民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠

第38卷第1期2021年1月统计研究StatisticalＲesearchVol．38，No.1Jan．2021民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠*马凌远李晓敏“暖流效应”内容提要:个体通过社会比较产生的积极情绪会使个体更加愿意做出亲社会行为，这种是否会促进个人慈善捐赠本文基于2014年全国私营企业调查数据，实证检验了民营企业家社会经济地位主观认知对个人慈善捐赠的影响。研究发现，民营企业家主观社会经济地位对其个人慈善捐赠行为以及慈善捐赠额度均具有显著积极的影响;民营企业家的主观社会经济地位越高，其越倾向于通过与政府或社会组织进行合作来进行慈善捐赠。以上结论在更换慈善捐赠行为和额度变量、区分不同间接慈善捐赠途径、更换数据样本、控制潜在遗漏变量和采用PSM方法、工具变量法等一系列检验后依然稳健。进一步分析发现，亲社会情感在民营企业家主观社会经济地位与慈善捐赠之间存在部分中介效应。关键词:民营企业家;主观社会经济地位;慈善捐赠;亲社会行为DOI:10.19343/j．cnki．11－1302/c．2021.01.009中图分类号:C812文献标识码:A文章编号:1002－4565(2021)01－0105－14Entrepreneurs’SubjectiveCognitionoftheSocioeconomicStatusandIndividualCharityDonationMaLingyuan＆LiXiaominAbstract:Thepositiveemotionsgeneratedbytheindividualthroughsocialcomparisonwillmaketheindividualmoreinclinedtopro-socialbehavior．Willthis“warmcurrenteffect”alsopromoteindividualcharitydonation?BasedonthesurveydataofprivateenterprisesofChinain2014，thispaperempiricallyteststheimpactofsubjectivecognitionofentrepreneurs’socioeconomicstatusonindividualdonation．Itisfoundthatthesubjectivesocioeconomicstatusofentrepreneurshasasignificantpositiveimpactontheirindividualdonationbehaviorandthesizeofdonation．Thehigherthesubjectivesocioeconomicstatusofentrepreneurs，themoreinclinedtheyaretodonatethroughcooperationwiththegovernmentorsocialorganizations．Theaboveconclusionsarestillrobustafteraseriesoftests，suchaschangingthebehaviorandquotavariablesofphilanthropy，distinguishingdifferentindirectwaysofphilanthropy，changingdataofsamples，controllingpotentialmissingvariablesandadoptingPSMwithIVmethod．Furtheranalysisfindsthatthereisapartialmediatingeffectofpro-socialemotionbetweenentrepreneurs’subjectivesocioeconomicstatusandcharitydonation．Keywords:Entrepreneur;SubjectiveSocioeconomicStatus;CharityDonation;Pro-socialBehavior一、引言2014)。《2018年度中自2007年以来，民营企业成为我国慈善事业的主力军(陈凌和陈华丽，*基金项目:河南省高等学校哲学社会科学创新团队项目“生产性服务业创新与区域经济发展”(2018-CXTD-06);河南省科“郑州市‘促进科技和金融结合’(2)。技厅软科学项目试点的创新绩效评估与政策研究”

·106·统计研究2021年1月国慈善捐助报告》数据显示，民营企业捐赠占企业捐赠比重达到50.55%，超过国有企业、外资企业和港澳台企业三者捐赠总和。民营企业在慈善捐赠领域的优异表现，也引发学者们的普遍关注，并主要从民营企业的捐赠动机、捐赠的影响因素、捐赠的影响三个方面展开研究。近年来，学者们越来越关注民营企业家的个人特征对慈善捐赠的影响。已有研究发现，许多人口统计学特征都与慈善捐赠行为之间存在较大关联，这些特征包括性别、年龄、收入水平、受教育程度以及宗教信仰等。而企业家作为一个特殊群体，其个人特征不仅会影响其个人捐赠行为，也会对其主管企业的捐赠行为产生影响。Browne(2003)在其博士论文中运用计量方法率先研究了企业高管的人口统计学变量、薪酬待遇、自身权利对企业慈善捐赠的影响。此后，关于企业高管个人特征对企业捐赠影响的研究开始大量涌现。在国内，一方面，学者们主要关注民营企业家和上市公司高管两个群体的个人特征对企业捐赠的影响。高勇强等(2011)基于私企调查数据，研究发现民营企业家的政治身份(人大代表/政协委员)和行业身份(行业协会/工商联成员)显著促进了企业的捐赠行为、提升了企业的捐赠水平。李四海(2012)以我国2006－2009年在沪深交易所上市的公司为样本，研究发现管理者是否有政治背景、政治背景类型显著影响企业捐赠行为，而学历背景对企业捐赠的显著影响仅存在于低社会信任环境下。曾春影和茅宁(2018)、淦未宇和肖金萍(2019)分别利用我国民营上市企业的捐赠数据，研究发现有女性CEO/董事长的企业具有更高的慈善捐赠水平。姜付秀等(2019)以2014－2016年沪深股市A股上市公司为研究对象，发现学者型CEO推动了企业实施更多利他倾向的慈善捐赠行为。另一方面，还有部分学者关注了企业高管的生活工作经历特征对慈善捐赠的影响。许年行和李哲(2016)利用2006－2014年上市公司慈善捐赠数据，研究发现CEO出身于贫困地区对企业捐赠具有显著的促进作用，“大饥荒”有经历的CEO其所在企业慈善捐赠更多。王营和曹廷求(2017)以三年困难时期为切入点，发现国有企业CEO的饥荒经历使其所在企业的慈善捐赠表现更加积极。邵剑兵和吴珊(2018)基于2009－2015年我国A股上市公司数据，研究发现具有从军经历的管理者倾向于通过慈善捐赠方式来承担社会责任并建立良好的政企关系。上述研究为本文提供了丰富的理论基础。虽然高管的个人客观特征是影响其慈善捐赠的重要因素，但其主观特征对慈善捐赠影响的研究在一定程度上被忽视了。相对客观特征而言，高管个人主观特征可能包含更多信息，除了能够反映其个人客观特征，还会包含高管对所处环境和社会的感知，其预测力可能更强。因此，本文从主观社会经济地位的角度切入，研究民营企业家主观特征对个人慈善捐赠的影响。本文的贡献在于:①已有文献主要研究了高管个人特征对企业捐赠的影响，较少涉及对高管个人捐赠的影响，本文从主观特征方面研究了企业家主观社会经济地位与个人慈善捐赠之间的关联，发现企业家的主观社会经济地位提高对其个人慈善捐赠具有显著的促进作用，从而为解释企业家个人慈善捐赠行为提供了新证据;②在社会学研究方面，本文以慈善捐赠作为切入点研究主观社会经济地位与个人行为选择，是对已有研究的一个拓展和完善;③已有文献主要研究高管个人特征对捐赠行为和捐赠额度的影响，较少涉及对捐赠途径的影响，本文发现企业家的主观社会经济地位越高，其越倾向于通过与政府或社会组织进行合作来进行间接捐赠，而非直接捐赠。这既直接呼应了社会学者、心理学者关于主观社会经济地位与合作行为的研究，又丰富了关于慈善捐赠行为的研究，为深入理解主观社会经济地位的行为影响提供了更加广阔的视角。二、文献综述与研究假设社会经济地位(SES)都以教育、职业以及收入作为其代理变量，然而这些因素大部分研究中，SES的强预测只能衡量社会经济地位的某一个方面，具有客观局限性。此外，国外学者研究指出，

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·107·力仅存在于低收入群体中，其对心理和行为的预测力会在收入达到一定水平时显著下降甚至消失(Steptoe和Marmot，2002)。而主观社会经济地位(SSS)则既包括对SES的知觉，也含有个体对其所处环境和社会机遇的判断;既包括个体对目前自身社会地位的感知，也含有对过去和未来的感知(Manoux等，2003)。基于身份的动机理论表明，如果SSS确实和个体的自我感知相关，那么它必然SSS比SES能捕捉到更多的社会地位信息，会影响其动机和行为。因此，预测力更强。解晓娜和李小平(2018)采用问卷调查法和材料启动法，研究发现SSS较高的人在人际关系取向上更倾向于共享关系取向，表现出更多的亲社会行为。在社会认知理论方面，许多研究表明社会阶层对亲社会行为具有显著影响，但具体的研究结论并不一致。一部分学者发现低社会阶层表现出更多的亲社会行为，相对而言，低社会阶层人群通常表现更加慷慨和仁慈，更愿意选择信任和帮助他人，而高社会阶层往往更加冷漠和自私，较少考虑2017)。另一部分学者则发现高社他人的处境和需求，因而表现出较少的亲社会行为(Durante等，Penner等(2005)发现相对于低社会阶层，会阶层人群更亲社会，高社会阶层个体不仅更容易融入Isen(1970)利用实验证实，团体，而且在志愿互动中的表现更为积极。早在20世纪70年代，如果。原因个体能通过社会比较产生积极情绪，那么其将更倾向于做出亲社会行为，称为“暖流效应”在于，个体在社会比较中一旦感知到自己具有优势，那么其自信心和满足感会增强，进而促使其心理资源增加，更愿意关注他人的处境和需求，从而导致其作出亲社会行为。Klein(2003)在实验中发现，当被试者被告知自己任务完成的相对更好时，更愿意将任务的解答线索提供给其他的被试者。此外，人际关系取向常被用来判断个体是否具有亲社会情感。Clark和Mills(1993)认为人际关系存在交易和共享两种关系取向，两者可以用来描述个体在社会交往中的利益付出及交换的原则。而实验研究发现，相较于具有交易关系取向的被试者，共享关系取向的被试者更倾向于做出利2015)，说明共享关系取向与亲社会情感具有内在一致性。低社会阶层人他行为(王垚和李小平，群通常会具有交易关系取向，因为其通过社会比较感知到自身拥有资源较少，会导致其对于资源的流失更为敏感，或更为关注付出的回报。相对而言，高社会阶层人群通常在物资资源和心理资源上具有明显优势，从而无需关注付出之后的回报，进而导致在社会交往中更多的表现为共享关系取向(解晓娜和李小平，2018)。本文研究的慈善捐赠实际上属于一种亲社会行为，具体而言，慈善捐赠行为本身表现出捐赠人在人际互动中的共享关系取向，在一定程度上也可以反映其亲社会情感。因此，本文提出第一个假设。从而更可能假设1:企业家主观社会经济地位越高，其个人越具共享关系取向(亲社会情感)，并在慈善捐赠中捐赠更多。进行慈善捐赠，此外，有学者研究发现，主观社会经济地位也会对个体的社会公平感产生显著影响。李炜(2006)基于近十年的CSS数据分析发现，相较于主观社会经济地位处于中等以下的群体，处于中等及以上群体的社会公平感更高。李路路等(2012)基于CGSS数据，研究发现对自身社会阶层认知较低的群体更倾向于认为社会存在严重冲突，其社会公平感也相应越低。而社会公平感的提高2009)。Huq等(2011)能够促进个体的有效合作，进而实现较高质量的社会协调(Ｒankin和Tyler，发现程序公平感越高，个体则在法律实施的过程中更愿意配合政府，甚至精神障碍者也会在程序公平状况下进行更多的合作和更少的反抗。Verboon和Goslinga(2009)发现，企业家的分配公平感越高，其向政府纳税越积极。与之相对，分配公平感越低，则越热衷于参加对政府的抗议示威。本文研究的慈善捐赠可以分为直接捐赠和间接捐赠，间接捐赠是将捐赠的款物捐赠给公益组织，然后由该组织按照公益目的再分配给受益人，间接捐赠实际上就是捐赠人和慈善组织在慈善捐助领域的

·108·统计研究2021年1月合作。那么，捐赠人的社会公平感应该也会影响到其是否愿意与慈善组织进行合作。具体而言，捐赠人对慈善组织在款额分配公平与程序公平的感知会影响其与慈善组织的合作意愿。从而，捐赠人的主观经济地位会影响其对慈善组织公平感知进而影响其与慈善组织的合作行为。因此，本文提出第二个假设。假设2:企业家主观社会经济地位越高，其社会公平感相对越高，从而更可能通过与政府、社会慈善组织或平台合作开展慈善捐赠。图1理论模型三、研究设计与统计分析(一)样本选取与数据来源本研究数据来自私营企业调查课题组在2014年开展的第十一次全国私营企业抽样调查①。该课题组在全国范围内对私营企业展开多阶段抽样调查。首先按经济发展水平抽取县市，其次根最后据城乡和行业分布随机抽取民营企业，再访问相应的民营企业法人代表(或称民营企业家)，上报数据汇总。被调查民营企业覆盖全国31个省级地区，企业规模、类型和行业分布广泛，因此该调查对于开展民营企业相关研究提供了一个很好的样本。此外，该调查每两年进行一次，但每两次调查的样本并不一致，且调查的内容也会随着社会发展而进行相应调整。根据2014年私营企业调查问卷来看，调查内容主要包括企业家个人情况、企业情况和企业发展环境三部分。本文研究所需数据主要涉及前两部分，而工具变量和中介变量数据则来自企业发展环境部分。根据研究需要，剔除一些异常值数据，最后进入分析的民营企业样本共有2042家。在具体回归中，会因为某些样本个别变量缺失而在回归中将其剔除，因此在不同的回归中样本数量会存在差异。(二)模型构建与变量选取为检验企业家主观社会经济地位对个人慈善捐赠的影响，构建如下模型:donationi/Ddonationi=a+β1SSSi+β2genderi+β3agei+β4educationi+β5pci+β6partyi+β7firmagei+β8firmsizei+β9dari+β10ＲOAi+模型中所涉及的变量定义和设计如表1所示。∑γxindustryx+ei(1)1．被解释变量。参照高勇强等(2011)、陈凌和陈华丽(2014)的研究，本文把企业家个人慈善捐赠分为捐赠行为(Ddonation)和捐赠额度(donation)。其中，捐赠行为为虚拟变量，如果企业家个人捐赠额度donation＞0元，则Ddonation赋值为1;如果donation=0元，则Ddonation赋值为0。在回归分析中，channel)虚拟变量，本文将企业家捐赠额度取自然对数。此外，本文构建了捐赠途径(Don-如果间本论文使用数据全部来自中央统战部、全国工商联、国家市场监管总局、中国社会科学院、中国民营经济研究会私营企业“中国私营企业调查”。中国社会科学院私营企业主群体研究中心负责日常管理的“中国私营企业调查”研究课题组主持进行的①数据发布平台为该调查数据正式授权发布渠道。作者感谢上述机构提供数据协助，本论文内容由作者自行负责，并不代表数据调查团队之任何机构的立场。目前，上述机构公开提供的最新数据截至2014年。

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·109·表1变量变量简称Ddonation具体含义捐赠行为变量定义和设计变量设计捐赠额度＞0元，则取值为1，否则取值为0对捐赠金额取自然对数企业向政府主办的公益组织、媒体组织的公益活动、民间慈善组织捐款或合作的取值为1，否则取值为0取值范围1～10，值越大，主观经济地位越低取值范围1～10，值越大，主观社会地位越低取值范围1～10，值越大，主观政治地位越低如果企业家为女性，则gender取值为1，男性取值为0企业家在2013年的年龄研究生=6。大学=5，大专=4，高中及中专=3，初中=2，小学及以下=1，慈善捐赠donationDon-channel捐赠额度捐赠途径主观经济地位主观社会经济地位jjdwshdwzzdwgender主观社会地位主观政治地位企业家性别ageeducationpcparty控制变量firmagefirmsizedarＲOAindustry企业家年龄受教育程度政治身份企业党组织企业年龄企业规模资产负债率盈利能力行业如为人大代表或政协委员，则pc取值为1，否则取值为0。如果企业设立中共党组织，则party取值为1，否则取值为0。企业从创办至2013年的运营时间企业营业收入(万元)取自然对数2013年企业的资产负债率2013年企业的净利润除以营业收入《国民经济行业分类》按照标准，根据企业家要从事的行业(此次调查包括农林牧渔业、采矿业、制造业等19个行业)。直接捐赠取值为0。由于缺乏企业家捐赠途径的直接数据，采用企业家负责企接捐赠则取值为1，业的捐赠途径数据进行替代。我国民营企业的所有权和经营权一般是高度集中的，创业者是真正2011)。因此，负责企业经营的企业家，他们完全控制企业的经营管理(周燕和庞毅，民营企业家的价值偏好也应该在很大程度上会影响企业的经营决策。那么，企业家个人的捐赠途径与其负责企业的捐赠途径应该具有内在一致性。按照调查问卷中第23个问题的调查结果，本文对做出个人捐赠的企业家按企业捐款途径进行划分，将其企业向政府主办的公益组织(扶贫基金会、红十字会、“希望工程”等)、媒体组织的公益活动(电视台、报纸、网站等)、民间慈善组织捐款或合作认定为间接捐赠，而没有通过以上途径进行捐赠的则认定为直接捐赠，包括企业自行独立组织慈善公益活动(如义卖、直接捐资助学等)以及成立或实质性参与管理公益性的基金会。2．解释变量。主观社会地位(shdw)和主观政治本文引入为主观经济地位(jjdw)、主观社会经济地位(SSS)，地位(zzdw)三个变量，分别从不同侧面反映一个人对自己在社会财富、社会关系和政治关系体系中《2014年第十一次私营企业调查表》所处位置的主观认知。其对应中的第11个问题“同周围其他，1代表主社会成员相比，您认为自己在下列三种社会阶梯上处在什么位置?”其取值范围为1～10，10代表主观地位最低。如果假设1成立，观地位最高，即主观社会经济地位与个人慈善捐赠正相关，那么β1的预期符号应为负。3．控制变量。参考现有文献的做法，本文主要控制个人层面、企业层面两类变量。个人层面变量包括企业家企业层面变量包括企业是否有性别(gender)、年龄(age)、受教育程度(education)和政治身份(pc)，党组织(party)、企业年龄(firmage)、企业规模(firmsize)、资产负债率(dar)和盈利能力(ＲOA)。此外，还控制了行业固定效应(industry)。(三)初步统计分析表2给出了不同社会经济地位认知下慈善捐赠的差异性分析。本文将主观经济地位、社会地1～5为高地位层级，6～10为低地位层级。对于主观位和政治地位按照自评分值分为了两个层级，经济地位而言，自评高地位层级的企业家个人捐赠行为和捐赠额度都显著高于自评低地位层级的

·110·统计研究2021年1月企业家，该种情况同样出现在按主观社会地位和政治地位分值的分组比较中。初步来看，当企业家主观社会经济地位较高时，更倾向进行慈善捐赠，且会捐赠更多。表2不同社会经济地位认知下慈善捐赠的差异性分析donation1≤经济地位≤55＜经济地位≤10T检验Wilcoxon检验1≤社会地位≤55＜社会地位≤10T检验Wilcoxon检验1≤政治地位≤55＜政治地位≤10T检验2455291731272301Ddonation标准差5.1145.154样本数31772246均值7.9465.519＊＊17.157＊＊＊18.262＊7.978样本数31772246均值0.7420.567＊＊13.698＊＊＊13.468＊0.748标准差0.4380.4964.7665.21.4340.4965.540＊＊17.319＊＊＊17.888＊8.3580.565＊＊14.506＊＊＊14.234＊0.7764.9625.2.4170.4935.7760.58318.475＊＊＊15.272＊＊＊Wilcoxon检验19.0625%和1%的水平显著，注:*、＊＊、＊＊＊分别代表在10%、下同。＊＊＊＊＊14.953＊表3给出了主要变量的相关性分析。总体来看，企业家的社会经济地位主观评价与其慈善捐赠存在显著负相关关系。社会经济地位评价分值越高，代表地位越低。那么，主观社会经济地位与慈善捐赠即为显著的正相关关系，即主观社会经济地位越高，越倾向于进行慈善捐赠，且会捐赠更多。表3变量DdonationdonationjjdwshdwDdonation主要变量相关性分析donation＊＊0.829＊1＊＊－0.263＊＊＊－0.272＊jjdw＊＊－0.210＊＊＊－0.293＊shdw＊＊－0.224＊＊＊－0.292＊＊＊0.798＊1＊＊0.758＊zzdw＊＊－0.243＊＊＊－0.309＊＊＊0.633＊＊＊0.760＊11＊＊0.925＊＊＊－0.208＊＊＊－0.224＊1＊＊0.806＊＊＊＊＊＊＊zzdw－0.244＊－0.291＊0.637＊注:左下角为Pearson相关系数，右上角为Spearman相关系数。四、计量结果与分析(一)基本回归1．主观社会经济地位对企业家个人慈善捐赠行为的影响。表4给出了主观社会经济地位与企业家个人慈善捐赠的回归结果。其中，在分析主观社会经济地位对慈善捐赠行为的影响时，由于Ddonation取值为0和1，所以采用Probit回归，结果见模型1～3。而分析主观社会经济地位对慈善捐赠金额的影响时，由于部分企业家没有进行个人捐赠，存在样本截断问题，具体而言其属于归并数据，因此采用Tobit回归，结果见模型4～6。模型1和模型4显示，jjdw的系数分别为－0.046和－0.245，前者在5%的水平上显著，后者在1%的水平上显著，这表明企业家的主观经济地位对其慈善捐赠行为和慈善捐赠金额均具有显著的积极影响。模型2shdw的系数分别为－0.040和－0.255，和模型5显示，且分别在5%和1%的水平上显著，这表明企业家的主观社会地位对其慈善捐赠行为和慈善捐赠金额均具有显著的积极影响。模型3和模型6zzdw的系数分别为－0.057和－0.271，显示，且均在1%的水平上显著，这表明企业家的主观政治地位对其慈善捐赠行为和慈善捐赠金额均具有显著的积极影响。因此，企业家对个人的主观社会经济地位评价越高，其越倾向于进行慈善捐赠，且捐赠的金额越多。这证实了本文的假设1。

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·111·表4变量jjdwshdwzzdwgenderageeducationpcpartyfirmagefirmsizedarＲOA行业固定效应ConsObs－0.120(－1.223)－0.001(－0.349)－0.097(－2.904)＊＊＊企业家主观社会经济地位与慈善捐赠行为模型1＊－0.046＊(－2.169)Ddonation(Probit回归)模型2模型3模型4＊＊－0.245＊(－2.997)donation(Tobit回归)模型5模型6＊－0.040＊(－2.033)＊＊－0.057＊(－3.221)＊＊－0.255＊(－3.307)＊＊－0.271＊(－3.955)－0.116(－1.177)－0.002(－0.441)－0.108(－1.082)－0.002(－0.462)－0.271(－0.671)－0.006(－0.343)－0.235(－1.814)＊＊2.075＊(7.411)＊＊1.288＊(4.373)＊＊0.091＊(3.595)＊＊0.826＊(10.442)－0.363－0.245(－0.606)－0.009(－0.470)－0.229(－1.774)＊＊1.995＊(7.107)＊＊1.320＊(4.495)＊＊0.089＊(3.493)＊＊0.821＊(10.467)－0.368－0.234(－0.577)－0.009(－0.479)－0.215(－1.657)＊＊1.901＊(6.660)＊＊1.238＊(4.206)＊＊0.084＊(3.298)＊＊0.830＊(10.679)－0.346－0.094(－2.809)＊＊＊－0.093(－2.771)＊＊＊＊＊0.481＊(6.551)＊＊0.294＊(3.871)＊0.017＊(2.547)＊＊0.125＊(6.082)－0.120＊＊0.474＊(6.420)＊＊0.295＊(3.888)＊0.017＊(2.529)＊＊0.126＊(6.153)－0.081＊＊0.444＊(5.904)＊＊0.279＊(3.642)＊0.015＊(2.234)＊＊0.126＊(6.215)－0.076(－1.221)－0.002(－0.351)yes(－1.450)－0.006(－0.398)yes(－1.364)－0.006(－0.375)yes(－1.520)－0.009(－0.400)yes(－1.542)－0.008(－0.390)yes(－1.452)－0.006(－0.303)yes0.386(1.063)19230.358(1.003)－1.029(－2.831)19130.132＊＊2.088(1.464)2.284(1.631)2.502(1.766)19250.12919350.04419370.04419240.0450.131PseudoＲ2注:括号内为t值，下同。对于控制变量，本文发现具有人大代表或政协委员资格的企业家在慈善捐赠方面表现更为积极;企业设有党组织对企业家个人捐赠具有显著积极的影响;企业设立时间越长，企业家在慈善捐赠上表现越积极;企业规模也对企业家的慈善捐赠具有显著的积极影响;此外，企业资产负债率越高，则企业家相对越不愿意慈善捐赠。意外的是，企业家的受教育程度对捐赠行为具有显著消极的影响，其对于捐赠金额的影响系数不显著。而企业家性别、年龄，企业的资产负债率和盈利能力的回归系数均不显著，但这并不意味着这些变量对企业家捐赠不具有显著的影响，只能说明根据目前的样本，无法对这些变量对企业家个人捐赠的影响作出统计学意义上的判断。2．主观经济地位对企业家个人慈善捐赠途径的影响。表5给出了主观社会经济地位与企业家个人慈善捐赠途径的回归结果。其中，由于被解释变channel为虚拟变量，量Don-所以采用Probit回归。从模型1～3可以看出，企业家的主观经济地位认知对于其负责企业的慈善捐助途径有显著的负向影响，即企业家对个人社会经济地位的主观认知水平越高，其负责企业越倾向于通过与政府或社会组织进行合作来进行慈善捐赠。相对地，企业家对个人社会经济地位的主观认知水平越低，其负责企业越倾向于通过独立组织慈善公益活动或成立或实质性参与管理公益性的基金会等方式进行直接捐赠。这证实了本文的假设2。对于控制变量，企业家性别、年龄和受教育程度对其慈善捐赠途径并无显著影响;具有人大代表或政协委员资格的企业家在企业慈善捐赠方面更倾向于间接捐赠;设有党组织的企业更倾向于

·112·表5变量jjdwshdwzzdwgenderageeducationpcpartyfirmagefirmsizedarＲOA行业固定效应ConsObsPseudoＲ20.206(1.902)－0.003(－0.750)－0.002(－0.064)＊＊0.534＊(6.851)＊＊0.268＊(3.334)＊0.019＊(2.739)＊＊0.152＊(6.924)－0.041统计研究2021年1月企业家主观社会经济地位与慈善捐赠途径Don-channel模型1－0.052(－2.314)＊＊模型2模型3－0.036*(－1.685)＊－0.045＊(－2.383)0.207(1.913)－0.004(－0.794)0.216(1.892)－0.005(－0.924)－0.001(－0.032)＊＊0.512＊(6.414)＊0.254＊(3.136)＊0.019＊(2.614)＊＊0.160＊(7.313)－0.0410.001(0.022)＊＊0.531＊(6.770)＊＊0.276＊(3.430)＊0.020＊(2.841)＊＊0.159＊(7.203)－0.039(－0.653)－0.040(－0.539)yes(－0.627)－0.052(－0.674)yes(－0.657)－0.051(－0.658)yes－0.598(－1.567)18360.159－0.743(－1.994)18370.161*－0.601(－1.574)18240.161间接捐赠;企业设立时间越长、企业规模越大，企业越倾向于间接捐赠。企业的盈利能力对企业的慈善捐赠途径无显著的影响。值得注意的是，之前的分析表明企业的资产负债率越高，企业越不愿意选择捐赠。但如果企业选择捐赠，资产负债率对于企业的捐赠途径选择并无显著影响。(二)稳健性检验1．替换被解释变量。如前文所述，我国大多数民营企业的管理决策为企业家完全控制，因此其价值偏好不仅会影响“捐”“不捐”个人捐赠，也会影响其负责企业的慈善捐赠，至少在与的影响上应该是一致的。因此，利用调查数据中企业开本文采用企业慈善捐赠行为(Ddonation2)替代个人捐赠行为(Ddonation)，Ddonation2则取值为1，否则取值为0。回归展慈善捐赠情况进行衡量，如果企业参与了慈善捐赠，结果如表6的模型1～3所示，企业家的主观经济地位、社会地位和政治地位对其负责企业的慈善捐赠行为均有显著的积极影响，这与表4中对于企业家个人慈善捐赠行为的影响相一致，从侧面进回归一步印证了该结论。此外，本文还使用是否参加过光彩事业①来衡量企业家的慈善捐赠行为，结果也与表4结论基本一致。本文用企业家个人慈善捐赠的相对水平(donation2)来衡量其此外，借鉴贾明和张喆(2010)，全国工商联组织推动的以非公有制经济人士为参与主体的社会扶贫事业，自1994年发起以来，光彩事业是中央统战部、至2014年已实施20年。①

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·113·表6变量jjdwshdwzzdwgenderageeducationpcpartyfirmagefirmsizedarＲOA行业固定效应ConsObsPseudoＲ20.051(0.464)－0.000(－0.077)－0.096(－1.082)＊＊0.500＊(5.855)＊＊0.420＊(4.832)0.017*(2.204)＊＊0.129＊(5.672)－0.042(－0.613)－0.006(－0.277)yes－0.051(－0.132)18940.175模型1＊＊－0.066＊(－2.746)稳健性检验:替换被解释变量Ddonation2donation2模型3模型4＊－0.232＊(－2.206)模型5模型6模型2－0.039*(－1.728)＊－0.037＊(－1.881)0.064(0.567)－0.001(－0.142)－0.084(－0.943)＊＊0.490＊(5.658)＊＊0.406＊(4.653)0.016*(2.114)＊＊0.141＊(6.244)－0.041(－0.611)－0.006(－0.230)yes－0.262(－0.687)18840.174＊＊－0.328＊(－3.316)＊＊－0.263＊(－2.957)－0.801(－1.519)0.010(0.424)0.158(0.946)＊＊1.531＊(4.166)＊0.793＊(2.094)0.058*(1.763)＊＊－0.451＊(－4.526)－0.202(－0.668)－0.022(－0.824)yes＊＊5.005＊(2.734)19240.0110.049(0.449)－0.001(－0.179)－0.094(－1.059)＊＊0.497＊(5.801)＊＊0.424＊(4.889)0.018*(2.321)＊＊0.137＊(6.041)－0.043(－0.633)－0.007(－0.241)yes－0.235(－0.628)18950.174－0.828(－1.581)0.012(0.498)0.140(0.842)＊＊1.709＊(4.766)＊0.850＊(2.252)＊0.067＊(2.044)＊＊－0.460＊(－4.554)－0.223(－0.738)－0.024(－0.899)yes＊4.586＊(2.498)19350.010－0.818(－1.567)0.010(0.411)0.152(0.918)＊＊1.606＊(4.477)＊0.839＊(2.234)0.063*(1.944)＊＊－0.476＊(－4.770)－0.226(－0.750)－0.024(－0.913)yes＊＊5.315＊(2.956)19370.011数值等于个人捐赠额/当年总收入×100，回归结果如表6的模型4～6所示，企业家慈善捐赠额度，的主观经济地位、社会地位和政治地位对于其个人慈善捐赠额度的影响与表4的结论基本一致。2．其他稳健性检验①。此外，本文还做了其他三种稳健性检验:①为检验企业家主观社会经济地位对慈善捐赠途径影响的稳健性，进一步将企业的间接捐赠方式进行细分，包括向政府主办的公益组织捐款或合作(gov)、并分别向媒体组织的公益活动捐款或合作(media)、向民间慈善组织捐款或合作(nongov)，进行回归分析;②利用2012年全国私营企业调查数据进行再次验证;③进一步控制企业所在地区的固定效应。本文发现，以上检验结果中主观经济地位、社会地位和政治地位的回归系数和显著性与表4和表5相比变化极小，上述回归结果是稳健和可信的。(三)内生性问题处理1．倾向得分匹配法。根据已有研究，人们的收入水平、受教育程度、职业状况等客观社会经济地位因素也都会对主2009)。那么，观社会经济地位产生影响(Powdthavee，企业家主观社会经济地位对个人慈善捐赠的影响可能包含了混淆变量的作用，从而导致选择性偏误，而其是内生性问题的一个主要来源。为缓解选择性偏误问题，本文采用倾向得分匹配方法(PSM)进行处理。为此，本文将企业家主观经济地位按照得分分为两组，将得分为1～5设为处置组，代表主观社会经济地位高，将得分为6～10设为对照组，代表主观社会经济地位低。在给定企业家和企业相关特征的情况下，估计每个企业家主①《统计研究》因篇幅限制，其他稳健性检验结果和解释以附表1～3展示，见网站所列附件。下同。

·114·统计研究2021年1月然后在对照组中找寻与处置组企业家得分接近的企业家进观社会经济地位高的概率(倾向得分)，行匹配，以消除选择性偏误。假设企业家主观社会经济地位高的概率公式为:Ti=1Xi］pi=p(Xi)=Prob［(2)pi为企业家主观社会经济地位高的条件概率，其中，而X为匹配协变量，这个条件概率就是倾向得分，可以利用该得分来识别与处置组企业家具有相似特征的对照组企业家。那么，当估计企业家主观社会经济地位认知的因果效应时，混淆变量就被控制了。鉴于倾向得分匹配方法已经在大部分相关文献中有详细阐释，这里就不再赘述。借鉴已有文献的做法，本文同时选用内核匹配法和5对1最邻近匹配法以确保结果的稳健性。经检验确定匹配样本较好满足了条件独立分布和共同支撑接着利用匹配样本估计出企业家主观社会经济地位对个人慈善捐赠的平均处置效应，具体条件①，结果见表7。总体而言，内核匹配法和5对1最邻近匹配法估计得到的平均处置效应与表4和表5的结论基本一致。但主观社会经济地位的系数明显变大了，这可能是由于在PSM匹配前部分混淆变量的显著负向影响而导致的。表7内核匹配平均处置效应＊＊－0.076＊(－3.453)社会经济地位主观认知的平均处置效应Ddonation5对1最近邻匹配＊＊－0.071＊(－2.948)donation内核匹配＊＊－0.232＊(－3.002)Don-channel内核匹配＊＊－0.070＊(－3.453)5对1最近邻匹配＊＊－0.261＊(－2.251)5对1最近邻匹配＊＊－0.063＊(－2.869)经济地位处置组样本对照组样本总样本平均处置效应62113481969＊＊－0.073＊(－3.352)62113481969＊＊－0.064＊(－2.671)67013612031＊＊－0.243＊(－3.313)67013612031－0.205*(－1.834)72413152039－0.193(－2.172)97710652042＊＊62912941923＊－0.048＊(－2.393)62912941923－0.038*(－1.733)68012471927＊＊社会地位处置组样本对照组样本总样本平均处置效应66813041972－0.067(－3.171)＊＊＊66813041972－0.057(－2.510)9＊＊＊72413152039－0.267(－3.949)97710652042＊＊＊68012471927－0.051(－2.712)91610101926政治地位－0.037*(－1.824)91610101926处置组样本对照组样本总样本9．工具变量法。如果企业家主观社会经济地位是由不可观测变量决定的，那么倾向得分匹配方法则无法有效处理内生性问题。本文最为关注的一个不可观测变量就是企业家个人的宗教信仰，在本文所用数据中，缺少对该指标的统计。根据以往研究，宗教信仰很可能会同时对企业家主观社会经济地位、2018)。因此，企业家个人捐赠产生影响(刘力和阮荣平，本文利用工具变量法进一步缓解内生性问题。鉴于内生性变量主观社会经济地位是一个主观性指标，本文选取另一个主观性指标企业家主观营商环境(SBE)作为工具变量，其具体对应问卷中的第24题“您认为过去两年企业发展环境，，“很差”向好的程度”其选项按很好～很差分为五种程度，由于“很好”对应的值为1对应的值为5，即SBE是一个反向指标，因此本文用6减去该指标数值进行正向化处理。表8为工具变量法Ivprobit和Ivtobit的回归结果②。一阶段的回归结果显示，主观营商环境的系数均在1%的水平上倾向得分匹配的前提假设检验结果以附表4展示，附图1～3，结果表明匹配后的样本较好地满足了条件独立分布和共同支撑条件。①②channel为被解释变量的回归结果以附表5展示。表8中仅列出以Ddonation和donation作为被解释变量的回归结果，以Don-

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·115·显著为负，意味着主观营商环境越好，企业家的主观社会经济地位越高。本文对于工具变量进行了wald检验值也都在1%的水平上显著，识别不足检验和弱识别检验，从表8中可见F值均大于10，表明不存在弱工具变量风险。此外，在工具变量的外生性检验中，本文发现工具变量与原回归中的残差均不具有显著相关性。因此，总体来看，工具变量的选取是合理的。二阶段的回归结果显示，主观社会经济地位对于捐赠行为、捐赠额度和捐赠途径的影响系数依然显著为负，但与基本回归结果相比，主观社会经济地位的影响系数不仅绝对值变大，并且全部在1%的水平上显著，这意味着前文Probit和Tobit的回归结果存在低估。表8变量jjdwshdwzzdw控制变量行业固定效应省份固定效应ObsＲ2工具变量法回归结果Ddonationdonation模型1－0.540(－2.991)＊＊＊模型2模型3模型4－2.552(－3.524)＊＊＊模型5模型6＊＊－0.446＊(－3.082)＊＊－0.445＊(－3.010)－2.067(－3.652)＊＊＊＊＊－2.098＊(－3.549)yesyesyesyesyesyesyesyesyesyesyesyesyes19130.133－0.208(－5.840)12.2428.9601913＊＊＊yes19150.132－0.251(－6.723)12.1539.4801915＊＊＊yes19030.178一阶段结果＊＊－0.251＊(－5.901)16.8819.0401903yes19250.133＊＊－0.208＊(－5.885)yes19270.132＊＊－0.255＊(－6.832)yes19140.180＊＊－0.253＊(－5.960)SBEFWaldtestObs11.15916.460192511.06017.760192715.48616.4801914五、进一步检验通过选取亲社会情感(prosocial)作为中介变量，进一步分析企业家主本文借助中介效应模型，观社会经济地位对慈善捐赠的影响。关于prosocial，选取调查数据中企业家对中国梦的认识来衡量，具体地，问卷中的问题为“你是否赞同‘中国梦是政府提出的概念，与我关系不大’这样的说法”答案有五种选择，同意、比较同意、不大同意、不同意和不知道，对应的数值分别为1～5，本文prosocial数值越大，去掉答案为不知道的数据。那么，则代表其越具有亲社会情感。借鉴Baron和Kenny(1986)的方法，构建如下中介效应模型:{①donationi=a0+a1SSSi+a2CVi+e1iprosociali=β0+β1SSSi+β2CVi+e2idonationi=λ0+λ1SSSi+λ2prosociali+λ3CVi+e3i(3)α1表示企业家主观社会经济地位对慈善捐赠的总效应，λ1表示企业家主观社会经济地位对其中，β1×λ2表示通过亲社会情感传导的中介效应。同时，参照温忠麟等(2004)提慈善捐赠的直接效应，结果见表9。出的中介效应检验方法①确定中介效应是否存在，首先检验回归系数α1，若未能通过显著性检验，若两者同时通过显则结束;反之进入下一步，依次检验回归系数β1和λ2，著性检验，则进一步检验回归系数λ1是否通过显著性检验，通过表明中介变量具有部分中介效应，不通过表明中介变量具有完全中介效应;若β1和λ2至少存在一个系数不显著，则对其进行Sobel检验，满足显著性检验要求则存在中介效应，不显著则不存在中介效应。

·116·表9变量jjdwshdwzzdwprosocial其他ObsPseudoＲ2统计研究2021年1月基于亲社会情感的中介效应检验prosocial模型1－0.013(－1.243)donation模型2＊＊－0.225＊(－2.643)＊－0.022＊(－2.339)＊＊－0.198＊(－3.393)＊－0.020＊(－2.461)＊＊－0.263＊(－3.762)prosocial模型3donation模型4prosocial模型5donation模型6－yes18380.368*(1.850)yes1838－yes18400.311(1.561)yes1840－yes18270.353*(1.754)yes1827变量jjdwshdwzzdwProsocial2其他ObsPseudoＲ20.031prosocial2模型7＊－0.044＊(－2.356)0.046donation模型8＊＊－0.237＊(－2.878)0.033prosocial2模型90.045donation模型100.033prosocial2模型110.046donation模型12－0.027(－1.563)＊＊－0.248＊(－3.213)－0.027*(－1.754)＊＊－0.265＊(－3.862)＊＊0.740＊(2.777)－yes1919＊＊0.761＊(2.851)－yes1921＊＊0.782＊(2.929)－yes1909yes1921yes1923yes19110.0270.0450.0250.0450.0250.045由于在之前已经检验了企业家主观社会经济地位对慈善捐赠的总效应，α1在统计上显著，因此这里只对方程组中的后两个方程进行回归。从模型5～6的结果来看，主观政治地位以及亲社会情感的系数均通过了显著性检验，意味着亲社会情感在主观政治地位和慈善捐赠之间起到了部分的中介效应。从模型5数值上来看，主观政治地位的系数为－0.020，因为主观社会经济地位的分值越大代表地位越低，因此主观政治地位对亲社会情感具有积极地影响。从模型1～4数值上来但亲社会情感对慈善捐赠的看，主观经济地位对亲社会情感的影响系数β1没有通过显著性检验，但影响系数λ2通过了显著性检验;而主观社会地位对亲社会情感的影响系数β1通过显著性检验，由本文进一步做Sobel检验，亲社会情感对慈善捐赠的影响系数λ2没有通过显著性检验。因此，于Sobel检验中经济地位和社会地位的Z统计量的绝对值分别为1.542和4.359，均大于显著性水因而在企业家主观经济地位、社会地位对慈善捐赠的影响中，也均存在以亲平上的临界值0.97①，社会情感为中介变量的中介效应。为了保证结论的稳健性，本文又以企业家对社会发展的关心衡“是否应该组织新生代非公有制经济人士为改革发展建言献策”量其亲社会情感，其对应的看法(prosocial2)，否则取0。回归结果见表9下半部分，从结果来看，亲社会情感在主观选择是则取1，经济地位、政治地位与慈善捐赠之间起到了部分的中介效应。而从模型9～10的结果来看，主观社但亲社会情感对慈善捐赠的影响系数会地位对亲社会情感的影响系数β1没有通过显著性检验，本文进一步做Sobel检验，由于Sobel检验中主观经济地位的Z统计λ2通过了显著性检验。因此，量的绝对值1.679，因而在企业家主观社会地位对慈善捐赠的影响中，也存在以亲社会情感为中介变量的中介效应。这与之前的结果具有一致性。此外，由于社会公平感并未找到合适的衡量变量，①根据Sobel(1982)提供的临界值表|Z|＞0.97，表示在5%的水平上显著。

第38卷第1期马凌远李晓敏:民营企业家社会经济地位主观认知与个人慈善捐赠·117·因此需要未来做进一步的验证。六、研究结论和政策建议从理论上分析了主本文在梳理已有关于主观社会经济地位与个人行为选择研究文献基础上，观社会经济经济地位对慈善捐赠的影响机制，主要通过主观社会经济地位与亲社会情感，主观社会经济地位与社会公平感两组关系构建了主观社会经济地位影响个人慈善捐赠行为、慈善捐赠途径的理论框架。在此基础上，利用2014年全国私营企业调查数据实证检验了企业家主观社会经济地位对个人慈善捐赠的影响。实证结果发现，企业家主观社会经济地位对其个人慈善捐赠具有显著积极地影响，具体而言，企业家主观经济地位、社会地位和政治地位的提高，都能显著促进其个人的慈善捐赠行为，提升其捐赠额度。在慈善捐赠途径方面，发现企业家的主观社会经济地位越高，越倾向于通过与政府或社会组织进行合作来进行慈善捐赠。研究结论在更换慈善捐赠行为和额度变PSM方法、量、区分不同间接慈善捐赠途径、更换数据样本、控制潜在遗漏变量、工具变量法等一系列检验后依然稳健。在进一步分析中，发现亲社会情感在企业家主观社会经济地位与慈善捐赠之间起到了部分的中介效应。本文的研究具有重要政策含义:一方面，政府应加强民营企业家群体的培训工作，为其搭建持续学习的机制与平台，将优秀民营企业家纳入党与国家的干部培训体系，提高其主观政治地位，促使其进一步关注民生与低收入群体;另一方面，政府在企业管制和资源分配政策上需要重视民营企业的利益，增加民营企业家的优越感和获得感，提高其主观社会与经济地位，促使其更多地选择亲社会行为，选择与政府或社会合作，促进社会和谐发展。参考文献［1］——基于全国私营企业调查的实证研究［J］．管理世界，2014(8):陈凌，陈华丽．家族涉入、社会情感财富与企业慈善捐赠行为—90－101．［2］淦未宇，——基于我国民营上市公司的实证研究［J］．管理学刊，2019(4):52－62．肖金萍．女性高管、权力强度与企业慈善捐赠—［3］高勇强，J］．经济研究，2011(12):111－123．何晓斌，李路路．民营企业家社会身份、经济条件与企业慈善捐赠［［4］贾明，J］．管理世界，2010(4):99－113．张喆．高管的政治关联影响公司慈善行为吗?［［5］姜付秀，——基于企业慈善捐赠的研究［J］．经济理论与经济管理，2019(4):张晓亮，郑晓佳．学者型CEO更富有社会责任感吗—37－53．［6］“患不均，———转型期的“公平感”“冲突感”［J］．中国人民大学学报，2012(4):80－90．李路路，唐丽娜，秦广强．更患不公”与［7］李四海．管理者背景特征与企业捐赠行为［J］．经济管理，2012(1):138－152．［8］李炜．近十年来中国公众社会公平评价的特征分析［J］．山东大学学报(哲学社会科学版)，2016(6):3－14．［9］2018，350(11):106－123．刘力，阮荣平．信仰与捐赠:宗教让人更加慷慨了吗?［J］．南方经济，［10］——基于慈善捐赠和冗余雇员的双重视角［J］．上海财经大学学报，2018(3):邵剑兵，吴珊．管理者从军经历与政府补助—64－79．［11］．心理与行为研究，2015(4):516－520．王垚，李小平．不同人际关系取向下的权力对利他行为的影响［J］［12］王营，J］．世界经济文汇，2017(6):20－42．曹廷求．CEO早年大饥荒经历影响企业慈善捐赠吗?［［13］温忠麟，J］．心理学报，2004(5):614－620．张雷，侯杰泰．中介效应检验程序及其应用［［14］2018(4):563－569．解晓娜，李小平．主观社会阶层对亲社会行为的影响［J］．心理与行为研究，［15］许年行，J］．经济研究，2016(12):135－148．李哲．高管贫困经历与企业慈善捐赠［［16］曾春影，——基于利他视角的实证研究［J］．经济管理，2018(1):125－141．茅宁．女性CEO与企业捐赠—［17］周燕，．江西社会科学，2011(7):211－215．庞毅．我国民营企业管理制度化:现状与展望［J］［18］BaronＲ，KennyD．TheModerator-mediatorVariableDistinctioninSocialPsychologicalＲesearch:Conceptual，Strategic，andStatisticalConsiderations［J］．JournalofPersonalityandSocialPsychology，1986，51(6):1173－1182．

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