中国家庭住房财富对社会捐赠行为的影响

闫 珍

(中国人民大学 公共管理学院, 北京 100872)

2021年8月的中央财经委员会第十次会议提到“在高质量发展中促进共同富裕,构建初次分配、再分配、三次分配协调配套的基础性制度安排”[1],而实现第三次分配需要引导公众参与慈善事业,通过慈善公益的方式实现对社会资源和社会财富的分配。

近年来,我国个人慈善事业的起步稍晚但发展迅速。2018年中国家庭追踪调查(CFPS)发现20.77%的个人在过去一年有现金或实物捐赠行为,具体的捐赠渠道包含互联网第三方平台(50.49%)、直接捐赠(18.37%)、所在单位(15.30%)、慈善组织(4.78%)、民政部等政府部门(5.50%)以及其他渠道(5.56%)。相比于个人慈善捐赠研究,目前学界对企业捐赠的研究较多。企业慈善和个人慈善在捐款金额和捐款动机方面都存在较大差异。企业捐赠的行为动机是实现税收规避、获得政府补贴、提高政治合法性、扭转或提高企业声誉、应对合作者和竞争者的压力[2-5]。我国由于遗产税制度的缺失,多数家庭并非出于财务避税目的发生捐赠行为,个人及家庭捐赠的行为动机主要包括成本-收益、利他主义、社会声望、价值观和效能等[6]。

在影响家庭慈善的众多因素中,城市家庭的捐赠行为依赖于高水平的家庭禀赋,而农村家庭捐赠行为更遵循邻里间的社会纽带效应[7-8]。具体分析经济禀赋时,现有研究主要关注家庭收入水平、存款储蓄等方面对慈善捐赠的影响。比如,周晓剑等指出家庭收入水平、工作单位性质、户主性别会影响捐赠行为[8];朱健刚等发现教育水平和劳动力数量对捐赠行为有正向影响[9];秦海林等证实家庭储蓄水平同样会影响家庭捐赠金额占家庭总收入的比例[10]。事实上,根据中国家庭金融调查与研究中心发布的《2018年中国城市家庭财富健康报告》,中国城市家庭总资产为428.5万亿元人民币,其中住房财富占比高达77.7%,金融资产占比仅为11.8% 。可见,与经常被研究的工资收入、存款储蓄、金融投资相比,住房财富才是真正能够反映不同家庭经济禀赋差异的关键因素。慈善捐赠除了具有一般消费的利己性,还表现出利他性,可以将慈善捐赠视为家庭消费中比较特别的一类[11]。在高房价背景下,有必要进一步探讨家庭社会捐赠支出是否也如医疗支出、教育支出、养老支出等,受到来自住房财富效应和挤出效应的双重影响。

2018年的CFPS问卷丰富了社会捐赠的相关问题,为探讨经济社会相对稳定时期家庭经济禀赋中住房财富和住房负债如何影响家庭捐赠行为,以及住房财富通过何种路径影响着家庭的社会捐赠行为提供了便利条件。

一、 文献综述与研究假设

1. 住房财富与家庭社会捐赠决策和社会捐赠金额

在研究住房和社会捐赠关系时,不少学者将住房产权性质作为控制变量引入模型探讨有无住房产权对慈善捐赠的影响[12-13],如Carroll 等在爱尔兰调研中就发现拥有住房的家庭的社会捐赠意向比租赁住房的家庭高出5%～8%,并且那些住房面积较大的家庭会表现出更高慈善捐赠的可能性[12]。目前国内外研究对有无住房产权对慈善捐赠的影响基本达成了统一的看法,认为拥有住房产权的家庭更倾向于采取社会捐赠行为。然而仅探讨住房产权是不够的,由于住房市场是典型的区域市场,根据CFPS2018数据,在中国80.17%的家庭拥有住房产权,而不同区位的住房财富存在很大的差异性。

针对拥有住房产权但住房财富差异的家庭,有必要探究住房财富如何影响家庭社会捐赠决策和捐赠金额。一方面,是否进行社会捐赠和家庭住房财富有密切的关系。Sieg等使用离散选择模型验证了私人捐赠者对大型慈善文化组织的捐赠概率会随着家庭住房财富的增加而增加[14]。Ang等证实了家庭税后住房支出、住房价格指数都和家庭现金捐赠决策有显著的关联性[15]。另一方面,家庭社会捐赠金额和住房财富也存在着联系。Steinberg等利用美国慈善小组研究中心数据发现住房财富对不同目的的家庭慈善(面向宗教的捐赠、面向学校和医院的捐赠、给予贫困人群的捐赠)的捐赠金额都有显著的促进作用[16]。Do等也发现2001—2007年美国家庭的非住房财富(比如金融资产)增值1%,慈善捐赠金额会增加0.01%,而住房财富增加1%,慈善捐款金额增加0.09%,这种比较研究突出了住房财富比其他形式的财富可以更大幅度地增加慈善捐赠金额[11]。因此,对于住房财富与家庭社会捐赠决策和社会捐赠金额的关系,提出假设H1:对于拥有住房产权的家庭,住房财富可以显著促进家庭采取社会捐赠行动。假设H2:对于拥有住房产权的家庭,住房财富还显著影响家庭社会捐赠金额。

2. 住房财富异质性对家庭社会捐赠行为的影响

住房财富异质性体现在不同经济禀赋的家庭在住房信贷、住房数量、短期房价波动、住房位置方面存在较大差异,而这些差异影响着住房财富对家庭社会捐赠行为的发生概率。

(1) 住房信贷与家庭社会捐赠行为

研究发现2018年住房类贷款占居民债务的比例高达54.4%, 其中城镇家庭需要偿还的住房信贷平均为32.68万元[17-18]。 对于那些拥有住房产权但还需要偿还银行住房贷款或亲友借款的家庭, 住房财富对家庭消费的影响取决于挤出效应和财富效应的净效应, 即家庭消费决策会受到住房挤出效应和住房财富效应的相互影响[19]。 对于住房信贷约束条件下, 家庭捐赠行为可能受到的负向影响, 提出假设H3: 未偿还的住房信贷会影响住房财富对家庭社会捐赠行为的发生率。

(2) 住房数量与家庭社会捐赠行为

城镇化进程中不同家庭在住房数量方面也出现较大差异。住房具有居住和消费双重属性,其中单套房家庭的住房主要表现出居住属性,而多套房家庭的住房更多体现出投资属性[20-21]。拥有多套房的家庭可能属于社会的中高收入阶层,住房财富对他们的预算约束影响有限,而单套住房家庭面临较紧的预算约束,住房财富直接制约着家庭消费水平[22]。为了对比不同住房套数的家庭在社会捐赠决策上的差异性,提出假设H4:不同住房数量的家庭,他们的住房财富对社会捐赠行为发生率有显著差异。

(3) 短期房价波动与家庭社会捐赠行为

住房财富不是固定不变的,房价水平受房地产泡沫堆积和政府频繁调控的影响时常出现较大波动。对于拥有住房产权的家庭,房价波动会带动家庭消费预算约束线向左上或右下方向调整,进而影响家庭消费支出计划[23]。Bakija等证实美国房价上涨会增加年收入20万美元以下人群的慈善活动,但会减少年收入高于20万美元人群的慈善活动[24]。本文也考虑到房价波动对住房财富的影响,研究短期住房财富发生变动时,住房财富对家庭社会捐赠行为发生率的影响,并提出假设H5:家庭对短期内住房财富调整比较敏感,住房增值或住房减值都会影响家庭社会捐赠行为的发生率。

(4) 住房财富的区域和城乡差异与家庭社会捐赠行为

相比于农村家庭,一般城市家庭的住房财富占家庭资产的比重偏高,同时家庭城市住房所在社区的捐赠网络也更为发达,这些都有利于促进社会捐赠行为的发生[8]。研究发现区域内部和区域之间的社会捐赠水平也存在较大差异,其中东中西三大区域之间慈善捐赠水平差异呈现“U”型特征[25]。因此提出假设H6:城乡和不同区域的家庭受到住房财富对社会捐赠行为发生率的影响存在显著差异。

3. 住房财富影响家庭捐赠行为的机制

住房财富属于客观存在的家庭经济禀赋,可以通过影响家庭成员特别是户主的主观认知进而影响他们的捐赠行为,而心理认知、人格特质都涵盖在人格认知学范畴[26]。

在心理认知方面,家庭慈善捐赠的动因可以分为八类,除了成本收益比较、响应号召、个人需要、接收恳求、利他主义、受价值观驱使、实际效能感,还包括潜在的心理收益[26]。目前慈善捐赠和家庭住房财富具体通过何种心理路径影响社会捐赠尚存多种观点。不少学者研究认同幸福感、满足感会促进捐赠行为[27],也有学者指出相比于租赁住房,拥有住房产权、享受自住房的家庭会表现出更强烈的成就感和归属感[28]。对房主而言,住房控制权将显著提高他们对自身的成就感和社会地位的评价,住房财富被认为是自身成就和成功的标志,同时也提高了他们的生活满意度和心理健康水平[29-30]。基于此提出假设H7:住房财富影响户主的成就感,而个人成就感可以促进家庭的社会捐赠行为。

在人格特质方面,拥有不同人格特质的个体在追求信念、实现人生价值方面有不同的偏好,而这种偏好差异会导致行为决策的差异[31]。人格特质由于内在的稳定和持久性,比其他主观认知能更好地预测捐赠行为发生的概率[32-33]。

目前最为主流的是采用Costa等的五维人格分类法,从严谨性(尽责性)、顺同性(亲和性)、外向性、开放性和神经质对人格特质进行度量[34]。其中,亲和性的人格特质有助于触发利他行为[35],而慈善捐赠就是一种具有明显利他性的行为。

实现亲和性人格转变为利他行为的关键是行动成本[36],这就和自身资源禀赋有密切的关联性。住房财富作为中国家庭最重要的资源禀赋之一,自古便有先 “恒产”后 “恒心”的论断,暗示了住房等固定财产是民众承担社会伦理责任的前提条件。对于住房财富、亲和性人格特质和社会捐赠三者之间的关系,提出假设H8:住房财富通过影响户主的亲和性,进而影响家庭的社会捐赠行为。

二、 数据来源与指标说明

1. 数据来源和数据清洗

家庭和户主数据来自2018年和2016年的中国家庭追踪调查(CFPS),省级社会捐赠数据来自《中国民政统计年鉴2019》和《2018年度中国慈善捐助报告》。

首先合并了2018年的CFPS家庭经济问卷和成人问卷,选取反映家庭住房财富、社会捐赠支出、家庭整体经济情况和户主个人特质的相关指标,其次对照家庭代码获得了2016年和2018年住房财富数据。另外剔除以下三类数据:①对社会捐赠支出、家庭住房财富、家庭总金融支出、户主个人情况表示“不知道”或者“拒绝回答”的问卷;②城乡指标、省级代码显示缺失的问卷;③家庭问卷中“主要财务负责人”被视为户主,但在成人问卷中部分户主没有被访问的,这类问卷也进行了删除。最终,本研究获得了10 433份家庭数据。

2. 变量选取

被解释变量为过去一年家庭是否有社会捐赠行为以及社会捐赠金额。依据被调查家庭 “过去12个月,包括现金和实物结算(如衣服、实物等),您家社会捐赠支出是多少?”的回答统计家庭社会捐赠情况,而社会捐赠的相关问题在2018年的CFPS问卷中首次出现。

核心解释变量是家庭住房财富。在2016年的CFPS问卷中家庭住房财富设置了单独的问题,而2018年问卷中并未直接询问家庭住房财富,故2018年家庭住房财富由常住房屋价值和其他房屋价值两部分合并而获得。

控制变量有三个类别。一是描述户主特征变量。由于户主并未在问卷中明确界定,本研究按照“主要财务人”的标准确认户主。涉及户主年龄,教育水平(文盲/半文盲=1,小学=2,初中=3,高中/中专/技校=4,大专=5,本科=6,硕士=7),婚姻状况(已婚=1,其他=0),工作单位性质(体制内=1,体制外=0),政治面貌(中共党员=1,其他=0),宗教信仰(有=1,无=0),健康状况(非常健康=1,很健康=2,比较健康=3,一般=4,不健康=5)。二是家庭特征变量,包括家庭人口数量、年收入、现金和存款总额、总金融资产、是否有房贷(有房贷=1,无房贷=0)、其他住房套数。三是省级层面反映区域慈善事业发展水平的指标,包括省级慈善捐助站点和慈善超市数量、省份慈善捐款总额。其中,2018年的慈善捐助点和慈善超市的数据来自《中国民政统计年鉴2019》,2018年的慈善捐款金额的数据来自《2018年度中国慈善捐助报告》。

三、 模型设定与检验

1. 考察是否存在家庭社会捐款行为Probit模型

是否存在社会捐赠行为是二元响应变量,当存在社会捐赠行为时取值为1,没有社会捐赠行为则取值为0,这里使用Probit模型研究住房财富对家庭社会捐赠行为的影响,模型见式(1):

其中,Charityi表示是否存在社会捐赠行为;lnHousing_Wealthi为家庭住房财富的对数;Controli为控制变量,涵盖了户主特征和家庭特征以及省份特征的指标;α0为截距项;α1、α2为回归系数;εi为误差项。

2. 家庭社会捐赠金额与住房财富的相关性Tobit模型

由于被解释变量家庭社会捐赠金额存在不少为0值的情况,探讨家庭社会捐赠金额和住房财富的相关性需要使用Tobit模型进行分析,模型设定见式(2):

其中,lnDonationi为家庭社会捐赠金额的对数,其他设定类似式(1),下同。

综合表1中第(1)列和第(2)列,发现在控制户主特征、家庭特征、省份特征后,住房财富均在1%显著水平上正向影响家庭社会捐赠行为发生率和社会捐赠金额,说明住房财富的增加不仅可以提高家庭社会捐赠行为的发生率,而且也使得家庭更倾向于向社会捐赠更多的金额,验证了假设H1和假设H2。

表1 住房财富对家庭社会捐赠的基础回归和平滑处理后的回归结果

在控制变量方面,首先是户主的年龄、教育水平、工作单位性质、政治面貌、宗教信仰都对社会捐赠产生了显著影响。其中,随着年龄的增长,社会捐赠意向降低,可能是由于养老等需求挤出了社会捐赠支出,而教育水平的提高对社会捐赠有正向促进作用。当户主为公职人员或党员,也会显著促进家庭社会捐赠行为和社会捐赠金额,可能原因是除了本人思想觉悟较高,这也和体制内单位动员频率和力度较大有关[37]。宗教信仰对个人捐助行为也有正向促进作用,毕竟多数合法宗教会在教规中提倡奉献救济。

其次,在家庭特征方面,家庭年收入、家庭现金和存款总额、家庭总金融资产都显著正向促进社会捐赠。家庭年收入、家庭现金和存款总额、家庭总金融资产从不同侧面反映了家庭对财富的支配能力,那些财务方面更充裕的家庭更倾向于进行社会捐赠并且捐赠更多的金额。家庭其他住房的套数则主要影响家庭社会捐赠行为的发生率,对家庭社会捐赠金额没有显著影响。

最后,省份的慈善总款额和家庭慈善捐款同方向显著变动,反映出省级范围内慈善捐赠水平和家庭捐赠行为有较为密切的联系。然而慈善捐赠点的数量对家庭捐赠行为没有显著影响,说明线下捐赠的便捷程度并不是影响家庭捐赠的主要原因。

3. 稳健性检验

为了证实住房财富对家庭社会捐赠正向影响是稳定和可靠的,一方面剔除住房财富指标前后5%的异常值,另一方面引入住房增值作为工具变量进行回归,以减少内生性因素对回归结果的影响。

(1) 平滑住房财富样本前后5%的奇异值

CFPS采取让家庭自行估计时点住房价格的方式来获得家庭住房财富的具体数值,可能会出现部分家庭过于高估和低估自身拥有住房财富的情况,有必要对住房财富前后5%的数据进行平滑化处理。

平滑处理后的结果见表1中第(3)列和第(4)列。对比表1未平滑处理的回归结果,发现删除奇异值后,住房财富依然表现为显著正向促进家庭的社会捐赠金额,只是部分控制变量(如家庭现金和存款总额等)在数据平滑处理后变得不再显著。

(2) 工具变量回归

考虑到可能存在某些未被观测的家庭特质因素同时影响着慈善捐赠和住房财富,为了减少遗漏变量和内生性因素的影响,这里引入工具变量分别对式(1)和式(2)进行重新估计。

借鉴陈永伟等[38]的做法,使用住房增值lnWindfall作为住房财富的工具变量。由于2018年问卷分别统计了被调查者的常住房财富、其他房屋财富,而24%的样本家庭中有两套及以上住房,为了准确计算住房增值,先将2018年家庭常住房屋和其他房屋财富加总得到2018年的家庭住房总财富,通过对2018年的家庭住房总财富取对数与2016年的家庭住房总财富取对数并作差得到住房增值。

作为工具变量,住房增值应当与住房财富有密切关系同时和未观察到的影响家庭社会捐赠的潜在变量无明显关联。由于房地产具有不可移动性、异质性,优质房屋在住房市场上具有稀缺性。在中国住房市场中通常表现为价值越高的房屋,其保增增值能力越强,即住房增值或住房减值与住房财富本身有非常密切的联系。而住房价格形成机制非常复杂,政府、房地产开发商、购房者、金融机构等都会对住房价格产生影响,可以认为住房财富变动金额对本次研究中未观察到的潜在变量影响较小,是比较理想的工具变量。

IV-Probit模型和IV-Tobit模型的回归结果见表2,第一阶段F值均大于10,也证实不存在弱工具变量问题;同时通过了Wald内生性检验,说明工具变量与扰动项无关,满足工具变量的外生性假定。对比表1和表2,一方面发现使用工具变量后住房财富在1%显著水平上同样正向促进家庭社会捐赠行为和社会捐赠的金额,再次验证了假设H1和假设H2;另一方面使用IV-Probit模型、IV-Tobit模型后住房财富的回归系数分别由0.079变为0.056、由0.556变为0.397,说明受内生性的影响如果不使用工具变量会部分高估住房财富对于家庭社会捐赠行为和社会捐赠金额的正向影响。

表2 采用工具变量回归的结果

四、住房财富对家庭社会捐赠行为的异质性分析

1. 是否存在住房信贷、住房套数对家庭社会捐赠行为的影响

需求层次理论中住房属于家庭生理和安全的基础需求,而社会捐赠行为属于社会、尊重、自我实现的高层次需求。家庭通常将慈善捐款视为剩余支出,即家庭盈余情况下捐款更多,赤字情况下捐款更少[15]。对比有住房贷款和无住房贷款的家庭(见表3),无论家庭是否存在住房信贷,住房财富都在1%显著水平上提高了社会捐赠,其中,没有房贷的家庭住房财富对社会捐赠行为发生率的回归系数是0.069,而有房贷的家庭住房财富对社会捐赠行为发生率的回归系数下降到0.012,验证了假设H3,即住房信贷压力抑制了住房财富对家庭社会捐赠行为发生率的影响,没有住房贷款压力的家庭表现出更强烈的社会捐赠倾向,这也说明多数家庭更倾向于保障基础需求后再实现高层次的需求。毕竟当家庭存在住房负债时,家庭支出决策时会率先确保家庭的住房需求,证实住房负债不但会影响食品衣物、文娱支出这类日常家庭支出,也会挤出社会捐赠这类比较特殊的家庭支出。

表3 Probit模型分析住房信贷和住房套数对社会捐赠的影响

住房市场不但存在住房信贷问题, 多套房也是普遍的现象。 通过对住房套数进行分组回归, 发现一个有趣的现象, 只有一套住房的家庭他们的住房财富对社会捐赠的影响是显著的, 而拥有2套及3套以上住房的家庭, 他们的社会捐赠不再显著受到住房财富的影响, 证实了假设H4即住房数量差异会影响住房财富对家庭社会捐赠行为的影响。 已有研究也发现, 单套住房的家庭通常将住房作为居住功能进行使用, 此时住房财富占家庭资产的比重较高, 住房财富直接影响家庭消费水平, 而多套房家庭的住房还表现出投资属性, 这种家庭消费预算约束较松, 住房财富已经不再是家庭是否作出社会捐赠决策的主要影响因素。

2. 短期内住房减值或增值对家庭社会捐赠行为的影响

不同情形下,住房会表现出资产效应或财富效应。家庭住房财富越多,消费水平越高,此时住房表现出“资产效应”;家庭住房财富变动或住房财富回报率变动,进而带动居民消费结构调整,此时住房表现出“财富效应”[39]。由于住房市场的价格变动非常频繁,很多被调研家庭的住房财富在2016—2018年都发生了变动,其中约六成家庭的住房财富增加,三成家庭的住房财富减少,只有一成家庭的住房财富未发生变化,根据住房财富变动方向,可以得到表4的分组回归结果。

表4 Probit模型分析短期住房财富变动对家庭社会捐赠的影响

由表4回归结果可知,无论短期内住房增值或减值都会在1%的显著水平上促进社会捐赠行为的发生,证实了假设H5,暗示了家庭对短期房价变动比较敏感,但住房增值时住房财富对家庭社会捐赠的回归系数略高于住房减值时,说明住房增值更为强烈地促进了社会捐赠行为的发生。占比较少的住房财富没有变动的家庭,他们的社会捐赠行为发生率不再显著受到住房财富因素的影响,表明当房价没有明显变动时,家庭的住房财富不再制约家庭社会捐赠决策,也说明了住房的 “财富效应”同样在住房财富对社会捐赠决策中发挥了重要作用。

3. 区域和城乡差异背景下住房财富对家庭社会捐赠的影响

我国的房地产市场是典型的区域性市场,位于不同经济区域、不同行政区域的家庭住房财富差异很大。

首先,按照区域经济水平,对东部、中部、西部家庭的住房财富对社会捐赠行为的影响进行分组分析。在表5中,不同区域的家庭住房财富均在1%显著水平上正向促进社会捐赠,其中中部地区家庭社会捐赠受到住房财富影响的程度最高,之后是西部地区,东部地区的家庭住房财富对是否社会捐赠的影响相对最弱。之所以东中西部地区住房财富对家庭是否采取社会捐赠决策的影响程度存在差异,是与各地区的经济发展水平、捐赠网络发达程度、慈善组织动员能力的差异相关联的[13]。

表5 Probit模型分析住房财富在不同经济区域和城乡地区对家庭社会捐赠的影响

其次,按照行政区域进行划分,对比在城镇地区、 乡村地区家庭的住房财富对他们社会捐赠行为的影响,结果见表5。分析表5发现相比于乡村地区,城镇地区住房财富对家庭社会捐赠的影响更为显著,这和城镇房价水平较高、住房财富普遍占家庭资产比重较高有关,也和城镇地区慈善捐赠渠道和捐赠网络更为发达有关。

因此,表5回归结果验证了假设H6,在不同区域、乡村以及城镇家庭中住房财富对家庭是否采取社会捐赠行为存在差异化的影响。

五、探讨住房财富对家庭社会捐赠行为的影响机制

前文已经验证住房财富影响家庭社会捐赠,但住房财富作为一种客观资本,需要通过影响家庭特别是户主的主观认知(心理认知和人格倾向),才能发挥其对社会捐赠的影响。可能成为中介变量影响社会捐赠的因素包括户主对成就感重要性的认知及户主的亲和性。

由于中介变量成就感(Accomplishment)的重要性、亲和性(Agreeableness)属于定序响应变量,而被解释变量是否存在社会捐赠行为为二元哑变量,并不适合采用一般的逐步回归方式来检验中介效应,这里通过广义结构方程(GSEM)模型分析成就感、亲和性对社会捐赠行为的中介效应。

1. 心理认知成就感的中介效应

首先,假设住房财富通过影响户主的成就感进而影响着家庭社会捐赠,可以得到式(3)～(5)。其中,式(3)探讨住房财富对家庭社会捐赠行为的影响,式(4)探讨住房财富对成就感的影响,而式(5)则探讨住房财富和成就感对家庭社会捐赠行为的影响。

其中,Accomplishmenti为户主对成就感重要性的打分,按照不重要到非常重要程度的变化分别赋值1～5分。

2. 人格倾向亲和性的中介效应

2018年的CFPS个人问卷对15岁以上的受访者的人格测量进行了五个维度的度量,其中亲和性是人格量表的重要维度之一[40]。户主的亲和性Agreeablenessi,可以通过是否认为自身“天性比较宽容”的回答来判断。按照完全不符合到完全符合的回答分别赋值1～5。参照式(3)～式(5),可以得到类似的三组公式(6)～(8):

根据式(6)～(8)可得成就感及亲和性的中介效应检验结果(见表6),观察第(1)～(3)列,发现住房财富显著提高了个人对成就感的认知,进而促进了家庭社会捐赠行为的发生,验证了假设H7。观察第(4)～(6)列,发现住房财富对亲和性有显著促进作用,并最终影响了家庭社会捐赠行为的发生,验证了假设H8。其中,成就感中介效应占总效应比重为0.66%,亲和性中介效应占总效应比重为1.73%。因此,主观认知的确可以通过影响住房财富进而影响家庭社会捐赠行为,但这种中介效应对捐赠行为的影响比较有限。

表6 成就感及亲和性的中介效应检验结果

六、 结 论

综合来看,以往研究只将是否拥有住房产权作为影响社会捐赠的因素是不够的,本文深入挖掘了住房财富对家庭社会捐赠的重要影响,验证了住房财富作为家庭社会经济地位的重要组成部分,对家庭是否采取社会捐赠行为和社会捐赠金额都存在显著影响。同时,社会捐赠也和个人特质(户主教育水平、年龄、工作单位性质、政治面貌、宗教信仰)、家庭特质(家庭人口数量、年收入、总金融资产)、省份特质(省份慈善捐款总额)有着密切联系。进一步分析,发现没有住房信贷的家庭比有住房信贷的家庭更倾向于参与社会捐赠,单套住房的家庭社会捐赠受到住房财富的影响最为显著,住房增值或减值都会影响家庭的社会捐赠行为,东中西部地区的家庭住房财富均正向促进社会捐赠行为,城镇家庭的住房财富更为显著地促进了他们的社会捐赠行为。住房财富除了直接影响家庭社会捐赠决策外,还可以间接影响户主主观认知,进而影响家庭的社会捐赠决策。

加强社会慈善在第三次分配中的作用,需要引导更多家庭参与社会慈善事业,而家庭参与社会慈善又和自身住房资源禀赋相关。可以通过以下五方面,发挥家庭住房财富对社会捐赠行为的促进作用。第一,应重视住房财富对家庭社会捐赠决策和社会捐赠金额的影响,坚持多主体、多渠道供给保障性住房和商品性住房,满足不同家庭住房居住的权利;第二,加大对住房市场的调控力度,避免住房信贷压力过大,因地制宜提供差别化的住房信贷政策;第三,构建房价异常波动的动态监测体系,通过舆论引导等方式倡导家庭理性看待住房财富的长短期变动;第四,进一步培育乡村社会慈善组织,丰富乡村社会慈善渠道,提高乡村地区的社会捐赠参与程度;第五,引导家庭合理的自我认知,避免过分看重住房在个人成就中的地位,也应培育互助友爱的社会价值观,提高家庭和个人的亲社会性。相信通过调控住房市场,调整住房财富在家庭资产的比重,可以更为有利地促进社会慈善事业的可持续发展,并最终促进社会和谐。

需要注意的是,由于受到CFPS问卷题目设置的限制,目前仅通过成就感、亲和性的中介效应分析了住房财富传导到社会慈善的路径,后续可以进一步发掘其他中介指标,深化研究住房财富对家庭各种心理认知的影响,从更为全面的视角分析住房财富对家庭社会捐赠的影响。