收入水平、社會信任與城鎮居民慈善捐贈*

劉二鵬 王博宇 樂 章 魏 源

(1 中南財經政法大學收入分配與現代財政研究院/湖北財政與發展研究中心，湖北武漢，430073；2 中南財經政法大學公共管理學院，湖北武漢，430073)

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，也是中國式現代化的重要特征。在實現全體人民共同富裕的道路上，我們不僅要將“蛋糕”做大做好，更要把“蛋糕”切好分好。習近平同志在黨的二十大報告上指出：“分配制度是促進共同富裕的基礎性制度……構建初次分配、再分配、第三次分配協調配套的制度體系……引導、支持有意愿有能力的企業、社會組織和個人積極參與公益慈善事業[1]?！弊鳛榈谌畏峙涞闹饕绞?，慈善事業具有改變社會財富流向、完善收入分配格局、優化社會治理的功能，對于改善民生、維護社會和諧穩定以及實現共同富裕具有重要意義。在中國從全面建成小康社會向社會主義現代化強國邁進之際，慈善事業的作用與價值日益凸顯，慈善事業的核心——慈善捐贈也成為學界關注的重要議題。

改革開放以來，我國居民收入水平大幅度提高，人均可支配收入從1978年的343元增長到2020年的32189元[2]，伴隨著經濟的迅猛發展，我國的慈善事業進入了新的發展時期。在“人人慈善”“大眾慈善”氛圍的渲染下，普通民眾的慈善參與度已然成為衡量一個國家慈善發展水平的重要標準。根據《2020年中國慈善捐贈報告》的相關數據，2020年中國社會捐贈突破2000億元，其中，企業捐贈共計1218.11億元，占捐贈總額的58.4%，個人捐贈共計524.15億元，占捐贈總額的25.12%，其余來自政府單位等官方和非官方組織的捐贈占比16.48%[3]。然而，通過對居民可支配收入與個人捐贈總額的比較可以發現，我國居民慈善參與意愿的提升速度遠不及可支配收入的增長速度，規模龐大的人口的慈善潛力尚未得到充分挖掘。同時，社會信任是慈善事業發展的基礎，也是連接捐贈人與慈善組織的紐帶。而慈善組織不時暴露出的失信、失范行為也極大影響了居民的信任水平和慈善熱情，如郭美美事件、抗疫物資積壓囤積等事件的曝光，對我國慈善事業造成了較大沖擊，直接導致慈善捐贈金額大幅度減少[4]。

在此背景下，本文嘗試從收入和社會信任的角度對城鎮居民的慈善捐贈行為進行研究，并對其中的理論機制進行分析，以期更好地激發居民慈善參與熱情，為推動中國特色慈善事業的高質量發展提供借鑒和參考。本文的邊際貢獻主要體現在以下兩方面。一是提供了一個新的研究視角。以往研究主要集中于企業慈善和富人慈善，而對于普通民眾慈善捐贈的相關研究較為缺乏。本文采用典型微觀數據實證考察了收入水平、社會信任對城鎮居民慈善捐贈的影響，豐富了現有文獻。二是基于社會信任、社會交換等理論，梳理刻畫了社會信任在收入水平與慈善捐贈之間的作用機理，并采用多種實證方法對其中的影響機制進行了實證檢驗。

二、文獻回顧

慈善是促進社會公平公正、維護社會和諧穩定的重要力量。相對于西方國家而言，我國的慈善事業發展仍處于低水平階段，其中的主要原因在于我國的居民捐贈總額和占比較低，并且，現有的政策將注意力集中在企業和富人的慈善捐贈，對居民個體的慈善捐贈行為缺乏關注。在從傳統慈善向現代慈善轉型的過程中，理解居民個體的慈善捐贈行為對促進我國慈善事業的繁榮發展具有重要意義[5-6]。

既有的研究已經注意到收入水平對慈善捐贈行為的影響作用。就個體層面而言，學界普遍認為慈善是社會經濟發展到一定階段和水平的產物，慈善捐贈與個體收入密切相關，收入水平對居民慈善捐贈的影響最為顯著[7]。有研究進一步發現，經濟收入對慈善捐贈的正向影響呈現“倒U”型趨勢，即慈善捐贈金額會隨著居民收入水平的提高先增加后遞減[8]。就家庭層面而言，隨著家庭可支配收入的提高，家庭慈善捐贈次數與捐贈金額均會有不同程度的提升，并且絕對慈善捐贈金額會隨著家庭收入的增長而增加，但家庭收入變化對相對捐贈金額的影響不顯著[9]。也有學者認為，收入的不同類型對慈善捐贈存在不同的影響，其中，家庭收入和支出對慈善捐贈均有顯著影響，但收入類型中僅有工資收入對慈善捐贈行為的影響較為顯著[10]。就企業層面而言，有研究認為，盈利能力越強的企業捐贈的數額也會更大[11]。也有學者就收入水平對企業慈善捐贈的作用機制進行探討，發現業績較好的企業更有可能關注社會需求，進而也會更積極地參與慈善捐贈[12]。

在社會信任與慈善捐贈方面，和睦、友善、互信的社會環境是慈善事業可持續發展的支撐條件。信任在慈善組織中發揮著極為重要的作用，在捐助者和慈善組織之間培養信任是提高慈善活動的地位并使其區別于商業活動的決定性因素[13]。因此，慈善組織的信任危機往往會抑制居民慈善捐贈的積極性，使得捐贈行為和捐贈金額顯著減少。有研究表明，在“郭美美事件”等負面事件發生后，慈善組織的正面形象受到了嚴重的沖擊，有的慈善組織甚至出現了月度受捐贈金額為零的極端情況，并且，部分居民傾向將善款善物捐贈給民間慈善組織而非官方慈善機構[14]。在此基礎上，有研究發現，捐贈平臺提供的社會網絡認證對建立捐贈者與受助者之間的信任關系具有重要作用，這種信任背書對慈善資金的募集具有積極影響[15]。大多數個體一生中會有多次慈善捐贈行為，這意味著慈善捐贈并不是一次性博弈，一旦存在對慈善捐贈的信任危機，捐贈者的捐贈次數和捐贈額度都將小于長期合作情形下的捐贈次數和捐贈額度。同樣的，信任水平的提高會增加企業的慈善捐贈[16]，信任水平越高的企業的現金捐贈占比也會越高，但信任水平對企業總捐贈并無顯著影響[17]。

三、理論分析與研究假設

社會信任是慈善事業發展的基礎，也是連接捐贈者和慈善組織以及受助者的紐帶。收入水平、社會信任和慈善捐贈三者的協同推進、協調發展，有利于推動我國慈善事業的健康快速發展。本文將具體闡釋三者之間的作用機理。

(一)邊際效應理論和社會交換理論視角下的收入與慈善捐贈

邊際效應理論認為，支出是收入的函數，而慈善捐贈作為支出的一部分也會受到收入的約束。既有研究表明，居民收入與慈善捐贈存在正向關系，即居民所擁有的財富越多，其可用于捐贈的財富也就越多，捐贈行為的邊際成本也就越低，捐贈的意愿也會更強烈[18]。也有學者進一步發現，并非所有類型的收入對慈善捐贈的影響都是相同的，個體福利性的收入會對其慈善捐贈產生一定的擠出效應[19]。有研究將居民收入進一步細分為常規性收入和偶然性收入，發現人們通常會將常規性收入用于維護個人或家庭的必要生活開支，當常規性收入在總收入中所占比例較低時，居民會降低自己的消費預期并壓縮慈善捐贈等高彈性支出[20]。

此外，社會交換理論認為，人類所有社會活動的本質是交換，個體的交換行為取決于該交換所能夠帶來的獎勵和報酬，人們通常會通過交換異于或優于他人的資源來滿足心理需求和實現自我價值。布勞將通過交換所獲得的獎勵和報酬分為內在性報酬和外在性報酬，其中，內在性報酬是指從社會交換過程中直接獲得的樂趣、感情、社會認同、地位優越性和領導權力等；外在性報酬是指在社會交往關系之外獲得的金錢、物質等實在性報酬[21]?；谏鐣粨Q理論可以發現，現代慈善捐贈的決策邏輯是個體或組織以所擁有的資源稟賦為基礎，為達致所追求的動機而施行交換行為。當個體收入達到一定水平之后，便會通過慈善捐贈的方式來實現幫助他人帶來的滿足感、社會責任感以及人生價值的追求，而這種行為實質上也是經濟資本與價值觀念的交互。自古以來，“窮則獨善其身，達則兼濟天下”的理念是國人慈善思想和行為的根源，隨著我國經濟總量和國民收入的不斷攀升，經濟資本較為雄厚的個體會將更多的資源用于慈善捐贈。

據此，本文提出假設1：城鎮居民的收入水平直接影響其慈善捐贈的動機和行為，收入水平越高的居民的慈善捐贈熱情更強、捐贈金額越高。

(二)社會信任理論和信任相對性理論視角下的慈善捐贈行為

著名社會學家西梅爾在《貨幣哲學》中提出，現代社會生活中的交換是個體間產生互動關系的主要形式，一旦缺乏信任，交換行為便無法進行。由此可以發現，信任是維系社會交換、社會生產和生活有序進行的基石[22]。已有研究從經濟學角度出發將信任分為兩種：一種是利己性的信任，即基于對他人可信度的理性估計，從“經濟人”假設出發，將慈善捐贈看作是捐贈者理性選擇的結果[23]；另一種則是令人稱道的利他性信任，即盡管經驗告訴人們行善并不一定能達到預想的結果，但人們愿意去信任他人，哪怕蒙受一點損失[24]。由此看來，社會信任實質上是一種對積極結果的理性預期。當個體認為他人所提出的利他承諾值得信任時，即履行社會責任的承諾有可能兌現時，會降低對他人行為的懷疑，同時引導自身做出利他行為。以往的研究發現，個體的社會信任水平越高，越有可能做出慈善捐贈、志愿服務等行為[25]。社會信任在形式上分為人際信任和系統信任兩種，在現實社會中，由于信息不對稱的廣泛存在，人們對陌生人的了解非常有限，因而人際信任的實現程度并不是很高。但對于系統而言，人們可以從多種渠道了解政府或公共組織等的口碑、效率以及服務質量，這有助于提高人們對政府或公共組織的信任度[26]。因此，在其他條件相同的情況下，對系統或組織的信任感越強的個體更可能從事慈善活動。

慈善是一種現實需要，是對人類社會所面臨的風險的直接回應。不少學者認為，是否信任不僅取決于對失信可能性的權衡，還取決于捐贈者對失信風險所帶來損失的承受能力，即個體的相對脆弱性[27]。進入后工業化時代以來，現代社會的風險呈現出愈加多樣化和頻繁化的趨勢，巨大的經濟社會變遷引發了人們對社會生活的強烈不安。就信任的相對性而言，一個人可支配的資源越多，其“災難線”就越高，相對易損性就越低，越愿意信任他人；反之，一個人可支配的資源越少，其“災難線”就越低，相對易損性就越高，也就越難以冒險信任他人[28]。這表明，個體的信任水平與可支配資源的多寡密切相關，個體可支配的經濟資源越多，抵御風險的能力就更強，遭遇失信風險時的相對損失就越低。已有研究也證實了收入水平提高會促進信任水平提升這一結論[29]，而個體的信任水平越高，也就越有可能進行利他性的慈善捐贈[30]。由此可以推測，個體的經濟資本會對其社會信任水平產生影響，進而對其慈善捐贈行為產生影響。收入水平越高的個體有更充裕的資源來抵御風險的沖擊，對外部失信所帶來的損失有更強的承受能力，更愿意去信任他人，進而產生慈善熱情、進行慈善捐贈。

據此，本文提出假設2：收入水平的提高會提升城鎮居民的社會信任水平，進而促進城鎮居民參與慈善捐贈。

四、研究設計

(一)數據來源

本文所使用的數據來源于北京大學中國家庭追蹤調查(CFPS)，該調查重點關注中國居民的經濟收入、教育水平、家庭生產生活、社會活動、社會福利等內容，是一項覆蓋范圍廣、調查內容豐富、抽樣方法科學的社會調查。該調查開始于2010年，采取分層多階段抽樣的方法從全國25個省級行政單位抽取162個區縣約20000戶居民參與調查，被調查對象代表了中國近95%的人口。本文基于研究需要對數據做以下處理：首先，由于2018年以前的歷次調查以家庭為捐贈單位而未涉及居民個人捐贈情況，故本文僅使用2018年家庭和成人數據庫；其次，剔除對核心問題的回答為“不知道”“不適用”以及回答缺失的無效樣本；最后，為防止異方差等問題導致的估計結果偏差，本文對捐贈金額和居民收入取自然對數。最終得到有效樣本量為5724個。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為慈善捐贈，由以下兩個指標衡量。一是捐贈行為。采用“過去12個月，您是否向任何組織或個人捐過款”來測度，回答有捐贈行為的賦值為1，沒有捐贈行為的賦值為0。二是捐贈金額。采用“過去12個月，您個人所有捐款的總額大概是多少元”來測度，其數值范圍為-2900元至3000元?？紤]到實際生活中居民捐贈金額不存在負值，因此剔除0元以下的樣本，并將年齡在18歲以下以及80歲以上的樣本刪除，最終保留下來的城鎮居民的捐贈金額分布在5元至3000元區間內。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為收入水平。CFPS中針對居民個體的調查只詢問了工資情況，而股票、債券等其他財產性收入的調查均是以家庭為單位，考慮到工資收入是居民收入最重要的組成部分[31-32]，本文使用居民的工資收入來衡量居民收入水平。采用問卷中“把所有工資、獎金、現金福利、實物補貼都算在內，并扣除稅和五險一金，過去12個月從這份工作中總共拿到多少錢”進行測度，并將該變量進行縮尾和對數處理，使樣本均值更接近一般標準。

3.控制變量

本文從個體特征、家庭特征、社會經濟地位等三個方面選取控制變量。其中，個體特征變量包括年齡、性別、受教育程度；家庭特征變量包括家庭規模、婚姻狀況等；社會經濟地位變量包括管理職務和工作性質兩部分。

(三)模型設定

由于樣本中部分居民沒有進行慈善捐贈，存在數據歸并的問題，此時慈善捐贈(Yi)的概率分布就變成一個離散點與一個連續分布組成的混合分布。在此情況下，如果單純使用線性回歸分析，無論是使用整個樣本還是去掉離散點之后的子樣本，都得不到一致的估計。因此在模型設定上，本文采用兩部分模型來處理數據歸并問題。關于慈善捐贈(Yi)的兩部分模型設定如下：

(1)

兩部分模型包括兩個模型。第一階段是對“是否參與捐贈”的分析，分析識別樣本是否為零；第二階段針對非零因變量的建模問題，即對捐贈金額問題的分析。當第一階段采用Probit模型連接函數，第二階段用廣義線性模型回歸時，可構建最常見的兩部分模型——Probit-Linear模型，形式如下：

(2)

五、實證結果與分析

(一)描述性統計

由表1可知，我國城鎮居民慈善捐贈的參與度還有較大的提升空間。首先，城鎮居民的捐贈行為和捐贈金額的均值分別為0.363和5.231，標準差分別為0.481和1.168。這表明當前我國城鎮居民中有捐贈行為的人占比較低，大多數城鎮居民參與慈善事業的熱情并不高。其次，城鎮居民工資收入的均值為10.367，標準差為0.894。通過對比城鎮居民的工資收入和捐贈金額可以發現，城鎮居民較高的工資收入并沒有促進其捐贈行為的同步增長，這也表明我國龐大人口所蘊含的慈善潛力沒有得到充分挖掘。

表1 變量的描述性統計

(二)基準回歸

表2匯報了收入水平對城鎮居民慈善捐贈影響的回歸結果。第(1)列和第(4)列匯報了未加入控制變量的回歸結果，第(2)列和第(5)列匯報了加入控制變量的回歸結果?？梢园l現，收入水平對捐贈行為的影響系數為0.237，并在1%的水平上顯著為正；收入水平對捐贈金額的影響系數為0.070，并在1%的水平上顯著為正。上述結果在加入控制變量后依然顯著，說明收入水平的提升會顯著促進城鎮居民的慈善活動參與，且城鎮居民的慈善捐贈金額在很大程度上受到其收入水平的約束，由此假設1得到驗證。

為進一步考察城鎮居民收入水平與其慈善捐贈的關系，第(3)列和第(6)列匯報了加入收入平方項的回歸結果?？芍?，城鎮居民收入平方項對捐贈行為的影響系數分別為0.018和0.016，且分別在10%和1%的水平上顯著為正，這表明城鎮居民收入水平與慈善捐贈之間存在“U”型關系。結合第(2)列和第(5)列的回歸結果，當線性的回歸系數顯著為正，同時二次項系數也顯著為正時，曲線會呈現出左側小于右側的變化趨勢[33]。這表明城鎮居民的捐贈行為頻率和捐贈金額先是隨著收入水平的上升而下降，在到達臨界點后會隨著收入水平的上升而上升，并且最終上升至比初始水平更高的程度?？梢杂蒙芷诶碚摻忉屵@一現象：即個體在收入增長的初期，其實際可支配的資源有限；但隨著工作年限的不斷增加，個體的收入水平不斷提高，促進其將更充足的資源用于慈善捐贈。

表2 居民收入水平對慈善捐贈的兩部分模型回歸結果

(續表2)

表3 收入層次對城鎮居民慈善

根據上文的分析，收入水平的增長會促進城鎮居民的慈善活動參與，那么，收入水平的差異是否會對城鎮居民的慈善捐贈產生影響呢？本文依據國家統計局在調查城鎮居民收入時的分組方式，將居民劃分為低收入組、中間偏下收入組、中間收入組、中間偏上收入組、高收入組5個層次[34]。表3匯報了不同收入層次對城鎮居民慈善捐贈的影響結果，以低收入組為參照組，發現隨著收入層次的提升，城鎮居民慈善捐贈意愿的系數明顯提高，捐贈金額也呈現波動上升趨勢。這說明與低收入組相比，處于中間收入組及以上的城鎮居民更愿意參與慈善捐贈。這或許是因為，處于低收入組的城鎮居民和處于中間偏下收入組的城鎮居民的可支配經濟資源有限，會優先將收入用于個人及家庭必要支出以滿足生活的需要，因而會減少慈善捐贈行為的次數和捐贈的金額。

(三)穩健性檢驗

由于現實生活中影響居民個體慈善捐贈的因素并不是隨機的，也并非所有個體都會參與慈善捐贈，因而只有當個體選擇進行捐贈時我們才能觀察到其捐贈金額，這可能使收入水平對城鎮居民慈善捐贈的影響被低估，進而導致樣本選擇偏差所帶來的內生性問題的出現。為了進一步增強上述結論的穩健性，本研究采用Heckman模型作為檢驗模型來解決由樣本測量偏差可能造成的內生性問題。

表4結果顯示，逆米爾斯比率系數為5.819，通過5%水平的顯著性檢驗，這意味著表2的回歸結果存在一定的樣本選擇偏誤問題，因此選用Heckman模型來糾正樣本的選擇偏誤問題。矯正后的模型結果顯示，收入因素對居民慈善捐贈金額的估計系數為0.798，在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明收入水平對居民的慈善捐贈行為及捐贈金額具有顯著正向影響，此外，控制變量結果也基本穩健，因而模型估計結果是可信的。

表4 居民收入水平與城鎮居民

(四)異質性分析

影響慈善捐贈的因素是復雜的，個人特征、就職經歷以及社會文化環境等因素均會對城鎮居民慈善捐贈產生影響。對于不同群體的城鎮居民來說，收入水平是否會對其慈善捐贈產生不同影響？哪些人群的慈善捐贈受到其收入水平的影響更大？厘清這些問題，有利于更清晰地分析收入水平對城鎮居民慈善捐贈的影響。對此，本文分別從性別、是否擔任管理職務以及受教育程度這三個方面進行異質性分析。

表5中的Table A匯報了性別差異視角下城鎮居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結果。結果顯示：收入水平對城鎮男性居民和女性居民的捐贈行為的影響系數分別為0.123和0.130，對捐贈金額的影響系數分別為0.049和0.036，它們均在1%水平上顯著。這表明，相對于城鎮女性居民，收入因素對城鎮男性居民慈善捐贈行為的促進作用更明顯，對城鎮女性居民捐贈額度的促進作用更明顯。Table B匯報了管理職務差異視角下城鎮居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結果，其中，收入對沒有擔任管理職務和擔任管理職務的城鎮居民捐贈行為的影響系數分別為0.116和0.176，對捐贈金額的影響系數分別為0.043和0.044，它們均在1%水平上顯著。這表明，收入因素對擔任管理職務居民的慈善捐贈行為的促進作用更明顯。誠然，這一情形的發生不排除“動員式慈善”的可能性，但不可否認的是，“動員式慈善”有助于提高慈善捐贈的效率，能夠高效地聚集資源來及時幫助受助方脫困。Table C匯報了教育程度差異視角下城鎮居民的收入水平對其慈善捐贈的影響結果，總體而言，城鎮居民的受教育程度越高，收入水平對其慈善捐贈的促進作用更大。對此，可能的原因有兩個方面：一方面，受教育程度高的居民能夠獲得更多的財富；另一方面，受教育程度的提高會增強居民的社會責任感和對自身財富的理性認識。

六、機制檢驗

上文的分析結果顯示，收入水平的提升對于城鎮居民的慈善捐贈有顯著的促進作用，那么，收入水平通過何種機制來對慈善捐贈產生作用呢？基于前文的理論分析，本部分實證檢驗社會信任在收入水平與居民慈善捐贈之間的作用機制。既有研究認為，社會信任包含人際信任和系統信任兩類。人際信任通常是指人與人之間的信任，即個體對鄰居、合作伙伴和陌生人的信任；系統信任是人與組織系統之間的信任，即個體對政府組織、社會團體的信任。對此，本文選取人際信任與系統信任作為社會信任的代理變量。采用“您對陌生人的信任程度”來衡量人際信任，該變量為定序變量，得分從0到10，分值越高表明個體的人際信任水平越高。選取“您對本地政府績效作何評價”來衡量系統信任，該變量為定序變量，得分從1到5，分值越高表明個體的系統信任水平越高。

表6匯報了機制檢驗的OLS模型估計結果。其中，城鎮居民收入水平對系統信任、人際信任均在1%的水平上顯著為正，回歸系數分別為0.041和0.126。這表明，信任水平會隨著城鎮居民收入水平的提高而提升。結合前文的理論分析，假設2得到驗證，即收入水平越高的城鎮居民擁有更強的經濟實力抵御風險的沖擊，對失信所導致損失的承受能力更強，對外界的信任感也較強，因而其參與慈善捐贈的意愿也更強烈。

表5 異質性分析結果

表6 收入水平對社會信任的回歸結果

七、結論與政策建議

充分發揮第三次分配的作用、發展慈善事業是促進全體人民共同富裕目標實現的重要路徑。在此背景下，本文使用2018年中國家庭追蹤調查數據，探討了收入水平、社會信任對城鎮居民慈善捐贈的影響，得出以下研究結論。第一，收入水平對城鎮居民的慈善捐贈行為以及捐贈金額均存在顯著的正向影響，即收入水平越高，城鎮居民越愿意參與慈善捐贈，這一結果在經過穩健性檢驗后依然成立。第二，異質性分析結果表明：收入水平對城鎮男性居民的慈善捐贈行為的促進作用更大，對城鎮女性居民的慈善捐贈額度的促進作用更大；收入水平對擔任管理職務、受教育程度越高的城鎮居民的慈善捐贈的促進作用更明顯。第三，機制分析表明，城鎮居民收入水平的提升會顯著提高其信任水平，進而會促進他們參與慈善捐贈。

基于以上結論，本文認為推動我國慈善事業發展，促進社會公眾參與慈善活動可從如下幾方面展開。

第一，不斷提升居民收入水平，夯實慈善事業發展的基礎?！耙率匙愣獦s辱，倉廩實而知禮節”，收入是居民消費行為的主要影響因素，也是居民進行慈善捐贈的基礎條件。首先，加快推進經濟體制改革。出臺政策切實提高城鄉居民收入水平，促進收入分配秩序更加公平合理，從根本上提升社會公眾的慈善捐贈能力。其次，加快完善慈善捐贈激勵機制。進一步簡化慈善捐贈的稅收抵扣流程，加強對公益性捐贈稅收優惠政策的宣傳，激發居民參與慈善捐贈的熱情。最后，拓寬社會公眾參與慈善活動的渠道?，F代慈善的核心是“大眾慈善”，可進一步豐富與拓展居民參與慈善捐贈的形式，如網絡捐贈、慈善眾籌、社區動員等，推動“富人慈善、名人慈善”向大眾慈善轉變。

第二，強化慈善捐贈互惠規范，為慈善事業發展提供環境保障。慈善事業的健康發展離不開對慈善事業的監管。首先，加快完善慈善事業相關法律法規。進一步規范慈善組織建設，適當增加慈善組織失信懲戒力度，促進相關的法律法規與中國慈善事業發展進程相適應。其次，完善慈善事業發展管理服務體系。需明確慈善組織與市場、政府的邊界，減少對慈善組織的行政干預，實現政府有限介入，給予慈善組織充分的發展自主權。最后，加強慈善組織的公信力建設。慈善組織需及時主動向社會公眾披露募捐和善款使用信息，切實提高募捐信息披露的制度化和規范化程度，及時化解自身組織信任危機，樹立良好的組織形象。

第三，增強居民慈善意識，培育良好互信的社會環境。社會信任水平對慈善事業的發展至關重要，和睦互信的社會環境有助于慈善事業發展，也有利于社會公眾形成樂善好施、團結向善的慈善觀念。要培育健康互信的社會環境，慈善組織和政府監管單位需做好信息公開工作，杜絕機會主義行為，切實提高社會公眾對我國慈善事業的信任水平。同時，要加大慈善事業的宣傳力度。營造積極向善、和諧互助的社會氛圍，將培養公眾內在的社會良知和慈善意識落到實處。積極培育慈善文化，讓“助人為樂，關心慈善”成為一種社會共識。