Page 122 - 《党政研究》2024年第1期
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政治面貌 ８． ８８８（ ． ８３７） ５． ２５３（ ． ８６９） １． ４０４（ ． ７０７）
教育程度 ／ １． １７１（ ． １２８） １． ０４１（ ． １０３）
家庭收入 ／ － ． ００２（ ． ００７） － ． ００５（ ． ００５）
自评社会地位 ／ ． ７９９（ ． １５１） ． ２０３（ ． １２３）
社会动员 ／ １． ９８４（ ． ２７５） ． ５９０（ ． ２４０）
重视公共利益 ／ ／ １． ２８７（ ． ２３４）
公共参与意识 ／ ／ ７． １３０（ ． ２２１）
Ｒ ２ ． １１８ ． ２２１ ． ４９８
Ａｄｊ Ｒ ２ ． １１６ ． ２１８ ． ４９６
Ｆ ５５． ６８８ ６２． ５３５ １７８． ７６７
（ ５， ２０８８） （ ９， １９８０） （ １１， １９７８）
ｄｆ
Ｎ ２０９４ １９９０ １９９０
注： ｐ ＜ ０． ０５， ｐ ＜ ０． ０１， ｐ ＜ ０． ００１，表中报告的是非标准化系数，括号中为标准误，后同
如表 ６ 所示，全部 ３ 个模型都能在 ０． ００１ 的显著性水平上通过统计检验。在模型 １
中，５ 个自变量均具有统计显著性。不过，结合模型 ２ 和模型 ３ 的结果来看，稳定出现统
计显著性的个体特征变量主要是年龄、年龄平方和政治面貌。年龄变量的回归系数为正
值，而年龄平方的系数为负值，表明年龄对公众参与助贫行为的影响呈 “倒 Ｕ 形”。进一
步计算可得出拐点年龄大约为 ３９ 岁。这意味着，在大约 ３９ 岁以前，公众参与助贫行为随
着年龄增长而变得更多，但在 ３９ 岁之后，参与行为随着年龄增长会有所下降。一个可能
的解释是，在 “上有老，下有小”的中年阶段，支出负担和生活压力的增加，会限制个
人在具有公益性质的助贫行为上的时间和金钱投入，从而使得其助贫行为在前期的增长后
出现一定的下滑。但就年龄的总体效应而言，仍然呈正向关系。在政治面貌方面，中共党
员参与助贫行为比非党员更积极。
模型 ２ 增加了教育程度、家庭收入、自评社会地位和社会动员 ４ 个变量，除家庭收入
之外，其他 ３ 个变量均具有统计显著性，且回归系数为正值。这表明，教育程度、自评社
会地位越高的人以及越是受周围人群要求和鼓励帮助别人的个人，其参与助贫行为越积
极。同时，与仅纳入个体特征变量的模型 １ 相比，模型 ２ 的决定系数 Ｒ 从 ０． １１８ 增加到
２
０． ２２１，表明资源动员理论对于公众参与助贫行为具有一定解释力。模型 ３ 进一步纳入重
视公共利益和公共参与意识两个变量，两者均有统计显著性，且回归系数均为正值。这表
明，个人越是重视公共利益、公共参与意识越强，其参与助贫行为越积极。同时，模型 ３
的决定系数 Ｒ 进一步大幅增加到 ０． ４９８，这表明融合了资源、外部动员和内在激励三方面
２
因素的公民志愿理论，对于具有公益和志愿色彩的助贫行为来说，具有很好的解释力。尤
其是，内在激励比资源和外部动员有着更大的助推作用。
①
综合 ３ 个模型的结果来看，研究假设 Ｈ１ 只部分地通过检验，家庭收入作为重要的资
源变量，其对公众参与助贫行为的正向预测作用未得到数据验证，但教育程度和自评社会
地位的正向预测作用获得了数据支持。研究假设 Ｈ２ 和 Ｈ３ 通过了检验，社会动员、重视
公共利益和公共参与意识确实对公众参与助贫行为具有正向预测作用。
（二）公众助贫行为的参与效应
本文以助贫行为作为核心解释变量，分别以治贫绩效评价和制度认同为因变量，纳入
性别、年龄 等个体特征变量，建立线性回归模型，分析公众参与助贫行为的效应，以检
②
验研究假设 Ｈ４ 和 Ｈ５。同时，纳入腐败历闻作为自变量，分析其对治贫绩效评价和制度认
① 公共参与意识的标准化回归系数为 ０． ５４７，比所有其他自变量的标准化回归系数都更大。出于篇幅考虑，此处
未报告各模型的标准化回归系数。
② 数据分析过程中，曾将年龄平方纳入回归模型，但其回归系数不具统计显著性，因此未将其纳入最终模型。
２ · ·
１ ０
