资本异质性与居民收入分配公平满意度——基于人力资本、物质资本、政治资本与社会资本的微观证据

孙敬水，蔡培培

(浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

我国改革开放40年来，经济持续增长，居民收入显著增加，在社会经济建设领域取得了令人瞩目的成就，但与此同时，社会不平等问题也日益凸显，收入分配不公问题愈发严重[1-2]。然而，令人欣慰的是，多年来，尽管我国收入不平等程度较大，分配不公问题较突出，但并未引发社会不稳。事实上，收入差距扩大是否会引发社会不稳，在一定程度上取决于居民对收入不平等的心理承受能力，取决于人们对收入不平等的价值判断，即分配公平满意度[3-4]。如何解释这一现象呢？目前存在宏观与微观两种解释路径。宏观解释强调制度结构和阶层位置等因素，以结构决定论或社会经济地位论为代表；微观解释主要关注个体因素，以相对剥夺论、社会流动论等解释为代表[5]。这些宏观与微观两种解释路径也涉及人力资本、物质资本、政治资本和社会资本等，但往往是单独探讨某一种资本与收入分配公平满意度之间的关系，很少将他们作为一个整体，从资本异质性的视角进行全方位研究；很少涉及各种资本之间的相互作用机制，导致对收入分配公平满意度的解读出现偏差。另外，个体的人力资本、物质资本、政治资本和社会资本应该包括哪些核心变量，有待进一步探讨。这正是本文需要研究的主题。党的十八届三中全会通过的《决定》将“促进社会公平正义、增进人民福祉”作为全面深化改革的出发点和落脚点；党的十九大强调要“不断促进社会公平正义，形成有效的社会治理、良好的社会秩序，使人民获得感、幸福感、安全感更加充实。”因此，在我国进入全面建成小康社会决胜阶段的背景下，深入探讨资本异质性与收入分配公平满意度之间的关系，对于揭示收入分配公平满意度的本质，对于政府制定科学合理的收入分配政策，缩小居民收入不平等，提高分配公平满意度，维护社会和谐与稳定具有十分重要的理论意义和应用价值。

二、文献综述与研究假设

异质性是指研究对象的差异性和独特性。本文涉及的资本异质性是指居民个体在人力资本、物质资本、政治资本和社会资本等方面表现出的差异性。在现有的相关文献中，对于收入分配公平满意度概念的使用并不一致，如分配态度、收入满意度、分配公平感、幸福感等概念，在本文均作为与收入分配公平满意度相近的概念加以使用。

(一) 人力资本与收入分配公平满意度

关于人力资本与收入分配公平满意度之间关系，学者的观点并不一致。有的学者认为，教育作为人力资本重要组成部分，可以通过改善个体客观条件(如社会经济地位)，提高收入满意度，增进个体对收入的主观评价[4,6]。多数研究表明，受教育程度与人们的主观幸福感或满意度之间存在显著的正相关关系[7-9]。而有的学者研究发现，受教育程度与人们的满意度之间存在显著的负相关关系[10-11]，或受教育程度与人们的满意度间并不存在显著的关系[12-14]。还有一些研究结果表明，人力资本与收入分配公平满意度之间存在较为复杂的关系。受教育程度对人们满意度的影响在不同的收入群体中是不同的。在高收入群体中，受教育程度与人们的满意度之间并不存在显著的关系，然而在低收入群体中，受教育程度仍是人们生活满意度的一个重要指标[15]。且教育程度与分配公平感之间的正向影响是有条件的，教育作为个人地位投资，所激发的预期回报与实际回报会显著影响人们的分配公平感。随着人们预期回报与实际回报差距的扩大，这种正向影响会降低，且教育程度越高，降低的幅度越大[16]。此外，还有一些文献则专门研究转型期人力资本与幸福感的关系。Silver等研究发现，转型国家在变革前，人力资本与幸福感存在显著的正相关关系，而在变革后，两者存在显著的负相关关系[17]。笔者认为，人力资本对收入分配公平满意度的影响主要有两种途径：一是人力资本投入越大，即人们的受教育年限越高、工作经验越丰富、掌握的职业技能越多，人们在劳动力市场上越占有优势，可以获得相对高的收入水平，因此，人们的收入分配公平满意度越高。二是由于人们在人力资本上的投入越大，人们期待的预期回报、设定的目标也越高，付出的努力也越多，而一旦预期回报或目标未能实现，则人们的收入分配公平满意度会大大降低。因此，人力资本对收入分配公平满意度的影响取决于哪种途径在起主要作用。另外，即使是相同的人力资本，但由于个体在性别、户籍、地区、收入等级等方面存在差异，人们对收入分配公平的认知也是不同的。因此，本文提出如下假设：

假设1：人力资本及其与户籍、性别的交互项对收入分配公平满意度有显著的影响，但影响方向是不确定的。

(二) 物质资本与收入分配公平满意度

一般而言，物质资本是指用于生产商品与劳务的生产物资形式(如机器、设备、厂房、交通运输设施等)。本文主要指微观个体拥有的物质资本。物质资本的积累能否提高收入分配公平满意度，现有相关研究存在争议。有的学者研究发现，物质资本的增加可以降低基尼系数，提高人们的分配公平感[18]。微观个体拥有的物质资本积累越多，人们选择收入分配公平满意度的概率越高[19]。增加家庭生产性固定资产积累有利于缩小农村居民收入差距，提高人们的收入分配公平满意度[20]。有的学者把联合国发布的人类发展指数HDI作为人力资本和物质资本的代理变量，进一步研究了不同类型资本对人们生活满意度的影响，结果表明物质资本对人们的生活满意度有显著的正向影响，物质资本的增加显著提高了人们在生活标准、人生成就、安全感等方面的生活满意度[21]。然而，还有一些研究得出了截然不同的结论，认为物质资本的集聚会扩大收入差距，引发人们对收入分配的不满[22-23]。笔者认为，就微观个体而言，物质资本积累越多，代表个体在收入分配过程中获得的收益越多，也代表个体在社会经济中的地位越高，因此人们的收入分配公平满意度也越高。为此，本文提出如下假设：

假设2：物质资本及其与收入等级的交互项对收入分配公平满意有显著的影响，微观个体拥有的物质资本越多，其收入分配公平满意度越高。

(三) 政治资本与收入分配公平满意度

在经济学中，对政治资本并没有一个统一规范的定义，不同的文献关于政治资本的测度也有所不同。干部或党员身份是常被用来衡量政治资本的变量[24-26]，除了党员身份，干部职位、前干部身份也被用作政治资本的代理变量(边燕杰等，2008)[27]。多数研究结果表明，个人政治身份与其自身收入之间呈现正相关关系[28]，政治资本显著地提高人们的满意度[29]。毕雅丽和贺杰针对官员收入满意度的研究表明，相对于人力资本，政治资本可以显著提高官员的收入回报和收入满意度，而党员身份对收入与收入满意度并未产生影响[30]。Vemuri和Costanza研究结果表明，政治资本对人们的生活满意度并没有显著影响[31]。笔者认为，个体的政治资本积累越多，就有更多机会接触到一些有社会经济地位的群体，结交的社会网络较广，获取的社会信息资源较多，增大了人们选择的机会，更容易获得较高的收入水平，因此收入分配公平满意度较高。为此，本文提出如下假设：

假设3：政治资本及其与户籍、职务等级的交互项对收入分配公平满意度有显著的影响，个体拥有的政治资本越多，其收入分配公平满意度越高。

(四) 社会资本与收入分配公平满意度

社会资本是相对于物质资本和人力资本而言的一种无形资源形式，是指社会结构或社会关系中的各种特征[32-33]，反映了社会互动和社会相互依赖，例如友谊、社会网络、关系、信任、邻里互动和社会参与等[32]。社会资本体现在家庭、朋友与邻居的关系中，存在于工作场所、群体组织，甚至是互联网的“虚拟社区”中[34]。社会资本通过人们之间的信任、交流、合作进而提高社会效率和社会整合度，是人们幸福感和满意度的重要来源[35-37]。一些研究发现，社会资本有助人们在信息、就业、收入等方面获得优势，取得额外的经济利益，有助于提升个人幸福感(Powdthavee，2008)[38]，社会资本与人们的幸福感存在显著的正相关关系[39-41]。以社交网络和社会信任为主要内容的社会资本积累是提高人们幸福感的重要原因[42]。Ram研究结果表明，社会资本是调节居民收入分配的“均衡器”，社会资本的增加显著降低了收入分配不均等，提高了人们的满意度[43]。而另外一些研究结果表明，社会资本与人们的满意度之间存在负相关关系[44-45]。还有一些学者认为，社会资本与人们的满意度之间可能存在复杂的关系。Yuan(2015)引入了社会资本与家庭收入的交互项来探讨家庭收入的不同是否会影响社会资本与满意度之间的关系，研究发现家庭收入实质上降低了社会网络规模与满意度之间的联系，但增加了社会参与与满意度之间的关系[46]。Rodríguez-Pose和Berlepsch探讨了欧洲国家社会资本与人们幸福感的关系，发现在欧洲不同地区，社会资本与幸福感的相互作用存在显著的差异[47]。史振华和李树则区分了城市本地户籍居民与外地户籍居民，发现两者在社会资本和收入满意度上存在显著差异，城市本地户籍居民的社会资本和收入满意度显著高于外地户籍居民[48]。笔者认为，社会资本反映了人们的社会关系网络、邻里互动、社会信任、社会参与等，社会资本积累越多，人们的社会关系网络越大，邻里互动与信任越多，社会参与度越高，人们可利用的社会资源和信息越多，因此，人们的收入分配公平满意度越高。为此，本文提出如下假设：

假设4：社会资本及其与户籍的交互项对收入分配公平满意有显著的影响，个体的社会资本积累越多，其收入分配公平满意度越高。

除此之外，居民个体基本特征、收入水平、社会保险等对分配公平满意度也会产生一定影响。现有研究结果表明，男性分配公平满意度低于女性[49]；汉族居民分配公平满意度低于少数民族居民，城镇居民分配公平满意度低于农村居民[50]；个体的绝对收入和相对收入水平越高，其分配公平满意度越高[5，52]；社会保障程度越高，居民的收入分配公平满意度越高(栗治强和王毅杰，2014)[53]。由于个体在性别、户籍、地区、收入等级等方面存在差异，人们对收入分配公平的认知是不同的，因此，本文提出如下假设：

假设5：收入、社会保险及其与户籍的交互项对收入分配公平满意度有显著的影响，个体的绝对收入、相对收入水平越高，其分配公平满意度越高。

与现有相关研究相比，本文主要贡献有以下几点：第一，现有相关研究主要从教育、健康等方面探讨人力资本对收入分配公平满意度的影响，很少涉及人力资本与户籍交互作用、人力资本与性别交互作用对收入分配公平满意度的影响，本文探讨了受教育年限、工作经验、技能培训、健康状况及其交互项对收入分配公平满意度的影响，是对现有相关研究的补充与完善。第二，本文在探讨物质资本对收入分配公平满意度的影响时，增加了物质资本与收入等级的交互作用，这在现有相关研究中是没有涉及的。对于政治资本，现有研究一般选择党员身份作为代理变量，考虑到现阶段党员身份对收入等方面的影响越来越小，本文选取党派成员、职务等级、乡村干部和转业军人等作为政治资本的代理变量，指标选取上更加全面、合理，增加了职务等级与政治资本、职务等级与户籍的交互作用，这在现有相关研究中是没有涉及的。第三，本文从在外就餐频率、家庭礼金与通信网络费用、组织成员、对同事与朋友的信任程度等方面设计社会资本的代理变量，探讨社会资本及其交互项对收入分配公平满意度的影响，这在现有相关研究中是没有涉及的。此外，本文还探讨了绝对收入水平、相对收入水平、社会保险及其交互项对收入分配公平满意度的影响，这在现有相关研究中也是很少见的。

三、变量、数据与模型

本文的收入分配公平满意度是指社会成员对收入分配公平程度的心理认知、主观判断与评价[19]。本文基于收入分配公平满意度的问卷调查，构建Ordered Logit模型，实证研究资本异质性与收入分配公平满意度之间的关系。

(一) 变量描述

本文模型中的被解释变量为收入分配公平满意度satis，取值为1、2、3、4、5，属于有序离散选择变量，数值越大，代表居民收入分配公平满意度越高。解释变量主要有两类：一是资本异质性特征变量，二是个体基本特征、收入与社会保险等变量。资本异质性特征变量主要包括人力资本、物质资本、政治资本和社会资本等异质性特征变量。其中，选取受教育年限、工作经验、技能培训和健康状况作为人力资本异质性特征变量，选取住房拥有完全产权、农村居民拥有的土地和固定资产作为物质资本异质性特征变量，选取政治面貌(党派成员)、乡村干部、转业军人、职务等级作为政治资本异质性特征变量，选取家庭礼金与通信网络费用、在外就餐频率、行业协会或其他组织成员(简称组织成员)、对同事与朋友的信任程度作为社会资本异质性特征变量。个体基本特征变量选取性别、年龄、民族、家庭人口、家庭劳动力、户籍等指标，收入变量选取绝对收入(个人每月税后收入、收入等级)、相对收入(收入与过去五年相比满意度、收入与同职业人员收入相比满意度)，其他变量选取地区、社会保险等指标。模型中各变量的符号、含义及样本均值如表1所示。

表1 变量、符号含义与样本均值

参照基准：a女性；b少数民族；c中等收入(参照国家统计局对收入五等份分组法，低收入户、中等偏下收入户、中等收入户、中等偏上收入户、高收入户各占20%，本文将收入从小到大排序，收入最高的20%为高收入，收入最低的20%为低收入，其余的为中等收入)；d西部。注：(1)satis：非常不满意、不太满意、一般满意、比较满意、非常满意依次取1、2、3、4、5。(2)heal：很差、较差、一般、较好、很好依次取1、2、3、4、5。(3)post：无职务、基层、中层、高层依次取1、2、3、4。(4)eat：1表示从不，5表示经常。(5)trust：1表示完全不信任，5表示完全信任。

(二) 数据说明

由于人力资本、物质资本、政治资本、社会资本、收入分配公平满意度等涉及较多的主观指标，而这些主观指标不能直接从统计年鉴和官方网站上获得，因此本文采用问卷调查的方法获得个体微观数据。本次问卷的调查对象为城镇和农村居民家庭的主要成员，采用随机抽样方法获得个体微观数据。2017年下半年，国家社会科学基金项目《收入分配公平的评价体系与预警机制研究》课题组共发放问卷6000份(调查范围涉及东部、中部、西部28个省份)，回收调查问卷5056份，剔除信息不全的样本和数据出现异常的样本，最终得到有效样本3109份(其中，东部、中部、西部三个地区有效样本依次为1891、983、235)。在调查收入分配公平满意度时，笔者采用多数学者常用的方法[54]，即请被调查者根据自己的实际感受，在描述序列(如非常不满意、不太满意、一般满意、比较满意、非常满意依次取1、2、3、4、5)中直接选择一个数字，来表示自己对收入分配公平满意度的高低。

(三) 计量模型

由于本文讨论的主要变量(即收入分配公平满意度)是有序离散选择变量，因此可以采用多元有序模型[55]，对资本异质性与收入分配公平满意度进行实证研究。本文构建的Ordered Logit模型[56]如下：

satis*=x′B+ε

(1)

其中，x为行向量(x′为x的转置列向量)，B为参数列向量。ε～N(0,1)，ε为独立同分布的随机变量，设其分布函数为F(·)。satis*为分配公平满意度(satis)的潜在变量，satis与satis*满足下列关系：

(2)

其中，c1、c2、…、cm为m个未知的临界值分界点，满足c1

如果ε的概率分布函数为F(·)，则可以得到如下的概率：

(3)

定义c0=-∞,cm=+∞，则上式可以统一表示为：

P(satis=j)=F(cj-x′B)-F(cj-1-x′B) (j=1,2,…,m+1)

(4)

定义zij：当satis=j时，则zij=1，否则zij=0，i=1,2,…,N，N为样本容量，则式(4)可以表示为：

(5)

上述Ordered Logit模型即式(5)的对数似然函数为：

(6)

对于Ordered Logit模型，其参数估计方法采用极大似然估计法。令对数似然函数的一阶导数为0，即

利用迭代法可以得到式(7)、式(8)中参数B和cj的估计值。

根据研究假设和变量描述，x′B有如下形式：

x′B=β0+∑βiindividuali+∑βjincomej+∑βkcapitalhetek+

∑βlinteractionl+∑βmcontrolm

(9)

其中，β为回归参数，individual为个体基本特征变量，income为收入变量，capitalhete为资本异质性特征变量，interaction为变量间交互项，control为其他解释变量，各变量含义如表1所示。

四、实证分析结果

对上述Ordered Logit模型，应用极大似然估计法，得到表2与表3回归结果。表2中的模型1为基本模型，模型2和模型3为收入(高收入等级与低收入等级、绝对收入与相对收入)、社会保险及其交互项与分配公平满意度的回归结果，表2中模型4，表3中模型5至模型7依次为人力资本、物质资本、政治资本、社会资本及其交互项与收入分配公平满意度的回归结果。表2与表3中的模型1至模型7，通过稳健性检验和内生性检验(如Hausman检验)。由于模型较多，为节省文章篇幅起见，所以没有对每个回归模型都给出稳健性检验和内生性检验结果。表2与表3回归结果表明，LR statistic统计量较大，对应的显著性水平较高，Ordered Logit模型显著成立。

表2 资本异质性与分配公平满意度模型估计结果之一

注：***、**、*分别表示回归系数在1%、5%和10%水平上显著，下同。

(一) 个体基本特征与居民收入分配公平满意度

模型1为基本模型，主要反映了性别、民族、年龄、家庭人口、家庭劳动力等个体基本特征对收入分配公平满意度的影响。回归结果显示，男性、汉族居民对分配公平满意度依次低于女性和少数民族居民但不显著；年龄与分配公平满意度呈倒U型但不显著；家庭人口数量越少，居民分配公平满意度越高；家庭劳动力数量对收入分配公平满意度有正向影响但不显著；东部地区与中部地区居民对收入分配公平满意度高于西部地区但不显著。

(二) 收入、社会保险与居民收入分配公平满意度

模型2、模型3反映了收入等级、绝对收入、纵向相对收入、横向相对收入、社会保险对收入分配公平满意度的影响。模型2-1回归结果显示，绝对收入对居民分配公平满意度有正向影响但不显著；低收入水平的居民，其分配公平满意度显著低于中等收入水平的居民，而高收入水平的居民，其分配公平满意度高于中等收入水平的居民，但不显著。模型2-2、模型2-3回归结果表明，居民的纵向相对收入水平(收入与过去五年相比满意度)、横向相对收入水平(收入与同职业人员收入相比满意度)对收入分配公平满意度有显著的正向影响，即居民的相对收入水平越高，其分配公平满意度越高。个人绝对收入与户籍交互项对收入分配公平满意度有显著的负向影响，个人相对收入与户籍交互项对收入分配公平满意度有显著的正向影响。这表明，与城镇居民相比，农村居民的绝对收入水平越高，分配公平满意度越高；与农村居民相比，城镇居民的相对收入水平越高，其分配公平满意度越高。这说明城镇居民更关心的是相对收入水平，而不是绝对收入水平，这基本符合局部比较理论的观点。模型3的回归结果表明，社会保险对收入分配公平满意度有显著的正向影响，即有社会保险的居民，其收入分配公平满意度显著高于没有社会保险的居民。上述结论支持了假设5。社会保险与户籍交互项对收入分配公平满意度有负向影响但不显著。对居民而言，社会保险是一种社会保障，他可以使人们老有所养、病有所医，并且在丧失劳动能力或失业时给予必要的物质帮助，提供基本的生活保障，因此，有社会保险的居民其收入分配公平满意度较高。

(三) 人力资本与居民收入分配公平满意度

模型4-1、模型4-2、模型4-3反映了人力资本异质性特征变量及其与户籍、性别的交互项对收入分配公平满意度的影响。模型4-1回归结果显示，健康状况、受教育年限对收入分配公平满意度有显著的正向影响，说明个人健康状况越好、受教育年限越长，其分配公平满意度越高。工作经验对居民分配公平满意度有正向影响但不显著。受教育年限与户籍交互项对收入分配公平满意度有显著的负向影响，说明与城镇居民相比，农村居民受教育年限越长，其分配公平满意度越高。模型4-2回归结果表明，受教育年限与性别交互项对收入分配公平满意度有显著的负向影响，说明与男性相比，女性受教育年限越长，其分配公平满意度越高。模型4-3回归结果显示，技能培训对分配公平满意度有显著正向影响，技能培训与户籍交互项对收入分配公平满意度有负向影响但不显著。上述结论为假设1提供了实证依据，说明人力资本对收入分配公平满意度的影响主要是通过第一种途径实现的，即人们的人力资本投入越多，如受教育年限越长、健康状况与职业技能越好，人们在劳动力市场上越占有优势，可以获得的收入水平越高，对收入分配的评价比较正面和乐观。

(四) 物质资本与居民收入分配公平满意度

模型5-1、模型5-2反映了物质资本异质性特征变量及其与收入等级的交互项对收入分配公平满意度的影响。模型5-1回归结果表明，住房拥有完全产权的居民对收入分配公平满意度显著高于住房无完全产权的居民，这一结论与假设2相符。一方面，房产(拥有完全产权)作为居民长期拥有的物质资本，作为家庭的重要财产，近20年来升值较大，因此，居民的分配公平满意度也较高。另一方面，这可能与中国特殊的国情有关，中国人一向看重房子产权，房子产权直接关系到城市落户问题，能否落户又直接关系到人们的教育、医疗、社会保障等，因此，住房拥有完全产权可以使人们享受到更多的社会福利和社会资源，人们的收入分配公平满意度也较高。住房拥有完全产权与低收入等级交互项对分配公平满意度有显著的负向影响，与高收入等级交互项对分配公平满意度有正向影响但不显著。这说明住房拥有完全产权的低收入居民，其分配公平满意度较低。由于我国各地房价与收入比较高，住房拥有完全产权的低收入水平的居民可能面临还款压力较大，故分配公平满意度相对较低。模型5-2回归结果显示，土地、固定资产等物质资本对农村居民分配公平满意度有正向影响但不显著，这可能与土地和固定资产不能完全反映农民的物质资本状况有关。

表3 资本异质性与分配公平满意度模型估计结果之二

(五) 政治资本与居民收入分配公平满意度

模型6-1、模型6-2、模型6-3反映了政治资本异质性特征变量(政治面貌、乡村干部与转业军人、职务等级)对收入分配公平满意度的影响。模型6-1回归结果表明，政治面貌(党派成员)对收入分配公平满意度有正向影响但不显著，职务等级对收入分配公平满意度有显著的正向影响，政治面貌与职务等级交互项对收入分配公平满意度有显著的正向影响。这表明，个人的职务等级越高，其收入分配公平满意度越高，反之则相反；与非党派成员相比，党派成员的职务等级越高，其收入分配公平满意度越高。模型6-2回归结果表明，职务等级与户籍交互项对收入分配公平满意度有负向影响但不显著。模型6-3回归结果表明，在10%显著性水平，乡村干部对收入分配公平满意度有显著的正向影响，表明乡村干部对收入分配公平满意度显著高于普通农民，而转业军人对收入分配公平满意度有正向影响但不显著。上述结论部分支持了假设3，职务等级和乡村干部身份对收入分配公平满意度有显著正向影响，其原因可能在于职务等级是直接与人们的收入水平、社会地位挂钩的，职务等级(特别是党派成员的职务等级)比较高的个体，在获取资源、信息、就业或收入等方面具有一定的优势，社会经济地位较高，其分配公平满意度较高；乡村干部则拥有一定的政治权利，在某种程度上可以获取更多的社会资源和信息，因此，其分配公平满意度较高；而转业军人回到当地后，并未带来直接的社会资源和政治权利，因此，对收入分配公平满意度并未产生直接影响。

(六) 社会资本与居民收入分配公平满意度

模型7-1、模型7-2、模型7-3反映了社会资本异质性特征变量及其与户籍的交互项对收入分配公平满意度的影响。模型7-1回归结果表明，家庭礼金与通信网络费用对收入分配公平满意度有正向影响但不显著；在外就餐频率对收入分配公平满意度有显著的正向影响，说明在外就餐频率越高，人们的分配公平满意度越高。模型7-2回归结果表明，对同事与朋友的信任程度对收入分配公平满意度有显著的正向影响，说明对同事与朋友的信任程度越高，人们的分配公平满意度越高。模型7-3回归结果表明，在10%显著性水平，组织成员对收入分配公平满意度有显著的正向影响，表明组织成员的分配公平满意度显著高于非组织成员；组织成员与户籍交互项对收入分配公平满意度有负向影响但不显著。上述结论部分支持了假设4，在外就餐频率、信任程度和组织成员对收入分配公平满意度有显著正向影响，而家庭礼金与通信网络费用对收入分配公平满意度的影响并不显著。这可能是由于在外就餐频率越高，说明人们的社交网络越广，朋友越多，信任程度越高，可获取的社会资源和信息也越多，因此，人们的收入分配公平满意度也相对较高；个体参加行业协会或其他经济组织，有利于促进组织成员资源和信息共享，形成信任与合作，产生积极的溢出效应，有利于提高个体收入水平，提高分配公平满意度；而家庭礼金与通信网络费用在人们的收入中占比较小，因此，对分配公平满意度的影响程度也较小。

五、结论与启示

本文提出了理论假设，构建了Ordered Logit模型，基于收入分配公平满意度问卷调查数据，对资本异质性与收入分配公平满意度关系进行了实证研究，得到以下结论与启示。

(一) 研究结论

结论一：人力资本及其与户籍、性别的交互项对收入分配公平满意度有显著的影响。研究结果显示，受教育年限越长、健康状况与职业技能越好，居民选择收入分配公平满意度的概率越高。工作经验对居民分配公平满意度有正向影响但不显著。受教育年限与户籍交互项、与性别交互项对收入分配公平满意度有显著的负向影响，技能培训与户籍交互项对收入分配公平满意度有负向影响但不显著。这表明，与城镇居民相比，农村居民受教育年限越长，其收入分配公平满意度越高；与男性相比，女性受教育年限越长，其收入分配公平满意度越高。

结论二：物质资本及其与收入等级的交互项对收入分配公平满意度有显著的影响。研究结果显示，住房拥有完全产权对收入分配公平满意度有显著的正向影响。农村居民拥有的土地、固定资产对收入分配公平满意度有正向影响但不显著。研究结果还表明，住房拥有完全产权与低收入等级交互项对分配公平满意度有显著的负向影响，与高收入等级交互项对分配公平满意度有正向影响但不显著。这说明住房拥有完全产权的低收入水平的居民，其分配公平满意度显著低于中等收入水平的居民，这可能与低收入水平居民面临的还款压力较大有关。

结论三：政治资本及其与职务等级的交互项对收入分配公平满意度有显著的正向影响。研究结果显示，党派成员对收入分配公平满意度有正向影响但不显著，职务等级、乡村干部对收入分配公平满意度有显著的正向影响。这表明职务等级越高，选择收入分配公平满意度的概率越高；乡村干部对收入分配公平满意度显著高于普通农民，而转业军人对收入分配公平满意度有正向影响但不显著。研究结果还表明，党派成员与职务等级交互项对收入分配公平满意度有显著的正向影响，这表明与非党派成员相比，党派成员的职务等级越高，其分配公平满意度越高。

结论四：社会资本对收入分配公平满意度有显著的正向影响。研究结果显示，家庭礼金与通信网络费用对收入分配公平满意度有正向影响但不显著，在外就餐频率、对同事与朋友的信任程度、组织成员对收入分配公平满意度有显著正向影响。这表明，人们的就餐频率越高，对同事与朋友的信任程度越高，居民选择收入分配公平满意度的概率越高；组织成员对收入分配公平满意度显著高于非组织成员。

结论五：相对收入、社会保险对收入分配公平满意度有显著正向影响。研究结果显示，个体基本特征(除家庭人口以外)对收入分配公平满意度有影响但不显著，家庭人口越多，居民选择入收入分配公平满意度的概率越低。居民的相对收入水平越高，其收入分配公平满意度越高。与城镇居民相比，农村居民的绝对收入水平越高，其收入分配公平满意度越高；与农村居民相比，城镇居民的相对收入水平越高，其收入分配公平满意度越高。有社会保险的居民，选择分配公平满意度的概率显著高于没有社会保险的居民。

(二) 政策启示

根据本文的研究结果，得到以下政策启示：

第一，加大教育经费投入和公共健康投资，对劳动者进行多样化的职业技能培训，增加人力资本积累是提升居民收入分配公平满意度的有效手段。本文研究结果表明，受教育年限、技能培训、健康状况对收入分配公平满意度有显著正向影响。因此，要提高居民收入分配公平满意度，必须强化教育机会均等，为每个劳动者提供公平的教育机会，特别是为农村居民、低收入者、弱势群体提供公平的教育机会。要加大公共教育经费投入，尤其要加大对贫困地区、农村地区、少数民族地区和困难群体倾斜，让贫困地区的孩子也能够接受良好的教育，获得改变命运的机会。另一方面，要加大职业教育支持力度，对劳动者进行多样化的职业技能培训，提高劳动者适应新技术新知识的能力。同时，要加大公共健康投资，促进公共健康投资向贫困地区、农村地区倾斜，这不仅有助于改善居民的健康状况，还有助于增加收入水平，提高居民的分配公平满意度。

第二，发挥政治资本的影响、增加物质资本积累是提升居民收入分配公平满意度的重要途径。本文研究结果表明，职务等级、乡村干部对收入分配公平满意度有显著的正向影响。一般而言，担任乡村干部的居民，其素质高、能力强，收入高于普通农民有其合理的成分，要发挥乡村干部引领和示范作用。但乡村干部手中握着一定权力，能够影响人们获取收入的机会。因此，要建立乡村干部收入分配的民主监督机制，将乡村干部的收入“晒在阳光下”，缩小权力对收入分配不公平的影响。长期以来，我国行政机关和企事业单位人事晋升制度散发着浓郁的“论资排辈”思想，这种体制不能完全调动员工的工作积极性，不利于有能力的年轻员工的培养和成长，容易造成员工的消极怠工。因此，规范晋升制度，打破“论资排辈”的做法，以工作能力和业绩作为衡量职务等级和晋升的标准，对于能力和业绩特别突出的员工可以“不拘一格”进行晋升或提拔，有利于优秀人才脱颖而出，有利于激发年轻人工作的积极性和创造性，提高收入分配公平满意度。本文研究结果还表明，住房拥有完全产权的居民对收入分配公平满意度显著高于住房无完全产权的居民。因此，对城镇居民的住房而言，建议对购入多套住房的纳税人提高税率等级，避免投机者过度炒房；对低收入者首次购买普通住房给予减税或住房信贷优惠，减轻低收入者首次买房压力，以提高低收入居民的分配公平满意度。

第三，发挥社会资本的作用是提升居民收入分配公平满意度的有力举措。本文研究结果表明，社会资本(组织成员、在外就餐频率、信任程度)对收入分配公平满意度有显著的正向影响。因此，政府充分发挥行业协会或其他经济组织，特别是农村经济合作组织的积极作用，营造良好的资源和信息共享氛围，促进组织成员实现社会资本的增值和发展。在中国经济转型和改革深化阶段，利益诉求多元，社会矛盾频发，不平等有所加剧，信任的作用更加凸显。因此，政府应加快社会信用和信任体系建设，增强社会大众的互信水平，鼓励居民组建各类社会自组织，构建广泛、平等、顺畅的交流平台，拓展公共活动空间，努力营造一个和谐、友爱、人与人之间相互合作、相互信任、相互帮助的社会氛围。与此同时，政府要消除户籍歧视、性别歧视、年龄歧视等歧视政策，消除行业垄断、地区分隔、职业进入壁垒等制度性因素，遏制权力寻租和社会关系等不良现象，增加市场信息透明度，积极营造公平的社会环境，确保起点公平和过程公平，提高人们的收入分配公平满意度。

第四，提高居民收入水平、完善社会保障制度是提升居民收入分配公平满意度的可靠保证。本文研究结果表明，居民的绝对收入水平和相对收入水平越高，其收入分配公平满意度越高。为此，政府要努力营造一个经济持续增长的大环境，保障居民收入水平逐年提高，收入增长与经济增长同步，劳动报酬增幅与劳动生产率提高同步，这将提高居民的绝对收入和相对收入水平，提高居民收入分配公平满意度。在制定收入分配政策时，对于农村居民、低收入者和弱势群体，要免除各种税费，给予适当补贴，以提高其绝对收入水平来提高分配公平满意度；对于高收入者、城镇居民，在评价分配公平满意度时，相对收入比绝对收入更重要。这一结果也提示政府在决策过程中，为了提高居民分配公平满意度、维护社会稳定，除了提高绝对收入外，还要在起点公平或机会公平、规则公平、税负公平、社会保障公平等公平正义方面做出更多努力，在改革中协调好各阶层利益关系，最大限度地取得全社会的共识。本文研究结果还表明，社会保险对收入分配公平满意度有显著正向影响。为此，政府应建立不分地区、不分城乡、不分行业的人人共享的社会保障制度，充分发挥社会政策托底的功能，让公众能够体面的生存，这也是提升居民收入分配公平满意度的最直接最有效的手段。