社会流动能缩小收入差距吗?——基于中国综合社会调查数据的分析

阳义南

(湖南大学 公共管理学院,湖南 长沙 410082)

一、文献回顾及问题的提出

实现共同富裕是社会主义的本质要求。市场经济体制改革和工业化进程极大地提高了社会流动性。经济学者们一直关注社会流动问题,并从收入流动的角度展开研究。一些学者认为,收入流动在收入差距中发挥着调节作用。周兴和王芳的研究表明,城乡居民收入流动性的提高有助于缓解城乡居民的收入差距①周兴,王芳:《中国城乡居民的收入流动、收入差距与社会福利》,《管理世界》,2010年第5期。。李萤基于1989-2011年CHNS数据的考察,发现收入流动有效缓解了长期收入不平等②李萤:《城乡居民收入流动对收入不平等的影响效应研究》,《当代经济科学》,2019年第1期。。邓大松等基于实证数据发现,收入向上流动能显著缓解农村居民收入不平等,收入向下流动则会加剧收入不平等③邓大松,杨晶,孙飞:《收入流动、社会资本与农村居民收入不平等》,《武汉大学学报》(哲学社会科学版),2020年第5期。。而另外一些学者却发现收入流动性的上升拉大了收入差距。雷欣和陈继勇利用CHNS数据研究发现,总收入流动性对收入不平等具有显著的恶化效应,而分散流动性和交换流动性则显著扩大了收入不平等程度④雷欣,陈继勇:《收入流动性和收入不平等:基于CHNS数据的经验研究》,《世界经济》,2012年第9期。。洪兴建和马巧丽利用CHIP四轮城镇住户数据发现,收入流动性逐渐下降,收入流动没有起到缓解长期收入不平等的作用⑤洪兴建,马巧丽:《中国城镇居民家庭收入流动性及其对收入不平等的影响》,《统计研究》,2018年第4期。。更多的研究发现,收入流动性上升确实能缩小收入差距,但这种作用在减弱。如张立冬等基于四个时段的研究发现,中国农村居民的收入均等化效应在减弱,原因在于收入流动性下降①张立冬等:《收入差距、收入流动性与收入不平等:基于中国农村的经验分析》,《南京农业大学学报》(社会科学版),2015年第4期。。杨穗和李实的研究表明,收入流动性有短暂回升但整体呈下降趋势,不利于贫富差距的进一步缩小②杨穗,李实:《转型时期中国居民家庭收入流动性的演变》,《世界经济》,2017年第11期。。

社会流动对收入差距的影响已引起学者们的关注。总的来看,现有研究大多是从代际流动一个角度,使用收入流动等单一指标。社会流动除了代际流动,还有代内流动,且家庭代际传递有很多是通过收入之外的其他渠道如地位、教育、财富、文化、社会关系等实现的。这意味着现有研究存在一定的片面性、测量误差,未能反映出我国社会流动影响收入差距的全貌。在研究方法上,很大部分是对收入流动性指数与收入不平等(差距)指数之间的相关性分析,缺乏对二者因果关系的检验。此外,社会流动、收入差距具有很强的地区差异性,还呈协同变化特征。现有研究只在个体层面进行回归分析,估计系数可能夹杂了地区层级的系统性干扰,存在“生态谬误”。

对社会流动这种收入差距的中长期调节机制,目前相关研究并不多见。本文将利用CGSS数据实证检验社会流动对我国居民收入差距的影响,并在实证操作上进行了一些改进:第一,采用三层嵌套结构方程模型,控制住地区层级因素的混杂影响,得到的估计结果是更真实的个体层面影响效应;第二,使用“社会地位”的综合测量指标,并从代际流动、代内流动两个角度考察。

二、研究设计

(一)样本数据来源

本文使用中国综合社会调查(CGSS)数据,在全国范围内采用多阶段、多层次的随机概率抽样方法,具有广泛的代表性。2013年调查包括11437个样本个体,涵盖全国28个省(市、区)134个地级市,使用2015年数据进行跨时稳健性检验。2015年调查了10968个样本个体,覆盖全国28个省89个地市③CGSS2017和2018年数据没有调查“社会财富分配不公,贫富差距过大”这个问题,故本文选用2013、2015年两期数据。。

(二)变量

1.被解释变量。使用三个指标测量收入差距:第一,本省收入差距(gap_pro),将被访者所在省收入中位数减去本人收入;第二,本市收入差距(gap_city),被访者所在市收入中位数减去本人收入;第三,主观收入差距(gap_sub)。使用被访者对“社会财富分配不公,贫富差距过大”的评价结果,1代表“非常不严重”,5则代表“非常严重”。

2.解释变量。从代际流动、代内流动两个方面反映社会流动:(1)代际流动(mobile_inter)。使用目前最常用的国际社会经济地位指数(International Socio-Economic Index,ISEI),将被访者现在职业及其14岁时父亲职业的ISCO-88代码转换为ISEI值④一般而言,父亲在家庭收入和决策上占据支配地位。与多数研究相同,只考察父亲。,并将被访者ISEI减去父亲ISEI,测量代际流动。(2)代内流动(mobile_intra)。CGSS没有调查被访者本人的职业变动,只询问了“您目前在哪个等级”、“10年前您在哪个等级”。将被访者自评的目前社会等级减去10年前社会等级,测量代内流动。

3.控制变量。包括性别(gender,男=1)、户籍(identity,农村户籍=1)、年龄和年龄二次方(age、age2)、教育程度(edu,没有受过教育=1;私塾、扫盲班和小学=2;初中=3;职业高中、普通高中、中专和技校=4;大专=5;本科=6;研究生及以上=7)、健康(health,很不健康=1;比较不健康=2;一般=3;比较健康=4;健康=5)、收入(income,2012年职业收入,取对数)、党员身份(party,党员=1;非党员=0)。

(三)模型

1.回归模型。被解释变量本省收入差距、本市收入差距都是连续型变量,选用线性回归模型。主观收入差距为有序分类变量,选用ordered logit回归模型。模型方程如下:

式(2)中k=1、2、3、4、5,分别对应被访者评价收入差距“非常不严重”“比较不严重”“一般”“比较严重”和“非常严重”。

2.三层嵌套结构方程模型。由于不同地区居民收入差距较大,导致个体层面变量间关系很可能受到所处地区的系统性影响。为此,使用一个包含样本个体-城市-省份的三层嵌套广义结构方程模型(Threelevels Nested GSEM),将城市差异影响设为潜变量C1,s、省级差异影响设为潜变量P2,J①S、J是被访者所在城市、省份的代码。,放入模型控制住地区差异对个体层面社会流动的影响②StataCorp.Structural Equation Modeling Reference Manual Release 13.TX:A Stata Press Publication,2013.,得到的参数估计结果是更真实的个体层面社会流动对收入差距的影响。使用该三层嵌套结构方程模型进行稳健性检验,模型如下:

三、实证结果分析

(一)描述性统计结果

表1中,主观收入差距评价中,“非常不严重”占0.66%,“比较不严重”只有5.99%,“一般”占21.79%,而“比较严重”占46.91%,“非常严重”占24.65%。后二项合计达71.56%。可见,总体上被访者认为我国社会财富分配不公、贫富悬殊的问题较为严重。代际流动和代内流动的中位数都大于0,且本人中位数大于父亲中位数、现在社会地位高于10年前社会地位。这些结果说明被访者代际与代内社会地位都提升了,社会总体上呈向上流动趋势。

表1 描述性统计结果

(二)回归模型估计结果

首先采用多元线性回归模型、ordered logit模型进行稳健回归估计,结果如表2所示。表2(1)-(3)列中,代际流动对本省收入差距、主观收入差距的回归系数都在5%水平显著为负,对本市收入差距的回归系数则在1%水平显著为负。这说明向上的代际流动显著缩小了收入差距,并降低了主观收入差距评价。代内流动对三个收入差距指标的回归系数也都为负,且都在1%水平显著。这说明上升的代内流动也能缩小收入差距,也降低了对收入差距的主观评价。综合可知,代际与代内流动显著缩小了被访者收入差距,并显著降低了对收入差距过大的主观评价。相比之下,代内流动的收入差距调节作用更强、更显著。

表2 社会流动影响收入差距的估计结果

我国工业化和市场经济体制改革使整个社会更具流动性,社会流动过程中创造了更多的教育、就业、市场等机会,并能打破传统社会分配机制,弱化单位壁垒和地区壁垒③李煜:《代际流动的模式:理论理想型与中国现实》,《社会》,2009年第6期。。这给社会地位提升者带来了收入增长,有利于缩小我国趋于扩大的收入差距,并提高了民众对收入差距的容忍度,形成一种良性的社会自调节机制。既如此,为何我国收入差距仍趋于扩大呢? 整个收入分配制度中还存在很多不合理、不合法因素,税收、社会保障等制度中仍存在较多的累退或逆向分配特征。占据优势社会地位集团的家庭传承可以利用市场制度与传统制度中的两种不平等机制,继续得到更多的利益满足①杨建华,张秀梅:《浙江社会流动调查报告》,《浙江社会科学》,2012年第7期。。这些不利因素的影响抵消甚至超过了社会流动的改善作用,使得收入差距过大的格局未能扭转。

控制变量估计结果中,性别(男性=1)对收入差距的回归系数均在1%水平显著为负,说明男性收入差距更小,但男性主观评价的收入差距与女性之间并没有显著差异。户籍(农村户籍=1)对收入差距的回归系数不显著,但对主观收入差距的回归系数在1%水平显著为负,说明相比城镇居民,农村居民感受的收入差距显著更小。这符合当前我国贫富差距主要是城市居民之间,农村居民的收入差距感没那么强烈。

年龄与年龄二次方对收入差距的回归系数分别在1%水平显著为负和1%水平显著为正,说明被访者年龄与收入差距之间呈U 型曲线关系,拐点为43岁②计算方法为-β1/2β2。β1 为一次项回归系数,β2 为二次项回归系数。。在43岁之前,收入差距随年龄增长而缩小,43岁之后收入差距随着年龄增长而扩大。这说明我国居民的收入差距拉大主要发生在43岁之后。因为个人财富积累主要在职业后期完成,而前期由于处于职业上升阶段、家庭支出多,使得居民之间收入差距没有后半期那么大。教育程度对收入差距的回归系数都在1%水平显著为负,说明教育程度越高,收入差距越小,但教育程度对主观收入差距没有显著影响。健康对三个收入差距变量的回归系数都显著为负(1%或5%),说明被访者身体越健康,收入差距越小,主观收入差距也更小。党员身份对三种收入差距的回归系数都在1%或5%水平显著为负,说明党员身份被访者的收入差距更小,评价的收入差距也显著更低。

(三)稳健性检验

1.三层嵌套结构方程模型估计结果。为消除地区差异影响个体层面收入差距所产生的“生态谬误”,进一步使用三层嵌套广义结构方程模型,估计结果如表3所示。

表3 三层嵌套随机截距结构方程模型估计结果

表3中方差Var(M1[city])测量了市级差异产生的随机效应,Var(M2[province])测量了省级差异的随机效应。从估计结果可以看出,省级差异M2[province]影响收入差距的随机效应都在1%水平显著,影响主观收入差距的随机效应则不显著。M1[city]对收入差距的随机效应都在1%水平显著。这表明确实有必要加入潜变量M1[city]、M2[province]来控制地区层面差异的影响。并且市级层面比省级层面对样本个体回归系数的影响更大。

控制住地区层面差异的影响之后,代际流动与代内流动对收入差距的回归系数符号都没有改变,总体上仍有显著影响。模型(4)-(6)中,代际流动每上升一个单位,与本省收入差距将缩小46.3元,与本市收入差距将缩小49.1元,而主观收入差距将降低0.4%①根据Logit回归系数与线性回归系数的换算法则计算得出。,结果都在10%水平显著。而代内流动每上升一个单位,与本省收入差距缩小1794元,与本市收入差距缩小1733元,主观收入差距下降6.2%,结果在1%或5%水平显著。

2.跨时稳健性检验。继续使用CGSS2015年数据检验社会流动对收入差距影响效应的跨时稳健性。依然采用三层嵌套模型,估计结果如表4所示。

表4 三层嵌套结构方程模型估计结果(CGSS2015年数据)

从表4的CGSS2015年数据估计结果来看,相比表3的2013年数据回归结果,代际与代内流动对本省收入差距、本市收入差距的回归系数都增大了,且代际流动对本省收入差距、本市收入差距的回归系数由10%变得在1%水平显著,说明社会流动调节收入差距的作用在增强。代内流动对主观收入差距的回归系数变得更大,且由模型(6)的5%显著变为模型(9)中的1%水平显著。由此可知,总体上2015年社会流动的收入差距调节作用依然显著,且比2013年的作用还有所增强。

具体而言,代际流动对本省收入差距的回归系数在1%水平显著为负,代际地位上升1个单位,本省收入差距减少101.8元;代际流动对本市收入差距的回归系数也在1%水平显著为负,代际地位上升1个单位,本市收入差距缩小117.9元。代际流动对主观收入差距的影响系数依然为负,但变得不显著。代内流动对本省收入差距的回归系数在1%水平显著为负,代内地位上升1个单位,本省收入差距降低3445.4元;代内流动对本市收入差距的回归系数仍在1%水平显著为负,每上升1个单位,本市收入差距缩小3489.25元。代内流动对主观收入差距的影响也在1%水平显著为负,每上升1个单位,主观收入差距降低18.2%。这些结果再次说明,向上的社会流动确实能缩小收入差距,并降低了主观评价的收入差距。

四、结论与政策建议

本文重点考察社会流动对收入差距所起的调节作用及机理。使用多层嵌套结构方程模型对CGSS2013年数据的估计结果表明,社会流动上升能显著缩小被访者的收入差距。具体而言,代际流动每上升一个单位,与本省收入差距缩小46.3元,与本市收入差距缩小49.1元,主观收入差距将降低0.09%;代内流动每上升一个单位,与本省收入差距缩小1794元,与本市收入差距缩小1733元,主观收入差距下降1.55%。进一步使用CGSS2015年数据检验社会流动调节收入差距的跨时稳健性,估计结果显示,社会流动调节收入差距的作用依然存在,且还在增强。这说明市场经济体制改革和快速经济增长提升了社会流动性,起到了缩小收入差距的显著作用。本文实证结果为我国提供了一个新的收入差距调节机制和政策工具。除了税收、社会保障等直接工具,还须推进以提高社会流动性为导向的系统性体制改革,包括反垄断、收入分配等宏观政策,消除户籍、住房、教育、就业、社会保障等阻碍人才、劳动力流动的制度因素①熊小林,李拓:《中国居民收入分配差距测算及其影响因素研究》,《统计与信息论坛》,2022年第10期。。