陽義南

(湖南大學(xué) 公共管理學(xué)院,湖南 長沙 410082)

一、文獻回顧及問題的提出

實現(xiàn)共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求。市場經(jīng)濟體制改革和工業(yè)化進程極大地提高了社會流動性。經(jīng)濟學(xué)者們一直關(guān)注社會流動問題,并從收入流動的角度展開研究。一些學(xué)者認為,收入流動在收入差距中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。周興和王芳的研究表明,城鄉(xiāng)居民收入流動性的提高有助于緩解城鄉(xiāng)居民的收入差距①周興,王芳:《中國城鄉(xiāng)居民的收入流動、收入差距與社會福利》,《管理世界》,2010年第5期。。李螢基于1989-2011年CHNS數(shù)據(jù)的考察,發(fā)現(xiàn)收入流動有效緩解了長期收入不平等②李螢:《城鄉(xiāng)居民收入流動對收入不平等的影響效應(yīng)研究》,《當代經(jīng)濟科學(xué)》,2019年第1期。。鄧大松等基于實證數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),收入向上流動能顯著緩解農(nóng)村居民收入不平等,收入向下流動則會加劇收入不平等③鄧大松,楊晶,孫飛:《收入流動、社會資本與農(nóng)村居民收入不平等》,《武漢大學(xué)學(xué)報》(哲學(xué)社會科學(xué)版),2020年第5期。。而另外一些學(xué)者卻發(fā)現(xiàn)收入流動性的上升拉大了收入差距。雷欣和陳繼勇利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),總收入流動性對收入不平等具有顯著的惡化效應(yīng),而分散流動性和交換流動性則顯著擴大了收入不平等程度④雷欣,陳繼勇:《收入流動性和收入不平等:基于CHNS數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究》,《世界經(jīng)濟》,2012年第9期。。洪興建和馬巧麗利用CHIP四輪城鎮(zhèn)住戶數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),收入流動性逐漸下降,收入流動沒有起到緩解長期收入不平等的作用⑤洪興建,馬巧麗:《中國城鎮(zhèn)居民家庭收入流動性及其對收入不平等的影響》,《統(tǒng)計研究》,2018年第4期。。更多的研究發(fā)現(xiàn),收入流動性上升確實能縮小收入差距,但這種作用在減弱。如張立冬等基于四個時段的研究發(fā)現(xiàn),中國農(nóng)村居民的收入均等化效應(yīng)在減弱,原因在于收入流動性下降①張立冬等:《收入差距、收入流動性與收入不平等:基于中國農(nóng)村的經(jīng)驗分析》,《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報》(社會科學(xué)版),2015年第4期。。楊穗和李實的研究表明,收入流動性有短暫回升但整體呈下降趨勢,不利于貧富差距的進一步縮小②楊穗,李實:《轉(zhuǎn)型時期中國居民家庭收入流動性的演變》,《世界經(jīng)濟》,2017年第11期。。

社會流動對收入差距的影響已引起學(xué)者們的關(guān)注。總的來看,現(xiàn)有研究大多是從代際流動一個角度,使用收入流動等單一指標。社會流動除了代際流動,還有代內(nèi)流動,且家庭代際傳遞有很多是通過收入之外的其他渠道如地位、教育、財富、文化、社會關(guān)系等實現(xiàn)的。這意味著現(xiàn)有研究存在一定的片面性、測量誤差,未能反映出我國社會流動影響收入差距的全貌。在研究方法上,很大部分是對收入流動性指數(shù)與收入不平等(差距)指數(shù)之間的相關(guān)性分析,缺乏對二者因果關(guān)系的檢驗。此外,社會流動、收入差距具有很強的地區(qū)差異性,還呈協(xié)同變化特征。現(xiàn)有研究只在個體層面進行回歸分析,估計系數(shù)可能夾雜了地區(qū)層級的系統(tǒng)性干擾,存在“生態(tài)謬誤”。

對社會流動這種收入差距的中長期調(diào)節(jié)機制,目前相關(guān)研究并不多見。本文將利用CGSS數(shù)據(jù)實證檢驗社會流動對我國居民收入差距的影響,并在實證操作上進行了一些改進:第一,采用三層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型,控制住地區(qū)層級因素的混雜影響,得到的估計結(jié)果是更真實的個體層面影響效應(yīng);第二,使用“社會地位”的綜合測量指標,并從代際流動、代內(nèi)流動兩個角度考察。

二、研究設(shè)計

(一)樣本數(shù)據(jù)來源

本文使用中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù),在全國范圍內(nèi)采用多階段、多層次的隨機概率抽樣方法,具有廣泛的代表性。2013年調(diào)查包括11437個樣本個體,涵蓋全國28個省(市、區(qū))134個地級市,使用2015年數(shù)據(jù)進行跨時穩(wěn)健性檢驗。2015年調(diào)查了10968個樣本個體,覆蓋全國28個省89個地市③CGSS2017和2018年數(shù)據(jù)沒有調(diào)查“社會財富分配不公,貧富差距過大”這個問題,故本文選用2013、2015年兩期數(shù)據(jù)。。

(二)變量

1.被解釋變量。使用三個指標測量收入差距:第一,本省收入差距(gap_pro),將被訪者所在省收入中位數(shù)減去本人收入;第二,本市收入差距(gap_city),被訪者所在市收入中位數(shù)減去本人收入;第三,主觀收入差距(gap_sub)。使用被訪者對“社會財富分配不公,貧富差距過大”的評價結(jié)果,1代表“非常不嚴重”,5則代表“非常嚴重”。

2.解釋變量。從代際流動、代內(nèi)流動兩個方面反映社會流動:(1)代際流動(mobile_inter)。使用目前最常用的國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)(International Socio-Economic Index,ISEI),將被訪者現(xiàn)在職業(yè)及其14歲時父親職業(yè)的ISCO-88代碼轉(zhuǎn)換為ISEI值④一般而言,父親在家庭收入和決策上占據(jù)支配地位。與多數(shù)研究相同,只考察父親。,并將被訪者ISEI減去父親ISEI,測量代際流動。(2)代內(nèi)流動(mobile_intra)。CGSS沒有調(diào)查被訪者本人的職業(yè)變動,只詢問了“您目前在哪個等級”、“10年前您在哪個等級”。將被訪者自評的目前社會等級減去10年前社會等級,測量代內(nèi)流動。

3.控制變量。包括性別(gender,男=1)、戶籍(identity,農(nóng)村戶籍=1)、年齡和年齡二次方(age、age2)、教育程度(edu,沒有受過教育=1;私塾、掃盲班和小學(xué)=2;初中=3;職業(yè)高中、普通高中、中專和技校=4;大專=5;本科=6;研究生及以上=7)、健康(health,很不健康=1;比較不健康=2;一般=3;比較健康=4;健康=5)、收入(income,2012年職業(yè)收入,取對數(shù))、黨員身份(party,黨員=1;非黨員=0)。

(三)模型

1.回歸模型。被解釋變量本省收入差距、本市收入差距都是連續(xù)型變量,選用線性回歸模型。主觀收入差距為有序分類變量,選用ordered logit回歸模型。模型方程如下:

式(2)中k=1、2、3、4、5,分別對應(yīng)被訪者評價收入差距“非常不嚴重”“比較不嚴重”“一般”“比較嚴重”和“非常嚴重”。

2.三層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型。由于不同地區(qū)居民收入差距較大,導(dǎo)致個體層面變量間關(guān)系很可能受到所處地區(qū)的系統(tǒng)性影響。為此,使用一個包含樣本個體-城市-省份的三層嵌套廣義結(jié)構(gòu)方程模型(Threelevels Nested GSEM),將城市差異影響設(shè)為潛變量C1,s、省級差異影響設(shè)為潛變量P2,J①S、J是被訪者所在城市、省份的代碼。,放入模型控制住地區(qū)差異對個體層面社會流動的影響②StataCorp.Structural Equation Modeling Reference Manual Release 13.TX:A Stata Press Publication,2013.,得到的參數(shù)估計結(jié)果是更真實的個體層面社會流動對收入差距的影響。使用該三層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型進行穩(wěn)健性檢驗,模型如下:

三、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計結(jié)果

表1中,主觀收入差距評價中,“非常不嚴重”占0.66%,“比較不嚴重”只有5.99%,“一般”占21.79%,而“比較嚴重”占46.91%,“非常嚴重”占24.65%。后二項合計達71.56%。可見,總體上被訪者認為我國社會財富分配不公、貧富懸殊的問題較為嚴重。代際流動和代內(nèi)流動的中位數(shù)都大于0,且本人中位數(shù)大于父親中位數(shù)、現(xiàn)在社會地位高于10年前社會地位。這些結(jié)果說明被訪者代際與代內(nèi)社會地位都提升了,社會總體上呈向上流動趨勢。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)回歸模型估計結(jié)果

首先采用多元線性回歸模型、ordered logit模型進行穩(wěn)健回歸估計,結(jié)果如表2所示。表2(1)-(3)列中,代際流動對本省收入差距、主觀收入差距的回歸系數(shù)都在5%水平顯著為負,對本市收入差距的回歸系數(shù)則在1%水平顯著為負。這說明向上的代際流動顯著縮小了收入差距,并降低了主觀收入差距評價。代內(nèi)流動對三個收入差距指標的回歸系數(shù)也都為負,且都在1%水平顯著。這說明上升的代內(nèi)流動也能縮小收入差距,也降低了對收入差距的主觀評價。綜合可知,代際與代內(nèi)流動顯著縮小了被訪者收入差距,并顯著降低了對收入差距過大的主觀評價。相比之下,代內(nèi)流動的收入差距調(diào)節(jié)作用更強、更顯著。

表2 社會流動影響收入差距的估計結(jié)果

我國工業(yè)化和市場經(jīng)濟體制改革使整個社會更具流動性,社會流動過程中創(chuàng)造了更多的教育、就業(yè)、市場等機會,并能打破傳統(tǒng)社會分配機制,弱化單位壁壘和地區(qū)壁壘③李煜:《代際流動的模式:理論理想型與中國現(xiàn)實》,《社會》,2009年第6期。。這給社會地位提升者帶來了收入增長,有利于縮小我國趨于擴大的收入差距,并提高了民眾對收入差距的容忍度,形成一種良性的社會自調(diào)節(jié)機制。既如此,為何我國收入差距仍趨于擴大呢? 整個收入分配制度中還存在很多不合理、不合法因素,稅收、社會保障等制度中仍存在較多的累退或逆向分配特征。占據(jù)優(yōu)勢社會地位集團的家庭傳承可以利用市場制度與傳統(tǒng)制度中的兩種不平等機制,繼續(xù)得到更多的利益滿足①楊建華,張秀梅:《浙江社會流動調(diào)查報告》,《浙江社會科學(xué)》,2012年第7期。。這些不利因素的影響抵消甚至超過了社會流動的改善作用,使得收入差距過大的格局未能扭轉(zhuǎn)。

控制變量估計結(jié)果中,性別(男性=1)對收入差距的回歸系數(shù)均在1%水平顯著為負,說明男性收入差距更小,但男性主觀評價的收入差距與女性之間并沒有顯著差異。戶籍(農(nóng)村戶籍=1)對收入差距的回歸系數(shù)不顯著,但對主觀收入差距的回歸系數(shù)在1%水平顯著為負,說明相比城鎮(zhèn)居民,農(nóng)村居民感受的收入差距顯著更小。這符合當前我國貧富差距主要是城市居民之間,農(nóng)村居民的收入差距感沒那么強烈。

年齡與年齡二次方對收入差距的回歸系數(shù)分別在1%水平顯著為負和1%水平顯著為正,說明被訪者年齡與收入差距之間呈U 型曲線關(guān)系,拐點為43歲②計算方法為-β1/2β2。β1 為一次項回歸系數(shù),β2 為二次項回歸系數(shù)。。在43歲之前,收入差距隨年齡增長而縮小,43歲之后收入差距隨著年齡增長而擴大。這說明我國居民的收入差距拉大主要發(fā)生在43歲之后。因為個人財富積累主要在職業(yè)后期完成,而前期由于處于職業(yè)上升階段、家庭支出多,使得居民之間收入差距沒有后半期那么大。教育程度對收入差距的回歸系數(shù)都在1%水平顯著為負,說明教育程度越高,收入差距越小,但教育程度對主觀收入差距沒有顯著影響。健康對三個收入差距變量的回歸系數(shù)都顯著為負(1%或5%),說明被訪者身體越健康,收入差距越小,主觀收入差距也更小。黨員身份對三種收入差距的回歸系數(shù)都在1%或5%水平顯著為負,說明黨員身份被訪者的收入差距更小,評價的收入差距也顯著更低。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.三層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果。為消除地區(qū)差異影響個體層面收入差距所產(chǎn)生的“生態(tài)謬誤”,進一步使用三層嵌套廣義結(jié)構(gòu)方程模型,估計結(jié)果如表3所示。

表3 三層嵌套隨機截距結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果

表3中方差Var(M1[city])測量了市級差異產(chǎn)生的隨機效應(yīng),Var(M2[province])測量了省級差異的隨機效應(yīng)。從估計結(jié)果可以看出,省級差異M2[province]影響收入差距的隨機效應(yīng)都在1%水平顯著,影響主觀收入差距的隨機效應(yīng)則不顯著。M1[city]對收入差距的隨機效應(yīng)都在1%水平顯著。這表明確實有必要加入潛變量M1[city]、M2[province]來控制地區(qū)層面差異的影響。并且市級層面比省級層面對樣本個體回歸系數(shù)的影響更大。

控制住地區(qū)層面差異的影響之后,代際流動與代內(nèi)流動對收入差距的回歸系數(shù)符號都沒有改變,總體上仍有顯著影響。模型(4)-(6)中,代際流動每上升一個單位,與本省收入差距將縮小46.3元,與本市收入差距將縮小49.1元,而主觀收入差距將降低0.4%①根據(jù)Logit回歸系數(shù)與線性回歸系數(shù)的換算法則計算得出。,結(jié)果都在10%水平顯著。而代內(nèi)流動每上升一個單位,與本省收入差距縮小1794元,與本市收入差距縮小1733元,主觀收入差距下降6.2%,結(jié)果在1%或5%水平顯著。

2.跨時穩(wěn)健性檢驗。繼續(xù)使用CGSS2015年數(shù)據(jù)檢驗社會流動對收入差距影響效應(yīng)的跨時穩(wěn)健性。依然采用三層嵌套模型,估計結(jié)果如表4所示。

表4 三層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型估計結(jié)果(CGSS2015年數(shù)據(jù))

從表4的CGSS2015年數(shù)據(jù)估計結(jié)果來看,相比表3的2013年數(shù)據(jù)回歸結(jié)果,代際與代內(nèi)流動對本省收入差距、本市收入差距的回歸系數(shù)都增大了,且代際流動對本省收入差距、本市收入差距的回歸系數(shù)由10%變得在1%水平顯著,說明社會流動調(diào)節(jié)收入差距的作用在增強。代內(nèi)流動對主觀收入差距的回歸系數(shù)變得更大,且由模型(6)的5%顯著變?yōu)槟Ｐ?9)中的1%水平顯著。由此可知,總體上2015年社會流動的收入差距調(diào)節(jié)作用依然顯著,且比2013年的作用還有所增強。

具體而言,代際流動對本省收入差距的回歸系數(shù)在1%水平顯著為負,代際地位上升1個單位,本省收入差距減少101.8元;代際流動對本市收入差距的回歸系數(shù)也在1%水平顯著為負,代際地位上升1個單位,本市收入差距縮小117.9元。代際流動對主觀收入差距的影響系數(shù)依然為負,但變得不顯著。代內(nèi)流動對本省收入差距的回歸系數(shù)在1%水平顯著為負,代內(nèi)地位上升1個單位,本省收入差距降低3445.4元;代內(nèi)流動對本市收入差距的回歸系數(shù)仍在1%水平顯著為負,每上升1個單位,本市收入差距縮小3489.25元。代內(nèi)流動對主觀收入差距的影響也在1%水平顯著為負,每上升1個單位,主觀收入差距降低18.2%。這些結(jié)果再次說明,向上的社會流動確實能縮小收入差距,并降低了主觀評價的收入差距。

四、結(jié)論與政策建議

本文重點考察社會流動對收入差距所起的調(diào)節(jié)作用及機理。使用多層嵌套結(jié)構(gòu)方程模型對CGSS2013年數(shù)據(jù)的估計結(jié)果表明,社會流動上升能顯著縮小被訪者的收入差距。具體而言,代際流動每上升一個單位,與本省收入差距縮小46.3元,與本市收入差距縮小49.1元,主觀收入差距將降低0.09%;代內(nèi)流動每上升一個單位,與本省收入差距縮小1794元,與本市收入差距縮小1733元,主觀收入差距下降1.55%。進一步使用CGSS2015年數(shù)據(jù)檢驗社會流動調(diào)節(jié)收入差距的跨時穩(wěn)健性,估計結(jié)果顯示,社會流動調(diào)節(jié)收入差距的作用依然存在,且還在增強。這說明市場經(jīng)濟體制改革和快速經(jīng)濟增長提升了社會流動性,起到了縮小收入差距的顯著作用。本文實證結(jié)果為我國提供了一個新的收入差距調(diào)節(jié)機制和政策工具。除了稅收、社會保障等直接工具,還須推進以提高社會流動性為導(dǎo)向的系統(tǒng)性體制改革,包括反壟斷、收入分配等宏觀政策,消除戶籍、住房、教育、就業(yè)、社會保障等阻礙人才、勞動力流動的制度因素①熊小林,李拓:《中國居民收入分配差距測算及其影響因素研究》,《統(tǒng)計與信息論壇》,2022年第10期。。