陳曉東，張衛(wèi)東

（華中科技大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074）

一、引 言

按照來源進行劃分，收入不平等可分解為努力不平等和機會不平等，前者源于個人的努力程度差異，后者取決于家庭背景和社會制度等個人不可控制的環(huán)境因素（Roemer，1998）。在兩種類型的不平等中，機會不平等因與社會正義原則相悖，而被認為是不公平的；而努力不平等則相反，能夠被人們接受（劉華和徐建斌，2014）。因此，近年來國內(nèi)外收入分配研究的焦點已逐漸由收入不平等轉(zhuǎn)向機會不平等（呂光明等，2014；陳東和黃旭鋒，2015）。已有的研究表明，我國的機會不平等在總收入不平等中占有相當高的比重（江求川等，2014；孫三百，2014；陳東和黃旭鋒，2015），由此引起的社會、經(jīng)濟問題也受到了學界的廣泛關(guān)注。此外，隨著“中國夢”的提出，對居民社會流動預期的研究逐漸成為熱點。社會流動預期是個體基于自身的實際情況和客觀的社會環(huán)境，對未來階層流動所作出的積極或消極的心理預期。這與“中國夢”的內(nèi)涵非常契合。①“中國夢”是中國人的總體追求與每個人的個體追求緊密結(jié)合在一起的憧憬和期盼，只有每個人都為美好夢想而奮斗，才能匯聚起實現(xiàn)中國夢的磅礴力量（李君如，2013）?？傮w而言，對居民社會流動預期產(chǎn)生影響的因素包含兩類：一是個體因素，二是制度環(huán)境因素。相比于個體因素，制度環(huán)境因素的影響更具一般性，并在一定程度內(nèi)具有可調(diào)節(jié)性，因而受到了更廣泛的關(guān)注。而在眾多制度環(huán)境因素中，機會不平等無疑處于最突出的地位，趙曉（2013）甚至認為當前實現(xiàn)“中國夢”最大的障礙就是公平正義問題。本文擬探究機會不平等這一當前較為突出的制度環(huán)境因素與居民社會流動預期之間的關(guān)系。試圖解答以下問題：機會不平等是否對社會流動預期產(chǎn)生了影響？如果是，作用機制和作用效果如何？這種影響在不同的群體間是否存在顯著的差異性？以及具有怎樣的政策含義？

現(xiàn)有關(guān)于機會不平等的研究主要集中于對其進行定量測度（Checchi和Peragine，2010；Alm?s等，2011），也有一部分學者對機會不平等與公平認知（Alesina和 Angeletos，2005；Alm?s 等，2010）、機會不平等與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了研究（Marrero和Rodríguez，2013；Mitra等，2015；雷欣等，2017）。然而，迄今為止，關(guān)于機會不平等的研究仍處于起步階段。此外，盡管有大量文獻揭示了社會流動預期在影響人類認知、再分配偏好和幸福感等方面具有重要的意義（Alesina 等，2004；Alesina 和 Angeletos，2005；Milanovic 和 Ersado，2008；趙新宇等，2013），但對社會流動預期影響因素的研究卻較為匱乏。

本文主要研究機會不平等這一重要的制度環(huán)境因素對社會流動預期的影響。我們認為，社會流動預期不僅取決于當前的機會不平等程度，還取決于人們對未來機會不平等變化的預期，而后者同時取決于當前機會不平等程度和政府為實現(xiàn)社會公平目標而實施的政策措施。因此，可將機會不平等對社會流動預期的作用效果分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。直接效應(yīng)指機會不平等通過影響個體當前的經(jīng)濟環(huán)境，如創(chuàng)業(yè)、就業(yè)與晉升機會等，進而對未來社會流動預期所產(chǎn)生的持續(xù)性影響。間接效應(yīng)指當前機會不平等程度和政府為實現(xiàn)社會公平正義目標而實施的政策措施影響了人們對未來機會不平等變化的預期，進而對社會流動預期產(chǎn)生了影響。基于2010?2013年的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）數(shù)據(jù)，本文首先根據(jù)Ferreira和Gignoux（2011）等提出的非參數(shù)方法測度了我國分年度省級層面的機會不平等程度，然后以其作為核心解釋變量對個體層面的社會流動預期變量進行回歸分析，檢驗機會不平等作用于社會流動預期的總效應(yīng)，結(jié)果表明，機會不平等作用于社會流動預期的總效應(yīng)為正，即當前機會不平等程度越高的地區(qū)，人們向上的社會流動預期越顯著。此外，考慮到間接效應(yīng)涉及人們對政府相關(guān)政策有效性的心理預期，本文進一步在基準回歸模型中添加機會不平等變量與政府信任度或政府政策滿意度變量的交互項來對間接效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果證實了間接效應(yīng)的存在。本文認為，在政府以實現(xiàn)社會公平正義為目標的改革背景之下，人們預期未來機會不平等程度會下降，導致機會不平等直接效應(yīng)的不利影響受到了間接效應(yīng)的抵消，從而出現(xiàn)總效應(yīng)為正的“反?！苯Y(jié)果。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：（1）目前國內(nèi)外關(guān)于機會不平等的研究重點主要是對其進行定量測度以及考察其對社會公平感和經(jīng)濟績效的影響，鮮有學者研究機會不平等與社會流動預期之間的聯(lián)系，本文的研究豐富了機會不平等相關(guān)領(lǐng)域的研究成果。（2）宏觀經(jīng)濟學領(lǐng)域中理性預期理論的流行、心理學領(lǐng)域中期望理論的提出以及社會學領(lǐng)域中的預期指數(shù)調(diào)查等，均表明預期在現(xiàn)實生活中非常重要，其作為當代顯學在學術(shù)研究中也具有的重要意義，歐陽英（2005）甚至將人類的心理預期以及對預期的追尋視為社會進步的主觀解釋因素，將其與作為客觀解釋因素的生產(chǎn)率置于同等重要的地位。個體作為社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中的一員，其對自身社會地位流動方向的預期（即社會流動預期）無疑是最基本且最重要的心理預期之一。已有研究揭示了社會流動預期在影響人類認知、偏好和幸福感等方面所具有的重要意義（Alesina和Angeletos，2005；Milanovic和Ersado，2008；趙新宇等，2013），而“中國夢”概念的提出也在相當程度上體現(xiàn)了政府決策部門對于社會流動預期的高度重視。然而，目前國內(nèi)外關(guān)于社會流動預期影響因素的研究成果并不多見，本文在當前“中國夢”深入人心的社會背景下，系統(tǒng)研究了機會不平等這一重要的制度環(huán)境因素對個體社會流動預期的影響，通過將總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，厘清了機會不平等作用于社會流動預期的內(nèi)在機理。（3）通過構(gòu)建省級層面的客觀機會不平等指標，有效避免了由個體性格或心理因素所導致的估計偏誤，同時使用工具變量，進一步確保了研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性。此外，本文還詳細分析了機會不平等的階層流動效應(yīng)在不同群體間的異質(zhì)性，以深入理解機會不平等的階層流動效應(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）機會不平等作用于社會流動預期的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。預期的主要特征包括主觀性和客觀性兩個方面。主觀性指預期是人們對未來事物發(fā)展態(tài)勢的一種主觀判斷，因而無法脫離進行預期的個體而獨立存在；客觀性指個體總是根據(jù)一定的信息，例如過去的經(jīng)驗、現(xiàn)已掌握的數(shù)據(jù)和信息來進行預期（楊玉生，1996）。因此，預期是人們基于已經(jīng)發(fā)生或正在發(fā)生的客觀事實所作出的主觀判斷。對于社會流動預期而言，人們關(guān)注的客觀事實有兩點：一是當前的機會不平等程度；二是政府部門為促進社會公平正義已經(jīng)實施、正在實施或聲明將要實施的政策措施。

依據(jù)Roemer（2003）對機會不平等的定義，機會不平等程度越大，收入分配中取決于家庭背景和社會制度等個人不可控制環(huán)境因素的比例越高，人們改善自身狀況的制度限制也越大（孫三百，2014）。如果當前機會不平等程度較小，并且預期未來機會不平等程度會下降，則大部分家庭背景較差或一般的個體受到外部環(huán)境因素的制約會減小，依靠個人努力所獲得的回報將更加合理，因此，會有向上的社會流動預期。反之，如果當前機會不平等程度較高，并且預期未來機會不平等程度會上升（或至少保持不變），該部分個體依靠個人努力向上流動的機會將變得更小，因此向上的社會流動預期較低。

由此可知，社會流動預期取決于當前機會不平等程度以及人們對未來機會不平等變化的預期，而后者同時取決于當前機會不平等程度和政府為實現(xiàn)社會公平目標而實施的政策措施。因此，可將當前機會不平等程度對社會流動預期的作用效果分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。直接效應(yīng)指當前機會不平等程度通過影響個體當前的經(jīng)濟環(huán)境，如創(chuàng)業(yè)、就業(yè)與晉升機會等，進而對未來社會流動預期所產(chǎn)生的持續(xù)性影響。間接效應(yīng)指當前機會不平等程度和政府為實現(xiàn)社會公平正義目標而實施的政策措施，影響人們對未來機會不平等變化的預期，進而作用于社會流動預期。

在機會不平等的定義中，取決于家庭背景和社會制度等個人不可控制的環(huán)境因素主要包括戶籍制度、父母受教育程度和社會地位、家庭所擁有的社會關(guān)系以及個體性別等。關(guān)于上述因素對個體創(chuàng)業(yè)、就業(yè)和晉升機會的影響，已有比較充分的文獻支持。陳釗等（2009）研究了社會資本對個體就業(yè)機會和就業(yè)質(zhì)量的影響；余向華和陳雪娟（2012）等從勞動力市場分割的角度，分析了機會不平等對個體就業(yè)的不利影響。此外，針對個體的創(chuàng)業(yè)行為，Aldrich等（1998）和Djankov（2006）等的研究發(fā)現(xiàn)，家庭網(wǎng)絡(luò)對于個體創(chuàng)業(yè)存在積極的影響，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)之初往往傾向于向其父母尋求財務(wù)幫助。國內(nèi)相關(guān)研究也得出了類似的結(jié)論（邊燕杰和張磊，2006；馬光榮和楊恩艷，2011）?？梢?，機會不平等會對個體的創(chuàng)業(yè)、就業(yè)、晉升機會等產(chǎn)生影響，而這種影響直接關(guān)系到個體的職業(yè)發(fā)展和個人價值的提升，并最終作用于社會流動預期。

接下來對機會不平等作用于社會流動預期的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進行具體分析。一方面，當前機會不平等程度越高，則大部分家庭背景較差或一般的個體受到外部環(huán)境因素的制約會越大，依靠個人努力來提高社會地位將變得更加困難，故向上的社會流動預期會更低，因此，直接效應(yīng)為負。另一方面，如果政府以社會公平公正為目標實施一系列行之有效的政策措施，那么人們將預期未來的機會不平等程度會下降，且當前機會不平等程度越高的地區(qū)改革空間越大，將在更大程度上受到改革政策的影響，因而預期未來機會不平等的下降幅度也越大，并由此產(chǎn)生更為顯著的向上社會流動預期；反之，如果政府對社會公平正義問題不夠重視或政策力度不足以使民眾產(chǎn)生積極的心理預期，那么人們對未來機會不平等程度的預期將與當前的機會不平等程度保持一致，甚至趨于惡化，此時，當前機會不平等程度越高的地區(qū)，人們對該地區(qū)未來機會不平等程度的預期也越高，并由此阻礙向上的社會流動預期。因此，間接效應(yīng)可能為正也可能為負，具體符號取決于政府為實現(xiàn)社會公平目標所實施的政策措施對人們的心理預期產(chǎn)生的作用效果。①預期的時間跨度越長，則未來的機會不平等程度在該時間段內(nèi)越有可能發(fā)生變化，間接效應(yīng)越顯著。根據(jù)以上分析，當前的機會不平等程度對社會流動預期的總效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和，具體可分為三種情況（如表1所示）。

表1 總效應(yīng)分解類型表

（二）社會改革背景下的效應(yīng)分析。改革開放以來，我國經(jīng)濟高速增長，居民物質(zhì)生活條件得到了顯著的改善，同時，社會階層也急劇分化，社會成員收入差距不斷擴大，公平正義問題日益突出。該問題的產(chǎn)生存在深層次的體制原因，如市場經(jīng)濟體制不完善、社會保障體制不完善、政府職能轉(zhuǎn)換不到位以及在城鄉(xiāng)教育資源投入上的不均衡等。

為了實現(xiàn)社會公平正義和經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，國家有關(guān)部門對機會不平等給予了高度重視。黨的十四大首次提出“兼顧公平與效率”，并在隨后的十四屆三中全會中將其修改為“效率優(yōu)先，兼顧公平”；十六大報告進一步強調(diào)公平正義的重要性，并提出以司法保障作為實現(xiàn)社會公平正義的重要途徑。在上述重要思想的指導下，我國收入分配制度改革不斷向?qū)崿F(xiàn)社會公平正義的方向邁進。中共十六屆六中全會要求以“促進社會公平正義”為著力點構(gòu)建社會主義和諧社會。2007年在黨的十七大報告中，“公平正義”出現(xiàn)頻率驟增，并提出要在提高人民生活水平的同時，不斷深化收入分配制度改革，積極構(gòu)建公平正義和諧的社會主義社會。黨的十八大報告指出，和諧穩(wěn)定是社會發(fā)展的必要前提，主張建立完善的社會公平保障制度，促進權(quán)利公平、規(guī)則公平和機會公平，切實實現(xiàn)社會公平正義。可見，我國收入分配制度的改革，旨在協(xié)調(diào)公平與效率之間的關(guān)系，以期進一步完善社會主義市場經(jīng)濟和構(gòu)建具有中國特色的社會主義和諧社會。

因此，在以促進社會公平公正為重要目標的經(jīng)濟與社會改革背景下，我們推測，人們會預期未來一段時間我國機會不平等程度下降的可能性比較大，即機會不平等的間接效應(yīng)可能為正，若間接效應(yīng)足夠大以至超過直接效應(yīng)，則總效應(yīng)為正。為此，提出理論假設(shè)1：在政府部門努力促進社會公平正義的改革背景下，當前較高的機會不平等程度將導致向上的社會流動預期。

（三）影響效應(yīng)的異質(zhì)性分析。機會不平等對社會流動預期的影響在不同的群體中可能存在顯著的異質(zhì)性。首先是家庭背景差異。廉思和張琳娜（2011）發(fā)現(xiàn)，以低收入、弱家庭背景為主要特征的“蟻族”具有較為嚴重的“相對剝奪感”，并因此對社會資源的代際傳承具有十分強烈的不公平感。對于家庭背景條件較差的群體而言，較高的機會不平等程度對其當前擇業(yè)與晉升所產(chǎn)生的阻礙作用更大，并因此會在較大程度上削弱其向上的社會流動預期，故直接效應(yīng)增大；與此同時，如果預期未來機會不平等程度會下降，則家庭背景較差群體的處境將得到更大程度的改善，由此對未來社會地位變遷的積極預期也更加強烈，故間接效應(yīng)也會增大。由于兩種效應(yīng)一正一負，使得總效應(yīng)的變動情況不確定。但如果假設(shè)1成立，間接效應(yīng)的變動超過直接效應(yīng)的變動，則預期總效應(yīng)增大。

其次是年齡差異。起初，個體隨著年齡的增大，將逐漸步入職位晉升的黃金期，該時間段內(nèi)個體職位晉升的順利與否，將對后續(xù)的職業(yè)發(fā)展產(chǎn)生重大影響?？紤]到直接效應(yīng)中，機會不平等對個體職位晉升會產(chǎn)生負面影響，因此，隨著年齡的增大，預期直接效應(yīng)將增大；但隨著個體年齡的進一步增大，未來上升空間會縮小，職業(yè)地位提升的幾率會下降，此時，機會不平等對個體職位晉升所產(chǎn)生的負面影響也會減小，即直接效應(yīng)將減小。在直接效應(yīng)先增大后減小的過程中，間接效應(yīng)也會發(fā)生類似的變化。一般而言，個體年齡越大，其生活閱歷和工作經(jīng)驗就越豐富，對機會不平等的感知也更加敏銳，對于機會不平等可能對自身發(fā)展造成的影響也會有更加深刻的體悟。因此，對于較高年齡組的群體而言，當預期到未來機會不平等程度將會下降時，向上的社會流動預期會更加強烈，即間接效應(yīng)更大；但是，隨著年齡的進一步增大和事業(yè)發(fā)展空間的逐步縮小，間接效應(yīng)也會隨之減小。同樣，如果假設(shè)1成立，間接效應(yīng)的變動超過直接效應(yīng)的變動，則預期總效應(yīng)增大，但隨著年齡的進一步增加，總效應(yīng)增大的幅度將減小。

最后是戶籍和受教育程度差異?？紤]到家庭背景較好的群體大多屬于非農(nóng)業(yè)戶籍，①在本文所選取的樣本數(shù)據(jù)中，14歲時家庭等級在5級以上的群體中非農(nóng)業(yè)戶籍占到60%以上。而處于同一戶籍性質(zhì)的群體更容易形成競爭，因此家庭背景較差并且屬于非農(nóng)業(yè)戶籍的群體通常面臨更為直接和激烈的競爭，當前機會不平等對其就業(yè)選擇和職位晉升的影響更大，與此同時，該類群體對機會不平等的感知也更加強烈，當預期未來機會不平等程度將會下降時，其向上的社會流動預期也會更加強烈。因此，對于非農(nóng)業(yè)戶籍群體而言，機會不平等的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都會增大，若假設(shè)1成立，間接效應(yīng)的變動超過直接效應(yīng)，則預計總效應(yīng)增大。同樣，家庭背景較好的群體也往往伴隨較高的受教育程度，因此家庭背景較差并且受教育水平較高的群體通常會與家庭背景較好的群體形成直接的競爭關(guān)系。與以上分析思路類似，對于受教育水平較高的群體而言，機會不平等的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都會增大，若假設(shè)1成立，間接效應(yīng)的變動超過直接效應(yīng)，則預計總效應(yīng)增大?；谏鲜龇治觯岢龃龣z驗的理論假設(shè)2a、2b、2c和2d：

假設(shè)2a：在家庭背景條件較差群體中，機會不平等對社會流動預期的正向影響更加顯著。

假設(shè)2b：在年齡較大群體中，機會不平等對社會流動預期的正向影響更加顯著，但隨著年齡的進一步增長，影響幅度將趨于下降。

假設(shè)2c：在非農(nóng)業(yè)戶籍群體中，機會不平等對社會流動預期的正向影響更加顯著。

假設(shè)2d：在受教育水平較高群體中，機會不平等對社會流動預期的正向影響更加顯著。

三、計量模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源與變量定義

（一）計量模型構(gòu)建。依據(jù)前文的理論分析，為了檢驗機會不平等對社會流動預期的影響，構(gòu)建如下計量模型：

其中，下標i表示地區(qū)（省、自治區(qū)或直轄市），j表示個體，t表示年份；exp_grade為個體預期社會等級的變化；opp和effort分別為地區(qū)層面的機會不平等和努力不平等的測度指標；X為隨時間變化的地區(qū)控制變量；Z為個體特征變量；τ和π分別為年份固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)。由于被解釋變量為二值虛擬變量，因此采用logit模型對其進行估計。借鑒已有的研究成果（江求川，2014；吳煒，2016），本文選取的控制變量具體如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計

（二）數(shù)據(jù)來源與說明。本文所使用的微觀數(shù)據(jù)來源于2010?2013年中國綜合社會調(diào)查（CGSS2010?2013①CGSS數(shù)據(jù)是研究我國居民就業(yè)、生活、價值觀等問題所公認的權(quán)威數(shù)據(jù)。詳見http://www.chinagss.org。）。出于研究的目的，對樣本做如下處理：（1）限定樣本年齡為 18?50 歲；②原因在于，本文的預期跨度為十年，而大部分群體在60歲前后退休，退休群體與未退休群體之間可能存在系統(tǒng)性差異。（2）對于家庭經(jīng)濟狀況、受教育程度、上年個人年收入等與個體特征變量相關(guān)的問題，剔除答案為“不知道”、“拒絕回答”、“說不清”的樣本。宏觀層面（省、自治區(qū)或直轄市）的控制變量數(shù)據(jù)源于相應(yīng)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》，對于少量缺失值采用移動平滑法予以處理。

（三）變量定義。

1.機會不平等的測度。依據(jù)Lefranc等（2008）等對機會不平等概念的界定，在運氣中性且努力程度保持不變的情形下，如果個體對未來的收入預期依出身背景的不同而有所差別，則意味著存在機會不平等。簡言之，如果將全樣本按照家庭背景因素劃分為不同的組別，則組別之間的平均結(jié)果差異可在一定程度上衡量機會不平等程度。與之對應(yīng)，組內(nèi)差異表示同一家庭背景條件下的結(jié)果差異，可用于衡量努力不平等程度。其嚴格的數(shù)學表述如下：定義有限個體集個體i的特征集，其中y代表結(jié)果變量（advantage），C表示環(huán)境特征向量，e為個體努力水平；環(huán)境向量包括J個元素（如種族、家庭背景條件等），其中第j個元素取有限值依據(jù)環(huán)境向量可將人口予以細分，人口類型集，可能的最大類型數(shù)目是設(shè)定環(huán)境類型k下的平均結(jié)果為：其中是以環(huán)境類型k為條件，結(jié)果（y）的條件累積分布函數(shù)。進一步定義光滑分布，滿足，其中因此表示環(huán)境類型為k的子群體的結(jié)果均值，與該群體中的個體無關(guān)。則衡量機會不平等的絕對測度和相對測度分別為：，其中是參數(shù)為0的廣義熵，又稱為平均對數(shù)離差。μ為總體均值為以環(huán)境類型為分組依據(jù)的組內(nèi)均值。此時，若將組內(nèi)均值替換為個體值則表示總的結(jié)果不平等，其與的差值即為努力不平等的測度。組內(nèi)均值的估計可分為非參數(shù)方法和參數(shù)方法。本文利用非參數(shù)方法進行估計，①與參數(shù)方法相比，非參數(shù)方法對數(shù)據(jù)要求較低，且不依賴于具體的模型設(shè)定，具有較好的適用性（Ferreira和Gignoux，2011）。并采用機會不平等的絕對指標進行分析。

本文選取的家庭背景因素（即環(huán)境類型變量）包括家庭經(jīng)濟、文化及政治背景。②部分學者認為戶籍身份也是影響收入分配結(jié)果的重要因素之一，但本文并未將其作為測度機會不平等的分類變量。原因有二：其一，戶籍指標與其他選用的分類變量（如父母教育、經(jīng)濟地位等）之間的相關(guān)性較高，彼此具有較強的替代性；其二，存在“農(nóng)轉(zhuǎn)非”問題，而這可能是由個體努力因素導致的，因此戶籍變量不具有外生性。其中，家庭經(jīng)濟背景的衡量指標為被訪者14歲時主觀上認為的家庭等級；家庭文化背景與政治背景指標分別為父母的受教育程度和政治面貌。利用以上測度方法和CGSS（2010?2013）數(shù)據(jù)得到我國四年當中全國相對機會不平等的均值為0.162，③由于測度方法的局限性，此處的機會不平等測度結(jié)果都是實際機會不平等的下限（Ferreira和Gignoux，2011）。即機會不平等占總收入不平等的比例為16.2%，這與潘春陽（2011）測度的結(jié)果18.7%較為接近。④限于篇幅，未在文中列示分省份和年度的機會不平等測度結(jié)果，如有需要可向作者索要。

2.其他變量定義與描述。本文的被解釋變量為主觀上個體預期社會等級的變化，即社會流動預期。CGSS調(diào)查問卷中存在這樣的問題：“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層，您認為您自己目前在哪個等級上？您認為您十年前在哪個等級上？您認為您十年后將會在哪個等級上？”問卷要求被調(diào)查者在數(shù)字1到10之間選擇，數(shù)字越大表示社會等級越高。本文用十年后所處等級與目前所處等級二者之間的差值衡量個體的社會流動預期。理論上，社會流動預期的取值在?9和9之間，當取值為正（負）時，表示個體有向上（下）的社會流動預期，而當取值為0時，表示個體預期十年后的社會等級不會發(fā)生變化。為了盡可能減小被調(diào)查者回答問題時由于主觀偏誤所造成的影響，本文將社會流動預期分為兩類：一類是向上的社會流動預期（對應(yīng)取值為正），另一類是向下或不變的社會流動預期（對應(yīng)取值為負或0）。另外，在個體控制變量中包含過去實際的社會流動狀況，該變量用個體當前所處社會等級與十年前所處社會等級的差值衡量，具體處理方式同上述一致。其他變量的說明以及描述性統(tǒng)計如表2所示。

四、回歸結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果。根據(jù)模型（1）得到的基本回歸結(jié)果如表3所示。第（1）列除地區(qū)和時間固定效應(yīng)外不包含任何個體和地區(qū)層面的控制變量，此時，機會不平等（opp）的系數(shù)在1%水平下顯著為正，但可能存在遺漏相關(guān)變量的問題。個體層面，如受訪者受教育程度、收入水平以及家庭經(jīng)濟狀況等變量，不僅會對受訪者的社會流動預期產(chǎn)生影響，也在一定程度上與當前的機會不平等程度存在關(guān)聯(lián)，遺漏這些變量可能導致系數(shù)估計值有偏；另有一些個體層面的變量，如受訪者性別、種族、年齡以及宗教信仰等僅與受訪者的社會流動預期相關(guān)，而與當前的機會不平等程度不相關(guān)，遺漏這些變量雖然不至于影響到估計系數(shù)的無偏性，但也會增大標準誤，降低估計系數(shù)的顯著性。此外，地區(qū)層面的變量，如受訪者所在省份的經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等都可能同時與當前的機會不平等程度和受訪者的社會流動預期相關(guān)，從而產(chǎn)生遺漏變量的問題。因此，第（2）、（3）列依次在前一列的基礎(chǔ)上添加個體特征控制變量和隨時間變化的地區(qū)控制變量，隨著控制變量的逐步納入，機會不平等（opp）的估計系數(shù)始終在1%的水平下顯著為正（如表 3 第（2）、（3）列）。

表3 機會不平等對個體社會流動預期的影響

因此，假設(shè)1得到了初步證實：在政府以社會公平正義為目的的改革政策影響下，當前機會不平等程度越高的地區(qū)越可能預期未來機會不平等程度將出現(xiàn)較大幅度的下降，由此導致機會不平等的間接效應(yīng)為正，且間接效應(yīng)超過直接效應(yīng)，因此，總效應(yīng)為正，即當前機會不平等程度越高，向上的社會流動預期越顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理。

1.回歸模型設(shè)定。在之前的實證分析中，本文將社會流動預期計算為受訪者十年后所處等級與目前所處等級之差，并且為了盡可能降低主觀偏誤，將社會流動預期變量按照差值是否大于0定義為二值變量。為了更精細地刻畫社會流動預期的變化，也可以對社會流動預期變量取更多的數(shù)值等級。表4第（1）、（2）列中賦予社會流動預期變量5個數(shù)值等級并依次采用普通最小二乘和有序概率模型進行估計。表4第（3）列中賦予社會流動預期變量3個數(shù)值等級并采用有序概率模型進行估計。結(jié)果并無顯著差異。

2.樣本選擇?？紤]到許多受訪者會選擇在55歲后陸續(xù)退休，因此從45歲到50歲之間的個體其社會流動預期可能存在異常。為此，剔除年齡在40到50歲之間的樣本，對模型重新進行回歸，結(jié)果如表4第（4）列所示。此外，為排除部分特殊地區(qū)對模型估計的干擾，第（5）列刪除觀測值最少的四個地區(qū)樣本：海南、西藏、寧夏和新疆；第（6）列刪除四個直轄市樣本。結(jié)果依然穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗

3.關(guān)于人口跨省流動。本文在研究中僅考慮個體所在地區(qū)的機會不平等程度，而人口跨省流動可能會對估計結(jié)果造成一定的影響。然而，根據(jù)第六次人口普查，我國大部分地區(qū)的人口流動以省內(nèi)流動為主，2010年跨省流動人口占全國總?cè)丝诘谋壤齼H為6.41%（余運江，2015），據(jù)此可推測人口跨省流動所造成的偏誤應(yīng)該不會太大。此外，考慮到人口流動主要集中于20?35歲群體，且以未婚、農(nóng)業(yè)戶籍群體為主，因此為盡可能削弱人口跨省流動的影響，本文選取35?50歲的已婚、非農(nóng)業(yè)戶籍樣本進行回歸分析，結(jié)果表明機會不平等對個體社會流動預期的正向影響依然十分顯著，①機會不平等的回歸系數(shù)值為1.959，P值為0.018。在此感謝匿名審稿人提出的寶貴建議。該結(jié)果表明人口跨省流動并未對本文的基本結(jié)論產(chǎn)生根本性影響。

4.關(guān)于內(nèi)生性。本文構(gòu)建了省級層面的客觀機會不平等指標，相對于個體層面的主觀機會不平等指標而言，有以下兩點優(yōu)勢：其一，避免了雙向因果問題，總體可以對個體產(chǎn)生影響，但個體對總體的影響一般可以忽略不計；其二，客觀機會不平等指標與個體特征無關(guān)，從而有效避免了個體性格特征變量對模型的干擾。此外，本文還盡可能納入了省級和個體層面的控制變量，以減小遺漏變量偏誤。然而，囿于調(diào)查數(shù)據(jù)的局限性及變量之間彼此關(guān)聯(lián)的復雜性，遺漏變量問題依然可能存在。本文嘗試選用合適的工具變量解決內(nèi)生性問題。

機會不平等主要指由非個體自身所能控制的因素（如家庭背景因素與制度環(huán)境因素等）導致的結(jié)果分配不平等。一般而言，家庭背景因素作用于個體收入的機制主要有兩類：一為社會關(guān)系機制，即個體依托家庭現(xiàn)有的社會網(wǎng)絡(luò)資源為自身的職業(yè)發(fā)展提供助力；二為經(jīng)濟資源機制，即出生于高收入背景家庭的子女能夠享有較好的醫(yī)療衛(wèi)生和教育資源，從而具有較為良好的體力和智力儲備。故一切可以影響上述兩類作用機制的因素均可能對機會不平等造成影響。一方面，父輩通過社會關(guān)系機制給子女提供職業(yè)發(fā)展便利的可能性與市場機制的健全程度密切相關(guān)，隨著市場機制的不斷完善，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系將逐漸被正式的法律法規(guī)所取代，社會網(wǎng)絡(luò)與政治資本的邊際收益趨于遞減（Stiglitz，2000；劉和旺和王宇鋒，2010）。故市場化水平與機會不平等之間應(yīng)存在一定的負相關(guān)關(guān)系。此外，考慮到政府部門提供的公共醫(yī)療和基礎(chǔ)教育等能夠在一定程度上緩解由家庭背景因素引致的收入分配差距，故地區(qū)公共產(chǎn)品的供給可能是與機會不平等相關(guān)的另一重要變量。鑒于地區(qū)市場化程度與基本公共品供給對機會不平等的作用效果可能存在一定的滯后性，本文選擇如下滯后期變量作為工具變量：十年前人均財政教育支出、衛(wèi)生經(jīng)費支出、人均財政社會福利救濟與社會保障支出之和以及十年前中介組織發(fā)育與法律指數(shù)。表4第（7）列為工具變量估計結(jié)果，與第（1）列相比并無顯著差異。而且，模型估計中的K-P rk LM統(tǒng)計量的伴隨概率為0.00，拒絕弱工具變量假設(shè)；Hansen J統(tǒng)計量的伴隨概率為0.26，可進一步認為本文所選擇的工具變量有效。當然，現(xiàn)實中很難找到完全外生的工具變量，此處采用工具變量進行回歸分析，也僅為結(jié)果的穩(wěn)健性提供了輔助說明。

（三）對間接效應(yīng)的檢驗。在理論分析部分，本文將機會不平等對社會流動預期的作用機制分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。其中，間接效應(yīng)強調(diào)人們基于當前的機會不平等程度以及政府已經(jīng)或?qū)⒁扇〉拇龠M社會公平正義的政策舉措，對未來的機會不平等變化作出預測，進而作用于社會流動預期。與直接效應(yīng)相比，間接效應(yīng)涉及人們對政府相關(guān)政策有效性的心理預期。據(jù)此，我們可以嘗試對間接效應(yīng)進行檢驗，基本思路如下：若人們對政府部門的信任度更高，或者對政府過去所實施的某些重大政策舉措滿意度更高，則對政府已經(jīng)或?qū)⒁扇〉拇龠M社會公平正義的政策舉措擁有更大的信心和更為積極的政策效果預期，如此一來，人們會預期未來機會不平等程度下降的幅度更大，從而向上的社會流動預期更為顯著，即間接效應(yīng)會更大，而在直接效應(yīng)不變的條件下，總效應(yīng)會更大。反之則反是。據(jù)此，可在基準回歸模型中添加機會不平等變量與政府信任度或政府政策滿意度變量的交互項來對間接效應(yīng)進行檢驗。

檢驗結(jié)果如表5和表6所示。表5第（1）列中，添加機會不平等（opp）與政府信任度指標變量（trust_govern）的交互項（opp×trust_govern），結(jié)果表明，opp的系數(shù)顯著為正，opp×trust_govern的系數(shù)盡管為正，但并不顯著，這可能緣于二者之間存在較強的共線性；第（2）、（3）列按照人們對政府的信任度進行分組回歸，其中第（2）列為政府信任度較低組，第（3）列為政府信任度較高組，結(jié)果表明，兩者機會不平等（opp）系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，但后者的系數(shù)值接近前者的兩倍，這意味著人們對政府的信任度越高，當前機會不平等對社會流動預期的正向影響越大，該結(jié)論在一定程度上證實了間接效應(yīng)的存在性。

表5 間接效應(yīng)檢驗（一）：與政府信任度交互

另外，根據(jù)上述分析的檢驗思路，間接效應(yīng)與人們對政府部門的政策預期密切相關(guān)，因而與對政府的信任度，而非對其他機構(gòu)的信任度或一般化的信任關(guān)聯(lián)較為緊密。因此，如果將政府信任度指標替換為一般化信任指標，則不同信任水平的組別之間，opp系數(shù)不應(yīng)存在較大的差異性。表5第（4）、（5）列的回歸結(jié)果證實了這一點，從而進一步驗證了間接效應(yīng)的存在性。

表6在基準模型中添加政府環(huán)境治理滿意度指標，其中，第（1）?（3）列為地方政府環(huán)境治理滿意度，第（4）?（6）列為中央政府環(huán)境治理滿意度。第（1）列中，機會不平等指標與政府環(huán)境治理滿意度指標的交互項（opp×performance_lg）系數(shù)顯著為正，符合預期，而opp系數(shù)不顯著可能與樣本量大幅減少有關(guān)；①關(guān)于政府環(huán)境治理滿意度，僅有兩年數(shù)據(jù)（2010年和2013年）。第（2）、（3）列的分組回歸結(jié)果顯示，僅在環(huán)境治理滿意度較高組中，opp系數(shù)較為顯著，這與第（1）列的回歸結(jié)果一致，表明機會不平等對社會流動預期的正向影響在政府環(huán)境治理滿意度水平較高的組別中明顯較大。同樣，或許由于樣本量較小的緣故，第（4）?（6）列的回歸結(jié)果并不顯著，但系數(shù)符號均與預期相符，且第（5）列與第（6）列相比，opp系數(shù)值顯著增大。因此，表6的回歸結(jié)果也在一定程度上證實了間接效應(yīng)的存在。

表6 間接效應(yīng)檢驗（二）：與政府環(huán)境治理滿意度交互

（四）機會不平等的社會流動預期效應(yīng)在不同群體間的差異性分析。

1.家庭背景異質(zhì)性。本文選取的家庭背景變量包括受訪者14歲時的家庭等級與受訪者父親的受教育程度。依據(jù)家庭背景變量進行分組回歸后的結(jié)果如表 7 第（1）?（4）行所示。從中可知，僅當受訪者的家庭背景條件較差時（14歲時家庭等級在5級以下、父親受教育程度在高中以下），機會不平等會對社會流動預期產(chǎn)生顯著的正向影響。②本文還以被訪者母親的受教育程度作為家庭背景變量進行分組回歸，結(jié)果一致。結(jié)果支持理論假設(shè)2a。

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

2.年齡異質(zhì)性。將受訪者按照年齡大小進行分組回歸后的結(jié)果如表7第（5）?（9）行所示。從中可知，機會不平等對社會流動預期的正向影響僅在高年齡組（36?50 歲）顯著（如表 7 第（5）、（6）行）。第（7）?（9）行進一步將全樣本按照年齡大小劃分為三組，在低年齡組中回歸系數(shù)不顯著，而在中高年齡組中系數(shù)顯著為正，且相比于高年齡組，中間年齡組回歸系數(shù)的絕對值更大。這說明，對于較高年齡組的群體而言，當預期到未來機會不平等程度將會下降時，向上的社會流動預期會更加強烈，即機會不平等的間接效應(yīng)更大；但隨著年齡的進一步增大，個體職業(yè)地位提升的幾率減小，機會不平等對社會流動預期的影響程度存在一定幅度的下降。理論假設(shè)2b同樣獲得了經(jīng)驗支持。

3.戶籍和受教育程度異質(zhì)性。為了檢驗戶籍和受教育程度異質(zhì)性，將全部家庭背景較差的群體③以全樣本進行回歸結(jié)果并無顯著差別。（即14歲時家庭等級在5級以下）依次按照戶籍性質(zhì)和受教育程度進行劃分，并分別進行回歸分析，估計結(jié)果如表7第（10）?（13）行所示。結(jié)果表明，在非農(nóng)業(yè)戶籍或受教育水平較高的群體中機會不平等的系數(shù)估計值顯著更大，該結(jié)果支持了理論假設(shè)2c和2d。

五、結(jié)論與政策啟示

居民社會流動預期是“中國夢”在個體層面的重要體現(xiàn)，但我國關(guān)于社會流動預期影響因素的研究相對比較匱乏，尤其缺少從制度環(huán)境因素方面對其進行系統(tǒng)分析。本文利用中國微觀調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS2010?2013年）深入探究機會不平等對個體社會流動預期的影響機制，結(jié)果表明：在政府以實現(xiàn)社會公平正義為目標的改革措施影響下，人們預期未來機會不平等程度會下降，且下降幅度與當前機會不平等程度成正相關(guān)關(guān)系，因此，機會不平等作用于社會流動預期的間接效應(yīng)為正，并超過直接效應(yīng)，導致總效應(yīng)為正，即當前機會不平等程度越高的地區(qū)，人們向上的社會流動預期越顯著。同時，機會不平等對社會流動預期的影響有很強的群體異質(zhì)性，在家庭背景條件較差、年齡相對較大、受教育程度較高以及非農(nóng)業(yè)戶籍群體中，機會不平等對社會流動預期的正向影響更大。

上述結(jié)論的政策含義是，鑒于我國當前機會不平等程度較高，而促進社會公平正義、降低機會不平等是一個緩慢漸進的過程，因此為了盡可能降低機會不平等對社會經(jīng)濟所造成的負面影響，政府部門應(yīng)當在貫徹落實公平政策的同時，實施有效的預期管理，增強人們對政府部門的信任，使其保持對未來改革政策的樂觀預期，從而維持當前較為良好的居民社會流動預期。

* 本文受到了華中科技大學自主創(chuàng)新基金項目“制度改革、人力資本投資與經(jīng)濟增長新動力”（2016AB016）的資助。

主要參考文獻：

[1]陳釗，陸銘，佐藤宏.誰進入了高收入行業(yè)?——關(guān)系、戶籍與生產(chǎn)率的作用[J].經(jīng)濟研究，2009，（10）：121?132.

[2]江求川，任潔，張克中.中國城市居民機會不平等研究[J].世界經(jīng)濟，2014，（4）：111?138.

[3]雷欣，程可，陳繼勇.收入不平等與經(jīng)濟增長關(guān)系的再檢驗[J].世界經(jīng)濟，2017，（3）：26?51.

[4]劉和旺，王宇鋒.政治資本的收益隨市場化進程增加還是減少[J].經(jīng)濟學（季刊），2010，（3）：891?908.

[5]呂光明，徐曼，李彬.收入分配機會不平等問題研究進展[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2014，（8）：137?147.

[6]馬光榮，楊恩艷.社會網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J].經(jīng)濟研究，2011，（3）：83?94.

[7]歐陽英.預期追尋與社會進步關(guān)系的當代分析[J].現(xiàn)代哲學，2005，（3）：50?57.

[8]余向華，陳雪娟.中國勞動力市場的戶籍分割效應(yīng)及其變遷——工資差異與機會差異雙重視角下的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2012，（12）：97?110.

[9]Alesina A，Angeletos G M.Fairness and redistribution[J].The American Economic Review，2005，95（4）： 960?980.

[10]Alm?s I，Cappelen A W，Lind J T，et al.Measuring unfair （in）equality[J].Journal of Public Economics，2011，95（7–8）：488?499.

[11]Checchi D，Peragine V.Inequality of opportunity in Italy[J].The Journal of Economic Inequality，2010，8（4）：429?450.

[12]Ferreira F H G，Gignoux J.The measurement of inequality of opportunity：Theory and an application to Latin America[J].Review of Income and Wealth，2011，57（4）： 622?657.

[13]Lefranc A，Pistolesi N，Trannoy A.Inequality of opportunities vs.inequality of outcomes：Are western societies all alike?[J].Review of Income and Wealth，2008，54（4）： 513?546.

[14]Marrero G A，Rodríguez J G.Inequality of opportunity and growth[J].Journal of Development Economics，2013，104（3）： 107?122.

[15]Roemer J E.Equality of opportunity[M].Cambridge，Mass：Harvard University Press，1998.