村民志愿服務的鄰里效應研究
——基于社會互動的理論視角

馬洪旭 李 放 沈蘇燕

一、引言

作為第三次分配的重要形式，志愿服務在助推農村農民共同富裕方面具有積極作用。黨的二十大報告在“提高全社會文明程度”部分明確提出，要“統籌推動文明培育、文明實踐、文明創建”，“完善志愿服務制度與工作體系”。近幾年，隨著項目、資源和制度的下鄉，各地農村也在積極開展鄉村慈善公益活動，志愿服務的價值也逐漸顯現。例如，在農村“三留守”群體關愛服務項目、“幸福家園”慈善互助工程等項目吸納下，越來越多的村民參與到了志愿服務之中，不僅自我價值得以實現，所處村社發展、居民福利等也有所增益。課題組通過對浙江、山東等地農村的實地調研發現，各地基層政府正推動文明實踐站的建設與普及，以積分制的嵌入鼓勵村民參與志愿服務活動①李放、馬洪旭、沈蘇燕：《制度嵌入、組織化與農村社區慈善的價值共創——基于山東省W 村的田野調查》，《農業經濟問題》2023 年第8 期。，但同時一些現象也引起了我們的注意：有些村莊的村民在積分激勵下仍舊對參與志愿服務較為冷淡，而一些無相應積分激勵的村莊內，反而形成了“全民參與”的志愿服務氛圍。顯然，從“理性經濟人”視角無法有效解釋這些現象。事實上，在鄉土社會中，人們在心理與行為上易受他人影響②楊國樞：《中國人的心理與行為》，北京：中國人民大學出版社，2004 年，第97 頁。，村民志愿服務的行為決策不得不考慮鄰里的志愿服務氛圍，特別是村民之間的相互影響。因此，為更好地“完善志愿服務制度與工作體系”，提升農村志愿服務相關政策的有效性，需要對此問題進行回應。

在社會互動過程中，他人（或群體）的行為（思想）對個人行為（思想）產生影響的現象稱之為“鄰里效應”。③Manski，Charles，F.，“Economic Analysis of Social Interactions”，Journal of Economic Perspectives，Vol.14，No.3，2000，pp.115-136.當前對鄰里效應的研究沒有嚴格的關于參照群組的劃分，群組可為同宿舍的舍友、同班級同學，也可以是同城市、同社區的居民。由此，鄰里效應被廣泛應用于農戶的農地流轉行為④洪名勇、何玉鳳：《鄰里效應及其對農地流轉選擇行為的影響機制研究——基于貴州省540 戶農戶的調查》，《農業技術經濟》2020 年第9 期。、教育投資⑤方航、程竹、陳前恒：《農村教育投資存在同群效應嗎?——基于中國家庭追蹤調查（CFPS）的實證研究》，《教育與經濟》2021 年第3 期。、新農保參與⑥張川川、朱涵宇：《新型農村社會養老保險參與決策中的同群效應》，《金融研究》2021 年第9 期。、社會捐贈活動⑦晏艷陽、鄧嘉宜、文丹艷：《鄰里效應對家庭社會捐贈活動的影響——來自中國家庭追蹤調查（CFPS）數據的證據》，《經濟學動態》2017 年第2 期。等領域之中?，F有研究證實，鄰里效應的本質是一種心理動機，周圍人群的社會活動或者行為會形成一種隱性的社會規范⑧李昊、陳南旭：《多維視角下農戶施肥行為的理論邏輯與經驗探索》，《華中農業大學學報（社會科學版）》2023 年第1 期。，如若個人偏離群體規范將有損自己的社會地位，個人行為決策自然會受到其他人相關活動的影響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實互動為主，互聯網信息互動與傳遞會對此有所替代和影響。而志愿服務是否存在此類動機？ 早期的相關研究便關注到志愿服務參與下的復雜動機，提出了志愿服務的利他—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，Fitch[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.在此模型的基礎上增加了社會義務維度，強調了社會規范的影響，但并未得到有力的實證支持。到了20 世紀末，功能主義模型的提出強化了我們對志愿服務學習、成長、社交等動機的認識[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.，并得到了廣泛實證驗證。可見，國外研究通過理論模型推導關注到了個人所處環境下社會規范對個人志愿服務的影響①崔巖:《當前我國公眾的志愿服務參與動機研究》，《中國社會科學院大學學報》2022 年第31 期。，但相關的實證研究尚不多見。我國志愿服務研究起步較晚，現有研究也多聚焦于個體角度下社會資本②張冰、朱小磊：《大學生持續性志愿服務行為影響因素》，《當代青年研究》2018 年第5 期。、人力資本③劉鳳芹、盧瑋靜、張秀蘭：《中國城市村民的文化資本與志愿行為——基于中國27 個城市微觀數據的經驗研究》，《清華大學學報（哲學社會科學版）》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:角色認同的中介》，《應用心理學》2017 年第3 期。、信任⑤馬建青、黃雪雯：《大學生人際信任與主觀幸福感的關系：親社會行為與攻擊行為的中介作用》，《應用心理學》2022 年第1 期。等的影響效應以及利他亦或是利己動機的討論，對個人所處鄰里環境關注及其相關實證研究較少，更不用說農村志愿服務的鄰里效應研究。

基于以上分析，本研究從社會互動視角，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；二是現代社會的觀點下的農村社區之意；三是對滕尼斯的“共同體”與“社會”二元范式的回應。在此基礎上，本研究的村社一詞，視為農村村莊亦或是社區的簡稱。，對村民志愿服務的鄰里效應進行理論推導，并利用2021 年中國社會狀況綜合調查（CSS）的農村數據對鄰里效應及其機制、異質性進行驗證。本研究的邊際貢獻在于：基于社會互動理論視角分析了鄰里效應對村民志愿服務參與的影響，為志愿服務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鄰里效應的內在機制以及村社類型的異質性，能夠為志愿服務制度與工作體系的完善、相關政策有效性的提升提供依據和參考。

二、理論推導與研究假說

社會互動理論認為，個體偏好、期望和約束會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體對選擇集合中選項的偏好排序。在此思想的指導下，本部分立足農村現實，通過構建社會互動模型來揭示村民志愿服務的鄰里效應。作為社會互動的重要理論，參照組理論為社會互動參照群組的選擇提供了理論參考，該理論認為參照群組是個體從心理上把自己列入、與之對照，并在態度、行為、評價上及價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.對農村而言，村社（村莊亦或是社區，下同）是村民的基本生活單位，其中個體之間存在著較為緊密的互動關系，故我們假定村民的參照群組為村社范圍內的其他村民。

其中，α＞0，表示村民參與志愿服務的邊際效用，它在村民之間無差異。由此，進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，為社會效用函數。進一步，村民的私有效用函數可以表示為：

公式（5）具體表現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水平的懲罰，平方項反映了邊際遞減的特征。在ω＞0 情況下，村民會受到村社其他村民志愿服務活動的影響，存在與參照群組保持一致的行為偏好。即是說，村民的期望效用無法達到村社平均水平時，村民便會采取行動以提升自我的預期效用。如若村社其他村民通過志愿服務獲得了較高的期望效用，為了減少預期效用過大對自身效用產生的負向影響，村民便采用相同或相似的行動提升自我期望效用。

將（4）和（5）函數代入（3）式進行一階求導：

當前，城市商業銀行過于注重產品的推廣和營銷，但是，關于產品品牌塑造的力度還不夠。目前，銀行之間金融服務水平沒有存在很大的差距，而金融產品類型又大致相同，因此在實踐中未能形成品牌上的領先[2]。許多城市商業銀行過于重視產品創新和研發，而忽視品牌提升和整合的工作，使得銀行未能形成一個知名品牌下的產品組合，其在一個產品的多品牌戰略目標方面也沒有成效?？傊?，城市商業銀行在其品牌和產品之間缺乏統一的認知，對于金融名牌與銀行產品品牌開發和塑造的力度不夠，在銀行間的競爭中未能使自身擁有一個明顯的品牌優勢[3]。

進一步將期望效用函數（1）和（2）代入式（6），可得村民在可行域［ymin，ymax］內最優的志愿服務選擇函數：

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

通過函數（7）不難發現，村民志愿服務具有非獨立性，其不僅取決于村民的個體特征（xi，hi），還會受到村社其他村民行為和特征平均水平的影響。根據Manski（1993）對社會互動效應的分類①Manski 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α1反映了內生互動效應，即本研究重點關注鄰里效應，指村社村民的志愿服務會受到村社其他村民平均志愿服務活動的影響。系數γ1體現的是情景效應，它是指村民的志愿服務會受到村社其他村民的平均經濟地位、平均受教育程度等外部特征的影響。根據以上理論模型的推導，提出本研究的第一個假說H1。

H1：村民志愿服務存在鄰里效應，即村民志愿服務受到了村社其他村民平均志愿服務活動的顯著影響

現有研究指出，信息傳遞和社會規范是鄰里效應影響微觀主體社會政策參與的兩個主要機制。②岳華、王海燕、張沛瑩：《里談巷議：家庭風險金融資產投資存在鄰里效應嗎——以農村村落為樣本的經驗分析》，《中國經濟問題》2021 年第6 期。如若信息傳遞是鄰里效應發揮作用的機制，那么個體在獲取更多相關信息的情況下，受到鄰里效應的影響會逐漸減小。事實上，傳統村社的信息傳遞主要依靠同村社村民的社會互動維持，而隨著農村互聯網的引入，現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：《數字技能如何影響農戶消費升級——基于食物消費升級的視角》，《中南財經政法大學學報》2022 年第6 期。，村民之間的互動則會在一定程度上被弱化，鄰里效應的大小會因為信息獲取方式的不同出現差異化的表現。從社會互動的參照組理論視角看，個體評價自身社會觀和價值觀的依據是以其參照群組的價值和規范作為基準的。④莊家熾：《參照群體理論評述》，《社會發展研究》2016 年第3 期。參照群組并非一成不變的，互聯網技術的使用使得村民對村社其他村民的信息依賴性降低，村民的社會互動逐漸突破了時空限制⑤左孝凡、康孟媛、陸繼霞：《社會互動、互聯網使用對農村村民生活垃圾分類意愿的影響》，《資源科學》2022 年第1 期。，村社層面的鄰里互動和社會交往會趨于平淡，具體表現為鄰里效應的弱化。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假說H2。

H2：信息傳遞是鄰里效應對村民志愿服務產生影響的重要機制

在中國現實農村環境下，南方、北方和中部的村莊結構存在顯著差異，本研究基于賀雪峰⑦賀雪峰：《中國農村的區域差異——村莊社會結構的視角》，《開放時代》2012 年第10 期。的村莊劃分，將中國村社劃分團結型村社、分散型村社和分裂型村社。南方以團結型村社為主，宗族結構較為完整；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，原子化程度較高。村社的類型差異對村民志愿服務鄰里效應的影響，源于可能存在的社會規范機制。社會規范是指群體內成員共同接受的規定或標準、是除法律外的另一種指導或約束群體成員社會行為的準則。⑧Cialdini，R.B.，and Trost，M.R.1998.，“Social Influence:Social Norms，Conformity and Compliance”，The Handbook of Social Psychology，pp.151-192.社會規范按照社會關系的不同可以分為共同關系下的社會規范和交換關系下的社會規范，其中，在共同關系中的個體更傾向于滿足他人的需求，其決策受到社會規范的影響是更大的。①盛光華、葛萬達：《社會互動視角下驅動消費者綠色購買的社會機制研究》，《華中農業大學學報（社會科學版）》2019 年第2 期。在農村，同一村社內部存在著不同的社會關系，包括宗族和非宗族的社會關系，而同一宗族內部的社會關系更接近于共同關系。根據經濟學理論，村民參與志愿服務過程中，社會規范發揮作用的主要途徑為：同村社村民由于擔心偏離同一群體內部形成的社會規范會降低其地位，所以在觀察到同村其他村民特別是同一宗族的個體決策時，往往傾向于作出相同的決策②李榮彬：《農村居民公共事務參與的治理之道——來自宗族網絡的證據與解釋》，《經濟社會體制比較》2021 年第5 期。，故可以猜測宗族結構較完整的村社，更容易產生村民志愿服務的鄰里效應?；诖耍岢霰狙芯康牡谌齻€假說H3。

H3：村民志愿服務的鄰里效應存在社會規范機制，團結型村社更容易產生村民志愿服務的鄰里效應，其次是分裂型村社，再次是分散型村社

三、研究設計

（一）鄰里效應的識別策略

社會互動視角下，個體行為的溢出效應可以分為偏好互動、期望互動和約束互動三種：偏好互動是指以某一參照群組為基礎，其他人對某一集合中選項的偏好會直接影響個體的選擇偏好，如消費的從眾效應；期望互動則強調，個體通過觀察其他人的選擇效果來調整自我的預期進而調整自我的選擇行為，如通過別人對新技術、新產品等的使用效果來作出個人決策；約束互動指選擇集合的相互排斥、相互依賴產生的互動效應，如其他人對一些限量產品的搶購導致個體無法獲得該產品的購買機會。而在具體的實證研究中，社會互動效應同樣被分為了三種效應：一是行為本身存在的相互影響，即個體的行為會受到參照群組中其他個體行為的直接影響；二是其他人外部特征（如經濟地位、受教育程度等）對個體行動的影響；三是個體間相似的外部特征和共同所處的環境導致的行為一致性。Manski③Manski，Charles，F.，“Economic Analysis of Social Interactions”，Journal of Economic Perspectives，Vol.14，No.3，2000，pp.115-136.將以上三種效應分別稱之為內生互動效應、情景效應和關聯效應。本研究重點關注村民志愿服務的鄰里效應，主要是指以村社為參照群組的內生互動效應。本研究已在理論模型部分揭示了志愿服務的內生互動效應和情景效應的存在，但在具體的實證操作中，區分內生互動效應、情景效應和關聯效應，并解決三種效應中的混淆問題和內生性問題是十分重要且必要的。

由此，本研究基于Manski 的研究基礎，立足鄰里效應等的識別問題制定了具體的解決策略，如表1 所示。

表1 鄰里效應的識別策略

（二）數據來源與樣本篩選

本研究數據來源于2021 年“中國社會狀況綜合調查”（CSS）項目數據。①本文使用數據來自CSS（中國社會狀況綜合調查），文中觀點及其表述由筆者自負。如若了解該數據的具體信息，請登錄http://css.cssn.cn/css_sy/。CSS 項目是2005 年由中國社會科學院社會學研究發起的，針對全國公眾的勞動就業、家庭及社會生活、社會態度等方面的大型連續性抽樣調查項目，從而為社會科學研究和政府決策提供詳實而科學的基礎信息。具體來看，該項目數據是采用概率抽樣的入戶訪問方式獲得，數據覆蓋了全國31 個省、自治區和直轄市，包括了151 個區市縣，604 個村居委會，每次調查訪問7000 到10000 余個家庭。2021 年CSS 數據庫設置了志愿服務調查板塊，其數據公布為我國第三次分配背景下志愿服務研究提供了權威型數據庫。本研究在原始數據樣本基礎上，保留被調查地點為農村村社且被調查人為農村戶籍的樣本數據，并剔除了相關數據的缺失樣本、無效樣本等，得到本文有效樣本量4465 個。

（三）變量設置

因變量——志愿服務。本研究的被解釋變量為村民志愿服務的虛擬變量，取VSA（Voluntary Service Action）表示。體現在CSS 問卷中，“您本人在近一年以來參加過以下哪些志愿服務？ ”，選項包括兒童關愛、青少年輔導、老年關懷等13 種志愿服務，這里將居民參加過至少一種志愿服務取值為1，否為0。

核心自變量——鄰里效應。鄰里效應變量設定的重要前提是明確參照群組。組群的地域過大或人數過多都難以產生社會互動效應，而村社具有一定地理區域和一定數量人口的特點，同時，村社也一直是我國村民主要的生活空間，每個村社都有共同的活動地點或聚集場所，更有可能產生較為密切的社會交往，彼此了解的程度較高。因此，本文將居住于同一個村社的村民劃分為一個群體，以村社作為鄰里效應的參照群組。值得注意的是，受自然地理環境、歷史文化條件、村社規模等因素的影響，南部、中部、北部村社的社會結構存在較大差異②賀雪峰：《再論中國農村區域差異——一個農村研究的中層理論建構》，《開放時代》2012 年第10 期。，故我們在檢驗鄰里效應大小的基礎上增加了村社類型的差異性檢驗，以增加研究結果的可信度。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.等文獻對鄰里效應的計算方法——除個體i 之外，村社C 內其他人志愿服務活動的平均水平——獲得鄰里效應變量，具體公式如（8）式所示。

其中，VSA 表示村社C 中村民i 的志愿服務參與行為。CSS 調查數據統計每一個體所屬的村社編號suu，因此，Nc是根據個體所屬的村社編號統計出的每個村社的村民數。

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、經濟地位、孩子數量、社會責任意識、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、村社平均經濟地位、村社平均孩子數量、村社平均責任意識、村社平均社交生活滿意度；為避免村社位置差異對結果產生的影響，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擾動項可能存在相關性，對回歸方程中的標準誤進行了村社層面的聚類處理。

（四）模型選擇

基于因變量的設定，這里選用Probit 模型作為研究的基準模型。Probit 模型是一種廣義線性模式，主要用來探究某一事件的發生概率，即P（Y=1）=f（X），Y=1 的概率是一個關于X 的函數，其中f（X）服從標準正態分布。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注的重點，A 為村民個體背景特征變量，B 為村社群體特征變量，β0為常數項，Provincedummy 為省份虛擬變量。

（五）描述性統計

基于CSS 數據的各變量統計結果如表2 所示。具體而言，參與志愿服務的村民占比1/5 左右，變量均值為0.211。而村民志愿服務的標準差為0.408，意味著村民之間的志愿服務參與情況差別較大。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和初中水平。同時，村民的社會責任意識平均值也僅有0.469，即是說，超過50%的村民不太愿意通過報刊、電臺等途徑向有關部門反映社會問題。社交滿意度變量顯示，大多數人對自己的社交生活比較滿足，評分均值達到了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 主要變量的設定與描述性統計

四、實證結果與分析

（一）基準模型回歸結果與分析

本部分利用基準模型（9）驗證村民志愿服務的鄰里效應。為保證核心變量輸出結果的穩健性，這里使用嵌套回歸方式，分別在“鄰里效應（內生互動效應）+村民背景特征變量”的基礎上控制情景效應和關聯效應，最終生成模型（9）的回歸結果。需要強調的是，本研究在Probit 模型回歸系數值基礎上，計算出了各個變量的邊際效應，并進行了結果呈現。同時，為消除組內異方差、自相關等混淆問題，本研究通過聚類對標準誤進行了處理，并匯報了以村社聚類計算的標準誤。具體的回歸結果如表3 所示。

表3 村民志愿服務鄰里效應的檢驗結果

表3 結果顯示，在逐步控制情景效應、關聯效應后，模型的擬合程度和預測準確度均有一定提升，鄰里效應變量的邊際效應值分別為0.267（0.048）、0.251（0.053）、0.157（0.050），在1%的統計水平上顯著正向，說明村民志愿服務存在顯著的鄰里效應，即村社其他人志愿服務活動每增加1 個單位，村民志愿服務的發生概率提升15.7%—26.7%。在控制變量方面，村民志愿服務行為存在顯著的性別差異，男性參與志愿服務的概率比女性高0.046%；受教育程度的提升能夠顯著且正向促進村民的志愿服務行為，意味著高學歷者的志愿服務意識較強；年齡與村民志愿行為之間存在顯著的負向效應，表明志愿服務隊伍以年輕人為主；政治面貌為黨員的村民更傾向參與志愿服務，以此來發揮黨員的社會引領作用；經濟地位與村民志愿行為存在顯著的正向關系，說明經濟地位越高的村民越傾向于參與志愿服務來發揮“光熱效應”；孩子數量越多，村民越傾向于參與村內的志愿服務，以此帶動孩子奉獻意識，形成榜樣力量；社會責任意識變量顯示，社會責任意識越強，村民志愿服務行為的發生概率越大；村民對社交生活的滿意度越高，更愿意去幫助他人，即能夠顯著促進志愿行為的發生。在情景類變量中，多數村社群體變量對村民志愿的影響比較小，社區群體政治化水平越高，能夠更好地帶動村民參與到志愿服務中來，結合個體政治面貌變量的系數結果可知，黨員身份不僅可以內化為自身志愿行為的動力，同時，還能夠通過踐行志愿服務產生一定的外部效應；村社其他人的社交滿意度會顯著負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.人的研究能夠對此進行解釋，即社會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，從而產生消極情緒和抑郁風險，進而不利于志愿行為的發生。

（二）穩健性檢驗：工具變量法

Probit 模型的回歸無法規避鄰里效應識別中的反射性問題（互為因果）和自選擇問題，需要采用工具變量法來解決模型中存在內生性問題和關聯效應。在工具變量的選擇中，本研究選擇了除被調查者之外的村社平均團體活動、村社平均勞動參與和村社平均政治參與作為鄰里效應的三個工具變量。事實上，志愿服務屬于一種社會活動，是捐贈“時間”的主要表現形式，而團體活動、勞動參與、政治參與等社會活動對于時間的占用會進一步降低村民的可支配時間，進而影響其志愿參與行為。同樣，村社其他人的平均社會活動參與情況也會影響群體志愿服務活動的平均水平，并且村社其他人的社會活動參與并不直接影響被調查村民的志愿行為?；谠雹僭ⅲ骸抖颠x擇模型內生性檢驗方法、步驟及Stata 應用》，《統計與決策》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，對是否參與社會團體線下活動、勞動報酬在內的工資收入多少、是否參與人大代表投票等問題的選項進行處理，分別計算出村社社會團體活動、勞動參與、政治參與的平均值，代入IV Probit 模型進行二階段回歸分析。

如表4，鄰里效應變量的顯著性和系數方向與前文一致，進一步證實了假說1。IV Probit 回歸的Wald 檢驗結果顯示，可在5%的水平上認為鄰里效應為內生解釋變量，同時，一階段回歸的F 值顯示，工具變量對鄰里效應具有較強的解釋力。在過度識別檢驗結果中，p 值為0.842（>0.05），說明所選工具變量都是外生變量。在弱工具變量結果中，AR 檢驗和Wald 檢驗結果均在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 兩階段回歸結果

（三）線性關系檢驗

為檢驗鄰里效應對村民志愿服務的影響是否為線性關系，本研究在原模型基礎上加入了鄰里效應的平方項。如若平方項的系數顯著，則表示鄰里效應對村民志愿服務的影響并非是線性的，可能需要進一步驗證其中是否存在U 型關系；如若平方項系數不顯著，則意味著鄰里效應對志愿服務的影響是線性的?；貧w結果顯示，鄰里效應平方的變量系數為正向，且并不顯著，這意味著鄰里效應對村民志愿服務的影響主要表現為線性關系。由于篇幅限制，這里對回歸結果不再呈現。①如若鄰里效應對村民志愿服務的作用是非線性的，則對于正向與負向關系的表述不嚴謹，可能存在U 型亦或是倒U 型的關系，因此有必要進行下一步檢驗。檢驗結果顯示，鄰里效應平方變量的邊際效應為0.257，但是P 值為0.506，意味著鄰里效應對村民志愿服務的影響是線性的作用關系。

五、進一步研究

（一）信息傳遞機制檢驗

基于CSS 數據庫提供的受訪者信息獲取渠道信息，本研究采用時間分組回歸和現時信息獲取渠道分組回歸兩個方式，檢驗鄰里效應的信息傳遞機制。一是，農村志愿服務以及互聯網的推進會隨著時間不斷深化，村民通過電腦、手機等互聯網工具對志愿服務的了解逐漸加深，如果鄰里效應通過信息傳遞發揮作用，則鄰里效應會隨時間的增加遞減，信息獲取渠道對鄰里效應的弱化增強。二是，以是否通過電腦、手機等互聯網工具獲取信息為標準對樣本分組，并分別進行回歸，來驗證基于信息獲取渠道的群體差異，也能驗證鄰里效應可能存在的信息傳遞機制。2021 年信息獲取渠道與村民志愿服務的交叉統計如表5、表6 報告了分組回歸結果及其兩年份信息獲取渠道的調節效應。

表5 信息獲取渠道與村民志愿服務的交叉統計

表6 基于信息獲取渠道的分組回歸與兩年份的交互調節效應檢驗

表6 結果顯示，以電腦、手機為信息獲取渠道的村民在志愿服務時受到鄰里效應的影響強于不以電腦、手機為信息獲取渠道的村民，交互調節效應檢驗結果顯示，信息獲取渠道在一定程度上弱化了村民志愿服務的鄰里效應。結果驗證了信息獲取渠道對鄰里效應發揮作用的影響，同時也再次表明信息傳遞是鄰里效應發揮作用的重要機制。

（二）社會規范機制及其村社類型異質性的檢驗

為檢驗村民志愿服務鄰里效應存在的村社類型異質性以及可能存在的社會規范機制，根據本文對村社的分類，計算出團結型村社被調查的村民樣本量為926 個，分裂型村社被調查的村民樣本量為1600 個，分散型村社被調查的村民樣本量為1939 個。村社類型及其所在地區①基于賀雪峰等人的研究，這里對中部省份的劃定除長江流域相關省份外，還包括東北地區黑吉遼三省，原因在于東北地區在晚清時期才開始大規模開發，由此形成的村莊亦或社區的社會結構比較簡單，村社內部的群體規范約束力不高，村社內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，分組回歸結果如表8 所示。

表7 農村村社的類型劃分

表8 基于村社類型的鄰里效應檢驗結果

如表8 所示，團結型村社部分的回歸結果顯示，村民志愿服務鄰里效應的邊際效應為0.792，即村社其他人志愿服務活動每提升1 個單位，村民志愿服務的概率提升79.2%；相對來看，分裂型村社和分散型村社中，村民志愿服務概率提升分別為26.9%和13.0%。首先，宗族力量較強、宗族結構完整的團結型村社更容易產生鄰里效應；其次是以小親族結構為主導的分裂型村社；再次是原子化程度較高的分散型村社。結果一方面驗證了村民志愿服務鄰里效應存在的村社類型異質性，另一方面也進一步證實了鄰里效應存在的社會規范機制，即宗族性的共同關系下更容易形成隱性的社會規范，村民志愿服務的個人決策也更容易受到社會規范的制約與影響，從而形成較強的鄰里效應。雖然這一檢驗結果可能存在其他因素的干擾，例如同一親族內部信息傳遞效率、宗族內相關活動的頻率等，但基于宗族結構的村社類型劃分及其相關回歸檢驗，能夠為志愿服務鄰里效應的社會規范機制的存在提供初步證據。

（三）其他拓展性檢驗

本研究還進一步檢驗了村民志愿服務時長、志愿服務次數是否會受到鄰里效應的影響。這里將2021 年CSS 數據中將“志愿服務活動大約多長時間？ ”的回答設置為村民志愿服務時長變量，將“您參加過幾次志愿服務活動？ ”的回答設置為村民志愿服務次數變量，然后將生成了兩個新變量分別代入模型（9）進行檢驗，檢驗結果如表9 所示。結果顯示，無論是村民的志愿服務時長還是村民的志愿服務次數，均存在顯著的鄰里效應，但是鄰里效應的大小卻明顯降低，對村民志愿服務參與概率的提升分別為9.8%和10.1%，遠小于15.7%—26.7%的鄰里效應。從鄰里效應的信息傳遞機制角度看，村民在與其他村民的互動過程中，只獲取了其他村民是否參與了志愿服務的信息，而非志愿服務次數、時長等具體的相關信息。這說明，社會互動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的信息，對于村民在某段時間內參與了幾次志愿服務、服務了多長時間等信息的獲取并不容易。

表9 村民志愿服務時長、志愿服務次數的鄰里效應檢驗

六、研究結論與政策建議

本研究利用中國綜合社會狀況調查（CSS）數據，從社會互動視角出發，從理論推導和實證檢驗兩個方面探究了村民志愿服務的鄰里效應，并進一步考察了鄰里效應的信息傳遞機制、社會規范機制以及村社類型的異質性。為保證輸出結果的穩健性，本研究通過工具變量、省份虛擬變量等解決了模型可能存在的關聯效應和情景效應。結果顯示：村民志愿服務存在顯著的正向鄰里效應，即鄰里效應每增加1 個單位，村民志愿服務發生概率提升15.7%～26.7%，且這一影響是線性的。利用工具變量進行穩健性檢驗后，結果依然成立。之后，進一步證實了志愿服務鄰里效應存在的信息傳遞機制和社會規范機制，即村民的信息獲取渠道會影響鄰里效應的效果，而宗親力量較強的團結型村社更容易產生鄰里效應。基于此，本研究提出以下政策建議。

第一，鄰里效應可以作為一種有效手段與志愿服務的正式制度互為補充。當前的農村現實情景下，志愿服務的積分激勵制度已初見成效。村民參與志愿服務除了能夠獲得相應的積分獎勵，志愿服務還能形成較強的鄰里效應，從而塑造良好的志愿服務氛圍。如若在政策激勵中忽略了鄰里效應，會低估相關政策的實際效果。因此，鄰里效應當被視為一種有效手段，更好助力正式制度作用的發揮：可在法律許可范圍內落實村社志愿服務的信息公開，樹立志愿者模范家庭和榜樣，厚植村社的志愿服務文化；發揮村社黨員、高收入者的先鋒模范作用，強化鄰里效應，帶動村社其他村民的廣泛參與。

第二，引導志愿服務價值導向，避免趨利性志愿服務的跟風行為。農村志愿服務的土壤尚不厚實，在激勵過程中很容易出現村民志愿服務的“盲目跟風”、完全趨利亦或是官民合謀的現象，這悖離了志愿服務的內涵，有損志愿服務價值功能的發揮。因此，為正確引導志愿服務的鄰里效應，基層政府應通過電腦、手機等途徑正確宣傳志愿服務奉獻、友愛、互助的精神內涵，合理規制村民的志愿服務行為，推動村民志愿服務動機由“利己”向“利他”的轉變，更好地實現志愿服務鄰里效應的社會價值。

第三，注重村社類型差異，因地制宜激發村民志愿服務的積極性。志愿服務雖然是現代化的概念，但其與農村現實的互助文化、宗親基礎等息息相關。宗親力量較強的村社，能夠形成志愿服務動員的乘數效果，而對于北部或者中部農村，無完整的宗族結構，需要外部力量的介入引導村民志愿服務的參與。因此，在“大眾慈善”的環境下，基層政府應當因地制宜地進行資源、項目亦或是制度的介入，以村社實際的鄰里鄉風為基礎，以形塑“人人有責、人人盡責、人人享有”的志愿服務格局為目標，激勵村民參與到村社志愿服務之中，以此助力農村農民共同富裕的實現。