梅正午 孫玉棟 劉文璋

(中國人民大學 公共管理學院，北京 100872)

一、引言和文獻綜述

社會公平是社會和諧發(fā)展的基本要求和目標，提升公民的社會公平感則是構(gòu)建和諧社會的重要組成部分。公平感會影響社會沖突的產(chǎn)生、對改革的認同以及社會的穩(wěn)定，因此，對公民社會公平感的影響因素進行研究，有助于理解當前中國社會主要矛盾，以促進社會的和諧安定。

學術界關于社會公平感影響因素的研究大致有四類。第一類集中于社會結(jié)構(gòu)位置對于社會公平感的影響。例如，李路路等(2012)認為，底層群眾要比其他群體更易感知到收入的不公平。第二類則集中于相對比較感對社會公平感的影響。比如，居民在評價社會公平狀況時會選擇特定的對象進行比較(杜平 等，2019)。馬磊等(2010)認為，中國城市居民的公平感是由相對比較因素決定的，人們與自己過去情況或者他人情況的比較，影響其公平感。歐陽博強等(2018)認為，居民的攀比心態(tài)會造成其社會公平感的變動。第三類集中分析代際流動對于社會公平感的影響。例如，李路路等(2018)的研究表明，代際向上流動會顯著增加個體的不公平感，代際向下流動對個體公平感的影響不顯著，而且向下流動不會增加個體的不公平感。第四類集中分析個體參保行為對社會公平感的影響。例如，陳晨(2019)的研究表明，不考慮參保組合的影響，參加基本養(yǎng)老保險和基本醫(yī)療保險的公民，其公平感顯著高于未參加者。李煒(2019)的研究發(fā)現(xiàn)，個體是否參加社會保險會影響其社會公平感。

通過文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，關于社會公平感影響因素的研究主要集中于微觀層面、代際流動以及個體參保行為等方面，對政府促進社會公平的研究有待拓展。近年來，中央和各級政府不斷優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，基本公共服務的投入力度明顯增強，教育、醫(yī)療等得到快速發(fā)展，基本公共服務均等化有所改善。那么公共服務均等化對于公民社會公平感會產(chǎn)生怎樣的影響呢？對此，已有研究較少涉及。李秀玫等(2018)實證分析了基本公共服務供給與公民社會公平感之間的關系，研究表明，地方公共服務供給水平越高，公民的社會公平感越高。但是其不足之處在于，在公共服務供給水平的測量方面采用的是政府在基本公共服務方面的人均社會性支出，并沒有考慮到公民對于公共服務的具體感受。王敬堯(2014)認為，現(xiàn)有研究在衡量公共服務均等化方面對服務受眾的具體感受有所忽視。

為此，本文結(jié)合CGSS 2013(1)CGSS最新數(shù)據(jù)庫為CGSS 2015，但CGSS 2015并無公民公共服務均衡感的相關數(shù)據(jù)。，分析公共服務均等化水平對于公民社會公平感的影響。本文的主要貢獻在于：一是從政府角度出發(fā)，研究基本公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響；二是在公共服務均等化水平的衡量方面考慮到了服務受眾的具體感受，即把公民的基本公共服務均衡感作為解釋變量；三是區(qū)分了公共服務均等化水平對不同收入群體社會公平感的影響。

二、理論闡釋與研究假設

公共服務均等化與公民的社會公平感密切相關。張濤等(2009)認為，公共服務的供給不僅可以提供改善人力資本的機會，而且在一定程度上暢通了社會流動渠道，增強了公民抵抗風險的能力，減少了公民的社會不公平感。公共服務的均等化可以在一定程度上減少因出身不平等所帶來的個體發(fā)展差異，為個體提供相對公平的發(fā)展機會，從而提升了公民的社會公平感。有研究表明，公共服務均等化水平的提高，可以實現(xiàn)民眾在起點、過程以及結(jié)果方面的公平(管新帥，2014)。城鄉(xiāng)基本公共服務均等化能減小城鄉(xiāng)差距，促進社會公正(藍相潔 等，2015)。公民對社會公平與否的自我感知至關重要；同樣地，作為社會公平一部分的公共服務均等化在一定程度上影響了公民的社會公平感受。公共服務均等化有利于改善民生，促進機會的公平并增加社會流動的可能性，能夠更好地實現(xiàn)社會公平。由此，提出：

假設1：公民的社會公平感與其公共服務均衡感具有相關性，公共服務均等化水平越高，公民社會公平感就越高。

亞當斯的公平理論強調(diào)，員工所受到的激勵大小取決于對本人與參考對象的報酬和投入之比的主觀比較。個體能否受到激勵，除了跟其自身所得相關，也會受到同他人所得相比是否公平的影響。該理論的心理學依據(jù)是人的知覺對人的動機有很大的影響。因此，公民對于自身社會地位的認知會影響其社會公平感。刁鵬飛(2012)的研究表明，公民的公平感與其對自身社會地位的認知之間具有顯著的相關關系。謝穎(2010)的研究表明，對于自身社會地位認知越高的公民，其對于社會機會公平的認同感也越高。這有利于提升其社會公平感。本文認為，通常而言，自身社會地位認知較高的群體或者個人，在與他人對比的同時具有一定的優(yōu)越感，對于現(xiàn)實的滿意度會偏高，同時也會增加其對于機會公平的認知?；谝陨戏治觯岢觯?/p>

假設2：公民的社會公平感與公民自身社會地位認知有一定的關聯(lián)，自身社會地位認知越高，其社會公平感越高。

低收入群體的受教育年限往往較少，所獲取的健康服務等相對有限(中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組，2006)。由此可見，低收入群體在基本公共服務的可獲得性方面相對于高收入群體較少，在一定程度上會影響其社會公平感。相反，中、高收入群體可以較為便利地獲取公共服務，從而可以更好地從公共服務中獲益(李秀玫 等，2018)，其社會公平感也應該相對較高。與此同時，依據(jù)需求層次理論，人們的需求是分不同層次的。不同收入群體對于基本公共服務的需求有所不同，加之收入、受教育年限等差異，對于各種類型基本公共服務的認知也有所差異，在一定程度上會導致公共服務均等化水平帶給不同收入群體的社會公平感有所不同。李煒(2019)認為，不同群體在收入等級方面形成的公平感存在差異。因而，公共服務均等化水平對不同收入群體的社會公平感的影響也會有所差異。由此可以推斷出：

假設3-1：公民社會公平感與其收入有一定關聯(lián)，收入越高，其社會公平感越高。

假設3-2：公共服務均等化水平對不同收入群體社會公平感的影響存在差異性。

三、數(shù)據(jù)、變量測量與模型假定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于CGSS 2013。該數(shù)據(jù)庫就中國大陸全部省級行政單位開展調(diào)研，其抽樣單元為100個縣(區(qū))以及5個大城市，獲取的樣本數(shù)為11438個。刪除漏答、錯答、缺失樣本后，本文得到4268個有效樣本，對這些有效樣本利用序次Logistic回歸進行分析。

(二)變量測量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是公民的社會公平感。在問卷中，有關社會公平感的問題為“您覺得如今的社會公不公平？”居民有五種選擇，1～5分別表示從“完全不公平”到“完全公平”。本文被解釋變量是有序分類變量，其值越大，表示公民覺得社會公平程度越高。

2.解釋變量

對于基本公共服務均等化的測量有兩種方式：一種是客觀形式的測量，即測量政府基本公共服務方面的財政投入及其效果；另一種是主觀方面的評價，即公眾對于基本公共服務均等化的感受。本文采用的是公民的公共服務資源均衡感，包含教育、醫(yī)療、住房和社會管理四大方面。所對應的問卷問題分別為“您認為當下我國教育資源在各個地區(qū)之間的分配是否均衡？”“您認為當下我國醫(yī)療資源在各個地區(qū)之間的分配是否均衡？”“您認為當下我國住房保障資源在各個地區(qū)之間的分配是否均衡？”“您認為當下我國社會管理資源在各個地區(qū)之間的分配是否均衡？”其中每個問題的備選答案都是：1表示“非常均衡”，2表示“比較均衡”，3表示“一般”，4表示“不太均衡”，5表示“非常不均衡”。解釋變量是數(shù)值型，屬于有序分類變量，數(shù)值越大，表示公民覺得公共服務資源的均衡程度越低(這與被解釋變量的方向正好相反，在最后分析回歸系數(shù)時應當注意)。

3.控制變量

公民社會地位自我認知。問卷中問題為“您覺得自己當下在哪一個等級上？”

個人年收入。問卷中問題為“您去年的職業(yè)或勞動收入？”

年齡。問卷中問題是 “您的出生日期？”在文中，用2013-出生年份得出年齡。

性別。問卷中問題是 “您的性別？”一共有2個備選答案，分別是1表示“男性”，2表示“女性”。本文對其進行轉(zhuǎn)換，用0表示“女性”，1表示“男性”。

受教育程度。問卷中問題為“您當下的最高教育程度？”轉(zhuǎn)換為0～6的形式，依次為未接受教育，私塾、掃盲班及小學，初中、技校，職高、普高與中專，專科，本科，碩士研究生及以上。

工作情況。在問卷中的具體問題是“您目前的工作經(jīng)歷及狀況是？”一共有6個備選答案：1表示“目前從事非農(nóng)工作”，2表示“目前務農(nóng)，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”，3表示“目前務農(nóng)，沒有過非農(nóng)工作”，4表示“目前沒有工作，而且只務過農(nóng)”，5表示“目前沒有工作，曾經(jīng)有過非農(nóng)工作”，6表示“從未工作過 ”。本文對其進行轉(zhuǎn)換，用1表示有工作，把其它5類歸為沒有工作，用0表示。

民族。在問卷中的具體問題是“您的民族是？”一共有8個備選答案：1表示“漢族”，2表示“蒙族”，3表示“滿族”，4表示“回族”，5表示“藏族” ，6表示“壯族”， 7表示“維族”，8表示“其它”。本文把其轉(zhuǎn)換為虛擬變量，用0表示“少數(shù)民族”，1表示“漢族”。

變量定義及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(三)模型假定

由于被解釋變量“公民社會公平感”為1～5有序離散型變量，故本文利用序次Logistic回歸模型來分析公共服務均等化水平與公民社會公平感之間的關系。序次Logistic采取逐步回歸的辦法，先引入有關公民公共服務均衡感的四個因素(教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感)，再將7個控制變量引入模型。

四、結(jié)果分析

(一)社會公平感的狀況分析

表1顯示，公民社會公平感的均值約為3.00，在1～5的范圍內(nèi)處于中等的水平，其中，認為社會完全不公平的公民所占比重為7.38%，認為比較不公平的公民所占比重為 28.94%，認為一般的公民所占比重為23.10%，認為比較公平的公民所占比重為37.49%，認為完全公平的公民所占比重為3.09%。有60.59%的公民認為社會公平程度在一般水平以上(包含一般水平)。極端值占了10.47%，可能因為一部分公民感知社會完全不公平和完全公平而使得大部分民眾被平均了?？傮w上看，多數(shù)人認為比較公平，但少數(shù)人的極端看法也不容忽視。

(二)公共服務均衡感的狀況分析

由表1可知，公民教育資源均衡感的均值約為3.36，位于中間偏上水平，意味著公民普遍認為公共教育資源的均衡程度偏低，比較不均衡。其中，認為“不太均衡”的占了40.75%，認為“非常不均衡”的占了9.18%。公民醫(yī)療資源均衡感的均值約為3.33，處于中間偏上水平，意味著公民普遍認為公共醫(yī)療衛(wèi)生資源的均衡程度偏低，比較不均衡。其中，認為“不太均衡”的占了41.35%，認為“非常不均衡”的占了7.08%。公民對住房資源的均衡感的均值約為3.46，處于中間偏上水平，意味著公民普遍認為住房資源的均衡程度偏低，比較不均衡。其中，認為“不太均衡”的占了42.53%，認為“非常不均衡”的占了8.69%。公民對社會管理資源的均衡感的均值約為3.21，處于中間偏上水平。相比其他三個變量來說較低，但還是不容樂觀，意味著公民普遍認為社會管理資源的均衡程度偏低，比較不均衡。其中，認為“不太均衡”的占了36.39%，認為“非常不均衡”的占了3.98%。

(三)公共服務均等化對公民社會公平感影響的序次Logistic回歸分析

本文采用STATA 15.0軟件對于前文設定的Ordered Logistic模型進行估計，從而考察公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響，結(jié)果見表2。

表2 公共服務均等化對公民社會公平感影響的序次Logistic回歸分析

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

首先，對文中假設的主要變量進行全樣本序次Logistic回歸。其次，為了比較公共服務均等化水平對不同收入群體社會公平感的影響，本文將對低、中、高收入群體進行回歸。在群體的劃分方面， 依據(jù)李強等(2017)，低收入群體的人均年收入不超過3.5萬元，中等收入群體的人均年收入為3.5萬～12萬元，高收入群體的人均年收入超過12萬元。

按照選取的變量，本文先后建立8個模型，其中，模型1、2為全樣本回歸，模型3、4為低收入群體回歸，模型5、6為中等收入群體回歸，模型7、8為高收入群體回歸。模型1、3、5、7納入公民公共服務均衡感為解釋變量，模型2、4、6、8分別在模型1、3、5、7的基礎上納入7個控制變量。從表2能夠看出，加入7個控制變量后，Log Likelihood的絕對值不斷變小，而LR Chi2不斷變大，表示模型都是顯著的，有好的擬合度。Pseudo R2越來越大，故新變量的加入增加了被解釋變量變異的解釋力度。

由表2可知，在模型1中，公民公共服務均衡感的四個變量(教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感)的回歸系數(shù)都是負的。在納入另外7個控制變量之后，模型2關于公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)依舊為負：教育資源均衡感(B=-0.115， P≤0.01)，醫(yī)療資源均衡感(B=-0.171，P≤0.001)，住房資源均衡感(B=-0.163， P≤0.001)，社會管理資源均衡感(B=-0.266，P≤0.001)。表明教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感對公民社會公平感的影響至少在1%水平上顯著。

因為解釋變量公共服務均衡感1～5的取值是從“非常均衡”到“非常不均衡”，而被解釋變量公民社會公平感1～5的取值是從“完全不公平”到 “完全公平”。所以，回歸系數(shù)為負，意味著公民公共服務均衡感對公民社會公平感呈正向的顯著影響。也意味著，公民的教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感越高，公民的社會公平感就越高。因此，公共服務均等化水平越高，公民的社會公平感越高。假設1得到驗證。

系數(shù)標準化之后(見表3)，分別是：教育資源均衡感(0.892)，醫(yī)療資源均衡感(0.843)，住房資源均衡感(0.850)，社會管理資源均衡感(0.766)?？梢?，在對公民社會公平感的影響中，從高到低依次為教育資源均衡感、住房資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、社會管理資源均衡感。

表3 標準化回歸系數(shù)

由表2可知，模型2中，公民的社會地位對其社會公平感有顯著影響，B=0.188，P≤0.001，具有顯著相關的變量關系，可以描述為：公民對社會地位的自我認知越高，其社會公平感就越高；反之，亦然。假設2得到支持。對于大多數(shù)人來說，對于自身社會地位的自我認知會影響其對社會是否公平的判斷。如果認為自己的社會地位很低，那么個人可能就會覺得，正是由于社會的不公平導致了自己社會地位的低下，而有的人社會地位則比較高。由表2的模型2可知，公民個人年收入對公民社會公平感呈負向的顯著影響，B=-0.107，P≤0.001，表明公民年收入對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。這說明個人年收入越高的公民，越會覺得社會不公平。假設3-1沒有得到驗證。這可能是由于高收入群體和低收入群體的需求有所差異。不同于低收入群體，中、高收入群體會更加傾向于尊重和自我實現(xiàn)的需求。然而高收入群體的這些需求有時并不能得到滿足。馬金龍等(2012)認為，在當今中國社會，中產(chǎn)階層在上升通道方面受阻，無法獲得與其自身實力相一致的社會地位，人生價值無法實現(xiàn)。而高收入群體可能更容易發(fā)現(xiàn)社會的陰暗面，比如權力的尋租等，這在一定程度上也會降低高收入人群的社會公平感。性別(B=0.139，P≤0.05)，表明其對公民社會公平感的影響至少在5%的水平上顯著，且呈正向的顯著影響。這說明相比于女性，男性往往擁有更高的社會公平感。原因可能在于男性在就業(yè)市場上更具優(yōu)勢，并且男性的職業(yè)晉升流動性要高于女性(Bon et al.，2011)。受教育程度(B=-0.048，P≤0.1)，表明其對公民社會公平感的影響至少在10%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。這說明隨著受教育程度的提高，公民的社會公平感有所下降。原因可能在于，公民的受教育程度越高，其對于社會公平的期望通常越高。工作情況(B=-0.251，P≤0.001)，表明其對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。這說明跟無工作的公民相比，有工作的公民公平感會更低，這可能是由于有工作的公民更加容易面臨同工不同酬、男女薪資差異等問題。李燕平等(2016)指出，同工不同酬和男女薪資待遇差別等企業(yè)內(nèi)部的公平問題是中國的輿論焦點之一。民族(B=-0.269，P≤0.001)，意味著民族對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。年齡的系數(shù)則不顯著。

對于低收入群體子樣本而言，由表2的模型3可以發(fā)現(xiàn)，公民公共服務均衡感的四個變量(教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感)的回歸系數(shù)都是負的。在模型4中分別引入7個控制變量之后，公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)依舊為負：教育資源均衡感(B=-0.078，P≤0.1)，醫(yī)療資源均衡感(B=-0.175，P≤0.001)，住房資源均衡感(B=-0.160，P≤0.001)，社會管理資源均衡感(B=-0.303，P≤0.001)。表明教育資源均衡感對公民社會公平感的影響至少在10%的水平上顯著，醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著?；貧w系數(shù)為負，因而公共服務均等化水平越高，公民社會公平感越高。公民社會地位的自我認知(B=0.192，P≤0.001)，表明其對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈正向的顯著影響。這意味著公民對社會地位的自我認知越高，其社會公平感也越高。個人年收入(B=-0.131，P≤0.001)，表明其對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。年齡(B=0.005，P≤0.1)，表明其對公民社會公平感的影響至少在10%的水平上顯著，且呈正向的顯著影響。性別(B=0.166，P≤0.05)，表明其對公民社會公平感的影響至少在5%的水平上顯著，且呈正向的顯著影響。受教育程度(B=-0.094，P≤0.01)，表明其對公民社會公平感的影響至少在1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。工作情況(B=-0.277，P≤0.001)，表明其對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。民族的系數(shù)則不顯著。

對于中等收入群體子樣本而言，由表2的模型5可以發(fā)現(xiàn)，公民公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)都是負的。在模型6中分別引入7個控制變量之后，公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)依舊為負：教育資源均衡感(B=-0.203，P≤0.01)，醫(yī)療資源均衡感(B=-0.198，P≤0.05)，住房資源均衡感(B=-0.156，P≤0.1)，社會管理資源均衡感(B=-0.191，P≤0.05)。表明教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、社會管理資源均衡感對公民社會公平感知的影響至少在5%的水平上顯著，而住房資源均衡感對公民社會公平感的影響至少在10%的水平上顯著，為邊緣顯著。負值的回歸系數(shù)表示公共服務均等化水平越高，公民的社會公平感越高。公民社會地位的自我認知(B=0.165，P≤0.001)，表明其對公民社會公平感的影響至少在0.1%的水平上顯著，且呈正向的顯著影響。這說明公民對社會地位的自我認知越高，其社會公平感就越高。民族(B=-0.560，P≤0.05)，表明其對公民社會公平感的影響至少在5%的水平上顯著，且呈負向的顯著影響。其余變量的系數(shù)則不顯著。

對于高收入群體子樣本而言，由表2的模型7可以發(fā)現(xiàn)，公民公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)都不顯著。在模型8中分別引入7個控制變量之后，公共服務均衡感的四個變量的回歸系數(shù)依舊不顯著。表明公共服務均等化水平對于高收入群體的社會公平感沒有顯著影響，可能的解釋在于高收入群體對基本公共服務的需求相對較低，其追求更多的是個性化的服務，因而公共服務均等化水平對高收入群體的社會公平感并沒有產(chǎn)生顯著影響。同時，高收入群體其余變量的回歸系數(shù)均不顯著。

綜合低、中、高三個收入群體子樣本的分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)：第一，公共服務均等化水平對不同收入群體的社會公平感具有不同的影響，對低、中收入群體的社會公平感具有正向的顯著影響，對于高收入群體則沒有顯著影響。假設3-2得到驗證。第二，與低收入群體相比，教育資源的均等化對于中等收入群體社會公平感的提升效應更加明顯。這可能是由于低收入群體對于教育的重視程度遠沒有中等收入群體高，因而教育資源的均等化帶給中等收入群體社會公平感的提升效應更為明顯。同時，與中等收入群體相比，醫(yī)療資源、住房資源、社會管理資源的均等化對低收入群體社會公平感的正向影響更顯著。這可能是由于低收入群體的主要需求是生理、安全方面的，對醫(yī)療、住房、社會管理的需求比中等收入群體更加迫切。第三，公民社會地位的自我認知對中、低收入群體的社會公平感均有正向的顯著影響，對高收入群體的社會公平感的影響不顯著。

(四)內(nèi)生性問題

本文的被解釋變量和解釋變量均為居民的主觀感知，屬于主觀變量，容易使模型產(chǎn)生反向因果、測量偏誤、遺漏變量，進而引發(fā)內(nèi)生性。且均為分類變量而非連續(xù)性變量，不適合采用二階段最小二乘法(卿石松 等，2016)。參考Sajaia(2009)，本文使用Bioprobit模型解決內(nèi)生性問題。首先，找到解釋變量的工具變量，考察它們之間的相關性。其次，再把工具變量放進模型中進行回歸，依據(jù)內(nèi)生性檢驗參數(shù)Athrho系數(shù)的顯著性水平來驗證解釋變量的外生性。如果Athrho的系數(shù)顯著，則說明模型存在內(nèi)生性問題，此時使用Bioprobit模型回歸的結(jié)果更為準確。如果Athrho的系數(shù)不顯著，則使用Oprobit模型回歸的結(jié)果。鑒于Oprobit回歸的結(jié)果與Ologit回歸的結(jié)果在系數(shù)的顯著性和方向方面并未有顯著的變化(見表4)。因而，如果Athrho的系數(shù)不顯著，則可以使用Ologit模型回歸的結(jié)果。

表4 公共服務均等化對公民社會公平感影響的Ologit和Oprobit回歸

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

在工具變量的選擇方面，本文分別選取2012年的地方政府人均教育支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出、人均住房保障支出、人均城鄉(xiāng)社區(qū)事務支出的對數(shù)作為教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感和社會管理資源均衡感的工具變量(2)政府的人均教育支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出、人均住房保障支出、人均城鄉(xiāng)社區(qū)事務支出由作者根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》(2013)計算得出。。

表5 教育資源均衡感對公民社會公平感的影響

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表6 醫(yī)療資源均衡感對公民社會公平感的影響

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表7 住房資源均衡感對公民社會公平感的影響

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表8 社會管理資源均衡感對公民社會公平感的影響

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

由表5～8可以發(fā)現(xiàn)，在第一階段回歸中，四類支出同四類均衡感具有顯著的相關關系，表明本文工具變量的選取合理。由于Athrho系數(shù)至少在1%的水平上顯著，表明教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感均為內(nèi)生性變量。因而，使用Bioprobit模型進行回歸的結(jié)果更為準確。在第二階段回歸中，教育資源均衡感(B=-0.196，P≤0.001)，醫(yī)療資源均衡感(B=-0.231，P≤0.001)，住房資源均衡感(B=-0.226，P≤0.001)，這說明，在糾正了內(nèi)生性問題以后，教育均等化、醫(yī)療均等化、住房保障均等化依然對公民的社會公平感具有正向的效應，且在0.1%的水平上顯著。對于社會管理均等化而言，Athrho系數(shù)并不顯著，參考Ologit 的結(jié)果即可。因而，公共服務均等化水平越高，公民的社會公平感越高。

(五)公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響機制分析

從理論上講，公共服務均等化在一定程度上可以彌補稅收手段的不足，能夠縮小公民在收入方面的差距，進而有助于提升公民的收入公平感，最終有利于提升公民的社會公平感。換句話說，收入公平感對于公共服務均等化與公民社會公平感之間的關系具有中介效應，公共服務均等化會通過提升公民的收入公平感進而提升公民的社會公平感(3)收入公平感的衡量來自于CGSS 2013，并參考李瑩等(2019)的做法。利用CGSS問卷中的“現(xiàn)在有的人掙得多，有的人掙得少，但這是公平的”來衡量，用1表示同意，0表示不同意。1表示公民對于現(xiàn)有的收入分配格局認可度高，意味著其收入公平感較高；0表示公民對于現(xiàn)有收入分配格局的認可度較低，意味著其收入公平感較低。。為了進一步驗證收入公平感的中介效應是否存在，本文通過改進的驗證中介效應方法對這一效應進行證明。溫忠麟等(2014)、李瑩等(2019)詳細介紹了改進的驗證中介效應的方法，參考其方法，可以得到中介效應結(jié)果(見表9～12)。

表9 教育均等化對公民社會公平感的影響機制分析

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表10 醫(yī)療均等化對公民社會公平感的影響機制分析

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表11 住房均等化對公民社會公平感的影響機制分析

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

表12 社會管理均等化對公民社會公平感的影響機制分析

注：+、*、**、***依次代表相關系數(shù)通過了10%、5%、1%與0.1%水平的顯著性檢驗。

根據(jù)驗證中介效應是否存在的流程(4)由于篇幅所限，具體的檢驗流程不再詳細贅述，詳見溫忠麟等(2014)、李瑩等(2019)。，并結(jié)合表9～12中的模型9～20可以發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療均等化、住房均等化、社會管理均等化對公民社會公平感存在中介效應，即醫(yī)療均等化、住房均等化、 社會管理均等化提高，會導致收入公平感提高，進而提升公民的社會公平感。然而，收入公平感并未在教育均等化和公民社會公平感之間起到中介效應(5)在模型10中，教育均等化的系數(shù)不顯著，在模型11中，收入公平感的系數(shù)顯著，此時需要使用Iacobucci方法檢驗，而本文使用Iacobucci檢驗出的結(jié)果表明，中介效應不存在。。許永洪等(2019)的研究表明，目前中國的教育均等化尚未起到減緩收入差距的作用，其解釋是經(jīng)濟的高速發(fā)展對于技術勞動力的需求較強，技術工人的缺乏加之大學生對于工作環(huán)境的選擇，導致教育的均等化并未減緩收入差距；隨著產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級，長期來看，教育的均等化可以減緩收入差距。這也進一步表明推進教育均等化的必要性。

總體來講，在公共服務均等化水平對公民社會公平感產(chǎn)生影響的過程中，收入公平感發(fā)揮了中介效應，公共服務均等化水平的提高不僅可以直接提升公民的社會公平感，還會通過提升公民的收入公平感進而提升公民的社會公平感。因而，政府可以在加大基本公共服務均等化投入的前提下，通過提高公民的收入公平感來提升公民的社會公平感。

五、結(jié)論與政策建議

本文在現(xiàn)有研究公民社會公平感影響因素文獻的基礎上，從教育資源、醫(yī)療資源、住房資源、社會管理資源四個方面均衡感出發(fā)，使用CGSS 2013實證檢驗了公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響，并且進一步分析了公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響機制。結(jié)果表明：

第一，公民的公共服務均衡感影響其社會公平感。公民公共服務均衡感對公民社會公平感呈正向的顯著影響。公民的教育資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、住房資源均衡感、社會管理資源均衡感越高，公民的社會公平感就越高，即基本公共服務越均等，公民社會公平感越高。此外，總體而言，公共服務均等化水平對公民社會公平感的影響是通過提升公民的收入公平感實現(xiàn)的。

第二，不同類型的基本公共服務均等化對于公民社會公平感的提升作用有所不同，從高到低依次為教育資源均衡感、住房資源均衡感、醫(yī)療資源均衡感、社會管理資源均衡感。

第三，公民對自身社會地位的自我判斷及其個人年收入影響其社會公平認知。如果個人認為自己的社會地位很低，那么其可能就會覺得正是由于社會的不公平導致了自己社會地位的低下，其也會抱怨因為社會不公而使得有的人社會地位較自己要高。個人年收入與公民社會公平感則是負相關關系，即公民的年收入越高，其社會公平感越低。這與高收入群體的尊重、自我實現(xiàn)等需求沒有得到有效滿足以及較容易發(fā)現(xiàn)社會的陰暗面有關。

第四，公共服務均等化水平對不同群體社會公平感的影響有所不同。公共服務均等化水平對于低、中收入群體具有正向的顯著影響，但對于高收入群體沒有顯著影響。教育資源的均等化對于中等收入群體社會公平感的提升效應更加明顯，而醫(yī)療資源的均等化、住房資源的均等化、社會管理資源的均等化對低收入群體社會公平感的正向影響更顯著。

根據(jù)以上結(jié)論，在此提出以下政策建議：

第一，公共服務均等化要考慮差異化原則。不同類別公共服務的均等化對公民社會公平感的提升作用有所差異，在有限的時間和資金條件下，應當優(yōu)先考慮對公民社會公平感提升作用更大的基本公共服務的均等化，即優(yōu)先考慮教育資源和住房資源的均等化，而后則是醫(yī)療資源和社會管理資源的均等化。

第二，區(qū)分不同收入群體對于公平的社會期望。高收入群體追求更多的是尊重和自我實現(xiàn)的需求是否得到了滿足。而對低收入群體而言，只要與以往相比覺得生活條件有所改善，就會有所滿足，從而傾向于認為社會比較公平。通過區(qū)分不同群體對于公平的社會期望，有利于更好地提升公民的社會公平感。

第三，進一步暢通社會流通渠道，建設公開、透明、廉潔的服務型政府。應當通過暢通流動渠道，滿足高收入群體尊重和自我實現(xiàn)需求，從而減輕其不公平感。同時，加快公開、透明與廉潔的服務型政府建設步伐，抑制權力尋租的發(fā)生。

第四，基本公共服務財政投入要有所側(cè)重。要進一步加大對中等收入群體教育資源方面的投入，加大對低收入群體醫(yī)療、住房、社會管理資源方面的投入。在此基礎上，還需要重視對于低收入群體教育資源方面的投入。這有利于提高低收入群體的人力資本，進而提升低收入群體的收入，增加低收入群體過渡到中等收入群體的可能性。

第五，注重公民收入公平感的提升。總體而言，公共服務均等化對公民社會公平感的提升是通過公民收入公平感這一中介機制來實現(xiàn)的，提高公民收入公平感對于公民社會公平感的提升至關重要。要重視發(fā)揮公共服務均等化在縮小收入差距方面的作用，而收入差距的縮小能提升公民的收入公平感，進而提升公民的社會公平感，這對于社會的穩(wěn)定、健康、有序發(fā)展至關重要。