共同富裕目標下高等教育獲得對慈善捐贈行為的影響研究

摘 要：通過慈善事業優化收入分配，進而實現共同富裕的目標是當代中國的重要議題之一。作為社會進步的基石，高等教育不僅為個體人力資本的積累提供了機會，也在培養公民的社會責任感方面扮演著關鍵角色。基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2018年數據，采用高校擴招提供的準實驗設計，識別高等教育獲得對個體慈善捐贈行為的影響效應，并分析其中的作用機制和異質性特征。研究發現：（1）高等教育獲得對個體的慈善捐贈行為具有顯著的正向影響，通過一系列穩健性檢驗以及引入工具變量緩解內生性問題后，該結論仍舊成立；（2）高等教育獲得對慈善捐贈行為的影響機制從收入水平、數字能力和社會信任3個維度得到證明，個體的收入水平為捐贈提供了經濟基礎，數字能力拓展了捐贈渠道，社會信任增強了捐贈意愿，這些機制綜合作用于高學歷群體，使其在慈善領域呈現更大的活躍度和貢獻度；（3）高等教育獲得對慈善捐贈行為的促進效應在分性別與早期戶口的子樣本中均較為顯著，該效應在女性群體與男性群體之間不存在顯著差異，但在擁有農村出身與成長經歷的群體中更為突出。基于上述發現，建議協同推進高等教育規模擴張與優質高等教育資源擴容，針對弱勢群體優化教育資源配置格局和資助政策體系，并在人才培養中強化道德教育和慈善教育，以充分發揮高等教育對共同富裕建設的賦能作用。

關鍵詞：高等教育獲得；慈善捐贈行為；共同富裕；高校擴招

［中圖分類號］G640

［文獻標志碼］A

［文章編號］1673－8012（2025）01－0058－12

一、問題提出

黨的二十大報告指出“分配制度是促進共同富裕的基礎性制度”，這一重要論斷深刻闡釋了分配制度在實現全體人民共同富裕中的核心地位。作為中國式現代化建設的重要目標，共同富裕的內涵不僅僅體現在對經濟增長和財富水平的追求上，更在于推動財富在社會各個階層之間的均衡分配，從而確保所有社會成員都能公平地分享經濟社會發展帶來的成果。因此，在共同富裕宏偉藍圖的指引下，完善分配制度成為推動共同富裕、縮小貧富差距、構建和諧社會的關鍵措施^［1］。在具體的分配機制上，初次分配是由市場按照效率原則進行的，強調按勞分配和等價交換；再分配是政府基于公平原則，通過累進稅制、社會保障、公共服務等方式對資源進行的重新配置；第三次分配是在道德力量的推動下，通過社會主體自愿捐贈而進行的濟困扶弱行為^［2］。收入的初次分配、再分配與第三次分配體現了從效率到公平再到社會責任的遞進關系，它們共同構成實現共同富裕的復合途徑。

現有研究普遍認為高等教育在調節收入分配中發揮著關鍵作用，并形成以初次分配和再分配為核心議題的兩個研究方向。其一，在初次分配中，高等教育被視為人力資本積累的關鍵驅動力。接受高等教育能顯著提升個體的勞動生產率，從而帶來更具前景的就業機會與薪資水平等經濟回報^［3］。然而，由于高等教育屬于非義務教育，“能否上大學”的機會不平等也會反映在初次分配的結果中^［4］，導致不同教育水平的個體間存在顯著的收入差異。此時，擴大高等教育規模，拓展高等教育服務的可及性，可以為低收入群體打開接受高等教育的大門，改善他們的市場競爭力和收入增長潛力^［5］，進而形成更為良性的收入分配格局。其二，再分配作為“有為政府”積極糾正市場配置失靈的施政舉措，其政策效果高度依賴以稅收為主的財政收入^［6］。在這一過程中，高等教育通過提升個體的生產力與收入能力，增強納稅者的稅收貢獻能力，有效擴大了國家稅基。同時，高等教育通過人才培養、科學研究和社會服務等多種職能，不僅推動宏觀區域經濟的高質量發展^［7］，也為完善現行稅收和財政體制提供了智力支持，最終為稅收體系的穩健和可持續發展奠定堅實基礎。

有別于市場機制主導的初次分配和行政機制主導的再分配，第三次分配強調非物質因素如道德力量、精神力量、文化習俗和價值追求的影響^［8］。通過第三次分配，社會主體以慈善捐贈的形式將其收入、財富等資源轉移給他人，不僅補充市場和政府機制的不足，還促進社會責任感和公共精神的發展。所以，探討高等教育獲得是否能夠增強民眾對慈善事業的捐贈傾向，是評估高等教育在發揮收入調節功能有效性的關鍵。目前圍繞這一主題的相關文獻還較少，盡管有研究分析了個體教育水平與慈善捐贈行為之間的關系，但由于忽略了教育的內生性問題，實證結論各異。例如，部分研究發現教育水平與慈善捐贈之間存在正向關聯^［9］，但也有研究認為受教育程度與捐款可能性之間沒有顯著關系或存在著負向抑制效應^［10］。

高等教育獲得是否對慈善捐贈行為具有促進作用？這個問題凸顯了高等教育在促進資源公平流動中的關鍵作用，回答該問題也能夠為理解高等教育如何助力實現共同富裕提供新視角。鑒于此，本文基于中國家庭追蹤調查（CFPS）2018年數據，通過準實驗設計對高等教育獲得與個體慈善捐贈行為的關系進行檢驗，并分析其中的作用機制和異質性特征。

二、理論分析與研究假設

（一）高等教育獲得對慈善捐贈行為的直接影響

隨著“第三次分配”概念被正式納入基礎性制度安排，學術界與政策制定者開始集中關注個人捐贈行為背后的制度化與非制度化驅動因素^［11］，以求構建更為合理、有效的捐贈激勵機制。高等教育旨在推動人的全面發展，這不僅包括專業技能培養與知識啟發，還涉及道德品質與公共責任感的塑造。從這兩個維度來看，接受高等教育可以直接驅動個體的慈善捐贈行為。一方面，通過拓寬知識視野和提升專業技能，高等教育經歷能夠增強學生對社會問題復雜性和緊迫性的認識，進而激發其參與慈善捐贈的動機。同時，高等教育還通過培養學生的領導力與批判性思維^［12］，提升他們推動慈善事業發展的能力，使其能為社會福祉做出更有效的貢獻。另一方面，在社會道德意識變遷的背景下，高等教育機構能否幫助學生形成良性道德觀念，是評價其履行社會職能承諾的重要指標^［13］。高等教育機構通過價值觀引導和道德教育，可以培養學生的社會責任感和公益意識^［14］，內化其道德動機，使他們更愿意參與慈善捐贈活動。據此，本文提出研究假設1。

H1：高等教育獲得對個體慈善捐贈行為具有正向影響。

（二）高等教育獲得、收入水平與慈善捐贈行為

在資源約束的現實情境中，慈善捐贈作為個體支出的一種形式，其規模和頻率受到捐贈者收入水平的顯著影響^［15］。個體在做出慈善捐贈決策時，會充分評估自身的經濟狀況，特別是可支配收入的水平。既有研究表明，個體的收入水平與其慈善捐贈參與傾向之間存在正相關關系^［16］。這意味著，隨著收入增長，個人參與慈善活動的意愿和頻率會相應提高。此外，捐贈金額也會隨著捐贈者收入水平的提升而增加^［17］。高等教育獲得對個人收入水平的積極影響已被廣泛研究。經典人力資本理論指出，教育層次越高，個體的生產力及其創造的經濟價值越大，因此能夠獲得更高的薪資報酬^［18］。在人力資本研究的早期，明瑟（Mincer）著重探討了學校教育對個體勞動力市場表現的影響，其關于收入方程的研究證實了教育水平所代表的人力資本確實能提高個人的經濟收益^［19］。此外，根據美國勞工統計局（BLS）的調查，在經濟波動和不確定性的環境中，教育仍然發揮減少勞動者失業風險的重要作用，而且擁有學士及以上學位的勞動者每周收入的中位數顯著高于僅有高中學歷的勞動者^［20］。這說明，受過高等教育的個體具有更強的經濟穩定性和收入韌性，進而有助于減輕個體面臨捐贈決策時可能存在的財務擔憂。據此，本文提出假設2。

H2：收入水平是高等教育獲得促進個體參與慈善捐贈的潛在機制。

（三）高等教育獲得、數字能力與慈善捐贈行為

隨著互聯網、大數據等信息技術的迅猛發展，傳統的公益模式正經歷著新一輪的顛覆和再塑，“互聯網+慈善”成為公益事業的新興增長領域。在此背景下，居民的數字能力對參與慈善捐贈的促進效應至關重要。一方面，具備較高水平的數字能力可以使個體更加熟練地利用互聯網和數字平臺進行慈善信息的搜索與甄別^［21］，幫助其了解慈善項目的捐贈方式和資金去向；另一方面，通過發展數字能力，個體不再受限于傳統捐贈中時間和地點的限制，能夠更便捷地參與網絡捐贈活動^［22］。同時，數字能力的概念已經成為人力資本理論在數字經濟時代的重要擴展^［23］。正如非認知能力已被納入人力資本理論的新內涵一樣，數字能力也逐漸被視為在現代經濟體系中不可或缺的一部分人力資本。在此理論框架下，高等教育在提升個體數字能力方面發揮著重要作用。研究表明，高等教育機構通過提供結構化教學環境，整合數字技術和教育課程，使學生能夠系統性地獲取必要的數字技能^［24］。此外，高校為學生提供廣泛的數字資源訪問權限，包括在線圖書館、數據庫和學習平臺等^［25］，這些資源的可獲取性極大地激勵了學生參與并提升其數字能力。據此，本文提出假設3。

H3：數字能力是高等教育獲得促進個體參與慈善捐贈的潛在機制。

（四）高等教育獲得、社會信任與慈善捐贈行為

在社會資本理論框架下，信任扮演著多方面的關鍵角色，不僅對構建社會關系網絡至關重要，也是促進合作與互惠行為的基石^［26］。其中，區別于指向熟悉人群的人際信任，社會信任涉及個體對社會中廣泛群體特別是陌生人的基本信任。這種信任范疇能夠簡化現代社會的復雜性，故而被視為現代國家不可或缺的社會資本^［27］。基于此，只有當個體對社會持有較高程度的信任時，才更可能為社會福祉做出更大的貢獻。相較于人力資本理論所關注的教育水平、技能等凝結在個體身上的資源，社會資本理論的焦點在于嵌入社會關系中的資源，如社會信任。鑒于人力資本在社會資本的形成和積累過程中具有重要的基礎性作用^［28］，高等教育也被視為塑造社會信任的重要因素之一。研究表明，個體受教育程度的提高與其社會信任水平之間存在著正相關關系，而且這一關系在高等教育階段尤為顯著^［29］。一般認為，高等教育獲得對個體社會信任程度的影響可以通過經濟性和社會性兩條路徑實現^［30］。其中，經濟性路徑強調高等教育在改善個體職業地位和收入水平方面的作用，這意味著受過高等教育的個體在面對失信行為時可能承受的損失較小，因此更容易對他人產生信任；社會性路徑強調信任是通過社會互動逐漸習得的，高等教育經歷有助于促進個體參與社會組織、提升社交能力和拓展人際關系，從而增強他們的社會信任感。據此，本文提出假設4。

H4：社會信任是高等教育獲得促進個體參與慈善捐贈的潛在機制。

三、數據、變量與識別策略

（一）數據來源

本文的數據來源為中國家庭追蹤調查（CFPS）2018年微觀數據庫。CFPS是由北京大學中國社會科學調查中心主導的一項社會調查項目，調查采用多階段、內隱分層和與人口規模成比例的抽樣方法，使得樣本具有廣泛的代表性。同時，在CFPS其他年份數據對居民個體基本特征、教育程度等信息的采集基礎上，2018年問卷設計中增加了對于個人捐贈行為的調查，這與本文的研究主題相契合。

根據需要，本文還對樣本進行了如下處理：（1）為限制時間窗口以增強樣本之間的可比性，選取出生在高校擴招干預臨界點前后各10年的人群作為研究對象，即保留出生在1971—1990年的樣本；（2）將2018年個人數據庫與2010—2016年個人數據庫進行縱向匹配，以獲得個體早期戶口信息；（3）將2018年個人數據庫與家庭關系數據庫進行橫向匹配，以獲得父母相關信息；（4）由于研究需要使用個體的最高學歷，所以刪除調查時還在上學的少量樣本。最終，本文共得到6 452個有效樣本。

（二）變量說明

被解釋變量。本文的被解釋變量為個體是否有過慈善捐贈行為，根據CFPS 2018年調查中“過去12個月，請問您個人是否向任何組織或個人捐過款？”一題來衡量。若受訪者回答“是”，則該變量賦值為1；若回答“否”，則賦值為0。

解釋變量。高等教育獲得是本文的核心解釋變量，當個體有大學專科及以上學歷時將其賦值為1，否則賦值為0。CFPS提供了個體已完成的最高學歷、離校/上學階段以及教育年限等多種教育信息，為避免輟學、肄業或學制差異等因素對研究結果的干擾，這里使用個體已完成的最高學歷來進行識別。

機制變量。本文的機制變量共有3個：收入水平、數字能力和社會信任。收入水平通過將個人過去12個月所有工作（主要工作+一般工作）總收入加1取對數來衡量。數字能力從數字學習能力、數字工作能力、數字社交能力和數字娛樂能力4個方面進行評估，并分別使用問卷中“使用互聯網學習的頻率”“使用互聯網工作的頻率”“使用互聯網社交的頻率”“使用互聯網娛樂的頻率”4個問題來表征^［31］。根據使用頻率由“幾乎每天”到“從不”，4個取值依次為1到7分。本文將其反向計分后求和，以此構造數字能力變量，數值越大說明個體對數字能力的掌握程度越高。社會信任通過問卷中受訪者對陌生人信任度的評分來衡量，評分取值范圍為0～10，分值越高表示信任度越高。

控制變量。為避免不良控制，本文納入一系列前定變量作為控制變量，包括：性別（男性=0，女性=1）、民族（漢族=0，少數民族=1）、早期戶口（12歲時非農戶口=0，農業戶口=1）、父親學歷（高中以下=0，高中及以上=1）與母親學歷（高中以下=0，高中及以上=1）。各變量的具體描述性統計結果如表1所示。

（三）識別策略

為研究高等教育獲得對個體慈善捐贈行為的影響，設定基準計量模型如下：

Yip=α0+α1 Hip+αc Cip+δp+εip"""""""""" （1）

式（1）中，下標i代表個體，p代表個體所在省份。Yip表示被解釋變量，即個體的慈善捐贈行為；Hip表示核心解釋變量，即個體是否接受高等教育，其系數α1若顯著為正，說明接受高等教育促進了慈善捐贈參與；Cip表示一系列控制變量的集合，包括性別、民族、早期戶口、父親學歷和母親學歷等；δp表示個體所在省份的固定效應，可以吸收與省份相關的所有不變特征；εip為誤差項。考慮被解釋變量為二元變量，后續回歸采用線性概率模型（LPM）進行估計。

然而，否接受高等教育是一個典型的內生變量，若僅利用式（1）對高等教育獲得與慈善捐贈行為之間的關系進行識別，無疑會面臨遺漏變量等問題所致的估計偏誤。例如，家庭和區域的文化氛圍可能共同塑造了個體的教育追求與慈善行為。另外，非認知能力越高的個體往往會因情感共鳴或同理心而進行慈善捐贈，同時非認知能力也能夠幫助個體在學業上取得更大成就^［32］。在回歸模型中，此類文化或能力因素都難以觀測和控制。為此，本文采用工具變量這一更為嚴謹的方法來解決內生性問題。

1999年高校擴招政策的實施為本文工具變量的構造帶來外生沖擊。一方面，1999年高校擴招之后，大學錄取人數迅速增加，當年高等教育招生人數由1998年的108萬急劇增至160萬，增長率高達48%，說明高校擴招政策與個體接受高等教育的機會之間存在高度的相關性。另一方面，高校擴招政策具有明顯的緊急性和突發性。針對1997年亞洲金融危機和1998年國有企業改革引致的內需不足及就業壓力困境，1999年國家發展計劃委員會與教育部聯合發出緊急通知，要求該年普通高等院校招生規模大幅增加。由于其突然性和重大影響，個體不太可能通過自身選擇來影響高校擴招政策的實施，因此該政策可以被認為是外生的。事實上，基于1999年高校擴招政策所構造的工具變量已經被廣泛運用于個體的教育收益率或教育代際流動研究^［33］。為此，本文基于強度倍差的思想，在工具變量構造中將高校擴招政策在個體出生隊列和省份擴招強度兩個層面上的沖擊進行整合，以更好捕獲個體受到高校擴招政策的影響效應，具體公式如下：

Eip=Bi×Up（2）

其中，Bi表示個體i的出生隊列是否屬于高校擴招政策的干預范圍，若個體在1981年9月及以后出生，則賦值為1，否則賦值為0。Up表示個體所在省份p的擴招強度，使用1998年該省份普通高等學校在校學生數來衡量^［34］。考慮到我國高等教育招生中的分省定額規則以及高等教育資源存量的歷史延續性，使用擴招之前的區域高教資源來構造政策強度變量具有合理性。另外，由于CFPS沒有直接詢問個體參加高考時的戶籍所在地信息，本研究使用個體12歲時的戶籍所在地作為替代。最終，二者的交互項Eip即為工具變量。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

表2匯報了基準模型的估計結果，其中列（1）僅包含高等教育獲得這一核心解釋變量，列（2）加入了省份固定效應，列（3）進一步納入相關控制變量。由表2可見，高等教育獲得的系數在所有模型中均為正且在1%水平上顯著，表明接受高等教育與慈善捐贈行為正相關。以列（3）為例，擁有高等教育學歷會帶來個體參與慈善捐贈的概率提高25.4%，假設H1初步成立。

（二）穩健性檢驗

為避免該回歸結果受到模型設定和樣本選擇的干擾，本文從3個方面對其穩健性進行檢驗。第一，更換為非線性概率模型。經驗研究顯示，基于OLS的線性概率模型可以用于概率范圍在0.20到0.80之間的模型^［35］，而作為基礎的離散選擇模型，Logit和Probit模型的回歸結果可以進一步驗證其穩健性。第二，控制省份—出生隊列聯合固定效應。通過省份—出生隊列聯合固定效應，不僅吸收了省份固定效應與出生隊列固定效應，也能夠控制不同省份隨出生隊列變化的因素對結果的干擾。第三，剔除北京、上海樣本。考慮到北京和上海在經濟發展水平、政策環境、社會資源配置等方面具有特殊性，本文剔除了來自北京和上海兩地的樣本并進行重新回歸。上述限于篇幅未報告的穩健性檢驗結果均與基準回歸保持一致。

（三）因果推斷：工具變量法

盡管高等教育獲得對個體慈善捐贈行為的作用通過了一系列穩健性檢驗，但其中的內生性問題仍舊存在。為有效識別高等教育獲得與慈善捐贈行為之間的因果關系，本文使用式（2）所構造的工具變量進行兩階段最小二乘法估計，結果如表3所示。無論是否納入控制變量，結果均表明在通過工具變量緩解內生性問題后，高等教育獲得對個體慈善捐贈行為的促進效應仍顯著成立。

此外，對于不可識別檢驗，Kleibergen－Paap rk LM統計量的P值均小于0.01，說明在1%的水平上顯著拒絕“工具變量識別不足”的原假設；對于弱工具變量檢驗，Kleibergen－Paap rk Wald F統計量分別為81.164和104.100，遠大于16.380的10%臨界值。總體而言，上述檢驗說明本文利用高校擴招政策在個體出生隊列和省份擴招強度兩個層面上的沖擊來構造工具變量是合理的。

（四）機制檢驗

根據前文的理論分析，高等教育獲得可以通過收入水平、數字能力與社會信任3條路徑作用于慈善捐贈行為。為厘清該作用機制，本文做進一步的機制檢驗。鑒于傳統的三段式中介效應檢驗方法存在缺陷，這里參考牛志偉等的做法^［36］，在三段式檢驗的基礎上同時考慮中介變量與被解釋變量之間的關系，并增加使用Bootstrap推導的置信區間，以提高機制檢驗的完整性和可靠性。

機制檢驗結果如表4所示，列（1）、列（2）、列（3）分別展示了中介變量對核心解釋變量進行回歸的結果。在這3列中，高等教育獲得的系數均在1%的水平上顯著為正，說明接受高等教育能夠對個體的收入水平、數字能力與社會信任均產生促進效應。列（4）、列（5）、列（6）展示了被解釋變量對中介變量的回歸結果，可以看到收入水平、數字能力與社會信任均能顯著增加個體參與慈善捐贈的概率。最后，列（7）為被解釋變量同時對核心解釋變量和中介變量進行回歸的結果，其中高等教育獲得的系數顯著為正，各個中介變量也繼續顯著正向影響個體的慈善捐贈行為，說明假設H2、H3、H4成立。本文進一步利用Bootstrap方法進行1 000次自舉抽樣，以獲得中介效應基于百分位數表示的95%置信區間。其中，收入水平作為中介變量的置信區間為［0.012，0.027］，數字能力作為中介變量的置信區間為［0.098，0.127］，社會信任作為中介變量的置信區間為［0.003，0.015］。以上置信區間均未包含0，再次驗證了高等教育獲得可以通過正向影響個體的收入水平、數字能力與社會信任，進而促進個體參與慈善捐贈活動。

（五）異質性分析

前述結果表明，接受高等教育在因果關系上顯著促進了個體參與慈善捐贈活動。然而，這種影響效應可能在不同社會群體之間呈現明顯的異質性。高等教育機會的獲得受多種因素的影響，其中性別和戶口類型一直是教育研究領域的重點議題。一方面，子女的性別會深刻影響父母的教育態度、教育理念和家庭教育資源投入^［37］，從而間接作用于子女的教育成就和未來行為模式。另一方面，中國的城鄉二元結構影響著區域間的經濟發展程度與教育資源分布情況，“城鄉分治”的戶籍制度本身也直接構成教育機會不平等分配的社會現實^［38］。鑒于這些背景因素，本文進一步考察了高等教育獲得對個體慈善捐贈行為的影響是否存在性別差異和戶口差異。

本文根據個體性別對樣本進行分組回歸，并構建高等教育獲得與性別的交互項來判斷組間系數差異的顯著性，其結果如表5中列（1）、列（2）和列（3）所示。根據表5列（1）與列（2），高等教育獲得對慈善捐贈行為的促進效應在女性和男性分樣本中均顯著成立。盡管男性樣本中高等教育獲得的回歸系數值更大一些，但結合列（3）中交互項的回歸結果可知，影響效應的性別差異在統計上并不顯著。這一結果說明，高等教育獲得作為促進慈善捐贈行為的重要因素，其影響效力在男性和女性群體中較為均衡。

本文采用樣本早期是否持有農業戶口來界定其屬于農村還是城市，并同樣進行分組回歸和交互項回歸。根據表5中列（4）和列（5）的回歸結果，在農業戶口和非農戶口子樣本中，接受高等教育的個體參與慈善捐贈的概率分別提高了28.8和13.3個百分點。同時，列（6）中高等教育獲得與早期戶口的交互項系數為0.157，且在1%的水平上顯著，說明高等教育獲得對慈善捐贈的促進效應確實在擁有農村出身經歷的樣本中更為凸顯。可能的解釋是，盡管農村出身的個體在資源稟賦上較為匱乏，但他們在鄉村熟人社會的成長環境中，能更深刻地體驗彼此依賴和相互幫助的價值觀，進而在他們的心中留下道德要素和人情規范的“烙印”。同時，對于農村出身的個體而言，他們可能更容易理解和共情貧困弱勢群體，因此在通過高等教育獲得知識、技能以及經濟資源后，會更傾向于進行慈善捐贈。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

第一，采用線性概率模型進行基準回歸分析，結果表明高等教育獲得對個體參與慈善捐贈行為具有顯著的正向影響。具體而言，接受過高等教育的個體參與慈善捐贈的概率平均提高了20%以上。在經過替換估計模型、控制聯合固定效應、剔除部分樣本等一系列穩健性檢驗，以及基于工具變量法的內生性檢驗后，該結論依然保持穩定。長期以來，學術界集中于探討高等教育的經濟回報，而對其在社會福祉發展中的非經濟效應關注不足。本研究通過分析高等教育獲得與慈善捐贈行為之間的關聯，為更全面地理解高等教育的社會價值提供了重要補充。

第二，通過中介效應模型進行機制分析，結果顯示高等教育獲得對慈善捐贈行為的積極影響可以通過多種途徑實現，具體包括提升收入水平、強化數字能力和增強社會信任。首先，高等教育經歷顯著提升了個體的收入水平，從而提高他們進行慈善捐贈的經濟可行性。其次，高等教育獲得在強化數字能力方面發揮著關鍵作用，這對數字化時代個體的慈善捐贈尤為重要。最后，高等教育獲得通過增強社會信任，提高了個體參與慈善捐贈活動的意愿和動力。

第三，采用分組回歸和交互項回歸進行異質性分析，結果表明高等教育獲得對慈善捐贈行為的正向影響在不同性別和早期戶口類型的樣本中均成立。其中，高等教育獲得的影響在女性與男性群體間沒有顯著差異，這一發現側面反映出高等教育的普及有助于打破傳統社會中的女性發展障礙，進而促使女性在慈善活動中發揮更加積極的作用。另外，在擁有農村出身與成長經歷的群體中，接受高等教育對慈善捐贈行為的促進效應更加明顯，這既歸因于他們在成長環境中所形成的道德和人情規范，也可能源于他們對貧困弱勢群體的深刻理解和共情。

（二）政策建議

第一，穩步擴大高等教育規模，促進優質高等教育資源擴容。一方面，本研究發現高等教育不僅是一項人力資本投資項目，具有極高的社會公益價值，這就需要進一步拓展高等教育服務的可及性。高等教育是建設教育強國的龍頭，而國際上普遍將80%以上的高等教育毛入學率作為高教強國的標準。相比較而言，2023年我國高等教育毛入學率達到60.2%，仍存在較大的提升空間。提高高等教育毛入學率不僅能提高勞動者的整體素質，加快人才紅利的實現，同時也是在共同富裕背景下推進社會公益事業發展的重要舉措。為此，應當在擴大本專科招生規模的基礎上，鼓勵和支持成人教育和終身學習，以促進全民教育水平的整體提高。另一方面，高等教育在推動社會現代化進程中不僅承載著經濟驅動力的角色，其在社會文化建設中的作用同樣關鍵。提高國民整體素質不能僅僅依賴教育的數量堆疊，還需要通過內涵發展來確保高等教育服務的質量。這就要求深化高等教育結構性改革，在縱向維度上增加研究生教育在高等教育培養規模中的比重，在橫向維度上拓展一流大學和學科的招生培養規模，在逐步解決高等教育供給充分性問題的過程中，推動高等教育服務從數量擴張向量質協調發展轉變，從而確保每個學生都能獲得有價值的高等教育學習經歷。

第二，優化高等教育資源配置格局，完善高等教育階段的資助政策體系。研究結果顯示，高等教育獲得對慈善捐贈的促進效應在女性與農業戶口等弱勢群體中同樣顯著，高等教育資源在不同社會群體間的均衡配置不僅有助于形成良性的初次分配格局，也可以通過受益群體的慈善捐贈活動來發揮第三次分配的作用。基于此，政府首先應從宏觀層面優化高等教育資源配置，特別是加大對中西部地區高等教育發展的政策支持。一方面，可以通過構建由多部委和地方政府協同參與的經費支持體系，以及東部與中西部高校之間的對口支援合作平臺，緩解區域間高等教育發展的不平衡現象。另一方面，在國家戰略需求的引導下，積極推動地方高校根據當地的區位優勢和產業布局，著眼于內涵建設與特色發展，力求實現區域間優質教育資源的均衡配置。其次，在微觀層面，完善針對弱勢群體的大學生資助政策是確保這些群體獲得高等教育機會和權利的重要保障。我國已初步建成“獎、助、補、貸、勤”一體多元的助學體系。然而，資助對象識別的不精準仍是影響資助效果的關鍵障礙。為此，需要建立一個貫通教育部門和高等院校的資助信息數據平臺，以實現對不同貧困類型的量化評估，從而使資助工作更加便捷、科學和規范。在確定資助對象后，高校應采取針對性的支持策略，將資助措施與教育活動進行綜合規劃，在幫助學生緩解經濟壓力的同時，激勵其自我發展。

第三，鼓勵高等學校積極承擔社會責任，強化道德教育與慈善教育在人才培養中的地位。大學階段是學生人生觀與價值觀形成的關鍵期，服務社會也是大學精神與使命的題中應有之義，這需要高校在培養學生專業技能的同時，重視其道德認知、慈善意識以及社會責任感的養成。首先，高校應在社會主流意識形態的價值引領下，設置更多關于道德、慈善以及公民責任的通識課程，并嘗試融合德育教學和學科教學，推動德育多元化課程建設，進而提高學生的道德認知水平和公益慈善意識。其次，高校應將服務社會的理念深植于校園文化，重視發揮教師的道德表率作用以及朋輩群體的良性示范效應，鼓勵師生參與或創建志愿者組織，并設立榮譽獎項表彰積極參與慈善事業的學生和教職工。教師是高校教育教學的基石，高校還應致力于建設一個由馬克思主義理論、教育學、倫理學等多學科專家組成的優質教師隊伍，共同開發并實施德育課程，編寫校本教材，確保道德教育的實際成效。課外實踐教學是深化學生道德認知的重要場域，高校可以與其他教育機構、政府部門以及企業合作，共同建立起多功能、多維度的育人平臺，讓學生有機會以志愿服務、情景模擬、角色體驗、實地訓練等形式深入參與各類公益活動，從而培養其對慈善事業的熱情和承擔社會責任的能力。

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（責任編輯：楊慷慨 校對：張海生）

Research on the Impact of Higher Education Attainment on Charitable

Donation Behaviors under the Goal of Common Prosperity

WAN Yang，LI Fengliang

（Institute of Education， Tsinghua University， Beijing 100084， China）

Abstract：The topic of optimizing income distribution through charitable endeavors to achieve the goal of common prosperity is one of the significant contemporary issues in China. As the cornerstone of social progress， higher education not only provides opportunities for the accumulation of individual human capital， but also plays a key role in cultivating citizens’ sense of social responsibility. Utilizing data from the 2018 China Family Panel Studies （CFPS） and employing a quasi－experimental design provided by the college enrollment expansion， the study identified the impact of higher education attainment on individuals’ charitable donation behaviors， and analyzed the mechanisms and heterogeneous characteristics involved. The findings indicate that higher education attainment significantly increases the likelihood of individuals participating in charitable donations. This conclusion remains robust after a series of robustness tests and the introduction of instrumental variables to mitigate endogeneity problems. Secondly， the impact mechanisms of higher education attainment on charitable donation behaviors are demonstrated across three dimensions： income level， digital capabilities， and social trust. An individual’s income level provides the economic foundation for donations， digital capabilities expand the channels of donation in the digital age， and social trust enhances their willingness to donate. These mechanisms collectively lead to a higher degree of activity and contribution in the charity sector among highly educated groups. Thirdly， the promotion effect of higher education attainment on charitable donation behaviors is significant across sub－samples of different genders and early household registrations， with no significant difference between the male and female groups but more pronounced among those with rural backgrounds and upbringing. Based on these findings， it is necessary to promote the expansion of higher education scale and the capacity of quality higher education resources in coordination， optimize the educational resource allocation pattern and funding policy system for disadvantaged groups， and strengthen the role of moral education and charitable education in talent training， to fully leverage the empowering role of higher education in the construction of common prosperity.

Key words：higher education attainment; charitable donation behaviors; common prosperity; college enrollment expansion