馬洪旭 李 放 沈蘇燕

一、引言

作為第三次分配的重要形式，志愿服務(wù)在助推農(nóng)村農(nóng)民共同富裕方面具有積極作用。黨的二十大報(bào)告在“提高全社會(huì)文明程度”部分明確提出，要“統(tǒng)籌推動(dòng)文明培育、文明實(shí)踐、文明創(chuàng)建”，“完善志愿服務(wù)制度與工作體系”。近幾年，隨著項(xiàng)目、資源和制度的下鄉(xiāng)，各地農(nóng)村也在積極開(kāi)展鄉(xiāng)村慈善公益活動(dòng)，志愿服務(wù)的價(jià)值也逐漸顯現(xiàn)。例如，在農(nóng)村“三留守”群體關(guān)愛(ài)服務(wù)項(xiàng)目、“幸福家園”慈善互助工程等項(xiàng)目吸納下，越來(lái)越多的村民參與到了志愿服務(wù)之中，不僅自我價(jià)值得以實(shí)現(xiàn)，所處村社發(fā)展、居民福利等也有所增益。課題組通過(guò)對(duì)浙江、山東等地農(nóng)村的實(shí)地調(diào)研發(fā)現(xiàn)，各地基層政府正推動(dòng)文明實(shí)踐站的建設(shè)與普及，以積分制的嵌入鼓勵(lì)村民參與志愿服務(wù)活動(dòng)①李放、馬洪旭、沈蘇燕：《制度嵌入、組織化與農(nóng)村社區(qū)慈善的價(jià)值共創(chuàng)——基于山東省W 村的田野調(diào)查》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2023 年第8 期。，但同時(shí)一些現(xiàn)象也引起了我們的注意：有些村莊的村民在積分激勵(lì)下仍舊對(duì)參與志愿服務(wù)較為冷淡，而一些無(wú)相應(yīng)積分激勵(lì)的村莊內(nèi)，反而形成了“全民參與”的志愿服務(wù)氛圍。顯然，從“理性經(jīng)濟(jì)人”視角無(wú)法有效解釋這些現(xiàn)象。事實(shí)上，在鄉(xiāng)土社會(huì)中，人們?cè)谛睦砼c行為上易受他人影響②楊國(guó)樞：《中國(guó)人的心理與行為》，北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2004 年，第97 頁(yè)。，村民志愿服務(wù)的行為決策不得不考慮鄰里的志愿服務(wù)氛圍，特別是村民之間的相互影響。因此，為更好地“完善志愿服務(wù)制度與工作體系”，提升農(nóng)村志愿服務(wù)相關(guān)政策的有效性，需要對(duì)此問(wèn)題進(jìn)行回應(yīng)。

在社會(huì)互動(dòng)過(guò)程中，他人（或群體）的行為（思想）對(duì)個(gè)人行為（思想）產(chǎn)生影響的現(xiàn)象稱之為“鄰里效應(yīng)”。③Manski，Charles，F(xiàn).，“Economic Analysis of Social Interactions”，Journal of Economic Perspectives，Vol.14，No.3，2000，pp.115-136.當(dāng)前對(duì)鄰里效應(yīng)的研究沒(méi)有嚴(yán)格的關(guān)于參照群組的劃分，群組可為同宿舍的舍友、同班級(jí)同學(xué)，也可以是同城市、同社區(qū)的居民。由此，鄰里效應(yīng)被廣泛應(yīng)用于農(nóng)戶的農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為④洪名勇、何玉鳳：《鄰里效應(yīng)及其對(duì)農(nóng)地流轉(zhuǎn)選擇行為的影響機(jī)制研究——基于貴州省540 戶農(nóng)戶的調(diào)查》，《農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)》2020 年第9 期。、教育投資⑤方航、程竹、陳前恒：《農(nóng)村教育投資存在同群效應(yīng)嗎?——基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的實(shí)證研究》，《教育與經(jīng)濟(jì)》2021 年第3 期。、新農(nóng)保參與⑥張川川、朱涵宇：《新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與決策中的同群效應(yīng)》，《金融研究》2021 年第9 期。、社會(huì)捐贈(zèng)活動(dòng)⑦晏艷陽(yáng)、鄧嘉宜、文丹艷：《鄰里效應(yīng)對(duì)家庭社會(huì)捐贈(zèng)活動(dòng)的影響——來(lái)自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)》2017 年第2 期。等領(lǐng)域之中?，F(xiàn)有研究證實(shí)，鄰里效應(yīng)的本質(zhì)是一種心理動(dòng)機(jī)，周圍人群的社會(huì)活動(dòng)或者行為會(huì)形成一種隱性的社會(huì)規(guī)范⑧李昊、陳南旭：《多維視角下農(nóng)戶施肥行為的理論邏輯與經(jīng)驗(yàn)探索》，《華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2023 年第1 期。，如若個(gè)人偏離群體規(guī)范將有損自己的社會(huì)地位，個(gè)人行為決策自然會(huì)受到其他人相關(guān)活動(dòng)的影響⑨Eun C S，Wang L，Xiao S C.，“Culture and R2”，Journal of Financial Economics，Vol.115，No.2，2015，pp.283-303.，但是這種影響主要以人與人之間的現(xiàn)實(shí)互動(dòng)為主，互聯(lián)網(wǎng)信息互動(dòng)與傳遞會(huì)對(duì)此有所替代和影響。而志愿服務(wù)是否存在此類動(dòng)機(jī)？ 早期的相關(guān)研究便關(guān)注到志愿服務(wù)參與下的復(fù)雜動(dòng)機(jī)，提出了志愿服務(wù)的利他—利己主義模型。⑩Frisch M B ，Gerrard M.，“Natural Helping Systems：A Survey of Red Cross Volunteers”，American Journal of Community Psychology，Vol.9，No.5，1981，pp.567-579.之后，F(xiàn)itch[11]Fitch R T.，“Characteristics and Motivations of College Students Volunteering for Community Service”，Journal of College Student Personnel，Vol.28，No.5，1987，pp.424-431.在此模型的基礎(chǔ)上增加了社會(huì)義務(wù)維度，強(qiáng)調(diào)了社會(huì)規(guī)范的影響，但并未得到有力的實(shí)證支持。到了20 世紀(jì)末，功能主義模型的提出強(qiáng)化了我們對(duì)志愿服務(wù)學(xué)習(xí)、成長(zhǎng)、社交等動(dòng)機(jī)的認(rèn)識(shí)[12]Batson C D，Ahmad N，Tsang J.，“Four Motives for Community Involvement”，Journal of Social Issues，Vol.58，No.3，2010，pp.429-445.，并得到了廣泛實(shí)證驗(yàn)證?？梢?jiàn)，國(guó)外研究通過(guò)理論模型推導(dǎo)關(guān)注到了個(gè)人所處環(huán)境下社會(huì)規(guī)范對(duì)個(gè)人志愿服務(wù)的影響①崔巖:《當(dāng)前我國(guó)公眾的志愿服務(wù)參與動(dòng)機(jī)研究》，《中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué)學(xué)報(bào)》2022 年第31 期。，但相關(guān)的實(shí)證研究尚不多見(jiàn)。我國(guó)志愿服務(wù)研究起步較晚，現(xiàn)有研究也多聚焦于個(gè)體角度下社會(huì)資本②張冰、朱小磊：《大學(xué)生持續(xù)性志愿服務(wù)行為影響因素》，《當(dāng)代青年研究》2018 年第5 期。、人力資本③劉鳳芹、盧瑋靜、張秀蘭：《中國(guó)城市村民的文化資本與志愿行為——基于中國(guó)27 個(gè)城市微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)研究》，《清華大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版）》2015 年第2 期。、心理資本④李敏、周明潔：《志愿者心理資本與利他行為:角色認(rèn)同的中介》，《應(yīng)用心理學(xué)》2017 年第3 期。、信任⑤馬建青、黃雪雯：《大學(xué)生人際信任與主觀幸福感的關(guān)系：親社會(huì)行為與攻擊行為的中介作用》，《應(yīng)用心理學(xué)》2022 年第1 期。等的影響效應(yīng)以及利他亦或是利己動(dòng)機(jī)的討論，對(duì)個(gè)人所處鄰里環(huán)境關(guān)注及其相關(guān)實(shí)證研究較少，更不用說(shuō)農(nóng)村志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)研究。

基于以上分析，本研究從社會(huì)互動(dòng)視角，立足村民的基本生活單位—村社⑥村社可理解為三層含義：一是指代鄉(xiāng)下聚居的處所，如宋代司馬光《涑水記聞》中，“有眾千余人，劫掠村社、族賬”等；二是現(xiàn)代社會(huì)的觀點(diǎn)下的農(nóng)村社區(qū)之意；三是對(duì)滕尼斯的“共同體”與“社會(huì)”二元范式的回應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，本研究的村社一詞，視為農(nóng)村村莊亦或是社區(qū)的簡(jiǎn)稱。，對(duì)村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)進(jìn)行理論推導(dǎo)，并利用2021 年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查（CSS）的農(nóng)村數(shù)據(jù)對(duì)鄰里效應(yīng)及其機(jī)制、異質(zhì)性進(jìn)行驗(yàn)證。本研究的邊際貢獻(xiàn)在于：基于社會(huì)互動(dòng)理論視角分析了鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)參與的影響，為志愿服務(wù)影響因素的研究提供了新的研究視角；探討并揭示了村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制以及村社類型的異質(zhì)性，能夠?yàn)橹驹阜?wù)制度與工作體系的完善、相關(guān)政策有效性的提升提供依據(jù)和參考。

二、理論推導(dǎo)與研究假說(shuō)

社會(huì)互動(dòng)理論認(rèn)為，個(gè)體偏好、期望和約束會(huì)受到其他人特征和選擇的直接影響，從而形成行為人之間的相互影響、彼此依賴⑦Durlauf S N.，“Ioannides Y M.Social Interaction”，Annual Review of Economics，Vol.2，No.1，2010，pp.451-478.，即其他行為人的選擇直接影響個(gè)體對(duì)選擇集合中選項(xiàng)的偏好排序。在此思想的指導(dǎo)下，本部分立足農(nóng)村現(xiàn)實(shí)，通過(guò)構(gòu)建社會(huì)互動(dòng)模型來(lái)揭示村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)。作為社會(huì)互動(dòng)的重要理論，參照組理論為社會(huì)互動(dòng)參照群組的選擇提供了理論參考，該理論認(rèn)為參照群組是個(gè)體從心理上把自己列入、與之對(duì)照，并在態(tài)度、行為、評(píng)價(jià)上及價(jià)值觀形成上接受其影響的群體。⑧Kelley，H.H.，Two Functions of Reference Groups，New York：Henry Holt & Co，1952.pp.410—414.對(duì)農(nóng)村而言，村社（村莊亦或是社區(qū)，下同）是村民的基本生活單位，其中個(gè)體之間存在著較為緊密的互動(dòng)關(guān)系，故我們假定村民的參照群組為村社范圍內(nèi)的其他村民。

其中，α＞0，表示村民參與志愿服務(wù)的邊際效用，它在村民之間無(wú)差異。由此，進(jìn)一步得出村社其他村民的期望效用平均水平：

式（3）中，ui（Ei，xi，hi，xj）為村民的私有效用函數(shù)，為社會(huì)效用函數(shù)。進(jìn)一步，村民的私有效用函數(shù)可以表示為：

公式（5）具體表現(xiàn)了村民期望效用與村社其他村民期望效用平均水平的差異，ω 表示村民背離村社平均志愿服務(wù)水平的懲罰，平方項(xiàng)反映了邊際遞減的特征。在ω＞0 情況下，村民會(huì)受到村社其他村民志愿服務(wù)活動(dòng)的影響，存在與參照群組保持一致的行為偏好。即是說(shuō)，村民的期望效用無(wú)法達(dá)到村社平均水平時(shí)，村民便會(huì)采取行動(dòng)以提升自我的預(yù)期效用。如若村社其他村民通過(guò)志愿服務(wù)獲得了較高的期望效用，為了減少預(yù)期效用過(guò)大對(duì)自身效用產(chǎn)生的負(fù)向影響，村民便采用相同或相似的行動(dòng)提升自我期望效用。

將（4）和（5）函數(shù)代入（3）式進(jìn)行一階求導(dǎo)：

當(dāng)前，城市商業(yè)銀行過(guò)于注重產(chǎn)品的推廣和營(yíng)銷，但是，關(guān)于產(chǎn)品品牌塑造的力度還不夠。目前，銀行之間金融服務(wù)水平?jīng)]有存在很大的差距，而金融產(chǎn)品類型又大致相同，因此在實(shí)踐中未能形成品牌上的領(lǐng)先[2]。許多城市商業(yè)銀行過(guò)于重視產(chǎn)品創(chuàng)新和研發(fā)，而忽視品牌提升和整合的工作，使得銀行未能形成一個(gè)知名品牌下的產(chǎn)品組合，其在一個(gè)產(chǎn)品的多品牌戰(zhàn)略目標(biāo)方面也沒(méi)有成效。總之，城市商業(yè)銀行在其品牌和產(chǎn)品之間缺乏統(tǒng)一的認(rèn)知，對(duì)于金融名牌與銀行產(chǎn)品品牌開(kāi)發(fā)和塑造的力度不夠，在銀行間的競(jìng)爭(zhēng)中未能使自身?yè)碛幸粋€(gè)明顯的品牌優(yōu)勢(shì)[3]。

進(jìn)一步將期望效用函數(shù)（1）和（2）代入式（6），可得村民在可行域［ymin，ymax］內(nèi)最優(yōu)的志愿服務(wù)選擇函數(shù)：

其中，系數(shù)分別為：α1=ω/（1+ω），β1=-（βω/1+ω）/α，γ1=（γ+ωβ）/（α+ω），μi=-ω/（α+αω）*hi。

通過(guò)函數(shù)（7）不難發(fā)現(xiàn)，村民志愿服務(wù)具有非獨(dú)立性，其不僅取決于村民的個(gè)體特征（xi，hi），還會(huì)受到村社其他村民行為和特征平均水平的影響。根據(jù)Manski（1993）對(duì)社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)的分類①M(fèi)anski C F.，“Identification of Endogenous Social Effects：The Reflection Problem”，The Review of Economic Studies，Vol.60，No.3，1993，pp.531–542.，系數(shù)α1反映了內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)，即本研究重點(diǎn)關(guān)注鄰里效應(yīng)，指村社村民的志愿服務(wù)會(huì)受到村社其他村民平均志愿服務(wù)活動(dòng)的影響。系數(shù)γ1體現(xiàn)的是情景效應(yīng)，它是指村民的志愿服務(wù)會(huì)受到村社其他村民的平均經(jīng)濟(jì)地位、平均受教育程度等外部特征的影響。根據(jù)以上理論模型的推導(dǎo)，提出本研究的第一個(gè)假說(shuō)H1。

H1：村民志愿服務(wù)存在鄰里效應(yīng)，即村民志愿服務(wù)受到了村社其他村民平均志愿服務(wù)活動(dòng)的顯著影響

現(xiàn)有研究指出，信息傳遞和社會(huì)規(guī)范是鄰里效應(yīng)影響微觀主體社會(huì)政策參與的兩個(gè)主要機(jī)制。②岳華、王海燕、張沛瑩：《里談巷議：家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資存在鄰里效應(yīng)嗎——以農(nóng)村村落為樣本的經(jīng)驗(yàn)分析》，《中國(guó)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題》2021 年第6 期。如若信息傳遞是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的機(jī)制，那么個(gè)體在獲取更多相關(guān)信息的情況下，受到鄰里效應(yīng)的影響會(huì)逐漸減小。事實(shí)上，傳統(tǒng)村社的信息傳遞主要依靠同村社村民的社會(huì)互動(dòng)維持，而隨著農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)的引入，現(xiàn)代化的信息獲取渠使得村民的信息獲取能力大增③羅千峰、趙奇鋒：《數(shù)字技能如何影響農(nóng)戶消費(fèi)升級(jí)——基于食物消費(fèi)升級(jí)的視角》，《中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報(bào)》2022 年第6 期。，村民之間的互動(dòng)則會(huì)在一定程度上被弱化，鄰里效應(yīng)的大小會(huì)因?yàn)樾畔@取方式的不同出現(xiàn)差異化的表現(xiàn)。從社會(huì)互動(dòng)的參照組理論視角看，個(gè)體評(píng)價(jià)自身社會(huì)觀和價(jià)值觀的依據(jù)是以其參照群組的價(jià)值和規(guī)范作為基準(zhǔn)的。④莊家熾：《參照群體理論評(píng)述》，《社會(huì)發(fā)展研究》2016 年第3 期。參照群組并非一成不變的，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的使用使得村民對(duì)村社其他村民的信息依賴性降低，村民的社會(huì)互動(dòng)逐漸突破了時(shí)空限制⑤左孝凡、康孟媛、陸繼霞：《社會(huì)互動(dòng)、互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)農(nóng)村村民生活垃圾分類意愿的影響》，《資源科學(xué)》2022 年第1 期。，村社層面的鄰里互動(dòng)和社會(huì)交往會(huì)趨于平淡，具體表現(xiàn)為鄰里效應(yīng)的弱化。⑥Liang P，Guo S.，“Social Interaction，Internet Access and Stock Market Participation—An Empirical Study in China”，Journal of Comparative Economics，Vol.43，No.4，2015，pp.883-901.由此，提出本研究的第二個(gè)假說(shuō)H2。

H2：信息傳遞是鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)產(chǎn)生影響的重要機(jī)制

在中國(guó)現(xiàn)實(shí)農(nóng)村環(huán)境下，南方、北方和中部的村莊結(jié)構(gòu)存在顯著差異，本研究基于賀雪峰⑦賀雪峰：《中國(guó)農(nóng)村的區(qū)域差異——村莊社會(huì)結(jié)構(gòu)的視角》，《開(kāi)放時(shí)代》2012 年第10 期。的村莊劃分，將中國(guó)村社劃分團(tuán)結(jié)型村社、分散型村社和分裂型村社。南方以團(tuán)結(jié)型村社為主，宗族結(jié)構(gòu)較為完整；北方以分裂型村社為主，“碎片化”的小宗族較為明顯；中部以分散型村社為主，村民往往以戶為單位活動(dòng)，原子化程度較高。村社的類型差異對(duì)村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)的影響，源于可能存在的社會(huì)規(guī)范機(jī)制。社會(huì)規(guī)范是指群體內(nèi)成員共同接受的規(guī)定或標(biāo)準(zhǔn)、是除法律外的另一種指導(dǎo)或約束群體成員社會(huì)行為的準(zhǔn)則。⑧Cialdini，R.B.，and Trost，M.R.1998.，“Social Influence:Social Norms，Conformity and Compliance”，The Handbook of Social Psychology，pp.151-192.社會(huì)規(guī)范按照社會(huì)關(guān)系的不同可以分為共同關(guān)系下的社會(huì)規(guī)范和交換關(guān)系下的社會(huì)規(guī)范，其中，在共同關(guān)系中的個(gè)體更傾向于滿足他人的需求，其決策受到社會(huì)規(guī)范的影響是更大的。①盛光華、葛萬(wàn)達(dá)：《社會(huì)互動(dòng)視角下驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者綠色購(gòu)買的社會(huì)機(jī)制研究》，《華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）》2019 年第2 期。在農(nóng)村，同一村社內(nèi)部存在著不同的社會(huì)關(guān)系，包括宗族和非宗族的社會(huì)關(guān)系，而同一宗族內(nèi)部的社會(huì)關(guān)系更接近于共同關(guān)系。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，村民參與志愿服務(wù)過(guò)程中，社會(huì)規(guī)范發(fā)揮作用的主要途徑為：同村社村民由于擔(dān)心偏離同一群體內(nèi)部形成的社會(huì)規(guī)范會(huì)降低其地位，所以在觀察到同村其他村民特別是同一宗族的個(gè)體決策時(shí)，往往傾向于作出相同的決策②李榮彬：《農(nóng)村居民公共事務(wù)參與的治理之道——來(lái)自宗族網(wǎng)絡(luò)的證據(jù)與解釋》，《經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較》2021 年第5 期。，故可以猜測(cè)宗族結(jié)構(gòu)較完整的村社，更容易產(chǎn)生村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)?；诖?，提出本研究的第三個(gè)假說(shuō)H3。

H3：村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)存在社會(huì)規(guī)范機(jī)制，團(tuán)結(jié)型村社更容易產(chǎn)生村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)，其次是分裂型村社，再次是分散型村社

三、研究設(shè)計(jì)

（一）鄰里效應(yīng)的識(shí)別策略

社會(huì)互動(dòng)視角下，個(gè)體行為的溢出效應(yīng)可以分為偏好互動(dòng)、期望互動(dòng)和約束互動(dòng)三種：偏好互動(dòng)是指以某一參照群組為基礎(chǔ)，其他人對(duì)某一集合中選項(xiàng)的偏好會(huì)直接影響個(gè)體的選擇偏好，如消費(fèi)的從眾效應(yīng)；期望互動(dòng)則強(qiáng)調(diào)，個(gè)體通過(guò)觀察其他人的選擇效果來(lái)調(diào)整自我的預(yù)期進(jìn)而調(diào)整自我的選擇行為，如通過(guò)別人對(duì)新技術(shù)、新產(chǎn)品等的使用效果來(lái)作出個(gè)人決策；約束互動(dòng)指選擇集合的相互排斥、相互依賴產(chǎn)生的互動(dòng)效應(yīng)，如其他人對(duì)一些限量產(chǎn)品的搶購(gòu)導(dǎo)致個(gè)體無(wú)法獲得該產(chǎn)品的購(gòu)買機(jī)會(huì)。而在具體的實(shí)證研究中，社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)同樣被分為了三種效應(yīng)：一是行為本身存在的相互影響，即個(gè)體的行為會(huì)受到參照群組中其他個(gè)體行為的直接影響；二是其他人外部特征（如經(jīng)濟(jì)地位、受教育程度等）對(duì)個(gè)體行動(dòng)的影響；三是個(gè)體間相似的外部特征和共同所處的環(huán)境導(dǎo)致的行為一致性。Manski③Manski，Charles，F(xiàn).，“Economic Analysis of Social Interactions”，Journal of Economic Perspectives，Vol.14，No.3，2000，pp.115-136.將以上三種效應(yīng)分別稱之為內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)、情景效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)。本研究重點(diǎn)關(guān)注村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)，主要是指以村社為參照群組的內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)。本研究已在理論模型部分揭示了志愿服務(wù)的內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)和情景效應(yīng)的存在，但在具體的實(shí)證操作中，區(qū)分內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)、情景效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，并解決三種效應(yīng)中的混淆問(wèn)題和內(nèi)生性問(wèn)題是十分重要且必要的。

由此，本研究基于Manski 的研究基礎(chǔ)，立足鄰里效應(yīng)等的識(shí)別問(wèn)題制定了具體的解決策略，如表1 所示。

表1 鄰里效應(yīng)的識(shí)別策略

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本篩選

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于2021 年“中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查”（CSS）項(xiàng)目數(shù)據(jù)。①本文使用數(shù)據(jù)來(lái)自CSS（中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查），文中觀點(diǎn)及其表述由筆者自負(fù)。如若了解該數(shù)據(jù)的具體信息，請(qǐng)登錄http://css.cssn.cn/css_sy/。CSS 項(xiàng)目是2005 年由中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究發(fā)起的，針對(duì)全國(guó)公眾的勞動(dòng)就業(yè)、家庭及社會(huì)生活、社會(huì)態(tài)度等方面的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目，從而為社會(huì)科學(xué)研究和政府決策提供詳實(shí)而科學(xué)的基礎(chǔ)信息。具體來(lái)看，該項(xiàng)目數(shù)據(jù)是采用概率抽樣的入戶訪問(wèn)方式獲得，數(shù)據(jù)覆蓋了全國(guó)31 個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，包括了151 個(gè)區(qū)市縣，604 個(gè)村居委會(huì)，每次調(diào)查訪問(wèn)7000 到10000 余個(gè)家庭。2021 年CSS 數(shù)據(jù)庫(kù)設(shè)置了志愿服務(wù)調(diào)查板塊，其數(shù)據(jù)公布為我國(guó)第三次分配背景下志愿服務(wù)研究提供了權(quán)威型數(shù)據(jù)庫(kù)。本研究在原始數(shù)據(jù)樣本基礎(chǔ)上，保留被調(diào)查地點(diǎn)為農(nóng)村村社且被調(diào)查人為農(nóng)村戶籍的樣本數(shù)據(jù)，并剔除了相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失樣本、無(wú)效樣本等，得到本文有效樣本量4465 個(gè)。

（三）變量設(shè)置

因變量——志愿服務(wù)。本研究的被解釋變量為村民志愿服務(wù)的虛擬變量，取VSA（Voluntary Service Action）表示。體現(xiàn)在CSS 問(wèn)卷中，“您本人在近一年以來(lái)參加過(guò)以下哪些志愿服務(wù)？ ”，選項(xiàng)包括兒童關(guān)愛(ài)、青少年輔導(dǎo)、老年關(guān)懷等13 種志愿服務(wù)，這里將居民參加過(guò)至少一種志愿服務(wù)取值為1，否為0。

核心自變量——鄰里效應(yīng)。鄰里效應(yīng)變量設(shè)定的重要前提是明確參照群組。組群的地域過(guò)大或人數(shù)過(guò)多都難以產(chǎn)生社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，而村社具有一定地理區(qū)域和一定數(shù)量人口的特點(diǎn)，同時(shí)，村社也一直是我國(guó)村民主要的生活空間，每個(gè)村社都有共同的活動(dòng)地點(diǎn)或聚集場(chǎng)所，更有可能產(chǎn)生較為密切的社會(huì)交往，彼此了解的程度較高。因此，本文將居住于同一個(gè)村社的村民劃分為一個(gè)群體，以村社作為鄰里效應(yīng)的參照群組。值得注意的是，受自然地理環(huán)境、歷史文化條件、村社規(guī)模等因素的影響，南部、中部、北部村社的社會(huì)結(jié)構(gòu)存在較大差異②賀雪峰：《再論中國(guó)農(nóng)村區(qū)域差異——一個(gè)農(nóng)村研究的中層理論建構(gòu)》，《開(kāi)放時(shí)代》2012 年第10 期。，故我們?cè)跈z驗(yàn)鄰里效應(yīng)大小的基礎(chǔ)上增加了村社類型的差異性檢驗(yàn)，以增加研究結(jié)果的可信度。參考Nieetal③Nie Peng，Sousa-Poza A，He Xiaobo.，“Peer Effects on Childhood and Adolescent Obesity in China”，China E-conomic Review，No.35，2015，pp.47-69.等文獻(xiàn)對(duì)鄰里效應(yīng)的計(jì)算方法——除個(gè)體i 之外，村社C 內(nèi)其他人志愿服務(wù)活動(dòng)的平均水平——獲得鄰里效應(yīng)變量，具體公式如（8）式所示。

其中，VSA 表示村社C 中村民i 的志愿服務(wù)參與行為。CSS 調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)每一個(gè)體所屬的村社編號(hào)suu，因此，Nc是根據(jù)個(gè)體所屬的村社編號(hào)統(tǒng)計(jì)出的每個(gè)村社的村民數(shù)。

控制變量。本研究還控制了其他可能的影響因素，包括村民的背景特征因素、村民群體特征因素和村社位置因素。具體看，村民背景特征因素包括村民的性別、年齡、受教育程度、政治面貌、經(jīng)濟(jì)地位、孩子數(shù)量、社會(huì)責(zé)任意識(shí)、社交生活滿意度；村社群體特征因素，即除了i 之外，取村社其他人特征的平均水平，包括村社平均性別、村社平均受教育程度、平均老齡化、村社平均黨員人數(shù)、村社平均經(jīng)濟(jì)地位、村社平均孩子數(shù)量、村社平均責(zé)任意識(shí)、村社平均社交生活滿意度；為避免村社位置差異對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，本研究還控制了村社的位置信息特征，即村社省份虛擬變量。此外，為避免同村社不同村民的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)可能存在相關(guān)性，對(duì)回歸方程中的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了村社層面的聚類處理。

（四）模型選擇

基于因變量的設(shè)定，這里選用Probit 模型作為研究的基準(zhǔn)模型。Probit 模型是一種廣義線性模式，主要用來(lái)探究某一事件的發(fā)生概率，即P（Y=1）=f（X），Y=1 的概率是一個(gè)關(guān)于X 的函數(shù)，其中f（X）服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。本研究的Probit 模型如下所示：

式中，β1的大小和顯著性程度是本研究關(guān)注的重點(diǎn)，A 為村民個(gè)體背景特征變量，B 為村社群體特征變量，β0為常數(shù)項(xiàng)，Provincedummy 為省份虛擬變量。

（五）描述性統(tǒng)計(jì)

基于CSS 數(shù)據(jù)的各變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2 所示。具體而言，參與志愿服務(wù)的村民占比1/5 左右，變量均值為0.211。而村民志愿服務(wù)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.408，意味著村民之間的志愿服務(wù)參與情況差別較大。整體樣本的平均年齡47 歲，黨員占比7%，男性占比44%，且受教育程度普遍為小學(xué)和初中水平。同時(shí)，村民的社會(huì)責(zé)任意識(shí)平均值也僅有0.469，即是說(shuō)，超過(guò)50%的村民不太愿意通過(guò)報(bào)刊、電臺(tái)等途徑向有關(guān)部門反映社會(huì)問(wèn)題。社交滿意度變量顯示，大多數(shù)人對(duì)自己的社交生活比較滿足，評(píng)分均值達(dá)到了6.761。村社群體特征方面，村社其他人老齡化的平均值為0.259，意味著村社層面老年人所占比例的平均值為26%。其他的村社群體特征變量與村民個(gè)人背景特征變量相差不大，如表2 所示，不再一一贅述。

表2 主要變量的設(shè)定與描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果與分析

本部分利用基準(zhǔn)模型（9）驗(yàn)證村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)。為保證核心變量輸出結(jié)果的穩(wěn)健性，這里使用嵌套回歸方式，分別在“鄰里效應(yīng)（內(nèi)生互動(dòng)效應(yīng)）+村民背景特征變量”的基礎(chǔ)上控制情景效應(yīng)和關(guān)聯(lián)效應(yīng)，最終生成模型（9）的回歸結(jié)果。需要強(qiáng)調(diào)的是，本研究在Probit 模型回歸系數(shù)值基礎(chǔ)上，計(jì)算出了各個(gè)變量的邊際效應(yīng)，并進(jìn)行了結(jié)果呈現(xiàn)。同時(shí)，為消除組內(nèi)異方差、自相關(guān)等混淆問(wèn)題，本研究通過(guò)聚類對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了處理，并匯報(bào)了以村社聚類計(jì)算的標(biāo)準(zhǔn)誤。具體的回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

表3 結(jié)果顯示，在逐步控制情景效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)后，模型的擬合程度和預(yù)測(cè)準(zhǔn)確度均有一定提升，鄰里效應(yīng)變量的邊際效應(yīng)值分別為0.267（0.048）、0.251（0.053）、0.157（0.050），在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正向，說(shuō)明村民志愿服務(wù)存在顯著的鄰里效應(yīng)，即村社其他人志愿服務(wù)活動(dòng)每增加1 個(gè)單位，村民志愿服務(wù)的發(fā)生概率提升15.7%—26.7%。在控制變量方面，村民志愿服務(wù)行為存在顯著的性別差異，男性參與志愿服務(wù)的概率比女性高0.046%；受教育程度的提升能夠顯著且正向促進(jìn)村民的志愿服務(wù)行為，意味著高學(xué)歷者的志愿服務(wù)意識(shí)較強(qiáng)；年齡與村民志愿行為之間存在顯著的負(fù)向效應(yīng)，表明志愿服務(wù)隊(duì)伍以年輕人為主；政治面貌為黨員的村民更傾向參與志愿服務(wù)，以此來(lái)發(fā)揮黨員的社會(huì)引領(lǐng)作用；經(jīng)濟(jì)地位與村民志愿行為存在顯著的正向關(guān)系，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)地位越高的村民越傾向于參與志愿服務(wù)來(lái)發(fā)揮“光熱效應(yīng)”；孩子數(shù)量越多，村民越傾向于參與村內(nèi)的志愿服務(wù)，以此帶動(dòng)孩子奉獻(xiàn)意識(shí)，形成榜樣力量；社會(huì)責(zé)任意識(shí)變量顯示，社會(huì)責(zé)任意識(shí)越強(qiáng)，村民志愿服務(wù)行為的發(fā)生概率越大；村民對(duì)社交生活的滿意度越高，更愿意去幫助他人，即能夠顯著促進(jìn)志愿行為的發(fā)生。在情景類變量中，多數(shù)村社群體變量對(duì)村民志愿的影響比較小，社區(qū)群體政治化水平越高，能夠更好地帶動(dòng)村民參與到志愿服務(wù)中來(lái)，結(jié)合個(gè)體政治面貌變量的系數(shù)結(jié)果可知，黨員身份不僅可以內(nèi)化為自身志愿行為的動(dòng)力，同時(shí)，還能夠通過(guò)踐行志愿服務(wù)產(chǎn)生一定的外部效應(yīng)；村社其他人的社交滿意度會(huì)顯著負(fù)向的影響村民的志愿行為，Appel 等①Appel H，Crusius J，Gerlach A L.，“Social Comparison，Envy，and Depression on Facebook: A Study Looking at the Effects of High Comparison Standards on Depressed Individuals”，Journal of Social & Clinical Psychology，Vol.34，No.4，2015，pp.277-289.人的研究能夠?qū)Υ诉M(jìn)行解釋，即社會(huì)比較視角下他人較好的社交情況能夠給自我造成很大壓力，從而產(chǎn)生消極情緒和抑郁風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而不利于志愿行為的發(fā)生。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)：工具變量法

Probit 模型的回歸無(wú)法規(guī)避鄰里效應(yīng)識(shí)別中的反射性問(wèn)題（互為因果）和自選擇問(wèn)題，需要采用工具變量法來(lái)解決模型中存在內(nèi)生性問(wèn)題和關(guān)聯(lián)效應(yīng)。在工具變量的選擇中，本研究選擇了除被調(diào)查者之外的村社平均團(tuán)體活動(dòng)、村社平均勞動(dòng)參與和村社平均政治參與作為鄰里效應(yīng)的三個(gè)工具變量。事實(shí)上，志愿服務(wù)屬于一種社會(huì)活動(dòng)，是捐贈(zèng)“時(shí)間”的主要表現(xiàn)形式，而團(tuán)體活動(dòng)、勞動(dòng)參與、政治參與等社會(huì)活動(dòng)對(duì)于時(shí)間的占用會(huì)進(jìn)一步降低村民的可支配時(shí)間，進(jìn)而影響其志愿參與行為。同樣，村社其他人的平均社會(huì)活動(dòng)參與情況也會(huì)影響群體志愿服務(wù)活動(dòng)的平均水平，并且村社其他人的社會(huì)活動(dòng)參與并不直接影響被調(diào)查村民的志愿行為。基于袁薇①袁微：《二值選擇模型內(nèi)生性檢驗(yàn)方法、步驟及Stata 應(yīng)用》，《統(tǒng)計(jì)與決策》2018 年第6 期。等人的研究，工具變量的選擇具有合理性。在操作層面，對(duì)是否參與社會(huì)團(tuán)體線下活動(dòng)、勞動(dòng)報(bào)酬在內(nèi)的工資收入多少、是否參與人大代表投票等問(wèn)題的選項(xiàng)進(jìn)行處理，分別計(jì)算出村社社會(huì)團(tuán)體活動(dòng)、勞動(dòng)參與、政治參與的平均值，代入IV Probit 模型進(jìn)行二階段回歸分析。

如表4，鄰里效應(yīng)變量的顯著性和系數(shù)方向與前文一致，進(jìn)一步證實(shí)了假說(shuō)1。IV Probit 回歸的Wald 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，可在5%的水平上認(rèn)為鄰里效應(yīng)為內(nèi)生解釋變量，同時(shí)，一階段回歸的F 值顯示，工具變量對(duì)鄰里效應(yīng)具有較強(qiáng)的解釋力。在過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果中，p 值為0.842（>0.05），說(shuō)明所選工具變量都是外生變量。在弱工具變量結(jié)果中，AR 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)結(jié)果均在1%水平上顯著，表明所選工具變量不是弱工具變量。

表4 IV Probit 兩階段回歸結(jié)果

（三）線性關(guān)系檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)的影響是否為線性關(guān)系，本研究在原模型基礎(chǔ)上加入了鄰里效應(yīng)的平方項(xiàng)。如若平方項(xiàng)的系數(shù)顯著，則表示鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)的影響并非是線性的，可能需要進(jìn)一步驗(yàn)證其中是否存在U 型關(guān)系；如若平方項(xiàng)系數(shù)不顯著，則意味著鄰里效應(yīng)對(duì)志愿服務(wù)的影響是線性的。回歸結(jié)果顯示，鄰里效應(yīng)平方的變量系數(shù)為正向，且并不顯著，這意味著鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)的影響主要表現(xiàn)為線性關(guān)系。由于篇幅限制，這里對(duì)回歸結(jié)果不再呈現(xiàn)。①如若鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)的作用是非線性的，則對(duì)于正向與負(fù)向關(guān)系的表述不嚴(yán)謹(jǐn)，可能存在U 型亦或是倒U 型的關(guān)系，因此有必要進(jìn)行下一步檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，鄰里效應(yīng)平方變量的邊際效應(yīng)為0.257，但是P 值為0.506，意味著鄰里效應(yīng)對(duì)村民志愿服務(wù)的影響是線性的作用關(guān)系。

五、進(jìn)一步研究

（一）信息傳遞機(jī)制檢驗(yàn)

基于CSS 數(shù)據(jù)庫(kù)提供的受訪者信息獲取渠道信息，本研究采用時(shí)間分組回歸和現(xiàn)時(shí)信息獲取渠道分組回歸兩個(gè)方式，檢驗(yàn)鄰里效應(yīng)的信息傳遞機(jī)制。一是，農(nóng)村志愿服務(wù)以及互聯(lián)網(wǎng)的推進(jìn)會(huì)隨著時(shí)間不斷深化，村民通過(guò)電腦、手機(jī)等互聯(lián)網(wǎng)工具對(duì)志愿服務(wù)的了解逐漸加深，如果鄰里效應(yīng)通過(guò)信息傳遞發(fā)揮作用，則鄰里效應(yīng)會(huì)隨時(shí)間的增加遞減，信息獲取渠道對(duì)鄰里效應(yīng)的弱化增強(qiáng)。二是，以是否通過(guò)電腦、手機(jī)等互聯(lián)網(wǎng)工具獲取信息為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本分組，并分別進(jìn)行回歸，來(lái)驗(yàn)證基于信息獲取渠道的群體差異，也能驗(yàn)證鄰里效應(yīng)可能存在的信息傳遞機(jī)制。2021 年信息獲取渠道與村民志愿服務(wù)的交叉統(tǒng)計(jì)如表5、表6 報(bào)告了分組回歸結(jié)果及其兩年份信息獲取渠道的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

表5 信息獲取渠道與村民志愿服務(wù)的交叉統(tǒng)計(jì)

表6 基于信息獲取渠道的分組回歸與兩年份的交互調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表6 結(jié)果顯示，以電腦、手機(jī)為信息獲取渠道的村民在志愿服務(wù)時(shí)受到鄰里效應(yīng)的影響強(qiáng)于不以電腦、手機(jī)為信息獲取渠道的村民，交互調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，信息獲取渠道在一定程度上弱化了村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)。結(jié)果驗(yàn)證了信息獲取渠道對(duì)鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的影響，同時(shí)也再次表明信息傳遞是鄰里效應(yīng)發(fā)揮作用的重要機(jī)制。

（二）社會(huì)規(guī)范機(jī)制及其村社類型異質(zhì)性的檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)存在的村社類型異質(zhì)性以及可能存在的社會(huì)規(guī)范機(jī)制，根據(jù)本文對(duì)村社的分類，計(jì)算出團(tuán)結(jié)型村社被調(diào)查的村民樣本量為926 個(gè)，分裂型村社被調(diào)查的村民樣本量為1600 個(gè)，分散型村社被調(diào)查的村民樣本量為1939 個(gè)。村社類型及其所在地區(qū)①基于賀雪峰等人的研究，這里對(duì)中部省份的劃定除長(zhǎng)江流域相關(guān)省份外，還包括東北地區(qū)黑吉遼三省，原因在于東北地區(qū)在晚清時(shí)期才開(kāi)始大規(guī)模開(kāi)發(fā)，由此形成的村莊亦或社區(qū)的社會(huì)結(jié)構(gòu)比較簡(jiǎn)單，村社內(nèi)部的群體規(guī)范約束力不高，村社內(nèi)部戶與戶之間的原子化程度很高，故將其列為原子化村社。如表7 所示，分組回歸結(jié)果如表8 所示。

表7 農(nóng)村村社的類型劃分

表8 基于村社類型的鄰里效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

如表8 所示，團(tuán)結(jié)型村社部分的回歸結(jié)果顯示，村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)的邊際效應(yīng)為0.792，即村社其他人志愿服務(wù)活動(dòng)每提升1 個(gè)單位，村民志愿服務(wù)的概率提升79.2%；相對(duì)來(lái)看，分裂型村社和分散型村社中，村民志愿服務(wù)概率提升分別為26.9%和13.0%。首先，宗族力量較強(qiáng)、宗族結(jié)構(gòu)完整的團(tuán)結(jié)型村社更容易產(chǎn)生鄰里效應(yīng)；其次是以小親族結(jié)構(gòu)為主導(dǎo)的分裂型村社；再次是原子化程度較高的分散型村社。結(jié)果一方面驗(yàn)證了村民志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)存在的村社類型異質(zhì)性，另一方面也進(jìn)一步證實(shí)了鄰里效應(yīng)存在的社會(huì)規(guī)范機(jī)制，即宗族性的共同關(guān)系下更容易形成隱性的社會(huì)規(guī)范，村民志愿服務(wù)的個(gè)人決策也更容易受到社會(huì)規(guī)范的制約與影響，從而形成較強(qiáng)的鄰里效應(yīng)。雖然這一檢驗(yàn)結(jié)果可能存在其他因素的干擾，例如同一親族內(nèi)部信息傳遞效率、宗族內(nèi)相關(guān)活動(dòng)的頻率等，但基于宗族結(jié)構(gòu)的村社類型劃分及其相關(guān)回歸檢驗(yàn)，能夠?yàn)橹驹阜?wù)鄰里效應(yīng)的社會(huì)規(guī)范機(jī)制的存在提供初步證據(jù)。

（三）其他拓展性檢驗(yàn)

本研究還進(jìn)一步檢驗(yàn)了村民志愿服務(wù)時(shí)長(zhǎng)、志愿服務(wù)次數(shù)是否會(huì)受到鄰里效應(yīng)的影響。這里將2021 年CSS 數(shù)據(jù)中將“志愿服務(wù)活動(dòng)大約多長(zhǎng)時(shí)間？ ”的回答設(shè)置為村民志愿服務(wù)時(shí)長(zhǎng)變量，將“您參加過(guò)幾次志愿服務(wù)活動(dòng)？ ”的回答設(shè)置為村民志愿服務(wù)次數(shù)變量，然后將生成了兩個(gè)新變量分別代入模型（9）進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表9 所示。結(jié)果顯示，無(wú)論是村民的志愿服務(wù)時(shí)長(zhǎng)還是村民的志愿服務(wù)次數(shù)，均存在顯著的鄰里效應(yīng)，但是鄰里效應(yīng)的大小卻明顯降低，對(duì)村民志愿服務(wù)參與概率的提升分別為9.8%和10.1%，遠(yuǎn)小于15.7%—26.7%的鄰里效應(yīng)。從鄰里效應(yīng)的信息傳遞機(jī)制角度看，村民在與其他村民的互動(dòng)過(guò)程中，只獲取了其他村民是否參與了志愿服務(wù)的信息，而非志愿服務(wù)次數(shù)、時(shí)長(zhǎng)等具體的相關(guān)信息。這說(shuō)明，社會(huì)互動(dòng)中的村民更容易了解或獲取其他村民是否參與了志愿服務(wù)的信息，對(duì)于村民在某段時(shí)間內(nèi)參與了幾次志愿服務(wù)、服務(wù)了多長(zhǎng)時(shí)間等信息的獲取并不容易。

表9 村民志愿服務(wù)時(shí)長(zhǎng)、志愿服務(wù)次數(shù)的鄰里效應(yīng)檢驗(yàn)

六、研究結(jié)論與政策建議

本研究利用中國(guó)綜合社會(huì)狀況調(diào)查（CSS）數(shù)據(jù)，從社會(huì)互動(dòng)視角出發(fā)，從理論推導(dǎo)和實(shí)證檢驗(yàn)兩個(gè)方面探究了村民志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)，并進(jìn)一步考察了鄰里效應(yīng)的信息傳遞機(jī)制、社會(huì)規(guī)范機(jī)制以及村社類型的異質(zhì)性。為保證輸出結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究通過(guò)工具變量、省份虛擬變量等解決了模型可能存在的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和情景效應(yīng)。結(jié)果顯示：村民志愿服務(wù)存在顯著的正向鄰里效應(yīng)，即鄰里效應(yīng)每增加1 個(gè)單位，村民志愿服務(wù)發(fā)生概率提升15.7%～26.7%，且這一影響是線性的。利用工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，結(jié)果依然成立。之后，進(jìn)一步證實(shí)了志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)存在的信息傳遞機(jī)制和社會(huì)規(guī)范機(jī)制，即村民的信息獲取渠道會(huì)影響鄰里效應(yīng)的效果，而宗親力量較強(qiáng)的團(tuán)結(jié)型村社更容易產(chǎn)生鄰里效應(yīng)?；诖?，本研究提出以下政策建議。

第一，鄰里效應(yīng)可以作為一種有效手段與志愿服務(wù)的正式制度互為補(bǔ)充。當(dāng)前的農(nóng)村現(xiàn)實(shí)情景下，志愿服務(wù)的積分激勵(lì)制度已初見(jiàn)成效。村民參與志愿服務(wù)除了能夠獲得相應(yīng)的積分獎(jiǎng)勵(lì)，志愿服務(wù)還能形成較強(qiáng)的鄰里效應(yīng)，從而塑造良好的志愿服務(wù)氛圍。如若在政策激勵(lì)中忽略了鄰里效應(yīng)，會(huì)低估相關(guān)政策的實(shí)際效果。因此，鄰里效應(yīng)當(dāng)被視為一種有效手段，更好助力正式制度作用的發(fā)揮：可在法律許可范圍內(nèi)落實(shí)村社志愿服務(wù)的信息公開(kāi)，樹(shù)立志愿者模范家庭和榜樣，厚植村社的志愿服務(wù)文化；發(fā)揮村社黨員、高收入者的先鋒模范作用，強(qiáng)化鄰里效應(yīng)，帶動(dòng)村社其他村民的廣泛參與。

第二，引導(dǎo)志愿服務(wù)價(jià)值導(dǎo)向，避免趨利性志愿服務(wù)的跟風(fēng)行為。農(nóng)村志愿服務(wù)的土壤尚不厚實(shí)，在激勵(lì)過(guò)程中很容易出現(xiàn)村民志愿服務(wù)的“盲目跟風(fēng)”、完全趨利亦或是官民合謀的現(xiàn)象，這悖離了志愿服務(wù)的內(nèi)涵，有損志愿服務(wù)價(jià)值功能的發(fā)揮。因此，為正確引導(dǎo)志愿服務(wù)的鄰里效應(yīng)，基層政府應(yīng)通過(guò)電腦、手機(jī)等途徑正確宣傳志愿服務(wù)奉獻(xiàn)、友愛(ài)、互助的精神內(nèi)涵，合理規(guī)制村民的志愿服務(wù)行為，推動(dòng)村民志愿服務(wù)動(dòng)機(jī)由“利己”向“利他”的轉(zhuǎn)變，更好地實(shí)現(xiàn)志愿服務(wù)鄰里效應(yīng)的社會(huì)價(jià)值。

第三，注重村社類型差異，因地制宜激發(fā)村民志愿服務(wù)的積極性。志愿服務(wù)雖然是現(xiàn)代化的概念，但其與農(nóng)村現(xiàn)實(shí)的互助文化、宗親基礎(chǔ)等息息相關(guān)。宗親力量較強(qiáng)的村社，能夠形成志愿服務(wù)動(dòng)員的乘數(shù)效果，而對(duì)于北部或者中部農(nóng)村，無(wú)完整的宗族結(jié)構(gòu)，需要外部力量的介入引導(dǎo)村民志愿服務(wù)的參與。因此，在“大眾慈善”的環(huán)境下，基層政府應(yīng)當(dāng)因地制宜地進(jìn)行資源、項(xiàng)目亦或是制度的介入，以村社實(shí)際的鄰里鄉(xiāng)風(fēng)為基礎(chǔ)，以形塑“人人有責(zé)、人人盡責(zé)、人人享有”的志愿服務(wù)格局為目標(biāo)，激勵(lì)村民參與到村社志愿服務(wù)之中，以此助力農(nóng)村農(nóng)民共同富裕的實(shí)現(xiàn)。