張要要

（南京大學 政府管理學院，南京210023）

一、問題提出

伴隨著我國經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，志愿服務事業(yè)呈現(xiàn)出蓬勃興盛的發(fā)展態(tài)勢，志愿者隊伍日漸壯大。據(jù)《慈善藍皮書：中國慈善發(fā)展報告（2020）》統(tǒng)計，截至于2020年3月，全國范圍內(nèi)實名注冊志愿者總量達到1.69 億人，志愿服務團體116.36 萬家，累計志愿服務時間為22.68 億小時[1]。廣泛多元的志愿服務活動已覆蓋醫(yī)療、教育、扶貧、養(yǎng)老、環(huán)保、助殘和文化等多個社會實踐領域，在決勝全面建成小康社會中發(fā)揮著重要作用，成為現(xiàn)代社會文明進步的重要標志。

作為志愿服務主體的志愿者是為社會做出貢獻的前行者、引領者，對于打造共建共治共享社會治理格局具有特殊的價值，有助于提升社會治理能力[2]。那么，參與志愿服務活動對志愿者本人又有著怎樣的效用？事實上，志愿服務參與往往能夠為志愿者帶來諸多效用，因為志愿服務經(jīng)歷作為個體參與社會實踐活動的一部分，在為社會集體奉獻個人時間和精力的同時，也在志愿服務參與過程中鍛煉了自身能力。比如有研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務靈活性、互動性的特點提高了志愿服務參與者的溝通表達能力[3]。與不參與志愿服務的老年人相比，城市老年人的志愿服務參與經(jīng)歷對其日常生活能力產(chǎn)生了顯著正向影響[4]。同時，志愿服務參與對志愿者的心理健康和社會融入也有著積極影響[5]。

從更廣泛意義上看，對絕大多數(shù)人而言，幸福即便不是生活的唯一目標，也是最為主要的目標，沒有什么比主觀幸福感可以更好地代表個體的整體效用[6]?；诖?，本文試圖考察以下兩個有待回應的問題：第一，志愿服務參與能否對志愿者主觀幸福感產(chǎn)生顯著影響？第二，如果能，那么志愿服務參與影響主觀幸福感的作用機制又是什么？ 對上述問題的回答，不僅有助于在中國情境下揭示志愿服務參與的溢出效應，也能夠進一步拓展和深化學界對志愿服務參與影響主觀幸福感內(nèi)在作用機制的認識。同時，在實務層面上，通過評估志愿服務參與對主觀幸福感的影響及其機制，對在新時代背景下，推進“志愿中國”建設也具有重要的現(xiàn)實意義，可以為優(yōu)化志愿服務參與渠道、培育志愿服務參與理念和營造健康有序的志愿服務參與環(huán)境等諸多方面提供有益的學理參考。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

在既有文獻中，圍繞著志愿者參與志愿服務活動的研究主要集中在三個方面，即前端的影響因素、中端的群體特征以及后端結(jié)果效應。聚焦在前端影響因素的研究認為，個體人口統(tǒng)計學特征（包括年齡、性別、教育程度和收入等）、態(tài)度和信仰（包括政治信念、宗教信仰等）以及社會經(jīng)濟環(huán)境特征（包括收入差距、通貨膨脹率和政治制度）等因素都顯著影響了民眾的志愿服務參與意愿和行為[7-9]。關注中端群體特征的文獻則主要是基于大學生群體、老年人群體志愿服務參與的樣態(tài)概況或是針對國內(nèi)諸如民政系統(tǒng)、婦聯(lián)和工會等特定部門或領域志愿服務的發(fā)展態(tài)勢進行規(guī)范分析[10-12]。而在后端結(jié)果效應的文獻中，既有研究大致分為兩條進路展開，進路之一是在規(guī)范意義上討論民眾志愿服務參與對綜合應急能力提升、實施精準扶貧戰(zhàn)略和基層社會治理水平等社會層面的特殊價值[13-15]，進路之二便是側(cè)重于在微觀個體層面，實證檢驗志愿服務參與對志愿者本人產(chǎn)生了哪些溢出效應。

從考察志愿服務參與對微觀個體結(jié)果效應的文獻上看，相關研究認為，志愿服務參與不僅對志愿者價值觀念有顯著作用，也對其行為選擇產(chǎn)生了重要影響。例如，Morre 和Allen早期對于學生志愿者的研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與有助于減少學生志愿者逃課、退學和未婚生育等不良行為的發(fā)生，并顯著改善學生的閱讀能力以及社會交往的自信心[16]。Willson 和Musick 的研究則是指出，志愿服務參與對志愿者個人和社會整體均有諸多正向溢出效應，這主要體現(xiàn)在，志愿者的志愿服務參與經(jīng)歷可以使其產(chǎn)生更為積極、健康的心態(tài)，有利于志愿者取得職業(yè)生涯的成功。對于全體社會成員而言，志愿服務參與能夠顯著降低社會中部分個體反社會行為的出現(xiàn)概率，進而在整體上減少社會成員因出現(xiàn)反社會行為而造成的損失[17]。在國內(nèi)文獻中，張網(wǎng)成在以大學生為考察對象的研究中指出，參與志愿服務的大學生志愿者在服務過程中經(jīng)常感受到被信任和需要，這將有助于提升志愿服務參與者的自身服務能力和人際溝通能力。同時，在增強社會網(wǎng)絡和社會交往意愿的作用下，志愿服務參與也提高了大學生志愿者的社會信任程度[18]。而后的研究中，賀志峰和張網(wǎng)成進一步指出，志愿服務參與對社會信任的影響具有異質(zhì)性。即如果志愿者在志愿服務活動中遭遇到挫敗感，則會顯著降低志愿者的社會信任水平[19]。馬蕊在社會資本理論的指引下提出，志愿服務經(jīng)歷對志愿者就業(yè)具有顯著促進效用，這其中的主要原因是，志愿者借助于原先組織內(nèi)部的正式社會網(wǎng)絡可以有效地拓展志愿者的就業(yè)渠道，而且志愿者在志愿服務過程中所建立的非正式網(wǎng)絡能夠有效提升志愿者的社會適應能力，因此志愿服務參與有助于提高志愿者的就業(yè)成功率[20]。

此外，還有不少的研究指出，志愿服務參與對個體的心理健康和身體機能水平有顯著正向影響。例如，Greenfield 和Marks 在針對老年人群體的實證檢驗中發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與可以顯著改善老人的抑郁癥狀，提升其心理滿意度和健康自評[21]。但Lum 和Lightfoot 在以1993 至2000年AHEAD 面板數(shù)據(jù)的檢驗中卻得出與之相悖的研究結(jié)論，他們認為老年人群體的志愿服務參與固然可以顯著增加其健康自評，但對身體機能健康水平和住院率并無顯著作用[22]。值得注意的是，在以發(fā)達國家或地區(qū)民眾為樣本的研究中，也有少量的文獻針對志愿服務參與和主觀幸福感之間的關系進行了初步分析。相關研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與具有雙向效應，一方面志愿服務參與可以給受助者或是社會集體帶來顯性或隱形福利，如物質(zhì)水平的改善和社會信任水平的提高，另一方面參與志愿服務也會產(chǎn)生對志愿者本人帶來心情愉悅，提升生活幸福感的正向作用[7]。進一步的研究也是證實，志愿服務參與頻度越高，參與時間越長，志愿者從志愿服務經(jīng)歷中獲得的幸福感也將隨之提高[23]。

縱觀上述研究，國內(nèi)外學界圍繞志愿服務參與的溢出效應進行了多維檢驗，為后續(xù)的研究拓展奠定了重要基礎。更為直接的是，國外有部分研究注意到志愿服務參與對主觀幸福感的可能影響，并進行了探索性檢驗，但相關研究還存在一定不足。第一，國內(nèi)學界在這一議題上的考察還較為薄弱，未能就志愿服務參與和主觀幸福感二者間關系提供可靠的經(jīng)驗證據(jù)。第二，雖然有研究檢驗了志愿服務參與對主觀幸福感的影響，但機制分析存在明顯缺憾，并未能夠回答志愿服務參與究竟是如何影響主觀幸福感這一關鍵問題。第三，在分析方法上，既有研究更多是利用特定地區(qū)的數(shù)據(jù)，面臨數(shù)據(jù)代表性不足的問題，相關研究結(jié)論的外推效度有限。而且，使用最小二乘法進行實證檢驗，未能對實證模型中樣本選擇偏誤導致潛在的內(nèi)生性問題進行針對性處理，使得計量估計結(jié)果的準確性需要審慎對待。鑒于此，本文試圖在已有研究的基礎上，利用具有廣泛代表性的中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，探討志愿服務參與對主觀幸福感的影響，并對其作用機制進行探討，以期對既有研究做進一步拓展。

（二）研究假設

通過對已有理論和文獻的梳理，本文認為志愿服務參與可能通過以下三種渠道影響到志愿者的主觀幸福感。首先，志愿服務參與往往是作為團體活動而進行，這能夠拓寬志愿者的社會關系網(wǎng)絡，增加社會交往，進而對個體的主觀幸福感產(chǎn)生影響。普特南在其代表性著作《使民主運轉(zhuǎn)起來：現(xiàn)代意大利的公民傳統(tǒng)》一書中就曾指出，志愿服務參與的載體建立于社會關系網(wǎng)絡之中[24]。此后的一大批學者如Bourdieu、Coleman、Linan 和Fukuyama 等在對社會資本理論進行闡釋時，均強調(diào)了網(wǎng)絡是社會資本的核心內(nèi)涵之一。居民在參與志愿服務過程中所建立的社會關系網(wǎng)絡有助于志愿者積累社會資本，增進社會聯(lián)系[7]。反之亦是，社會資本對志愿者參與志愿服務的持續(xù)性也具有顯著正向作用[25]。當個體參與到志愿服務活動中，往往需要同團隊成員一同合作，在這一過程中志愿者會結(jié)交來自不同社會群體的志愿者伙伴。為推進志愿服務項目完成，志愿者在志愿服務合作中產(chǎn)生的共識和凝聚力也將得到顯著增強，進而有利于在合作互助的基礎上發(fā)展友誼、互助等情感關系，最終能夠增進志愿者之間的社會交往。來自社會學和心理學的大量文獻指出，無論是對青年人、老年人和外來移民人口等特定社會群體還是對普通民眾而言，社會交往對主觀幸福感均有積極影響。比如，彭定萍等基于社會融合論和社會資本論兩種理論視角的研究指出，青年群體社會參與對于主觀幸福感有顯著正向作用[26]。類似地，Herbers 和Meijering 在以避難所老人為考察對象的研究中發(fā)現(xiàn)，當老人們與同伴的交往活動越多，社會交往帶來的心理慰藉將顯著提高老人主觀幸福感[27]。

其次，志愿服務參與能夠增進志愿者的社會信任，從而間接影響主觀幸福感。社會資本理論將信任看作人際關系網(wǎng)絡中的一種資源，是社會資本必不可少的組成部分。一般而言，信任的獲取渠道除了有親人、朋友和同事等親密情感關系外，個體參與社會活動和志愿組織活動也是信任的重要來源。社會資本理論中的互惠規(guī)范認為，社會團體、志愿組織中成員之間的普遍互惠可以有效限制機會主義行為，增強內(nèi)部成員在經(jīng)歷反復互惠后的信任水平。由志愿性團體和公民組織構建的多元互通的社會關系網(wǎng)絡，有利于使個人或團體獲得各種社會資源支持，將顯著增加博弈理論中所強調(diào)的關系的重復和聯(lián)系，進而這將有助于提高志愿服務參與者的社會信任水平[24]。不僅如此，志愿服務參與作為一種普遍的互惠性利他主義行為，無論是對志愿者同伴之間，還是志愿者與服務對象間的社會信任水平都可以產(chǎn)生積極影響。宏觀層面上，托克維爾就曾指出，當一個社會中存在大量的自愿性團體或組織時，社會信任往往處于較高水平[28]。在微觀層面上，來自國內(nèi)外學界大量的文獻亦指出，個體志愿服務參與經(jīng)歷對社會信任有顯著正向作用[29]。

此外，越來越多的研究表明，個體社會信任對提升主觀幸福感具有顯著正向作用。例如，Tokuda 等利用亞洲晴雨表中29 個亞洲國家的跨國截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，無論是國家層面的總體社會信任水平還是微觀個體層面的社會信任對主觀幸福感都有顯著正向影響，即民眾生活在社會總體信任水平高的國家，比生活在社會總體信任水平低的國家感覺更幸福[30]。盧海陽等基于2012、2014 和2016 三期中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)進行實證分析，利用工具變量，在兩階段最小二乘法框架下驗證了個體社會信任對主觀幸福感的正向作用具備因果效應[31]。綜上，參與志愿服務可能會提高社會信任感，進而再作用于主觀幸福感。

最后，志愿服務參與有助于提升參與者主觀社會地位感知，從而增進個體對幸福生活的感知。扶危濟困一直是志愿服務的核心要旨所在，這意味著很多志愿服務項目的幫扶對象是在社會階層中處于相對弱勢地位的群體，如孤寡老人、留守兒童、受災民眾或是身心障礙者等。對于絕大多數(shù)普通志愿者而言，與志愿服務對象相比，其生活狀態(tài)更趨于穩(wěn)定，生活水平也維持在相對較高的水準。同時，在志愿服務過程中，志愿者為社會中弱勢群體提供幫助或是做出奉獻能夠使志愿者感知到自身社會價值。根據(jù)社會比較理論的觀點，當個體在缺乏客觀評價標準的情況下，經(jīng)常會選擇以他人作為比較的尺度，從而完成自我評價[32]。而且在人的自利性動機作用下，總體上可能會傾向于向下比較[33]，即選擇比自己處境更糟的人進行比較，進而可以顯著提高主觀社會地位感知[34]。

另外，關于主觀社會地位感知和主觀幸福感之間的關系，學界目前形成了一個比較具有共識性的研究結(jié)論，即主觀地位感知對幸福感具有顯著正向影響。比如，Haught 比較了主觀社會地位感知和客觀社會地位對主觀幸福感影響上的差異，研究發(fā)現(xiàn)相比于客觀社會地位，主觀社會地位感知具有更高的解釋效力[35]。Kim 基于韓國成年人口數(shù)據(jù)的研究指出，主觀社會地位感知對于個體幸福感有顯著正向作用，且這一正向作用對于那些居住在低經(jīng)濟發(fā)展水平社區(qū)的居民更為明顯[36]。在國內(nèi)文獻中，無論是基于世界價值觀調(diào)查（WVS）、中國綜合社會調(diào)查（CGSS）還是中國社會狀況綜合調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)庫的實證分析，相關研究均得出主觀社會地位感知對個體幸福感知具有顯著正向影響的一致性結(jié)論[37-39]?；谏鲜隼碚摲治龊蛯嵶C結(jié)果，本文提出如下研究假設：

研究假設1：志愿服務參與對主觀幸福感具有顯著正向影響。

研究假設2：社會交往在志愿服務參與和主觀幸福感的正向關系中發(fā)揮中介作用，即志愿服務參與會影響個體的社會交往，進而再影響主觀幸福感。

研究假設3： 社會信任在志愿服務參與和主觀幸福感的正向關系中發(fā)揮中介作用，即志愿服務參與通過影響個體的社會信任，進而再影響主觀幸福感。

研究假設4： 主觀社會地位感知在志愿服務參與和幸福感的正向關系中發(fā)揮中介作用，即志愿服務參與會影響個體的主觀社會地位感知，進而再影響主觀幸福感。

三、研究設計

（一）估計策略

個體志愿服務參與是否會對其主觀幸福感產(chǎn)生影響是關注的核心問題，由于是否參與志愿服務的行為不是隨機的，可能存在選擇性偏差。在這種情況下，若使用傳統(tǒng)最小二乘法回歸估計志愿服務參與對主觀幸福感的影響，其估計結(jié)果可能是有偏的，可信度較低。為此，本文采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching,PSM）實證檢驗志愿服務參與對主觀幸福感的影響。相比于其他方法，PSM 可以在觀測性數(shù)據(jù)的基礎上構造一種類似于隨機實驗環(huán)境的匹配樣本，從而有效地增加因果推論的可靠性。PSM 的基本邏輯是為處理組（在本文中指參與志愿服務的個體）中的個體找到一個與其傾向值得分（Propensity Score,PS）相等或者近似的控制組中的個體（在本文中指沒有參與志愿服務的個體）。通過“控制”可觀測變量，解決基于可觀測變量“自選擇”造成的偏差后，處理組與控制組在主觀幸福感上的效應差異就可以很大程度上歸因于是否參與志愿服務。

根據(jù)經(jīng)典“反事實”研究框架，本文設置二值虛擬變量Di={0，1}表示個體i 是否參與志愿活動，即Di=1 代表個體參與志愿服務，Di=0 說明個體未參與到志愿服務。對于個體i 的主觀幸福感yi可能有多種狀態(tài)，即y1i代表參與志愿服務個體的主觀幸福感，y0i代表未參與志愿服務個體的主觀幸福感。

具體的實證分析步驟依次為：首先，計算傾向得分。為更好地擬合傾向得分值，應盡可能地將影響個體志愿服務參與和主觀幸福感的因素一并納入概率模型之中，運用Logit 模型計算志愿服務參與的傾向得分值。其次，進行傾向得分匹配。具體包括共同支撐域檢驗、平衡性檢驗和匹配方法選擇。共同支撐域檢驗和平衡性檢驗要求匹配后各變量在處理組和對照組之間不存在統(tǒng)計學意義上的顯著差異。在匹配方法選擇上，為獲得更為穩(wěn)健的估計結(jié)果，采用K 近鄰匹配、卡尺匹配、卡尺內(nèi)K 近鄰匹配、核匹配、局部線性回歸匹配和樣條匹配等6 種匹配方法，以保障估計結(jié)果的可靠性。最后，計算平均處理效應。本文考察志愿服務參與對主觀幸福感的影響，關注參與志愿服務個體的主觀幸福感的變化，因此選用處理組的平均處理效應（Average Treatment Effect of the Treated,ATT），具體計算表達式為：

在式（1）中，ATT 為個體i 參與志愿服務E（y1i|Di=1）與不參與志愿服務E（y0i|Di=1）的凈效應差異。在現(xiàn)實的平行世界中，式（1）中E（y0i|Di=1）為不可觀測值，PSM 方法則是根據(jù)處理組中參與志愿服務的個體i 找到與其傾向值相似，在控制組中的E（y0i|Di=1）來代替E（y0i|Di=1），從而實現(xiàn)“反事實”估計。但需要注意的是，在計算平均處理效應ATT 的過程中，往往會面臨處理組觀測值少于控制觀測值的問題，這會造成估計結(jié)果偏誤的風險。因此，依據(jù)Abadie 和Imbens 提出的Bootstrap 統(tǒng)計檢驗法獲取相關變量的穩(wěn)健標準誤[40]，以解決小樣本中統(tǒng)計量的標準誤估計問題，增強研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文所使用的數(shù)據(jù)來自2017年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS2017），該調(diào)查由中國人民大學中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心設計并執(zhí)行。該調(diào)查于2003年首次實施，是我國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性大型學術調(diào)查項目。歷年的CGSS 數(shù)據(jù)系統(tǒng)全面地收集了社會、社區(qū)、家庭、個人等多層次的數(shù)據(jù)，具有數(shù)據(jù)代表性、普適性較強，數(shù)據(jù)質(zhì)量較高的特點，獲得了學界的廣泛使用。與之前多期數(shù)據(jù)一致，CGSS2017 采用多階分層概率抽樣，調(diào)查范圍覆蓋大陸28 個省級行政單位的478 個村居社區(qū)。在問卷內(nèi)容上，CGSS2017 詢問了受訪者的人口統(tǒng)計學特征、家庭經(jīng)濟狀況、志愿服務參與情況及其對主觀幸福感的評價，較好地滿足了研究主題的需要。CGSS2017 共有12,582 份樣本，根據(jù)研究設計，本文對研究樣本進行了預處理，剔除關鍵變量缺失的樣本后，最終整理得到用于分析的觀測值共有4212 個，其中處理組為1145 個，控制組為3067 個。

（三）變量定義

1.被解釋變量

在既有研究中，對于幸福感的衡量沿著主觀與客觀兩種方法進行。主觀幸福感的測量主要是從微觀個體價值感受出發(fā)，強調(diào)個體對于生活、工作質(zhì)量的一種情緒感受和心理體驗[41]。相對而言，客觀幸福感的衡量往往是根據(jù)實然層面的經(jīng)濟收入和社會福利獲得等指標進行操作化測量[42]。考慮到本文研究主題中，志愿服務參與蘊含著特定的文化、心理價值感知，通過計算影子價格的客觀方法來測量不免產(chǎn)生較大的誤差，而主觀測量則是可以有效彌合這一局限，反映是否參與志愿服務后的幸福感水平，具備更明顯的優(yōu)勢。具體地，參照于既有經(jīng)典文獻的處理方式[43-45]，在CGSS2017 問卷中，使用“總的來說，您覺得您的生活是否幸福?” 這一道題目來衡量受訪者的主觀幸福感，變量數(shù)據(jù)由5 等級的李克特量表組成，1 代表“非常不幸?！薄? 代表“比較不幸?！?、3 代表“說不上幸福不幸?！?、4 代表“比較幸?！?、5 代表“非常幸福”，得分越高，表明受訪者的主觀幸福感越高。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為受訪者是否參與志愿服務。在CGSS2017 問卷中，根據(jù)受訪者對“在過去12 個月里，您參加慈善組織或宗教組織的志愿活動的頻繁程度是”的回答來衡量，備擇選項包括，1 代表“一周1 次或更多”、2 代表“一個月1 到3 次”、3 代表“去年參加了幾次”、4 代表“去年參加了一次”、5 代表“從未參加”、8 代表“無法選擇”。數(shù)據(jù)處理時，將回答1、2、3、4 的樣本重新設置為處理組，編碼為1，代表其有參與志愿服務的經(jīng)歷。將回答5 的樣本設置為控制組，編碼為0，表示其未參加過志愿服務。由于回答選項為8 的受訪者無法確認其志愿服務參與情況，故處理為缺失值。

3.中介變量

根據(jù)前文理論梳理，參與志愿服務可能通過社會交往、社會信任和主觀社會地位三個渠道作用于主觀幸福感。基于此，選擇了以下三個中介變量，第一是社會交往。借鑒Guillen等所選用的衡量指標[46]，以“您多久會和三個或更多個朋友或熟人外出吃飯或喝東西（不包括您的家人）？ ”這一道題目來衡量，備擇選項包括，1 代表“每天”、2 代表“一周幾次”、3 代表“一周一次”、4 代表“一個月2 至3 次”、5 代表“一個月1 次”、6 代表“一年幾次”、7 代表“很少”、8 代表“從不”、9 代表“無法選擇”。數(shù)據(jù)處理時，將選擇9 的樣本設置為缺失值，并進行反向編碼，所答數(shù)值越大，說明受訪者社會交往越多。第二是社會信任。與Alesina 和Ferrara、史宇鵬和李新榮對社會信任衡量方法一致[47-48]，使用“總的來說，您覺得人們總是可信的，還是在和人們打交道時再小心也不為過？ ”這一題目對受訪者的社會信任進行衡量，備擇選項包括，1 代表“人們總是可以信任的”、2 代表“人們通常是可以信任的”、3 代表“通常，在和人們打交道時再小心也不為過”、4 代表 “在和人們打交道時總是再小心也不為過”，8 代表“無法選擇”。數(shù)據(jù)處理時，將選擇8 的樣本設置為缺失值，并進行反向編碼，所答數(shù)值越大，說明受訪者社會信任水平越高。第三是主觀社會地位。對主觀社會地位的衡量主要是根據(jù)劉妍良、許琪和陳燁所使用的方法來完成[49-50]，以“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層”，備擇選項為1-10 分，其中1 分代表底層，10 代表頂層，得分越高，表明受訪者的主觀社會地位感知越高。

4.控制變量

為有效估計，也參照于既有研究，本文選擇了一些可能影響志愿服務參與和主觀幸福感的個體及家庭特征變量作為控制變量，這包括年齡、性別、民族、戶籍、教育程度、政治面貌、宗教信仰、婚姻狀態(tài)、公平觀和扶助觀等①個體層面的變量以及家庭人均收入、孩子數(shù)等家庭特征變量。另外，考慮到不同省份之間可能存在的不可觀測或難以度量的影響因素，如經(jīng)濟發(fā)展水平差異、社會公共服務差異等，若忽略這些因素，可能會干擾到估計結(jié)果的準確性。為此，本文還控制住地區(qū)虛擬變量。表1 是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1 中處理組與控制組的統(tǒng)計結(jié)果來看，志愿服務參與確實具有明顯的樣本“自選擇”問題，這也說明的本文利用PSM 方法進行實證分析的必要性。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證分析

（一）志愿服務參與對主觀幸福感的影響效應測算

1.傾向得分估計

基于既有研究成果，本文將可能影響個體志愿服務參與及其主觀幸福感的控制變量（協(xié)變量）一并納入Logit 模型之中，估計個體志愿服務參與的條件概率，即傾向得分值，得到如表2 的回歸估計結(jié)果。具體地，在個體特征變量方面，年齡在1%的統(tǒng)計水平下顯著負向作用于志愿服務參與，這可能是由于個體年齡越大，身體機能水平往往越差，參與意愿和能力都對志愿參與行為產(chǎn)生了顯著負向影響。從戶籍類型來看，相比于農(nóng)村戶籍居民，城市戶籍民眾更可能參與志愿服務。究其原因，這與城市地區(qū)社會經(jīng)濟資源豐富，各類志愿服務組織和活動較多有著密切的關系，進而能夠為城市居民的志愿服務參與創(chuàng)造更多的便利渠道。教育程度對參與志愿服務在1%的統(tǒng)計水平下有顯著正向影響，受教育程度越高個體，往往居住在城市地區(qū)，對于志愿服務的價值理念及實際意義也有著更為清晰的認識，因而更可能會參與到志愿服務之中。個體的政治身份特征也會影響到志愿服務參與，并在1%統(tǒng)計水平下顯著為正，這可能是由于黨員的政治身份意味著相對較高的社會地位和社會資源，與其他群體相比，無論是在社會責任意識還是參與渠道的便利性上都更有優(yōu)勢。再到婚姻狀態(tài)的估計結(jié)果上看，與未婚的個體相比，已婚群體參與志愿服務的概率明顯更低，這可能是因為家庭生活過多地牽絆住已婚人群的閑暇時間，使之無法投入更多的時間參與到各類志愿服務活動之中。此外，在家庭特征變量方面，家庭人均收入對是否參與志愿服務在1%的統(tǒng)計水平下有顯著正向影響，這意味著家庭人均經(jīng)濟收入水平越高，志愿服務參與的概率越高。

表2 傾向得分估計及匹配質(zhì)量檢驗結(jié)果

2.共同支撐域檢驗

在計算傾向得分后，需要對處理組和控制組的傾向得分分布情況進行評估。若兩組沒有重合的傾向得分或是重合的樣本量較少，便會導致無法匹配或匹配偏差較大的問題。通過考察共同支撐域的條件滿足情況對兩組樣本的傾向得分分布進行檢驗。圖1 為共同支撐域的傾向得分分布情況，結(jié)果表明，處理組和控制組傾向得分存在較大范圍的重疊區(qū)域，且處理組和控制組的傾向得分分布較為均勻。為滿足共同支撐假設，后續(xù)部分的平均處理效應檢驗僅利用處于共同支撐區(qū)域內(nèi)的樣本。

圖1 共同支撐域的傾向得分分布情況

3.平衡性檢驗

在條件外生假設下，要求所有協(xié)變量和傾向得分在處理組和控制組之間保持平衡，使之不存在系統(tǒng)性差異。因此，本文通過單個協(xié)變量的雙t 分布檢驗和比較匹配前后傾向得分值的核密度函數(shù)分布情況兩種方式進行檢驗。第一種方法的檢驗結(jié)果如表2 所示，結(jié)果表明，匹配后的所有變量的標準化偏差小于10%，在偏差程度變化上，除民族、宗教信仰、性別和公平觀四個變量有所增加外，其余變量的偏差程度均降低了74%以上，且t 檢驗結(jié)果基本上無法拒絕處理組和控制組之間匹配變量差異為零的原假設，表明處理組和控制組之間沒有顯著差異。

圖2 是第二種方法下，采用K 近鄰匹配（K=4）后處理組和控制組的傾向得分在匹配前后核密度函數(shù)分布情況的檢驗結(jié)果。由圖2 可知，在匹配前二者傾向得分值的概率分布存在明顯差異，這可能是樣本資料本身便呈現(xiàn)這種形態(tài)，也可能是因為控制組包含了不適宜的混淆變量。因而若未經(jīng)過匹配進行回歸分析，其統(tǒng)計結(jié)果便必然是有偏的。經(jīng)過匹配后，處理組和控制組的核密度方程曲線差距明顯縮小，走勢也是更趨一致，傾向得分值也更為接近。共同支撐域檢驗和平衡性檢驗結(jié)果表明，采用PSM 方法可以有效減少處理組和控制組之間在解釋變量上的分布差異，解決由樣本“自選擇”造成的估計偏誤問題。

圖2 匹配前后核密度分布比較

4.志愿服務參與對主觀幸福感的平均處理效應

為檢驗志愿服務參與對主觀幸福感的平均處理效應，本文采用K 近鄰匹配、半徑匹配等6 種匹配方法進行估計，估計結(jié)果見表3。由表3 可知，無論采用何種估計方法、何種匹配參數(shù)，計量結(jié)果基本趨于一致，表明計量估計結(jié)果具有較好地穩(wěn)健性。估計結(jié)果表明，志愿服務參與對主觀幸福感有顯著正向作用，志愿服務參與對個體主觀幸福感影響的凈效應為6.3%～10.7%。上述分析結(jié)果表明，在考慮了個體是否參與志愿服務的選擇性偏差后，志愿服務參與具有顯著的幸福效應，因此本文的研究假設1 得到支持。

表3 志愿服務參與對主觀幸福感的平均處理效應結(jié)果

（二）檢驗中介效應

為了進一步厘清志愿服務參與對主觀幸福感的作用機制，根據(jù)前文梳理，選擇社會交往、社會信任和主觀社會地位作為中介變量，考察志愿服務參與對主觀幸福感的作用機制。根據(jù)溫忠麟等提出的中介檢驗程序[51]，進行中介效應檢驗，方程表達式如下所示：

其中，Mi為中介變量； a、b、c 為待估參數(shù)；μi為隨機擾動項。式（2）中的系數(shù)α1為總效用，式（3）中的系數(shù)α2為志愿服務參與對各中介變量的影響，式（4）中的系數(shù)α3則是志愿服務參與對主觀幸福感的直接效應，c·α2= α1- α3為中介效應。

表4 為中介效應檢驗結(jié)果。由列（1）、列（3）和列（5）的結(jié)果可知，參與志愿服務對社會交往、社會信任和主觀社會地位感知三個中介變量有顯著正向影響，同時將參與志愿服務和三個中介變量共同納入回歸模型的列（2）、列（4）和列（6）的估計結(jié)果表明，參與志愿服務對主觀幸福感的顯著性水平明顯下降或是系數(shù)發(fā)生變化。Sobel 檢驗結(jié)果也顯示，社會交往、社會信任和階層地位感知的中介效應顯著，且中介效應占比分別為26.68%、10.81%和55.81%，說明三個中介效應成立。綜上可以認為，參與志愿服務對個體主觀幸福感有顯著正向促進作用，且這一正向作用是通過促進志愿者社會交往，以及提高志愿服務參與者的社會信任和主觀社會地位感知來實現(xiàn)。由此本文的研究假設2、3 和4 得到驗證。

表4 中介效應檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

增進民眾志愿服務參與不僅是建設“志愿中國”和社會主義精神文明建設的目標，也是構建共建共治共享社會治理格局的重要組成部分，對于促進社會健康有序發(fā)展具有重要意義。同時，志愿服務參與也在微觀層面上，對志愿者的價值感知產(chǎn)生了不可忽視的影響。聚焦到志愿服務參與對個體主觀幸福感的影響，使用2017年中國綜合社會調(diào)查 （CGSS2017）數(shù)據(jù)，利用PSM 方法的估計結(jié)果表明：參與志愿服務對志愿者主觀幸福感有顯著正向影響，即志愿服務參與具有“幸福效應”。平均而言，志愿服務參與對主觀幸福感的凈效應為6.3%～10.7%。此外，本文在社會資本理論和社會比較理論的支撐下，對志愿服務參與影響主觀幸福感的中介機制進行初步探索，研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與通過增加志愿者的社會交往活動，提高了志愿者的社會信任和主觀社會地位感知來實現(xiàn)主觀幸福感的提升。

近年來，我國志愿服務事業(yè)獲得了快速發(fā)展。從汶川地震救援、北京奧運會、國慶大閱兵和抗擊新冠疫情等各類大型公共事件，到社區(qū)巡邏、看望孤寡老人和慰問留守兒童等常規(guī)性志愿行動，志愿者身影忙碌在社會各個領域，志愿服務參與為提升社會治理能力和治理水平現(xiàn)代化發(fā)揮了重要作用。不僅于此，志愿服務參與也對個體的心理感知和行為選擇產(chǎn)生了顯著影響，研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與具有幸福效應，且這一效應可以通過促進志愿者的社會交往活動以及提高社會信任和主觀社會地位來實現(xiàn)。志愿服務活動往往是作為一種集體性活動而進行，這其中必然會涉及大量的團隊協(xié)作，志愿服務參與的公益性質(zhì)也會使得這種工作過程中產(chǎn)生的情感聯(lián)結(jié)尤為珍貴，進而有助于密切志愿者們的社會交往網(wǎng)絡。而且參與志愿服務過程中所經(jīng)歷的普遍互惠能夠遏制機會主義行為的發(fā)生，有助于增強志愿服務參與者在反復互惠后的信任水平。參與志愿服務對弱勢群體提供幫助或是為社會集體奉獻個人力量能夠使志愿者體會到自身的社會價值，肯定其對于主觀社會地位的判斷，最終形成更為積極的人生觀和價值觀。

（二）進一步討論

本文具有一定理論與實踐價值。在理論貢獻方面，聚焦到志愿服務參與對主觀幸福感的影響，是對志愿服務參與結(jié)果效應的有益補充。一些研究關注到志愿服務參與對志愿者態(tài)度及行為的影響，比如有研究考察了志愿服務參與對參與者社會信任[29]、生活滿意度[22]、自評健康[52]和就業(yè)的促進作用[20]等心理感知和行為結(jié)果的影響，但還缺少系統(tǒng)研究志愿服務參對主觀幸福感的影響及其中介機制的文獻。本文基于社會資本理論和社會比較理論，引入社會交往、社會信任和主觀地位感知變量，進一步檢驗對志愿服務參與影響主觀幸福感的中介機制，拓展和深化了主觀幸福感內(nèi)在決定機制的認識。在研究策略上，采用了樣本分布更加廣泛、抽樣更加科學的中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，基于PSM 方法分析志愿服務參與對個體主觀幸福感的影響，所使用的樣本具有較好的代表性，所使用的方法能夠較好地解決樣本“自選擇”問題，進而有效增強志愿服務參與對個體主觀幸福感計量估計結(jié)果的準確性。

在政策含義上。研究發(fā)現(xiàn)，志愿服務參與對主觀幸福感、社會交往和社會信任等個體心理和行為有著積極效應，即在一定程度上可以認為，廣泛的志愿服務活動有助于提升整體社會資本水平，因此這意味著政府應加大民眾志愿服務參與的廣泛性和深度，通過政策面、資金面等多維度支持，推進志愿服務類社會組織和活動的健康發(fā)展，為構建“志愿中國”提供充沛力量支撐。政府也應加大志愿服務理念、意義的宣傳和倡導，提高民眾志愿服務參與的自覺意識，努力創(chuàng)建多元化、便捷性的志愿服務參與渠道，讓有志愿服務參與意愿和能力的民眾可以有機會充分享受志愿服務參與的快樂。此外，在志愿服務組織管理內(nèi)部，作為志愿服務活動規(guī)劃者和協(xié)調(diào)者項目管理者，需要充分考慮志愿者的個體特征、與服務對象的匹配關聯(lián)程度等諸多內(nèi)容，在保障志愿服務項目質(zhì)量的前提下，協(xié)調(diào)好志愿者內(nèi)部之間合作關系，營造團結(jié)互助氛圍，提升志愿服務參與者之間的團隊凝聚力。同時，也要優(yōu)化志愿服務流程，培育志愿者之間以及志愿者與服務對象間的友善關系。

本文亦存在一定的缺憾，有待于進一步完善。這主要體現(xiàn)在：第一，受限于二手數(shù)據(jù)限制，在被解釋變量主觀幸福感和中介變量的衡量上，僅是利用單一題目進行衡量，或難以全面的衡量出受訪者幸福感、社會信任等復雜心理感知的多維內(nèi)容。因此未來在數(shù)據(jù)準許的情況下，可嘗試利用更為全面的量表完善變量的操作化測量；第二，從社會交往、社會信任和主觀社會地位三個視角，討論志愿服務參與影響個體主觀幸福感的作用機制。而事實上，志愿服務參與影響主觀幸福感的中介渠道可能是復雜多樣的，本文僅在有限條件下，對社會交往、社會信任和主觀社會地位在二者關系中所發(fā)揮的中介效應進行了探索性分析。后續(xù)的研究，亦可以嘗試探索更多的中介機制，從而為學界理解志愿服務參與如何作用于主觀幸福感提供新的理論視角和經(jīng)驗證據(jù)。

注釋：

①這里需要對公平觀和扶助觀的度量進行特別的說明，以便于研究的復制。本文對受訪者“公平觀”的操作化是根據(jù)“您認為：如果有機會人們就會占您便宜，還是會盡量做到公平？ ”，備擇選擇包括，1 代表“總是想占您便宜”、2 代表“大多數(shù)時候想占您便宜”、3 代表“大多數(shù)時候盡量做到公平”、4 代表“總是盡量做到公平”、8 代表“無法選擇”。數(shù)據(jù)處理時，將選擇“8”的樣本設置為缺失值。對“扶助觀”的操作化是根據(jù)“經(jīng)濟條件好的人應該幫助經(jīng)濟條件不好的朋友”，備擇選擇包括，1 代表“非常同意”、2 代表“同意”、3 代表“說不上同意不同意”、4 代表“不同意”、5 代表“非常不同意”、8代表“無法選擇”。數(shù)據(jù)處理時，將選擇“8”的樣本設置為缺失值。