會(huì)信任程度的提高而有所增強(qiáng)，由此表明假說(shuō)H3是成立的。

關(guān)于自評(píng)社會(huì)地位的調(diào)節(jié)效應(yīng)，由表7可知，無(wú)論是互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用與自評(píng)社會(huì)地位的交互項(xiàng)對(duì)參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額的影響總體上均為正向顯著，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用會(huì)隨著自評(píng)社會(huì)地位的提升而有所增強(qiáng)。由此表明，假說(shuō)H4是成立的。

關(guān)于社會(huì)資本水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)，由表7可知，無(wú)論是互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用與社會(huì)資本水平的交互項(xiàng)對(duì)參與捐贈(zèng)和捐贈(zèng)金額的影響均不顯著，這意味著互聯(lián)網(wǎng)使用的促進(jìn)作用并不會(huì)隨著社會(huì)資本水平的提升而有所改變。由此表明，假說(shuō)H5是不成立的。一個(gè)可能的解釋在于，互聯(lián)網(wǎng)是人們常用的信息來(lái)源渠道，而社會(huì)資本有助于人們從私人渠道收集、歸納和整理信息，此時(shí)二者的信息來(lái)源、功能和內(nèi)容可能會(huì)出現(xiàn)重合，由此導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)使用的影響并不會(huì)隨著社會(huì)資本水平的提升而產(chǎn)生實(shí)質(zhì)變化。

（三）作用機(jī)制研究

目前，盡管有文獻(xiàn)考察個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其捐贈(zèng)行為的影響，但很少檢驗(yàn)背后蘊(yùn)含的作用機(jī)制。事實(shí)上，個(gè)體捐贈(zèng)行為的發(fā)生，離不開(kāi)捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力的同時(shí)滿(mǎn)足：如果個(gè)體僅具有捐贈(zèng)能力而不具有捐贈(zèng)意愿，或者僅具有捐贈(zèng)意愿而不具有捐贈(zèng)能力，個(gè)體就不可能參與捐贈(zèng)。換句話(huà)說(shuō)，個(gè)體捐贈(zèng)行為是捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力共同作用下的均衡結(jié)果，這是隱藏在捐贈(zèng)行為背后最為直接的作用機(jī)制。那么，互聯(lián)網(wǎng)使用是否對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力均具有正向影響？如果是，對(duì)二者的影響程度是否存在差異？對(duì)上述問(wèn)題的回答至關(guān)重要，這直接關(guān)系到如何理解互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為產(chǎn)生影響的背后邏輯。因此，需要基于二維視角構(gòu)建捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力的聯(lián)立方程，所需要的被解釋變量有兩個(gè)：一是個(gè)體是否具備捐贈(zèng)意愿，二是個(gè)體是否具備捐贈(zèng)能力。此時(shí)，個(gè)體是否具備捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力的情形均為二分類(lèi)值，即個(gè)體有捐贈(zèng)意愿時(shí)取值為1，反之為0；個(gè)體有捐贈(zèng)能力時(shí)取值為1，反之為0。根據(jù)是否具備捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力的不同情況，可以分為（1，1）、（1，0）、（0，1）和（0，0）四種。

令y為個(gè)體捐贈(zèng)能力的隱含變量（Latent variable），ya為個(gè)體是否具備捐贈(zèng)能力的二值變量；令y為個(gè)體捐贈(zèng)意愿的隱含變量，yw為個(gè)體是否具備捐贈(zèng)意愿的二值變量；X3代表影響個(gè)體捐贈(zèng)能力的解釋變量，而X4代表影響個(gè)體捐贈(zèng)意愿的解釋變量。此外，假設(shè)誤差項(xiàng)ε3和ε4服從二元聯(lián)合標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，建立模型如下：

y=βX3+ε3，若y＞0，ya=1；否則ya=0y=βX4+ε4，若y＞0，yw=1；否則yw=0（3）

E［ε3］=E［ε4］=0，Var［ε3］=Var［ε4］=1，cov［ε3，ε4］=ρ2（4）

其中，ρ2表示方程（3）中捐贈(zèng)能力方程和捐贈(zèng)意愿方程中不可觀測(cè)因素的相互關(guān)系。由前文可知，只有當(dāng)個(gè)體具備捐贈(zèng)能力（ya=1）且具備捐贈(zèng)意愿（yw=1）的情況下，才有可能參與捐贈(zèng)。根據(jù)樣本提供的最大信息，此時(shí)只能觀測(cè)到個(gè)體是否參與捐贈(zèng)，將其記作y：

y=1 ?當(dāng)且僅當(dāng)：ya=1且yw=10 ?當(dāng)且僅當(dāng)：ya=1且yw=0或者ya=0且yw=1，或者ya=0且yw=0（5）

聯(lián)立方程（3）—（5）式就是經(jīng)典的部分可觀測(cè)的Biprobit模型［35］，具有部分可觀察的特性（即參與捐贈(zèng)時(shí)個(gè)體同時(shí)具有捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力，但未參與捐贈(zèng)時(shí)無(wú)法識(shí)別出究竟是哪種情形所致，因而具有部分可觀測(cè)性），此模型估計(jì)采用最大似然估計(jì)，其對(duì)數(shù)似然函數(shù)如下：

LnL（β3，β4，ρ2）=｛yilnP（yi=1）+（1-yi）ln［1-P（yi=1）］｝=yilnФ（X3，β3，X4，β4，ρ2）+（1-yi）ln［1-Ф（X3，β3，X4，β4，ρ2）］｝（6）

為保證該模型具有可識(shí)別性，需要滿(mǎn)足X3≠X4①，相關(guān)估計(jì)結(jié)果如表8所示。

由表8可知，相對(duì)于未使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)會(huì)有效提升自身的捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力；個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)頻率越高，則捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力也會(huì)越高。由系數(shù)比較可知，無(wú)論是互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)意愿的影響要小于捐贈(zèng)能力。對(duì)此的解釋如下：就捐贈(zèng)能力而言，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體收入等具有正向影響，有助于提升捐贈(zèng)能力。就捐贈(zèng)意愿而言，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)或者使用互聯(lián)網(wǎng)越頻繁，一方面所面臨的慈善門(mén)檻越低，捐贈(zèng)流程越為熟悉，從而對(duì)提升捐贈(zèng)意愿具有正向影響；另一方面，對(duì)捐贈(zèng)相關(guān)的負(fù)面消息越為了解，可能反過(guò)來(lái)會(huì)抑制捐贈(zèng)意愿，此時(shí)互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)捐贈(zèng)意愿的作用甚至有可能未必是正向的。

此外，無(wú)論是考察互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的影響，此時(shí)捐贈(zèng)能力方程和捐贈(zèng)意愿方程中不可觀測(cè)因素的相關(guān)系數(shù)ρ2均為正向顯著。這意味著捐贈(zèng)能力和捐贈(zèng)意愿具有相互促進(jìn)的互補(bǔ)作用，即個(gè)體捐贈(zèng)能力提升的同時(shí)其捐贈(zèng)意愿也會(huì)更為強(qiáng)烈，這也符合人們的經(jīng)驗(yàn)直覺(jué)。

五、結(jié)論與政策建議

本文采用CFPS 2018數(shù)據(jù)，基于Heckman模型和部分可觀測(cè)的Biprobit模型，考察了個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)其捐贈(zèng)行為的影響、異質(zhì)性及其調(diào)節(jié)效應(yīng)，并對(duì)背后蘊(yùn)含的作用機(jī)制進(jìn)行了檢驗(yàn)，得到了如下結(jié)論：第一，相較于不使用互聯(lián)網(wǎng)，個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)能夠顯著提升其參與捐贈(zèng)的可能性及其捐贈(zèng)金額；個(gè)體使用互聯(lián)網(wǎng)頻率越高，則參與捐贈(zèng)的可能性及其捐贈(zèng)金額均顯著提升。第二，從互聯(lián)網(wǎng)使用頻率的不同維度來(lái)看，就是否捐贈(zèng)而言，個(gè)體學(xué)習(xí)頻率和工作頻率越高，則參與捐贈(zèng)的可能性越高，而社交頻率、娛樂(lè)頻率和商業(yè)頻率均無(wú)顯著影響；就捐贈(zèng)金額而言，個(gè)體學(xué)習(xí)頻率、工作頻率和商業(yè)頻率越高，則捐贈(zèng)金額越多，而社交頻率和娛樂(lè)頻率均無(wú)顯著影響。第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的影響，在不同年齡段、不同戶(hù)籍、不同工作性質(zhì)和不同捐贈(zèng)氛圍社區(qū)的群體中存在一定差異。第四，調(diào)節(jié)效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)行為的促進(jìn)作用，會(huì)隨著社會(huì)信任程度和自評(píng)社會(huì)地位的提升而有所增強(qiáng)，但并不會(huì)隨著社會(huì)資本的增加而有所改變。第五，作用機(jī)制研究表明，無(wú)論是互聯(lián)網(wǎng)使用與否還是使用頻率，互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)能力均具有提升作用，其中對(duì)捐贈(zèng)能力的提升作用更為明顯。

基于上述研究結(jié)論并結(jié)合我國(guó)具體國(guó)情，提出如下政策建議：第一，進(jìn)一步提升我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)普及率，提高個(gè)體互聯(lián)網(wǎng)使用能力，拓展居民互聯(lián)網(wǎng)捐贈(zèng)渠道。本文發(fā)現(xiàn)，目前我國(guó)居民捐贈(zèng)的50%通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)實(shí)現(xiàn)，因而后續(xù)應(yīng)促進(jìn)“互聯(lián)網(wǎng)+捐贈(zèng)”的深入化、普及化、多樣化，增強(qiáng)透明度和可信度，創(chuàng)新新型捐贈(zèng)渠道和模式，更好地推進(jìn)個(gè)體參與捐贈(zèng)。第二，建立健全多元聯(lián)動(dòng)協(xié)同監(jiān)管機(jī)制，構(gòu)建慈善治理框架。從慈善組織內(nèi)部來(lái)講，需要注重內(nèi)部架構(gòu)管理，增強(qiáng)危機(jī)意識(shí)，夯實(shí)制度建設(shè)，增加信息透明度；從外部監(jiān)管來(lái)講，需要政府各級(jí)部門(mén)建立完善慈善相關(guān)政策法規(guī)，將監(jiān)管舉措落到實(shí)處；從慈善組織行業(yè)來(lái)看，亟須規(guī)范行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)慈善組織準(zhǔn)入進(jìn)行嚴(yán)格審核和動(dòng)態(tài)調(diào)整；從社會(huì)監(jiān)管來(lái)看，需要加強(qiáng)公眾和媒體監(jiān)督力度，引入第三方評(píng)價(jià)。第三，積極營(yíng)造慈善捐贈(zèng)氛圍，推動(dòng)慈善文化良性發(fā)展。多方位借助互聯(lián)網(wǎng)等新興媒介，將慈善相關(guān)的活動(dòng)信息、榜樣事跡、事業(yè)價(jià)值、參與方法、政策法規(guī)等方面信息，積極和生動(dòng)地傳達(dá)給公眾。同時(shí)，建立健全捐贈(zèng)回饋方式，對(duì)那些在捐贈(zèng)中作出突出貢獻(xiàn)的個(gè)體或組織，進(jìn)行物質(zhì)或精神上的激勵(lì)獎(jiǎng)勵(lì)，弘揚(yáng)現(xiàn)代慈善理念，培育全民慈善文化。比如，針對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)制定更為健全、合理和易行的減稅免稅政策，從而調(diào)動(dòng)個(gè)體參與捐贈(zèng)的積極性。

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The Influence of Internet Use on Individual Donation Behavior of Chinese Residents： Empirical Evidence from 12 786 Households in China

LI Qing-hai ?LI Shi

Abstract： Based on the CFPS2018 data， this paper uses the Heckman model to investigate the impact， heterogeneity and regulatory effect of internet use（including whether or not and its frequency of use） on individual donation behavior（including whether or not and the amount of donation）， and uses the partially observable Biprobit model to reveal the mechanism behind this impact. The research shows that： First， internet use has a promoting effect on the individual donation behavior of Chinese residents， that is， the more individuals use the internet and the more frequently they use the internet， the more likely they are to participate in the donation and the more money they donate. Second， in different dimensions of internet use frequency， the higher the learning frequency and working frequency， the greater the possibility of participating in donation， while the higher the learning frequency， working frequency and business activity frequency， the greater the donation amount. Third， the heterogeneity analysis found that the impact of internet use was different among groups of different age groups， registered residence， work nature and donation atmosphere communities. Fourth， the regulatory effect analysis shows that the promotion of internet use on individual donation behavior will increase with the improvement of social trust and self-assessment of social status， but will not change with the change of social capital level. Fifth， the research on the mechanism of action found that internet use promoted the donation behavior by improving the individual's willingness and ability to donate， especially the ability to donate.

Key words： internet use; individual donation behavior; the third distribution