志愿服务参与的幸福效应：微观证据与影响机制

张要要

（南京大学 政府管理学院，南京210023）

一、问题提出

伴随着我国经济社会的快速发展，志愿服务事业呈现出蓬勃兴盛的发展态势，志愿者队伍日渐壮大。据《慈善蓝皮书：中国慈善发展报告（2020）》统计，截至于2020年3月，全国范围内实名注册志愿者总量达到1.69 亿人，志愿服务团体116.36 万家，累计志愿服务时间为22.68 亿小时[1]。广泛多元的志愿服务活动已覆盖医疗、教育、扶贫、养老、环保、助残和文化等多个社会实践领域，在决胜全面建成小康社会中发挥着重要作用，成为现代社会文明进步的重要标志。

作为志愿服务主体的志愿者是为社会做出贡献的前行者、引领者，对于打造共建共治共享社会治理格局具有特殊的价值，有助于提升社会治理能力[2]。那么，参与志愿服务活动对志愿者本人又有着怎样的效用？事实上，志愿服务参与往往能够为志愿者带来诸多效用，因为志愿服务经历作为个体参与社会实践活动的一部分，在为社会集体奉献个人时间和精力的同时，也在志愿服务参与过程中锻炼了自身能力。比如有研究发现，志愿服务灵活性、互动性的特点提高了志愿服务参与者的沟通表达能力[3]。与不参与志愿服务的老年人相比，城市老年人的志愿服务参与经历对其日常生活能力产生了显著正向影响[4]。同时，志愿服务参与对志愿者的心理健康和社会融入也有着积极影响[5]。

从更广泛意义上看，对绝大多数人而言，幸福即便不是生活的唯一目标，也是最为主要的目标，没有什么比主观幸福感可以更好地代表个体的整体效用[6]。基于此，本文试图考察以下两个有待回应的问题：第一，志愿服务参与能否对志愿者主观幸福感产生显著影响？第二，如果能，那么志愿服务参与影响主观幸福感的作用机制又是什么？ 对上述问题的回答，不仅有助于在中国情境下揭示志愿服务参与的溢出效应，也能够进一步拓展和深化学界对志愿服务参与影响主观幸福感内在作用机制的认识。同时，在实务层面上，通过评估志愿服务参与对主观幸福感的影响及其机制，对在新时代背景下，推进“志愿中国”建设也具有重要的现实意义，可以为优化志愿服务参与渠道、培育志愿服务参与理念和营造健康有序的志愿服务参与环境等诸多方面提供有益的学理参考。

二、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

在既有文献中，围绕着志愿者参与志愿服务活动的研究主要集中在三个方面，即前端的影响因素、中端的群体特征以及后端结果效应。聚焦在前端影响因素的研究认为，个体人口统计学特征（包括年龄、性别、教育程度和收入等）、态度和信仰（包括政治信念、宗教信仰等）以及社会经济环境特征（包括收入差距、通货膨胀率和政治制度）等因素都显著影响了民众的志愿服务参与意愿和行为[7-9]。关注中端群体特征的文献则主要是基于大学生群体、老年人群体志愿服务参与的样态概况或是针对国内诸如民政系统、妇联和工会等特定部门或领域志愿服务的发展态势进行规范分析[10-12]。而在后端结果效应的文献中，既有研究大致分为两条进路展开，进路之一是在规范意义上讨论民众志愿服务参与对综合应急能力提升、实施精准扶贫战略和基层社会治理水平等社会层面的特殊价值[13-15]，进路之二便是侧重于在微观个体层面，实证检验志愿服务参与对志愿者本人产生了哪些溢出效应。

从考察志愿服务参与对微观个体结果效应的文献上看，相关研究认为，志愿服务参与不仅对志愿者价值观念有显著作用，也对其行为选择产生了重要影响。例如，Morre 和Allen早期对于学生志愿者的研究发现，志愿服务参与有助于减少学生志愿者逃课、退学和未婚生育等不良行为的发生，并显著改善学生的阅读能力以及社会交往的自信心[16]。Willson 和Musick 的研究则是指出，志愿服务参与对志愿者个人和社会整体均有诸多正向溢出效应，这主要体现在，志愿者的志愿服务参与经历可以使其产生更为积极、健康的心态，有利于志愿者取得职业生涯的成功。对于全体社会成员而言，志愿服务参与能够显著降低社会中部分个体反社会行为的出现概率，进而在整体上减少社会成员因出现反社会行为而造成的损失[17]。在国内文献中，张网成在以大学生为考察对象的研究中指出，参与志愿服务的大学生志愿者在服务过程中经常感受到被信任和需要，这将有助于提升志愿服务参与者的自身服务能力和人际沟通能力。同时，在增强社会网络和社会交往意愿的作用下，志愿服务参与也提高了大学生志愿者的社会信任程度[18]。而后的研究中，贺志峰和张网成进一步指出，志愿服务参与对社会信任的影响具有异质性。即如果志愿者在志愿服务活动中遭遇到挫败感，则会显著降低志愿者的社会信任水平[19]。马蕊在社会资本理论的指引下提出，志愿服务经历对志愿者就业具有显著促进效用，这其中的主要原因是，志愿者借助于原先组织内部的正式社会网络可以有效地拓展志愿者的就业渠道，而且志愿者在志愿服务过程中所建立的非正式网络能够有效提升志愿者的社会适应能力，因此志愿服务参与有助于提高志愿者的就业成功率[20]。

此外，还有不少的研究指出，志愿服务参与对个体的心理健康和身体机能水平有显著正向影响。例如，Greenfield 和Marks 在针对老年人群体的实证检验中发现，志愿服务参与可以显著改善老人的抑郁症状，提升其心理满意度和健康自评[21]。但Lum 和Lightfoot 在以1993 至2000年AHEAD 面板数据的检验中却得出与之相悖的研究结论，他们认为老年人群体的志愿服务参与固然可以显著增加其健康自评，但对身体机能健康水平和住院率并无显著作用[22]。值得注意的是，在以发达国家或地区民众为样本的研究中，也有少量的文献针对志愿服务参与和主观幸福感之间的关系进行了初步分析。相关研究发现，志愿服务参与具有双向效应，一方面志愿服务参与可以给受助者或是社会集体带来显性或隐形福利，如物质水平的改善和社会信任水平的提高，另一方面参与志愿服务也会产生对志愿者本人带来心情愉悦，提升生活幸福感的正向作用[7]。进一步的研究也是证实，志愿服务参与频度越高，参与时间越长，志愿者从志愿服务经历中获得的幸福感也将随之提高[23]。

纵观上述研究，国内外学界围绕志愿服务参与的溢出效应进行了多维检验，为后续的研究拓展奠定了重要基础。更为直接的是，国外有部分研究注意到志愿服务参与对主观幸福感的可能影响，并进行了探索性检验，但相关研究还存在一定不足。第一，国内学界在这一议题上的考察还较为薄弱，未能就志愿服务参与和主观幸福感二者间关系提供可靠的经验证据。第二，虽然有研究检验了志愿服务参与对主观幸福感的影响，但机制分析存在明显缺憾，并未能够回答志愿服务参与究竟是如何影响主观幸福感这一关键问题。第三，在分析方法上，既有研究更多是利用特定地区的数据，面临数据代表性不足的问题，相关研究结论的外推效度有限。而且，使用最小二乘法进行实证检验，未能对实证模型中样本选择偏误导致潜在的内生性问题进行针对性处理，使得计量估计结果的准确性需要审慎对待。鉴于此，本文试图在已有研究的基础上，利用具有广泛代表性的中国综合社会调查数据，探讨志愿服务参与对主观幸福感的影响，并对其作用机制进行探讨，以期对既有研究做进一步拓展。

（二）研究假设

通过对已有理论和文献的梳理，本文认为志愿服务参与可能通过以下三种渠道影响到志愿者的主观幸福感。首先，志愿服务参与往往是作为团体活动而进行，这能够拓宽志愿者的社会关系网络，增加社会交往，进而对个体的主观幸福感产生影响。普特南在其代表性著作《使民主运转起来：现代意大利的公民传统》一书中就曾指出，志愿服务参与的载体建立于社会关系网络之中[24]。此后的一大批学者如Bourdieu、Coleman、Linan 和Fukuyama 等在对社会资本理论进行阐释时，均强调了网络是社会资本的核心内涵之一。居民在参与志愿服务过程中所建立的社会关系网络有助于志愿者积累社会资本，增进社会联系[7]。反之亦是，社会资本对志愿者参与志愿服务的持续性也具有显著正向作用[25]。当个体参与到志愿服务活动中，往往需要同团队成员一同合作，在这一过程中志愿者会结交来自不同社会群体的志愿者伙伴。为推进志愿服务项目完成，志愿者在志愿服务合作中产生的共识和凝聚力也将得到显著增强，进而有利于在合作互助的基础上发展友谊、互助等情感关系，最终能够增进志愿者之间的社会交往。来自社会学和心理学的大量文献指出，无论是对青年人、老年人和外来移民人口等特定社会群体还是对普通民众而言，社会交往对主观幸福感均有积极影响。比如，彭定萍等基于社会融合论和社会资本论两种理论视角的研究指出，青年群体社会参与对于主观幸福感有显著正向作用[26]。类似地，Herbers 和Meijering 在以避难所老人为考察对象的研究中发现，当老人们与同伴的交往活动越多，社会交往带来的心理慰藉将显著提高老人主观幸福感[27]。

其次，志愿服务参与能够增进志愿者的社会信任，从而间接影响主观幸福感。社会资本理论将信任看作人际关系网络中的一种资源，是社会资本必不可少的组成部分。一般而言，信任的获取渠道除了有亲人、朋友和同事等亲密情感关系外，个体参与社会活动和志愿组织活动也是信任的重要来源。社会资本理论中的互惠规范认为，社会团体、志愿组织中成员之间的普遍互惠可以有效限制机会主义行为，增强内部成员在经历反复互惠后的信任水平。由志愿性团体和公民组织构建的多元互通的社会关系网络，有利于使个人或团体获得各种社会资源支持，将显著增加博弈理论中所强调的关系的重复和联系，进而这将有助于提高志愿服务参与者的社会信任水平[24]。不仅如此，志愿服务参与作为一种普遍的互惠性利他主义行为，无论是对志愿者同伴之间，还是志愿者与服务对象间的社会信任水平都可以产生积极影响。宏观层面上，托克维尔就曾指出，当一个社会中存在大量的自愿性团体或组织时，社会信任往往处于较高水平[28]。在微观层面上，来自国内外学界大量的文献亦指出，个体志愿服务参与经历对社会信任有显著正向作用[29]。

此外，越来越多的研究表明，个体社会信任对提升主观幸福感具有显著正向作用。例如，Tokuda 等利用亚洲晴雨表中29 个亚洲国家的跨国截面数据发现，无论是国家层面的总体社会信任水平还是微观个体层面的社会信任对主观幸福感都有显著正向影响，即民众生活在社会总体信任水平高的国家，比生活在社会总体信任水平低的国家感觉更幸福[30]。卢海阳等基于2012、2014 和2016 三期中国劳动力动态调查（CLDS）数据进行实证分析，利用工具变量，在两阶段最小二乘法框架下验证了个体社会信任对主观幸福感的正向作用具备因果效应[31]。综上，参与志愿服务可能会提高社会信任感，进而再作用于主观幸福感。

最后，志愿服务参与有助于提升参与者主观社会地位感知，从而增进个体对幸福生活的感知。扶危济困一直是志愿服务的核心要旨所在，这意味着很多志愿服务项目的帮扶对象是在社会阶层中处于相对弱势地位的群体，如孤寡老人、留守儿童、受灾民众或是身心障碍者等。对于绝大多数普通志愿者而言，与志愿服务对象相比，其生活状态更趋于稳定，生活水平也维持在相对较高的水准。同时，在志愿服务过程中，志愿者为社会中弱势群体提供帮助或是做出奉献能够使志愿者感知到自身社会价值。根据社会比较理论的观点，当个体在缺乏客观评价标准的情况下，经常会选择以他人作为比较的尺度，从而完成自我评价[32]。而且在人的自利性动机作用下，总体上可能会倾向于向下比较[33]，即选择比自己处境更糟的人进行比较，进而可以显著提高主观社会地位感知[34]。

另外，关于主观社会地位感知和主观幸福感之间的关系，学界目前形成了一个比较具有共识性的研究结论，即主观地位感知对幸福感具有显著正向影响。比如，Haught 比较了主观社会地位感知和客观社会地位对主观幸福感影响上的差异，研究发现相比于客观社会地位，主观社会地位感知具有更高的解释效力[35]。Kim 基于韩国成年人口数据的研究指出，主观社会地位感知对于个体幸福感有显著正向作用，且这一正向作用对于那些居住在低经济发展水平社区的居民更为明显[36]。在国内文献中，无论是基于世界价值观调查（WVS）、中国综合社会调查（CGSS）还是中国社会状况综合调查（CSS）数据库的实证分析，相关研究均得出主观社会地位感知对个体幸福感知具有显著正向影响的一致性结论[37-39]。基于上述理论分析和实证结果，本文提出如下研究假设：

研究假设1：志愿服务参与对主观幸福感具有显著正向影响。

研究假设2：社会交往在志愿服务参与和主观幸福感的正向关系中发挥中介作用，即志愿服务参与会影响个体的社会交往，进而再影响主观幸福感。

研究假设3： 社会信任在志愿服务参与和主观幸福感的正向关系中发挥中介作用，即志愿服务参与通过影响个体的社会信任，进而再影响主观幸福感。

研究假设4： 主观社会地位感知在志愿服务参与和幸福感的正向关系中发挥中介作用，即志愿服务参与会影响个体的主观社会地位感知，进而再影响主观幸福感。

三、研究设计

（一）估计策略

个体志愿服务参与是否会对其主观幸福感产生影响是关注的核心问题，由于是否参与志愿服务的行为不是随机的，可能存在选择性偏差。在这种情况下，若使用传统最小二乘法回归估计志愿服务参与对主观幸福感的影响，其估计结果可能是有偏的，可信度较低。为此，本文采用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching,PSM）实证检验志愿服务参与对主观幸福感的影响。相比于其他方法，PSM 可以在观测性数据的基础上构造一种类似于随机实验环境的匹配样本，从而有效地增加因果推论的可靠性。PSM 的基本逻辑是为处理组（在本文中指参与志愿服务的个体）中的个体找到一个与其倾向值得分（Propensity Score,PS）相等或者近似的控制组中的个体（在本文中指没有参与志愿服务的个体）。通过“控制”可观测变量，解决基于可观测变量“自选择”造成的偏差后，处理组与控制组在主观幸福感上的效应差异就可以很大程度上归因于是否参与志愿服务。

根据经典“反事实”研究框架，本文设置二值虚拟变量Di={0，1}表示个体i 是否参与志愿活动，即Di=1 代表个体参与志愿服务，Di=0 说明个体未参与到志愿服务。对于个体i 的主观幸福感yi可能有多种状态，即y1i代表参与志愿服务个体的主观幸福感，y0i代表未参与志愿服务个体的主观幸福感。

具体的实证分析步骤依次为：首先，计算倾向得分。为更好地拟合倾向得分值，应尽可能地将影响个体志愿服务参与和主观幸福感的因素一并纳入概率模型之中，运用Logit 模型计算志愿服务参与的倾向得分值。其次，进行倾向得分匹配。具体包括共同支撑域检验、平衡性检验和匹配方法选择。共同支撑域检验和平衡性检验要求匹配后各变量在处理组和对照组之间不存在统计学意义上的显著差异。在匹配方法选择上，为获得更为稳健的估计结果，采用K 近邻匹配、卡尺匹配、卡尺内K 近邻匹配、核匹配、局部线性回归匹配和样条匹配等6 种匹配方法，以保障估计结果的可靠性。最后，计算平均处理效应。本文考察志愿服务参与对主观幸福感的影响，关注参与志愿服务个体的主观幸福感的变化，因此选用处理组的平均处理效应（Average Treatment Effect of the Treated,ATT），具体计算表达式为：

在式（1）中，ATT 为个体i 参与志愿服务E（y1i|Di=1）与不参与志愿服务E（y0i|Di=1）的净效应差异。在现实的平行世界中，式（1）中E（y0i|Di=1）为不可观测值，PSM 方法则是根据处理组中参与志愿服务的个体i 找到与其倾向值相似，在控制组中的E（y0i|Di=1）来代替E（y0i|Di=1），从而实现“反事实”估计。但需要注意的是，在计算平均处理效应ATT 的过程中，往往会面临处理组观测值少于控制观测值的问题，这会造成估计结果偏误的风险。因此，依据Abadie 和Imbens 提出的Bootstrap 统计检验法获取相关变量的稳健标准误[40]，以解决小样本中统计量的标准误估计问题，增强研究结果的稳健性。

（二）数据说明

本文所使用的数据来自2017年中国综合社会调查数据（CGSS2017），该调查由中国人民大学中国调查与数据中心设计并执行。该调查于2003年首次实施，是我国最早的全国性、综合性、连续性大型学术调查项目。历年的CGSS 数据系统全面地收集了社会、社区、家庭、个人等多层次的数据，具有数据代表性、普适性较强，数据质量较高的特点，获得了学界的广泛使用。与之前多期数据一致，CGSS2017 采用多阶分层概率抽样，调查范围覆盖大陆28 个省级行政单位的478 个村居社区。在问卷内容上，CGSS2017 询问了受访者的人口统计学特征、家庭经济状况、志愿服务参与情况及其对主观幸福感的评价，较好地满足了研究主题的需要。CGSS2017 共有12,582 份样本，根据研究设计，本文对研究样本进行了预处理，剔除关键变量缺失的样本后，最终整理得到用于分析的观测值共有4212 个，其中处理组为1145 个，控制组为3067 个。

（三）变量定义

1.被解释变量

在既有研究中，对于幸福感的衡量沿着主观与客观两种方法进行。主观幸福感的测量主要是从微观个体价值感受出发，强调个体对于生活、工作质量的一种情绪感受和心理体验[41]。相对而言，客观幸福感的衡量往往是根据实然层面的经济收入和社会福利获得等指标进行操作化测量[42]。考虑到本文研究主题中，志愿服务参与蕴含着特定的文化、心理价值感知，通过计算影子价格的客观方法来测量不免产生较大的误差，而主观测量则是可以有效弥合这一局限，反映是否参与志愿服务后的幸福感水平，具备更明显的优势。具体地，参照于既有经典文献的处理方式[43-45]，在CGSS2017 问卷中，使用“总的来说，您觉得您的生活是否幸福?” 这一道题目来衡量受访者的主观幸福感，变量数据由5 等级的李克特量表组成，1 代表“非常不幸福”、2 代表“比较不幸福”、3 代表“说不上幸福不幸福”、4 代表“比较幸福”、5 代表“非常幸福”，得分越高，表明受访者的主观幸福感越高。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为受访者是否参与志愿服务。在CGSS2017 问卷中，根据受访者对“在过去12 个月里，您参加慈善组织或宗教组织的志愿活动的频繁程度是”的回答来衡量，备择选项包括，1 代表“一周1 次或更多”、2 代表“一个月1 到3 次”、3 代表“去年参加了几次”、4 代表“去年参加了一次”、5 代表“从未参加”、8 代表“无法选择”。数据处理时，将回答1、2、3、4 的样本重新设置为处理组，编码为1，代表其有参与志愿服务的经历。将回答5 的样本设置为控制组，编码为0，表示其未参加过志愿服务。由于回答选项为8 的受访者无法确认其志愿服务参与情况，故处理为缺失值。

3.中介变量

根据前文理论梳理，参与志愿服务可能通过社会交往、社会信任和主观社会地位三个渠道作用于主观幸福感。基于此，选择了以下三个中介变量，第一是社会交往。借鉴Guillen等所选用的衡量指标[46]，以“您多久会和三个或更多个朋友或熟人外出吃饭或喝东西（不包括您的家人）？ ”这一道题目来衡量，备择选项包括，1 代表“每天”、2 代表“一周几次”、3 代表“一周一次”、4 代表“一个月2 至3 次”、5 代表“一个月1 次”、6 代表“一年几次”、7 代表“很少”、8 代表“从不”、9 代表“无法选择”。数据处理时，将选择9 的样本设置为缺失值，并进行反向编码，所答数值越大，说明受访者社会交往越多。第二是社会信任。与Alesina 和Ferrara、史宇鹏和李新荣对社会信任衡量方法一致[47-48]，使用“总的来说，您觉得人们总是可信的，还是在和人们打交道时再小心也不为过？ ”这一题目对受访者的社会信任进行衡量，备择选项包括，1 代表“人们总是可以信任的”、2 代表“人们通常是可以信任的”、3 代表“通常，在和人们打交道时再小心也不为过”、4 代表 “在和人们打交道时总是再小心也不为过”，8 代表“无法选择”。数据处理时，将选择8 的样本设置为缺失值，并进行反向编码，所答数值越大，说明受访者社会信任水平越高。第三是主观社会地位。对主观社会地位的衡量主要是根据刘妍良、许琪和陈烨所使用的方法来完成[49-50]，以“综合看来，在目前这个社会上，您本人处于社会的哪一层”，备择选项为1-10 分，其中1 分代表底层，10 代表顶层，得分越高，表明受访者的主观社会地位感知越高。

4.控制变量

为有效估计，也参照于既有研究，本文选择了一些可能影响志愿服务参与和主观幸福感的个体及家庭特征变量作为控制变量，这包括年龄、性别、民族、户籍、教育程度、政治面貌、宗教信仰、婚姻状态、公平观和扶助观等①个体层面的变量以及家庭人均收入、孩子数等家庭特征变量。另外，考虑到不同省份之间可能存在的不可观测或难以度量的影响因素，如经济发展水平差异、社会公共服务差异等，若忽略这些因素，可能会干扰到估计结果的准确性。为此，本文还控制住地区虚拟变量。表1 是主要变量的描述性统计结果。从表1 中处理组与控制组的统计结果来看，志愿服务参与确实具有明显的样本“自选择”问题，这也说明的本文利用PSM 方法进行实证分析的必要性。

表1 变量的描述性统计结果

四、实证分析

（一）志愿服务参与对主观幸福感的影响效应测算

1.倾向得分估计

基于既有研究成果，本文将可能影响个体志愿服务参与及其主观幸福感的控制变量（协变量）一并纳入Logit 模型之中，估计个体志愿服务参与的条件概率，即倾向得分值，得到如表2 的回归估计结果。具体地，在个体特征变量方面，年龄在1%的统计水平下显著负向作用于志愿服务参与，这可能是由于个体年龄越大，身体机能水平往往越差，参与意愿和能力都对志愿参与行为产生了显著负向影响。从户籍类型来看，相比于农村户籍居民，城市户籍民众更可能参与志愿服务。究其原因，这与城市地区社会经济资源丰富，各类志愿服务组织和活动较多有着密切的关系，进而能够为城市居民的志愿服务参与创造更多的便利渠道。教育程度对参与志愿服务在1%的统计水平下有显著正向影响，受教育程度越高个体，往往居住在城市地区，对于志愿服务的价值理念及实际意义也有着更为清晰的认识，因而更可能会参与到志愿服务之中。个体的政治身份特征也会影响到志愿服务参与，并在1%统计水平下显著为正，这可能是由于党员的政治身份意味着相对较高的社会地位和社会资源，与其他群体相比，无论是在社会责任意识还是参与渠道的便利性上都更有优势。再到婚姻状态的估计结果上看，与未婚的个体相比，已婚群体参与志愿服务的概率明显更低，这可能是因为家庭生活过多地牵绊住已婚人群的闲暇时间，使之无法投入更多的时间参与到各类志愿服务活动之中。此外，在家庭特征变量方面，家庭人均收入对是否参与志愿服务在1%的统计水平下有显著正向影响，这意味着家庭人均经济收入水平越高，志愿服务参与的概率越高。

表2 倾向得分估计及匹配质量检验结果

2.共同支撑域检验

在计算倾向得分后，需要对处理组和控制组的倾向得分分布情况进行评估。若两组没有重合的倾向得分或是重合的样本量较少，便会导致无法匹配或匹配偏差较大的问题。通过考察共同支撑域的条件满足情况对两组样本的倾向得分分布进行检验。图1 为共同支撑域的倾向得分分布情况，结果表明，处理组和控制组倾向得分存在较大范围的重叠区域，且处理组和控制组的倾向得分分布较为均匀。为满足共同支撑假设，后续部分的平均处理效应检验仅利用处于共同支撑区域内的样本。

图1 共同支撑域的倾向得分分布情况

3.平衡性检验

在条件外生假设下，要求所有协变量和倾向得分在处理组和控制组之间保持平衡，使之不存在系统性差异。因此，本文通过单个协变量的双t 分布检验和比较匹配前后倾向得分值的核密度函数分布情况两种方式进行检验。第一种方法的检验结果如表2 所示，结果表明，匹配后的所有变量的标准化偏差小于10%，在偏差程度变化上，除民族、宗教信仰、性别和公平观四个变量有所增加外，其余变量的偏差程度均降低了74%以上，且t 检验结果基本上无法拒绝处理组和控制组之间匹配变量差异为零的原假设，表明处理组和控制组之间没有显著差异。

图2 是第二种方法下，采用K 近邻匹配（K=4）后处理组和控制组的倾向得分在匹配前后核密度函数分布情况的检验结果。由图2 可知，在匹配前二者倾向得分值的概率分布存在明显差异，这可能是样本资料本身便呈现这种形态，也可能是因为控制组包含了不适宜的混淆变量。因而若未经过匹配进行回归分析，其统计结果便必然是有偏的。经过匹配后，处理组和控制组的核密度方程曲线差距明显缩小，走势也是更趋一致，倾向得分值也更为接近。共同支撑域检验和平衡性检验结果表明，采用PSM 方法可以有效减少处理组和控制组之间在解释变量上的分布差异，解决由样本“自选择”造成的估计偏误问题。

图2 匹配前后核密度分布比较

4.志愿服务参与对主观幸福感的平均处理效应

为检验志愿服务参与对主观幸福感的平均处理效应，本文采用K 近邻匹配、半径匹配等6 种匹配方法进行估计，估计结果见表3。由表3 可知，无论采用何种估计方法、何种匹配参数，计量结果基本趋于一致，表明计量估计结果具有较好地稳健性。估计结果表明，志愿服务参与对主观幸福感有显著正向作用，志愿服务参与对个体主观幸福感影响的净效应为6.3%～10.7%。上述分析结果表明，在考虑了个体是否参与志愿服务的选择性偏差后，志愿服务参与具有显著的幸福效应，因此本文的研究假设1 得到支持。

表3 志愿服务参与对主观幸福感的平均处理效应结果

（二）检验中介效应

为了进一步厘清志愿服务参与对主观幸福感的作用机制，根据前文梳理，选择社会交往、社会信任和主观社会地位作为中介变量，考察志愿服务参与对主观幸福感的作用机制。根据温忠麟等提出的中介检验程序[51]，进行中介效应检验，方程表达式如下所示：

其中，Mi为中介变量； a、b、c 为待估参数；μi为随机扰动项。式（2）中的系数α1为总效用，式（3）中的系数α2为志愿服务参与对各中介变量的影响，式（4）中的系数α3则是志愿服务参与对主观幸福感的直接效应，c·α2= α1- α3为中介效应。

表4 为中介效应检验结果。由列（1）、列（3）和列（5）的结果可知，参与志愿服务对社会交往、社会信任和主观社会地位感知三个中介变量有显著正向影响，同时将参与志愿服务和三个中介变量共同纳入回归模型的列（2）、列（4）和列（6）的估计结果表明，参与志愿服务对主观幸福感的显著性水平明显下降或是系数发生变化。Sobel 检验结果也显示，社会交往、社会信任和阶层地位感知的中介效应显著，且中介效应占比分别为26.68%、10.81%和55.81%，说明三个中介效应成立。综上可以认为，参与志愿服务对个体主观幸福感有显著正向促进作用，且这一正向作用是通过促进志愿者社会交往，以及提高志愿服务参与者的社会信任和主观社会地位感知来实现。由此本文的研究假设2、3 和4 得到验证。

表4 中介效应检验结果

五、结论与讨论

（一）研究结论

增进民众志愿服务参与不仅是建设“志愿中国”和社会主义精神文明建设的目标，也是构建共建共治共享社会治理格局的重要组成部分，对于促进社会健康有序发展具有重要意义。同时，志愿服务参与也在微观层面上，对志愿者的价值感知产生了不可忽视的影响。聚焦到志愿服务参与对个体主观幸福感的影响，使用2017年中国综合社会调查 （CGSS2017）数据，利用PSM 方法的估计结果表明：参与志愿服务对志愿者主观幸福感有显著正向影响，即志愿服务参与具有“幸福效应”。平均而言，志愿服务参与对主观幸福感的净效应为6.3%～10.7%。此外，本文在社会资本理论和社会比较理论的支撑下，对志愿服务参与影响主观幸福感的中介机制进行初步探索，研究发现，志愿服务参与通过增加志愿者的社会交往活动，提高了志愿者的社会信任和主观社会地位感知来实现主观幸福感的提升。

近年来，我国志愿服务事业获得了快速发展。从汶川地震救援、北京奥运会、国庆大阅兵和抗击新冠疫情等各类大型公共事件，到社区巡逻、看望孤寡老人和慰问留守儿童等常规性志愿行动，志愿者身影忙碌在社会各个领域，志愿服务参与为提升社会治理能力和治理水平现代化发挥了重要作用。不仅于此，志愿服务参与也对个体的心理感知和行为选择产生了显著影响，研究发现，志愿服务参与具有幸福效应，且这一效应可以通过促进志愿者的社会交往活动以及提高社会信任和主观社会地位来实现。志愿服务活动往往是作为一种集体性活动而进行，这其中必然会涉及大量的团队协作，志愿服务参与的公益性质也会使得这种工作过程中产生的情感联结尤为珍贵，进而有助于密切志愿者们的社会交往网络。而且参与志愿服务过程中所经历的普遍互惠能够遏制机会主义行为的发生，有助于增强志愿服务参与者在反复互惠后的信任水平。参与志愿服务对弱势群体提供帮助或是为社会集体奉献个人力量能够使志愿者体会到自身的社会价值，肯定其对于主观社会地位的判断，最终形成更为积极的人生观和价值观。

（二）进一步讨论

本文具有一定理论与实践价值。在理论贡献方面，聚焦到志愿服务参与对主观幸福感的影响，是对志愿服务参与结果效应的有益补充。一些研究关注到志愿服务参与对志愿者态度及行为的影响，比如有研究考察了志愿服务参与对参与者社会信任[29]、生活满意度[22]、自评健康[52]和就业的促进作用[20]等心理感知和行为结果的影响，但还缺少系统研究志愿服务参对主观幸福感的影响及其中介机制的文献。本文基于社会资本理论和社会比较理论，引入社会交往、社会信任和主观地位感知变量，进一步检验对志愿服务参与影响主观幸福感的中介机制，拓展和深化了主观幸福感内在决定机制的认识。在研究策略上，采用了样本分布更加广泛、抽样更加科学的中国综合社会调查数据，基于PSM 方法分析志愿服务参与对个体主观幸福感的影响，所使用的样本具有较好的代表性，所使用的方法能够较好地解决样本“自选择”问题，进而有效增强志愿服务参与对个体主观幸福感计量估计结果的准确性。

在政策含义上。研究发现，志愿服务参与对主观幸福感、社会交往和社会信任等个体心理和行为有着积极效应，即在一定程度上可以认为，广泛的志愿服务活动有助于提升整体社会资本水平，因此这意味着政府应加大民众志愿服务参与的广泛性和深度，通过政策面、资金面等多维度支持，推进志愿服务类社会组织和活动的健康发展，为构建“志愿中国”提供充沛力量支撑。政府也应加大志愿服务理念、意义的宣传和倡导，提高民众志愿服务参与的自觉意识，努力创建多元化、便捷性的志愿服务参与渠道，让有志愿服务参与意愿和能力的民众可以有机会充分享受志愿服务参与的快乐。此外，在志愿服务组织管理内部，作为志愿服务活动规划者和协调者项目管理者，需要充分考虑志愿者的个体特征、与服务对象的匹配关联程度等诸多内容，在保障志愿服务项目质量的前提下，协调好志愿者内部之间合作关系，营造团结互助氛围，提升志愿服务参与者之间的团队凝聚力。同时，也要优化志愿服务流程，培育志愿者之间以及志愿者与服务对象间的友善关系。

本文亦存在一定的缺憾，有待于进一步完善。这主要体现在：第一，受限于二手数据限制，在被解释变量主观幸福感和中介变量的衡量上，仅是利用单一题目进行衡量，或难以全面的衡量出受访者幸福感、社会信任等复杂心理感知的多维内容。因此未来在数据准许的情况下，可尝试利用更为全面的量表完善变量的操作化测量；第二，从社会交往、社会信任和主观社会地位三个视角，讨论志愿服务参与影响个体主观幸福感的作用机制。而事实上，志愿服务参与影响主观幸福感的中介渠道可能是复杂多样的，本文仅在有限条件下，对社会交往、社会信任和主观社会地位在二者关系中所发挥的中介效应进行了探索性分析。后续的研究，亦可以尝试探索更多的中介机制，从而为学界理解志愿服务参与如何作用于主观幸福感提供新的理论视角和经验证据。

注释：

①这里需要对公平观和扶助观的度量进行特别的说明，以便于研究的复制。本文对受访者“公平观”的操作化是根据“您认为：如果有机会人们就会占您便宜，还是会尽量做到公平？ ”，备择选择包括，1 代表“总是想占您便宜”、2 代表“大多数时候想占您便宜”、3 代表“大多数时候尽量做到公平”、4 代表“总是尽量做到公平”、8 代表“无法选择”。数据处理时，将选择“8”的样本设置为缺失值。对“扶助观”的操作化是根据“经济条件好的人应该帮助经济条件不好的朋友”，备择选择包括，1 代表“非常同意”、2 代表“同意”、3 代表“说不上同意不同意”、4 代表“不同意”、5 代表“非常不同意”、8代表“无法选择”。数据处理时，将选择“8”的样本设置为缺失值。