一.   研究背景

近年来，中国社会组织发展呈现三大趋势：一是总体数量增长明显；二是社会组织的结构不断优化，民办非企业单位空前活跃，基金会迅猛发展；三是不同类型社会组织间的联系越来越紧密，网络化趋势增强^①。观察2008—2017年中国社会组织的数量变化，可以发现，社会团体数量从22.79万个增加到35.28万个，增长54.8%；民办非企业单位数量从18.23万个增加到40.03万个，增长119.6%；基金会数量从1 464个增加到6 094个，增长316.3%^②。然而，中国不同区域之间的社会组织发展水平存在显著差异。观察东部、西部、中部和东北地区^③ 2008—2017年各类社会组织的平均发展水平，可以发现，总体上东部地区的社会组织发展比其他三个区域的发展要好，西部地区排第二，之后是东北地区，中部地区处于弱势地位，呈现类似于经济发展的“中部塌陷”现象(图 1)。可见，中国不同区域之间社会组织发展水平确实存在差异，这与众多学者的结论一致^④。但学者们对于社会组织发展空间差异性的影响因素是什么以及这些因素在区域之间存在什么差异等，尚未做深入的探讨。此外，笔者在前期的预调研中制作了2017年中国大陆31省(市、区)的社会组织总体密度分布图，发现相邻省(市、区)之间的社会组织总体密度有一定的相似性，存在空间集聚特征，便产生了探讨社会组织发展空间溢出效应的欲望。

图  1  2008—2017年不同区域各类社会组织平均发展水平

注：数据来源于《中国统计年鉴》；社会组织发展水平=社会组织单位数/年末常住人口数，该图取值为不同区域2008—2017年所有年份的平均值；左侧坐标轴值为社会组织总体、社会团体、民办非企业单位数值，右侧为基金会数值。

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① 王名、张严冰、马建银：《谈谈加快形成现代社会组织体制问题》，载《社会》2013年第3期。

② 数据来源于各年《中国统计年鉴》。

③ 东部地区包括北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古；东北地区包括辽宁、吉林、黑龙江。

④ 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期；张晓君、彭正波：《制度环境、公共服务供需对社会组织发展的影响——基于中国省级经验的实证研究》，载《华东经济管理》2017年第8期。

学术界对中国社会组织发展的探讨以定性的宏观研究居多，定量研究文献相对缺乏，近年来产生了一些代表性的研究成果，以制度环境的视角和需求—供给的视角为主，前者多从社会资本角度出发进行探讨，后者则多从物质资本和人力资本角度出发加以探讨。也就是说，两个视角都是从资本的角度去探索影响社会组织发展的因素，因此，本文试图从物质资本、人力资本和社会资本三个维度探讨社会组织发展的差异及其空间溢出效应。

二.   理论依据与研究假设

一   物质资本假设

物质资本是社会发展和经济增长的必要条件，社会组织发展同样受到物质资本的影响。目前，学术界主要从收入水平和社会保障两个维度探讨物质资本对社会组织发展的影响。

随着生活水平和收入的提高，人们参与社会公共事务的意识与热情也会增强，从而增加对社会组织服务的需要。有研究发现，有效购买力对慈善贡献有正向影响^①，人均收入与非营利性社会服务机构的数量之间存在联系^②。还有研究认为，较富裕的社区拥有更多的营利性实体和非营利性实体^③。国内有的学者的研究发现，地区的经济发展水平(地区生产总值)与社会组织发展呈正相关^④。因此，本文提出假设1。

① A. Booth, D. Higgins, R.Cornelius. Community Influences on Funds Raised by Human Service Volunteers. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, 1989, 18(1): 81—92.

② J. J. Corbin. A Study of Factors Influencing the Growth of Nonprofits in Social Services. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, 1999, 28(3):296—314.

③ A. Ben-Ner, T. Hoomissen. An Empirical Investigation of the Joint Determination of the Size of the For-profit, Non-profit and Voluntary Sectors. Annals of Public and Cooperative Economics, 1992, 63(3):391—415.

④ 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期。

H1：地区收入水平越高，各类社会组织规模和社会组织总体规模越大。

随着经济社会的发展，人们对公共服务的要求越来越高，要求更高的社会保障水平和更多更有针对性的服务供给，使越来越多的社会组织参与到服务供给中来。可见，地区社会保障水平能够影响社会组织的发展。但地区社会保障水平对社会组织发展究竟有何具体的影响，学者们尚无统一的认识。有研究发现，政府社会保障支出与民间组织规模尚无明确关系，但对民办非企业单位有积极促进作用，“农村低保比例”与基金会发展却呈负相关关系^⑤。有研究则证明了社会保障对社会团体发展的影响^⑥。因此，本文提出假设2。

⑤ 李国武、李璐：《社会需求、资源供给、制度变迁与民间组织发展——基于中国省级经验的实证研究》，载《社会》2011年第6期。

⑥ 张晓君、彭正波：《制度环境、公共服务供需对社会组织发展的影响——基于中国省级经验的实证研究》，载《华东经济管理》2017年第8期。

H2：地区社会保障支出水平会影响各类社会组织规模和社会组织总体规模。

二   人力资本假设

一些学者假设社区成员的社会经济地位会影响参与率，进而影响非营利部门的规模，证实了一些社会经济特征(教育、年龄)与参与非营利组织之间的关系^⑦。人力资本是影响社会组织的内部能力因素，无论是直接影响还是间接影响，其都起显著或者完全中介作用^⑧。有研究发现，一个地方受高等教育的居民比例越高，社会组织发展得越好^⑨。本文认为，高等教育水平影响着一个地方的文明程度，对社会组织的发展起着重要影响。一方面，社会组织需要有较多公益性和贡献意识的公民参与。一般情况下，一个人的受教育程度越高，其收入水平也越高，从而影响其对社会的贡献能力，对社会组织的支持也越大；另一方面，社会组织的人员构成需要专业人士的支撑(如社会工作师、从事医疗服务的志愿者等)，对受过高等教育人才的需求也较大。因此，本文提出假设3。

⑦ K. A. Grønbjerg, L. Paarlberg. Community Variations in the Size and Scope of the Nonprofit Sector: Theory and Preliminary Findings. Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly, 2001, 30(4):684—706.

⑧ 李嫣然：《社会组织成长的影响因素研究》，载《东岳论丛》2018年第8期。

⑨ A. Ben-Ner, T. Hoomissen. An Empirical Investigation of the Joint Determination of the Size of the For-profit, Nonprofit and Government Sectors. Annals of Public & Cooperative Economics, 2010, 63(3): 391—415.

H3：地区人口高等教育水平越高，各类社会组织规模和社会组织总体规模越大。

三   社会资本假设

有研究表明，社会资本影响着行业协会的运作与发展^①。有研究者从结构、认知、关系三个社会资本维度探讨了它们对非政府组织发展影响的内在机理^②。还有的研究认为，在社会资本缺乏、市场机制难以生效的地方建立用水协会这类社会组织，必须使其逃脱科层控制，同时在投资方向上要更加着重于能够增加地方社会资本的项目^③。有人通过分析传统型民间组织和合作化型民间组织的社会资本构成，指出它们的发展瓶颈在于自身社会资本构成方式的先天缺陷^④。还有的研究者从区域社会资本的结构、认知、政治三个维度分析它们对社会组织发展的影响^⑤。据此，本文将影响社会组织的社会资本划分为三个维度，即政府治理、市场化程度和社会公益。

① 吴军民：《行业协会的组织运作：一种社会资本分析视角——以广东南海专业镇行业协会为例》，载《管理世界》2005年第10期。

② 徐金燕、范学工：《社会资本对非政府组织发展影响的内在机理研究——以艾滋病防治领域为例》，载《湖南科技大学学报(社会科学版)》2016年第1期。

③ 陈雷、仝志辉：《社会资本与社会组织运转——以甘东用水协会为例》，载《公共管理学报》2008年第3期。

④ 李熠煜：《社会资本视阈下两种农村民间组织比较研究——以湖南四县民间组织为例》，载《公共管理学报》2009年第3期。

⑤ 参见陈艺丹：《区域社会资本与社会组织发展研究》，天津大学博士学位论文, 2017年。

在政府治理方面，社会组织的发展与政府的政策息息相关，不管是加强管控还是扶持发展，都在很大程度上影响中国社会组织的发展。由于数据的可获得性和政府政策效果的难测量性，同时考虑到政府政策的变化会相应体现在社会组织管理经费支出上，所以，本文认为政府的治理行为可以体现在社会组织方面的财政支持方面。赖先进和王登礼曾采用政府对社会组织的管理经费投入(民间组织管理费)来表示政府管理因素，实证结果显示政府管理因素对社会组织具有正相关关系^⑥。因此，本文提出假设4。

⑥ 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期。

H4：政府治理行为会影响各类社会组织规模和社会组织总体规模。

市场化程度属于社会资本中的制度变迁因素，有学者认为市场经济发展在一定程度上带来了人们自主空间的释放，从而推动公民参与^⑦，进而对社会组织规模具有促进作用^⑧。还有研究指出，私营企业就业人数可以反映各地市场化程度，是反映市场化的重要指标之一^⑨。因此，本文提出假设5。

⑦ 陈福平：《强市场中的“弱参与”：一个公民社会的考察路径》，载《社会学研究》2009年第3期。

⑧ 张晓君、彭正波：《制度环境、公共服务供需对社会组织发展的影响——基于中国省级经验的实证研究》，载《华东经济管理》2017年第8期；李国武、李璐：《社会需求、资源供给、制度变迁与民间组织发展——基于中国省级经验的实证研究》，载《社会》2011年第6期。

⑨ 逯进、朱顺杰：《金融生态、经济增长与区域发展差异——基于中国省域数据的耦合实证分析》，载《管理评论》2015年第11期；阎大颖：《中国市场化进程与区域收入差异——基于市场化创新指标体系的实证研究》，载《山西财经大学学报》2007年第9期。

H5：地区市场化程度越高，各类社会组织规模和社会组织总体规模越大。

公益事业有助于社会的普遍信任和社会资本的增长，促进社会组织的发展。从本质上看，社会公益属于社会资本概念中的互助，也属于互惠性规范。帕特南(Putnam)认为，社会资本可以被划分为结合型资本和桥接型资本^⑩。结合型资本表现为群体内部的联系，可以创造并保持群体的同一性、团结及凝聚力^⑪。而桥接型社会资本则跨越局部环境的关系联结，可以联结社会各个层面的人们。不同类型人群之间的交往可以促进跨界信息流动、增强普遍信任和加强市民参与，桥接型资本被广泛认为能提供更多的社会资本^①本文认为，社会公益可以使社会组织获得桥接型资本，有助于社会的普遍信任和合作产生，从而积累更多的社会资本，促使社会组织的不断发展壮大。其中，社会公益中具有典型代表的是社会捐赠。由于信任，社会捐赠会普遍存在，促进人们之间的合作，增加互惠性，提高整个社会的幸福感。此外，社会组织作为公益事业的载体，也能够使得互惠充盈在人们之间，让信任、爱与宽容不断延续。因此，本文提出假设6。

⑩ R. D. Putnam. Bowling Alone: The Collapse and Revival of American Community. New York: Simon & Schuster, 2000:22—23.

⑪ D. Brisson, C. L. Usher. The Effects of Informal Neighborhood Bonding Social Capital and Neighborhood Context on Homeownership for Families Living in Poverty. Journal of Urban Affairs, 2007, 29(1):65—75；S. Hossmann, R. D. Putnam. Democracies in Flux: The Evolution of Social Capital in Contemporary Society. Oxford: Oxford University Press, 2002:11—12.

① J. Nahapiet, S. Ghoshal. Social Capital，Intellectual Capital，and the Organizational Advantage. Academy of Management Review, 1998, 23(2):242—266.。

H6：一个地区的社会公益开展得越好，各类社会组织规模和社会组织总体规模越大。

四   空间溢出效应假设

随着中国城镇化和市场化的发展，城市之间经济地缘性和政治地缘性不断增强，资本要素流动加快，地区之间的社会组织发展会存在一定的关联性和竞争性，因此，社会组织发展可能存在空间溢出效应。其主要体现在三个方面：一是竞争效应。一个地区对社会组织的人力、物质、社会资本投入的增加，会吸引周边地区的人才和服务的流入，从而对邻接地区产生竞争效应和负向影响。二是标杆效应。由于官员晋升的竞争效应，一个地方政府会采纳、学习和模仿相邻地方促进社会组织发展的举措。三是外部效应。地方政府对人力、物质和社会资本等方面的投资，不仅会促进本地区社会组织的发展，还会通过人才和资金流动、先进经验共享等，推动周边地区社会组织的发展。已有若干学者研究过不同地区之间经济增长^②、区域创新^③、产业发展^④、城市群创新 ^⑤ 等方面的空间溢出效应，因此，本文推测社会组织发展同样存在空间溢出效应，提出假设7。

② P. M. Romer. Endogenous Technological Change. The Journal of Political Economy, 1990, 98(5):71—102；周慧：《中部地区城镇化对经济增长的空间溢出效应——基于地级市面板数据分析》，载《经济问题探索》2016年第4期。

③ 杨凡、杜德斌、林晓：《中国省域创新产出的空间格局与空间溢出效应研究》，载《软科学》2016年第10期；张可、毛金祥：《产业共聚、区域创新与空间溢出——基于长三角地区的实证分析》，载《华中科技大学学报(社会科学版)》2018年第4期。

④ 郝宏杰：《财政支出、空间溢出效应与服务业增长——基于中心城市数据的空间杜宾模型分析》，载《上海财经大学学报》2017年第4期。

⑤ 张鸿武、李涛：《长三角和珠三角城市群创新的空间效应及影响因素研究——基于空间面板杜宾模型的比较分析》，载《湖南科技大学学报(社会科学版)》2018年第4期。

H7：一个地区各类社会组织和社会组织总体规模会受到邻近地区物质资本、人力资本和社会资本要素的影响。

三.   模型构建与研究变量

一   空间面板数据模型的建立

根据勒萨热(Lesage)和帕斯(Pace)的研究^⑥，本文构建一般空间面板数据模型：

⑥ J. LeSage，R. K. Pace. Introduction to Spatial Econometrics. Boca Raton：CRC Press Taylor & Francis Group, 2009:32—39.

其中，Y为被解释变量，X为解释变量。W为非负的N×N空间权重矩阵，描述了样本中单位的空间组合或安排，反映空间个体间的相互依赖程度。WY指的是被解释变量之间存在的内生交互效应，在本文表示本地区社会组织发展水平与其他地区社会组织发展水平之间的关联程度与相互依赖程度。WX指的是本地区社会组织发展水平影响因素与其他地区社会组织发展水平影响因素的外生交互效应，W_μ是不同单位的干扰项之间存在的交互效应。

对于以上模型进行适当约束，可以简化成三种模型。当λ =0时，可以简化为空间杜宾模型(SDM)；当λ =0，γ=0时，可成为空间自回归模型或空间滞后模型(SAR)；当ρ=0，γ=0时，可简化为空间误差模型(SEM)。有学者指出，如果LM检验拒绝了OLS模型，既存在空间滞后(SAR)又存在空间误差(SEM)，这时应该选择空间杜宾模型(SDM)^⑦。

⑦ J. P. Elhorst. Applied Spatial Econometrics：Raising the Bar. Spatial Economic Analysis, 2010, 5(1):9—28.

另外，关于模型的估计结果，有学者认为，用空间回归模型的点估计来对是否存在空间溢出效应作出判断可能导致错误的结论，提出用偏微分来检验是否存在空间溢出效应假设，将解释变量对被解释变量的影响进行分解，分为直接效应和间接效应两部分^①。因此，解释变量对被解释变量(社会组织发展水平)的影响效应可以分成三种：一是直接效应，考察社会组织发展水平受本地区某解释变量的影响程度；二是间接效应(或空间外溢效应)，分析社会组织发展水平受相邻地区对应解释变量的影响程度；三是总体效应，分析社会组织发展水平受全部地区某解释变量的总影响程度。

① J. LeSage，R. K. Pace. Introduction to Spatial Econometrics. Boca Raton：CRC Press Taylor & Francis Group, 2009:32—39.

二   空间自相关检验

在采取空间计量模型之前，需要对变量进行空间自相关检验，以此来确认是否存在空间效应。根据众多学者的已有研究，空间自相关检验方法主要有全局空间自相关检验和局部空间自相关检验，由于篇幅局限，本文主要运用全局空间自相关检验来刻画中国社会组织发展的空间集群特征。

本文采用Moran’s I指数(见式3)来测度和检验中国社会组织发展水平在省级区域内是否存在空间相关性。Moran’s I指数的取值范围为[-1, 1]。当Moran’s I指数大于0时，说明变量存在空间正相关，相似观测值的地区存在空间集聚分布特征；当Moran’s I指数小于0时，则存在空间负相关。指数的绝对值越大，说明空间相关程度越高。

式中，n表示地区数量，x_i与x_j表示地区i及地区j的各个指标，本文具体指31个省(直辖市、自治区)，w_ij表示空间权重。空间权重主要包含邻接权重矩阵、经济权重矩阵和地理权重矩阵。目前众多学者较多使用邻接矩阵来设定空间计量权重，勒萨热和帕斯认为，空间权重的构建应遵循简单原则，设定邻接矩阵最为有用^②。因此，本文采用邻接权重矩阵来设定空间权重矩阵，其以0-1变量构建，当两个地区相邻时为1，不相邻为0。

② J. P. LeSage, R. K. Pace. The Biggest Myth in Spatial Econometrics. Econometrics，2014，2(4): 217—249.

三   变量及数据描述

1   变量及其测量

(1) 被解释变量

本文研究的被解释变量为中国社会组织发展，直接用来观测的被解释变量为“社会组织密度”，即每万人口所拥有的社会组织数量，用来表示社会组织规模。同时考虑到中国社会组织的不同类型划分，本文用四个指标来测量每年的社会组织密度，即社会组织总体密度、社会团体密度、基金会密度、民办非企业单位密度，分别用“LnSD”“LnGD”“LnPD”和“LnFD”表示。

(2) 解释变量

① 收入水平。本文用“城镇居民人均可支配收入”来衡量，用“LnPI”表示。

② 社会保障支出水平。本文用“人均地方财政社会保障和就业支出”来衡量，用“LnPS”表示。

③ 高等教育水平。本文用“高等教育人口比例”来衡量，用“LnED”表示。

④ 政府治理。本文用“民间组织管理费”来衡量，用“LnES”表示。

⑤ 市场化程度。本文用“私营企业就业人数占比”来衡量，用“LnML”表示。

⑥ 社会公益。本文用“各类社会组织社会捐赠款”来衡量，用“LnCO”表示。

(3) 控制变量

① 行政化社会自治组织。社会组织的发展还受到行政化社会自治组织的影响。赖先进和王登礼认为，一个地区的居委会、村委会等行政化社会自治组织数量多，可能对其他社会组织发展产生挤出效应。但是实证结果却相反，他们对此做出的解释是，长期来看，它们与其他社会组织发展呈“倒U”关系^③。本文用“官办自治组织”来指代这些行政化社会自治组织，用“LnAO”表示。

③ 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期。

② 城镇化水平。有学者认为，城镇化水平越高，社区的多元化需求也越多，区域内社会组织发展也就越好^④。本文用“城镇化率”来表示城镇化率，用“LnUR”表示。

④ 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期；张晓君、彭正波：《制度环境、公共服务供需对社会组织发展的影响——基于中国省级经验的实证研究》，载《华东经济管理》2017年第8期。

2   样本及数据来源

本文以中国内地31个省级行政单位(省、市、区)作为研究对象，选取2008—2017年10年数据作为数据样本。相关原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国民政统计年鉴》。本研究采用的测量方法及数据来源如表 1所示。

表  1  研究变量及其测量方法

变量类型	测量指标	变量符号	测量方法	数据来源
因变量	社会组织 密度	LnSD LnGD LnPD LnFD	每万人所拥有的社会组织数量(总体的或不同类型的)分为社会组织总体密度、社会团体密度、基金会密度、民办非企业单位密度，取对数	《中国民政统计年鉴》《中国统计年鉴》
自变量
物质资本	收入水平	LnPI	城镇居民人均可支配收入，取对数	《中国统计年鉴》
	社会保障	LnPS	人均社会保障支出, 地区地方财政社会保障和就业支出除以年末常住人口数，取对数	《中国统计年鉴》
人力资本	高等教育水平	LnED	高等教育人口比例, 每十万人口高等学校在校生数(高等学校包括普通高等学校和成人高等学校)，取对数	《中国统计年鉴》
社会资本	政府治理	LnES	民间组织管理费, 地区民间组织管理费除以年末常住人口数，取对数	《中国民政统计年鉴》
	市场化程度	LnML	私营企业就业人数占比, 地区私营企业就业人数除以年末常住人口数，取对数	《中国统计年鉴》
	社会公益	LnCO	各类社会组织社会捐款, 地区各类社会组织社会捐赠款除以年末常住人口数，取对数	《中国统计年鉴》
控制变量	行政化社会 自治组织	LnAO	官办自治组织, 地区自治组织单位数(居委会、村委会之和)除以年末常住人口，取对数	《中国统计年鉴》
	城镇化水平	LnUR	城镇化率, 城镇化率=(城镇人口/年末常住人口)×100%，取对数	《中国统计年鉴》

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3   变量的描述性统计

样本变量的描述性统计结果如表 2所示，每个变量均有310个观测数据。由于所有变量都取对数，所以有些数据会出现负值。此外，为保持解释变量的独立性，本文通过检验方差膨胀因子(VIF)来判断是否存在多重共线性。在VIF一列中可以发现，各变量之间的方差膨胀因子最大值为4.866，均小于多重共线性警戒值10，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。

表  2  变量的描述性统计

变量	N	极小值	极大值	均值	标准差	VIF
LnSD	310	0.047	2.383	1.347	0.390
LnGD	310	-0.014	2.108	0.743	0.386
LnPD	310	-3.493	1.853	0.422	0.754
LnFD	310	-5.990	-1.271	-3.916	0.903
LnPI	310	9.303	11.044	10.035	0.356	3.828
LnPS	310	5.590	8.748	6.966	0.590	1.716
LnED	310	6.876	8.817	7.739	0.333	2.678
LnES	310	-4.514	1.304	-2.072	1.175	2.868
LnML	310	0.217	3.973	2.020	0.675	3.887
LnCO	310	-0.894	5.667	1.985	1.415	2.159
LnAO	310	0.841	2.927	1.561	0.436	1.773
LnUR	310	3.087	4.495	3.951	0.264	4.866

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四.   实证结果

一   空间自相关检验

通过计算社会组织总体密度、社会团体密度、民办非企业单位密度和基金会密度的Moran’s I指数，本文得出社会组织发展水平的全局空间相关性检验结果如表 3所示。可以发现，社会组织总体密度、社会团体密度、民办非企业单位密度和基金会密度全部存在空间正相关(系数在0.067—0.368波动，且基本通过显著性检验)，表明中国社会组织发展水平在省级空间分布上有明显的相关性，其在空间分布上受相邻地区的社会组织发展水平的影响，在地理上呈现空间集聚特征。

表  3  社会组织发展水平的Moran's I检验结果

年份	SD	GD	PD	FD
2008	0.068 (0.940)	0.098* (1.635)	0.067 (0.880)	0.264*** (2.601)
2009	0.088 (1.090)	0.138** (1.902)	0.102 (1.174)	0.238*** (2.394)
2010	0.105 (1.216)	0.167** (2.075)	0.114 (1.256)	0.206** (2.103)
2011	0.122* (1.340)	0.169** (1.910)	0.157* (1.602)	0.173** (1.883)
2012	0.127* (1.353)	0.195** (2.051)	0.193** (1.908)	0.161** (1.757)
2013	0.238** (2.302)	0.285*** (2.720)	0.322*** (3.057)	0.129* (1.520)
2014	0.221** (2.230)	0.233** (2.258)	0.359*** (3.503)	0.146** (1.656)
2015	0.243*** (2.408)	0.250*** (2.428)	0.373*** (3.689)	0.155** (1.749)
2016	0.255*** (2.480)	0.254*** (2.558)	0.367*** (3.598)	0.122* (1.524)
2017	0.241** (2.329)	0.282*** (2.823)	0.368*** (3.574)	0.125* (1.561)
注：括号内为z统计值；* * *、* *、*分别代表在0.01、0.05、0.1的水平上显著。下同。

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本文进一步分析不同社会组织类型的全局空间相关性，探索其空间集聚状态是否存在差异性，结果如图 2所示。从社会组织发展水平的总体情况来看，其Moran’s I指数呈现不断上升状态(从0.068递增为0.241)，可见近年来中国社会组织发展水平的空间集聚状态越来越明显。同时，也发现2012—2013年是一个递增最明显的交接点，以此为界分别有两个平稳增长阶段(2008—2012年和2013—2017年)。从社会团体和民办非企业单位的发展水平来看，其空间集聚状态处于不断加深状态，且民办非企业单位的空间集聚状态在三种社会组织中上升最快，在2013—2017年其空间集聚状态一直优于另外两种社会组织。基金会发展水平的空间集聚状态则显现不一样的结果，从趋势上来看，其Moran’s I指数呈现递减状态(除了2013—2015年递增)，说明空间集聚状态较先前微弱，受邻近地区基金会发展水平的影响在不断下降。

图  2  社会组织发展水平的空间相关性Moran’s I指数值

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空间自相关检验结果表明，中国社会组织发展水平存在的显著空间溢出效应，同时不同区域之间的发展水平也存在差异，对社会组织发展水平进行分析时应该采取空间计量模型分析，以期取得更准确的测量效果。同时也应该分区域讨论各种类型社会组织的发展情况，探索其影响因素差异。

二   不同类型社会组织发展影响因素分析

为避免模型出现伪回归和设定偏差，在进行空间计量回归前，本文综合采用LLC和Fisher-PP检验进行同质面板和异质面板单位根检验。面板数据的单位根检验结果表明，所有变量均在0.01的显著性水平拒绝存在同质单位根、异质单位根的原假设。因此，各变量具备平稳性，模型结果有较强的可靠性。

然后进行空间面板模型选择，先进行LM检验确定是否采用SAR或SEM模型，结果显示各个模型都支持空间滞后模型和空间误差模型。根据勒萨热和帕斯的建议^①，也应考虑使用空间杜宾模型，并使用LR检验来检验空间杜宾模型能否简化为空间滞后模型或空间误差模型。LR检验结果显示，SDM模型选择恰当。继而进一步进行Hausman检验以确定选择随机效应还是固定效应，检验结果显示应该选择固定效应模型。综合上述检验结果，本文使用空间杜宾模型的固定效应模型。固定效应模型分为地区固定、时间固定和双固定模型，通过对比三个模型结果，发现地区固定模型的拟合度比较好，因此，本文最终选择空间杜宾模型的地区固定效应模型来对社会组织发展水平的影响因素进行空间计量分析。

① J. LeSage，R. K. Pace. Introduction to Spatial Econometrics. Boca Raton：CRC Press Taylor & Francis Group, 2009:32—39.

运用stata14.0软件对数据进行分析，得出的空间杜宾模型如表 4所示，其中空间滞后项系数(W×)表现的是自变量的空间相关性程度，也可以理解为其他省(市、区)对本省(市、区)社会组织发展水平的加权影响。模型1—4分别是社会组织总体发展水平、社会团体发展水平、民办非企业单位发展水平和基金会发展水平的影响因素估计结果。同时，进一步分析空间溢出效应，得出表 5。模型5—8分别对应的是社会组织总体发展水平、社会团体发展水平、民办非企业单位发展水平和基金会发展水平的影响因素空间溢出效应分解。表 4报告了模型的对数似然函数值(Log-likelihood)和R²，对模型的拟合度进行检验，从R²来看，四个模型的拟合度都较好，结果具有一定的代表性。

表  4  社会组织发展水平影响因素的空间杜宾模型估计结果

变量	模型1	模型2	模型3	模型4
	社会组织总体	社会团体	民办非企业	基金会
LnPI	0.407**	0.166	0.649***	0.496**
	(2.245)	(0.863)	(2.850)	(2.080)
LnPS	-0.055	-0.038	0.143**	-0.050
	(-0.970)	(-0.631)	(2.019)	(-0.677)
LnED	0.214	-0.044	0.550***	0.535***
	(1.553)	(-0.301)	(3.187)	(2.943)
LnES	0.021*	0.026**	-0.005	-0.002
	(1.81)	(2.125)	(-0.324)	(-0.102)
LnML	0.100***	0.090***	0.089**	0.029
	(3.209)	(2.728)	(2.284)	(0.696)
LnCO	0.043***	0.028*	0.095***	0.023
	(2.969)	(1.841)	(5.255)	(1.234)
LnAO	-0.009	0.030	-0.115	0.569***
	(-0.070)	(0.225)	(-0.725)	(3.407)
LnUR	0.410	0.318	0.558*	-0.497
	(1.537)	(1.123)	(1.675)	(-1.431)
W×LnPI	-0.291	-0.062	-0.670**	0.728**
	(-1.325)	(-0.266)	(-2.427)	(2.434)
W×LnPS	0.138	-0.019	0.147	0.305**
	(1.281)	(-0.165)	(1.083)	(2.101)
W×LnED	-0.168	0.360	-0.529*	0.801**
	(-0.701)	(1.412)	(-1.755)	(2.527)
W×LnES	0.010	0.005	0.004	0.032
	(0.522)	(0.26)	(0.155)	(1.268)
W×LnML	0.381***	0.275***	0.513***	0.206**
	(5.579)	(3.826)	(6.224)	(2.444)
W×LnCO	-0.075***	-0.106***	-0.112***	0.067*
	(-2.840)	(-3.787)	(-3.301)	(1.912)
W×LnAO	-0.639**	-0.461*	-0.498	-1.401***
	(-2.466)	(-1.677)	(-1.538)	(-4.125)
W×LnUR	-1.107**	-0.797*	-0.937*	-2.330***
	(-2.467)	(-1.681)	(-1.650)	(-3.794)
sigma2_e	0.010***	0.011***	0.015***	0.017***
	(12.450)	(12.440)	(12.446)	(12.449)
Log-R2	278.177 8	260.030 9	207.584 7	193.343 8
R2	0.785 3	0.576 0	0.840 8	0.917 0
观测值	310	310	310	310

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表  5  社会组织发展水平影响因素的效应分解：直接效应、间接效应、总效应

变量	效应	模型5	模型6	模型7	模型8
		社会组织总体	社会团体	民办非企业	基金会
LnPI	直接效应	0.413**	0.175	0.649***	0.500**
		(2.217)	(0.867)	(2.798)	(2.023)
	间接效应	-0.280	-0.063	-0.650**	0.716**
		(-1.278)	(-0.275)	(-2.344)	(2.519)
	总体效应	0.134	0.112	-0.001	1.216***
		(0.849)	(0.737)	(-0.003)	(6.028)
LnPS	直接效应	-0.056	-0.040	0.142**	-0.055
		(-1.040)	(-0.682)	(2.085)	(-0.772)
	间接效应	0.135	-0.019	0.159	0.297**
		(1.222)	(-0.175)	(1.093)	(2.092)
	总体效应	0.078	-0.059	0.301*	0.241
		(0.645)	(-0.502)	(1.867)	(1.569)
LnED	直接效应	0.229*	-0.034	0.563***	0.551***
		(1.727)	(-0.243)	(3.394)	(3.139)
	间接效应	-0.175	0.333	-0.530*	0.766***
		(-0.782)	(1.481)	(-1.819)	(2.599)
	总体效应	0.054	0.298	0.033	1.318***
		(0.233)	(1.340)	(0.109)	(4.375)
LnES	直接效应	0.021*	0.026**	-0.005	-0.002
		(1.861)	(2.171)	(-0.349)	(-0.133)
	间接效应	0.011	0.004	0.004	0.033
		(0.549)	(0.178)	(0.159)	(1.258)
	总体效应	0.032	0.029	-0.001	0.031
		(1.395)	(1.326)	(-0.019)	(1.073)
LnML	直接效应	0.101***	0.084***	0.096***	0.027
		(3.543)	(2.81)	(2.657)	(0.72)
	间接效应	0.384***	0.249***	0.544***	0.199**
		(5.924)	(3.903)	(6.295)	(2.435)
	总体效应	0.484***	0.333***	0.640***	0.227**
		(6.421)	(4.542)	(6.300)	(2.360)
LnCO	直接效应	0.043***	0.031**	0.094***	0.024
		(2.959)	(1.998)	(5.114)	(1.272)
	间接效应	-0.075***	-0.101***	-0.111***	0.067*
		(-2.770)	(-3.838)	(-3.085)	(1.917)
	总体效应	-0.031	-0.070**	-0.016	0.091**
		(-1.029)	(-2.424)	(-0.402)	(2.350)
LnAO	直接效应	-0.013	0.037	-0.125	0.575***
		(-0.100)	(0.270)	(-0.775)	(3.417)
	间接效应	-0.658**	-0.445*	-0.549	-1.403***
		(-2.538)	(-1.748)	(-1.612)	(-4.246)
	总体效应	-0.671**	-0.408	-0.675*	-0.829**
		(-2.308)	(-1.471)	(-1.743)	(-2.257)
LnUR	直接效应	0.384	0.310	0.515	-0.512
		(1.489)	(1.110)	(1.604)	(-1.504)
	间接效应	-1.123**	-0.782*	-0.965*	-2.286***
		(-2.509)	(-1.772)	(-1.648)	(-3.920)
	总体效应	-0.739*	-0.472	-0.450	-2.798***
		(-1.750)	(-1.181)	(-0.796)	(-5.081)

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首先，观察物质资本对不同类型社会组织的影响。物质资本对社会组织总体发展起正向激励作用，其主要受到本地区收入水平直接效应的影响。对社会团体来说，其受到物质资本的影响并不显著。民办非企业单位的发展受到收入水平的直接促进作用和负向溢出效应影响，同时社会保障水平对其有直接促进作用。基金会主要受收入水平的直接促进作用和空间外溢正效应影响，社会保障水平对其有正向空间溢出作用。其次，观察人力资本的影响。高等教育水平对地区社会组织总体发展、民办非企业单位发展的直接促进效应显著，但总体效应不明显，对社会团体发展无明显作用，对基金会发展兼具直接促进作用和空间外溢正作用。再次，观察社会资本的影响。一个地区社会组织总体发展水平、社会团体发展水平会受到政府治理的直接促进作用，民办非企业单位和基金会发展受政府治理的影响不显著。市场化程度对社会组织总体、社会团体和民办非企业单位发展的影响都有显著正向直接效应和好的空间溢出效应，从而总体上呈现激励作用，其对基金会的发展的影响则主要体现在正向空间溢出效应上，并在整体上显现促进作用。社会组织捐款对社会组织总体、社会团体和民办非企业单位的发展都起直接促进作用并呈现负向溢出效应，对基金会的发展起正向溢出作用，整体上正向作用明显。最后，观察控制变量的影响。行政化社会自治组织对社会组织总体、社会团体发展水平有负向溢出作用，对民办非企业单位发展总体上呈现负向抑制作用，对基金会显现出了直接促进作用和负向空间溢出效应。城镇化水平对社会组织总体发展水平有一定的直接促进作用和显著的负向空间溢出作用，对社会团体、民办非企业单位和基金会发展有负向空间溢出作用。

因此，从以上结果可知，收入水平对社会组织总体、民办非企业、基金会发展水平有显著的促进作用，虽然对社会团体的作用并不显著，但其系数也为正。总的来说，地区收入水平越高，各类社会组织规模和社会组织总体规模也越大，假设1得到证实。社会保障水平对民办非企业单位有直接促进作用，对其他社会组织无明显作用，假设2得到部分证实。人力资本对社会组织总体、民办非企业单位和基金会都有显著的正向影响，对社会团体的作用不明显，假设3得到部分证实。而民间组织管理费对社会组织总体和社会团体有显著的正向作用，对其他类型社会组织无明显作用，所以假设4也只得到部分证实。市场化程度、社会组织捐款对各类社会组织均存在正向的积极作用，假设5和假设6得到证实。

此外，观察空间溢出效应。收入水平对其他地区基金会的发展有正向空间溢出效应，对民办非企业单位发展有负向空间溢出效应。社会保障水平对其他地区的基金会发展有正向空间溢出效应。高等教育水平对周边地区基金会的发展有正向空间溢出效应，而对民办非企业单位发展有负向空间溢出效应。市场化程度对周边地区所有社会组织类型都有显著的正向空间溢出效应，社会组织捐款对社会组织总体、社会团体和民办非企业单位发展有负向空间溢出效应，对基金会有正向空间溢出效应。假设7得到证实。

三   不同区域社会组织发展影响因素分析

本文对东部地区、西部地区、中部地区和东北地区四个区域的社会组织发展的影响因素差异进行分析，从直接效应、间接效应和总体效应三个方面分别构建了各个地区社会组织总体发展水平、社会团体发展水平、民办非企业单位发展水平和基金会发展水平的效应分解模型。从R²来看，四个模型的拟合度都较好，结果具有一定的代表性(囿于篇幅，本文省略模型分解统计表)。

1   东部地区社会组织发展影响因素分析

从东部地区来看，社会组织总体发展、民办非企业单位发展水平的物质资本作用主要体现在收入水平的正向直接效应和社会保障水平的负向溢出效应上。社会团体主要受社会保障水平的间接负效应影响，而基金会的发展则主要受收入水平的直接、间接正向作用和社会保障水平的间接负向作用影响。人力资本对社会团体发展水平起正向直接作用和负向溢出作用，但总体效应不突出，对社会组织总体和民办非企业单位的作用不明显，对基金会的促进作用主要体现在空间正向溢出效应上。民间组织管理费对社会组织总体、社会团体和民办非企业单位发展起直接促进作用。市场化程度对所有类型的社会组织发展起明显促进作用，且有显著的空间外溢效应。社会组织捐款对社会组织总体发展水平、民办非企业单位发展水平的作用体现在直接促进效应和间接抑制效应上，对社会团体发展水平的作用主要为间接负向效应，对基金会则是间接促进效应。

2   西部地区社会组织发展影响因素分析

从西部地区来看，物质资本中的收入水平对社会团体总体上呈现正向作用，对民办非企业单位有负向溢出效应，对基金会有正向空间溢出效应，这可能与西部地区收入水平较低有关。社会保障水平对社会组织总体、社会团体、民办非企业单位和基金会发展起直接抑制作用。人力资本对社会组织总体发展水平和社会团体发展水平有直接抑制作用和间接促进效应，但总体效应不显著；对民办非企业单位无明显作用，对基金会有显著的正向直接作用和间接促进效应。社会资本中的民间组织管理费对社会组织总体发展水平、社会团体发展水平和基金会发展水平无明显作用，对民办非企业单位的发展则有直接抑制作用，但并不明显。市场化程度对社会组织总体发展和社会团体的发展都有直接促进作用，对民办非企业单位发展有直接和间接的促进作用，对基金会的发展则主要体现在周边邻近地区的正向溢出效应上。社会组织捐款对社会组织总体发展水平有直接促进作用，对民办非企业单位发展水平有直接促进作用和负向溢出效应，对社会团体发展无显著作用，对基金会发展有显著的正向直接作用和间接作用。

3   中部地区社会组织发展影响因素分析

从中部地区来看，收入水平只对社会团体发展有正向直接作用，但对社会组织总体、民办非企业单位和基金会发展无明显作用。社会保障水平对社会组织总体发展水平总体上呈现刺激作用，对民办非企业单位发展有正向空间溢出效应，对基金会发展主要起直接促进作用，对社会团体无明显效应。人力资本对社会组织总体发展、民办非企业单位发展起直接促进作用和间接抑制作用，对社会团体发展和基金会的发展有正向溢出效应。民间组织管理费对社会组织总体发展水平、社会团体发展水平和基金会发展水平有正向直接作用和空间溢出效应，对民办非企业单位发展起直接促进作用。市场化程度对社会组织总体、民办非企业单位的效应不明显，对社会团体发展则起直接负向作用，对基金会发展有负向溢出效应。社会组织捐款对中部地区所有社会组织类型的作用都不显著。

4   东北地区社会组织发展影响因素分析

从东北地区来看，收入水平对社会组织总体发展、社会团体、民办非企业单位和基金会的作用主要体现在负向直接作用和正向空间溢出效应上，但从总体效应来看只对基金会显著。社会保障水平对社会组织总体发展和社会团体发展水平有正向直接效应。人力资本对社会组织总体发展和社会团体发展无明显作用，对民办非企业单位和基金会发展有正向直接作用和负向溢出效应。民间组织管理费对社会组织总体发展水平和民办非企业单位的发展有负向空间溢出效应，对基金会无明显作用，而对社会团体发展则有直接促进作用。市场化程度总体上来说对东北地区的所有社会组织类型作用并不明显，但对社会组织总体和基金会呈现一定的正向溢出效应。社会组织捐款对社会组织总体、民办非企业单位发展有直接促进作用，对社会团体发展有正向直接促进作用和负向溢出效应，对基金会无明显作用。

五.   结论与政策建议

一   各类型社会组织发展的影响因素存在差异

对于社会组织总体发展水平来说，物质资本对社会组织的总体发展水平有显著作用，主要体现在收入水平的正向直接效应上。人力资本对社会组织总体发展有直接促进作用，总体效应虽然为正但并不显著，可能原因是高等教育的人力资本积累具有滞后性。该结论与赖先进和王登礼的实证结论^①相反，笔者推测是因为本文基于空间溢出效应的视角，相邻城市的溢出作用导致结论的差异。对于社会资本的影响，政府治理对社会组织总体发展水平的作用主要体现在直接效应上，对其产生正向影响。市场化程度对社会组织总体发展有显著的直接正向促进作用和正向溢出效应。社会公益对地区社会组织总体发展水平具有直接正向作用和负向空间溢出作用。一个地区的社会公益对该地区社会组织有显著的促进作用，但由于地区之间的“挤出”效应，对周边地区社会组织发展具有阻碍作用。

① 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期。

对于不同类型的社会组织，不同因素作用不同。社会团体主要受社会资本的影响，政府治理、市场化程度和社会公益都对其产生正向直接激励作用，社会公益对周边省份还有负向空间溢出效应。民办非企业单位受到物质资本、人力资本和社会资本的共同影响，但政府治理对其无明显作用。基金会也受物质资本、人力资本和社会资本的影响，其中，相较社会团体和民办非企业单位，人力资本对基金会的作用更加明显。此外，与社会团体和民办非企业单位不同的是，社会公益对基金会的作用主要体现在空间溢出效应上，呈现正向作用。

二   四大区域社会组织发展的影响因素存在差异

东部、西部、中部、东北地区各类型社会组织的影响因素如表 6所示。在物质资本方面，社会保障水平的影响呈现较大差异，东部和西部主要受其负向影响，而中部和东北地区则受其正向影响。人力资本对各个区域的社会组织影响大致相同。在社会资本方面，政府治理对西部的民办非企业单位有直接抑制作用，对东部、中部和东北地区则主要为正向作用。市场化程度对中部和东北地区的影响较不显著，特别是中部还呈现负向影响，说明中部地区社会组织的市场化机制发育相对滞后，东北地区的市场化程度也有较大的上升空间。社会公益对东部、西部、东北地区的社会组织有促进作用，但对中部地区依然没有影响。总体上看，中国四大区域社会组织的发展显现“中部塌陷”现象，发展最好的是东部，其次是西部，东北地区有较大的发展空间。

表  6  四大区域社会组织影响因素总结

变量		东部	西部	中部	东北
物质资本	收入水平	PD：直接+	GD：溢出+；	GD：直接+	GD：直接-；
		FD：直接+；溢出+	总+		溢出+
			PD：溢出-		PD：直接-；
			FD：溢出+		溢出+
					FD：溢出+
	社会保障	GD：溢出-	GD：直接-	PD：溢出+	GD：直接+
		PD：溢出-	PD：直接+	FD：直接+
		FD：溢出-	FD：直接-
人力资本	高等教育	GD：直接+；	GD：直接-；	GD：溢出+	PD：直接+；
		溢出-	溢出+	PD：直接+；	溢出-
		FD：溢出+	FD：直接+；	溢出-	FD：直接+；
			溢出+	FD：溢出+	溢出-
社会资本	政府治理	GD：直接+	PD：直接-	GD：直接+；	GD：直接+
		PD：直接+		溢出+	PD：溢出-
				PD：直接+
				FD：直接+；
				溢出+
	市场化程度	GD：直接+；	GD：直接+	GD：直接-	FD：溢出+
		溢出+	PD：直接+；溢出+	FD：溢出-
		PD：直接+；	FD：溢出+
		溢出+
		FD：直接+；
		溢出+
	社会公益	GD：溢出-	PD：直接+；溢出-	——	GD：直接+；
		PD：直接+；	FD：直接+；		溢出-
		溢出-	溢出+		PD：直接+
		FD：溢出+
注：“+”表示正作用，“-”表示负作用；“——”表示该地区不受此影响因素的作用。“GD”为社会团体，“PD”为民办非企业单位，“FD”为基金会。

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本研究对中国四大区域社会组织发展的影响因素与前人研究结果有所不同。相比此前的总体性研究，本文探讨不同区域的差别，在一定程度上解释了为什么不同学者对同一变量研究得出的结果会存在差异。比如关于社会保障水平对社会组织的影响，李国武和李璐的研究表明人均财政社会保障支出对民办非企业单位有促进作用^①；而本文的研究结果显示，东部、西部地区的社会保障水平对社会组织发展水平有负向影响，而中部和东北地区则为正向影响。对于市场化程度，此前的研究显示其对社会组织发展基本起正向作用^①，而本文的研究结果显示，市场化程度对中国各类型社会组织发展总体上都起促进作用，但它对中部地区的社会团体和基金会起抑制作用。因此，本文分析不同区域社会组织的影响因素的差异性，同时考虑空间溢出效应对各个地区的影响，结论更为细致和更有针对性。

① 李国武、李璐：《社会需求、资源供给、制度变迁与民间组织发展——基于中国省级经验的实证研究》，载《社会》2011年第6期。

① 赖先进、王登礼：《社会组织发展影响因素的实证研究——基于2007年—2014年31个省级面板数据的分析》，载《管理评论》2017年第12期；李国武、李璐：《社会需求、资源供给、制度变迁与民间组织发展——基于中国省级经验的实证研究》，载《社会》2011年第6期。

三   社会组织发展的影响因素存在空间溢出效应

无论是物质资本、人力资本还是社会资本影响因素，都存在空间溢出效应现象，本文作出如下解释。

对于物质资本、人力资本和社会公益的溢出，可以从资源要素流动来解释。由于物质资本和人力资本、社会公益资源的有限性，资源要素外溢既可能对本省(市、区)的社会组织发展产生负向影响；也可能因不同省(市、区)之间的物质资本、人力资本和社会公益互相补充、互相吸收而对本省(市、区)社会组织发展产生正向影响。

政府治理行为之所以产生空间溢出效应，本文认为可以从两方面进行解释。一是中国的央地关系决定了各省(市、区)对中央政策的遵从。一般来说，由中央发出发展社会组织的号召或者颁布相关政策后，各省(市、区)会出台相应的政策措施予以落实，导致各省(市、区)之间尤其是相邻省(市、区)之间更易产生政策趋同或者发展策略趋同现象，从而出现空间溢出效应。二是横向府际之间存在标尺竞争和相互交流学习的情况，相邻政府之间通过调研、培训等活动进行政策经验交流与推广，从而出现空间溢出效应现象。例如，广东省于2015年9月28日制定“三社联动”政策，而福建省则于2017年4月5日制定“三社联动”政策^②。再如，2017年广西在相邻省份的湖南长沙举办工作培训班^③，2018年粤桂社会工作服务机构“牵手计划”实施工作培训班在南宁举办^④等，都是政策空间溢出的实例。

② 《广东省民政厅关于推进社区、社会组织和社会工作专业人才“三社联动”的意见》(粤民发〔2015〕164号)；《关于实施社区、社会组织、社会工作“三社联动”的意见》(闽民人〔2017〕74号)。

③ 广西壮族自治区民政厅：《2017年广西社会组织管理工作培训班在长沙举办》，2017-11-20，http://www.gxnpo.gov.cn/info/54980。

④ 广西壮族自治区民政厅：《粤桂社会工作服务机构“牵手计划”第二批实施工作培训班在南宁举办》，2018-12-21，http://www.gxnpo.gov.cn/info/56672。

四   政策建议

鉴于物质资本、人力资本和社会资本均会影响社会组织的发展，而且存在空间溢出效应，因此国家应因势利导，完善相关治理机制，促进社会组织的均衡发展。一是完善收入再分配调节机制以缩小不同地区收入分配的差距。同时，通过调整财政支出结构提高社会保障水平，以及通过完善转移支付制度促进基本公共服务的均等化，进而促进不同地区社会组织的相对均衡发展。二是进一步加大对教育的投入和协调地区间的人才流动机制，加大对相关专门人才(如社会工作人才)的培养力度，并通过政策引导建立人才的共享机制。三是完善共建共治共享的社会治理制度，如完善相关政策和措施培育社会组织的发展、进一步推进政府购买服务工作、打通公益捐助向社会组织流动的通道、完善对社会组织的监督机制防止非营利失灵、加强不同地区之间的社会治理经验和学术交流等。