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    中等收入者主觀認同向下偏移現象及原因分析

    時間:2019-04-23 來源:北京社會科學 作者:楊燦 本文字數:13238字

      摘    要: 中等收入群體作為社會的“穩定器”, 肩負著維護社會穩定和公平的重擔。利用2014年CFPS數據分析發現, 主觀認同感越高的中等收入者對社會問題的態度更加積極, 更加認可政府工作。個體結構性因素、社會環境因素以及家庭經濟狀況都會影響中等收入者主觀認同感。中等收入者主觀認同感呈現向下偏移的態勢。究其原因, 中等收入者的收入水平普遍較低, 大多位于中等收入標準下限。相對于其他收入群體, 中等收入群體面臨的工作、人際交往和住房貸款壓力較大, 所承擔的社會保障負擔和金融投資風險也較高。因此, 提升中等收入者主觀認同感的關鍵在于增收、減負, 使其真正享受到中等收入者應有的待遇。

      關鍵詞: 中等收入者; 主觀認同感; 消費結構; 向下認同; 社會態度;

      Abstract: As a social stabilizer, the middle class shoulders the burden of social stability and fairness.Based on the data of CFPS 2014 survey, it is found that the higher subjective income of middle class is, the more optimistic social attitudes it has. Individual structural differences, physical and mental health status, income gap and family economic conditions have significant effects on the deviation. Middle class identification generally shows downward. Compared with other groups, the middle-income people are facing more work pressure, interpersonal relations and housing loans, more social security burden and financial investment risks.so, improving their income and cutting their burden would help the middle class have more identity acknowledgement.

      Keyword: middle class; subjective identification; consumption structure; lower deviation; social attitude;

      中等收入群體被稱為社會的“穩定器”、分配的“晴雨表”, 中等收入群體的比例越大, 社會的穩定性和公平性越高, 社會矛盾和沖突發生的概率越小。黨的十八大報告中提出擴大中等收入群體規模, 各界對中等收入者的關注度也越來越高。從政治上看, 中等收入群體是國家經濟發展的最大受益者, 他們擁護黨和國家的方針、政策;從經濟上看, 中等收入群體收入穩定, 購買力活躍, 對市場具有巨大的拉動作用;從文化上看, 中等收入群體對文化教育的投入較為穩定, 是先進文化的消費者和創造者。1近年來, 中等收入者比重有所上升, 但這并不意味著他們在主觀上認同其收入地位。很多個體雖然在收入標準上被劃分為中等收入者, 但是其主觀認同感普遍偏低。以收入標準定義的中等收入者與主觀認同的“中層”群體并不吻合, 甚至存在一定程度的背離現象。

    中等收入者主觀認同向下偏移現象及原因分析

      2010年中國社會科學院“當代中國社會結構變遷研究”課題組的研究報告顯示, 2006年中國中產階層的數量已達到總人口的23%左右。2中國社會科學院2011年城市藍皮書稱, 2009年, 中國城市中等收入階層規模已達2.3億人, 占城市總人口的37%左右, 近四成的城市居民躋身中產行列。3 (P110-132) 然而, 這些數據受到國內很多民眾質疑, 他們紛紛表示自己以及周圍大多數人并不屬于中產階層, 社會上也一度出現“被中產”的言論。一些研究表明, 中國半數以上的中等收入群體否認自己處于社會中層, 中等收入者主觀認同感存在向下偏移的傾向。4

      缺乏安全感和滿足感是導致中等收入者主觀認同感偏低的一個重要原因。5主觀評價與客觀階層不一致, 意味著社會分層并沒有讓社會成員信服和認可, 會給社會穩定埋下隱患。6主觀認同感越低的群體, 其社會公平感以及對政府的態度越消極。78自我認同的中層更容易形成共同的社會態度和行為偏好, 對維護社會穩定有著積極意義。9中等收入者自我階層歸屬感越低, 越容易產生對整個社會的不信任, 從而影響其消費模式和生活方式, 進而影響到整個社會的經濟發展。那么, 中等收入者作為社會的“穩定器”是否具備統一的社會態度呢?

      為什么學術界根據客觀分層標準劃分的收入階層與居民主觀評價得到的收入階層有如此大的差異?中等收入者主觀認同感是否出現了偏移?如果是, 中等收入者主觀認同感發生了什么樣的偏移?影響其偏移的主要因素有哪些?為什么會產生這樣的偏移?

      一、文獻綜述

      關于中等收入群體的界定標準、規模數量和發展趨勢, 一直是學術界關注的焦點。學術界對中等收入者的定義和界定標準不一, 加之采用的數據和分析方法不同, 從而導致測算出的中等收入者規模及其變化趨勢就有一定差異。10李實等和楊修娜等提出的中等收入者劃分標準, 選取全世界200多個國家每年收入中位數的66.6%至300%作為中國當年中等收入者劃分標準的上下限。1112這種定義方式不僅可以綜合絕對收入標準和相對收入標準的優點, 還可以進行國際比較。

      主觀地位評價是指社會成員根據某項標準將自己歸屬于社會分層體系中的某一層。13通常, 主觀地位評價是通過詢問被訪者“您認為自己屬于社會哪個階層”而獲得。14也有學者通過構建階梯圖獲取個體主觀地位評價。15主觀地位評價包括個體對其經濟地位和社會地位的評價。16選用被訪者關于“您的個人收入在本地屬于”的回答作為主觀評價的衡量標準, 這里的主觀評價是指主觀經濟地位評價。

      中國居民主觀地位評價與客觀階層之間確實存在偏差, 已經成為眾多研究者的共識。171819主觀認同感偏移是指主觀評價與客觀階層之間的差異。主觀評價高于客觀階層即為向上偏移, 主觀評價與客觀階層一致即為一致認同, 主觀評價低于客觀階層即為向下偏移。202122關于中等收入者主觀認同感的系統性研究不太多, 在僅有的幾篇文獻中, 其關于中等收入者主觀認同感偏移的結論亦存在爭議。一部分學者認為中等收入者的主觀評價與其客觀階層較為一致。23另一部分學者則認為中等收入群體主觀認同感存在“向下偏移”的態勢。242526

      國內很多學者已對居民主觀地位評價的影響因素進行過分析, 發現人力資本、政治資本、家庭經濟狀況、社會問題認知以及心態都會影響居民主觀評價。人力資本中受教育程度和職業的影響較為顯著。2728黨員身份、2930家庭收入和房產也會對居民主觀評價產生影響。313233除此之外, 個人對社會問題的認知以及心態等因素也會影響到居民主觀評價。343536主觀認同偏移不一定來源于個體對客觀地位差異的直接體驗和認知, 文化傳統、心理因素、思維方式都可能導致主觀認同感偏移。37人們選取不同的參照對象而產生的相對剝奪感也會影響其主觀評價。38

      目前, 有關主觀認同感偏移的研究大多以居民的主觀地位評價為因變量, 將居民的客觀階層地位和結構性因素作為自變量進行分析。不同于以往大多數研究, 我們將以主觀認同感偏差作為因變量, 探討個體結構性因素、家庭經濟狀況以及社會環境對中等收入者主觀認同感偏移的影響。

      二、主觀認同感與社會態度

      (一) 主觀認同感

      將被訪者關于“您的個人收入在本地屬于?”的回答作為主觀收入評價的衡量標準。將自評分1和2定義為低收入, 3定義為中等收入, 4和5定義為高收入。主觀認同感分為三類:向下偏移、一致認同和向上偏移。主觀收入評價低于客觀實際階層即為向下偏移, 取值為-1;主觀收入評價與客觀階層一致即為一致認同, 取值為0;主觀收入評價高于客觀實際階層即為向上偏移, 取值為1。

      如表1所示, 中國居民主觀收入評價與客觀階層不一致。近半數的中等收入者主觀認同感存在偏差, 并且更傾向于向下偏移。除此之外, 還對中等收入者主觀認同感偏移的概率進行估算。結果發現:中等收入者主觀認同感向下偏移的概率為35.96%, 一致認同的概率為52.60%, 向上偏移的概率為11.44%。這可能是由于近年來中國貧富差距快速擴大, 城鄉居民普遍存在被剝奪感, 很多個體雖然在客觀收入標準上被劃分為中等收入者, 但是主觀收入評價卻普遍偏低。

      表1 各階層主觀收入評價和主觀認同感分布
    表1 各階層主觀收入評價和主觀認同感分布

      (二) 社會態度

      有學者提出自我認知階層較低的群體, 其社會認同感越低, 并且對社會問題和社會矛盾持有相對尖銳的態度。39為了探究不同群體對待社會問題的態度差異, 根據CFPS2014年成人問卷中有關社會問題的調查, 選取貧富差距、就業、教育、醫療、住房、社會保障、政府廉政以及政府業績等8個問題進行分析, 詳見表2。先選取貧富差距、社會保障以及政府工作業績進行研究。如表3所示, 不同群體對社會問題的態度存在分化現象。客觀收入階層越高的群體, 對中國貧富差距和社會保障問題的評價越消極。自評為中等收入階層的群體對貧富差距和社會保障問題的態度更為樂觀。各收入階層對當地政府工作大多持正面評價, 主觀收入階層越高的群體更加認可政府的工作。由此可見, 提高居民主觀認同感對于穩定社會有重要意義。

      由于上文僅選取貧富差距、社會保障問題以及政府工作業績三個方面的問題進行分析, 可能存在選擇性偏差, 并不能準確地反映個體對社會問題的態度。接下來采用主成分分析法對問卷中測度個體社會態度的8個變量進行分析。首先根據特征根和累計貢獻率提取出前三個主成分, 然后根據這三個主成分的貢獻率加權生成一個社會態度綜合指標。40主成分特征向量如表4所示。在第一主成分中, 教育、醫療、住房、社會保障的系數較大, 可視為反映社會福利保障制度問題的綜合指標。在第二主成分中, 政府腐敗問題和政府工作業績的影響最大, 可視為反映政府工作態度的綜合指標。在第三主成分中, 貧富差距和就業問題的影響較大, 可視為反映社會不平等的綜合指標。在提取出來的初始特征根中, 前三個主成分能夠解釋的變異百分比分別為43.94%、13.19%和11.35%, 總共能夠解釋68.48%的社會態度變量值。通過KMO檢驗和SMC檢驗發現, 測度個體社會態度的8個變量相關性較強, KMO值平均為0.85, 基本符合主成分分析的要求。41

      表2 問卷中有關居民社會態度的問題
    表2 問卷中有關居民社會態度的問題

      表3 各階層的社會態度 (%)
    表3 各階層的社會態度 (%)

      表4 主成分系數及檢驗分析
    表4 主成分系數及檢驗分析

      三、數據與變量描述統計

      (一) 研究數據

      選取2014年中國家庭追蹤調查數據 (China Family Panel Studies, CFPS) 進行分析。該數據樣本覆蓋全國25個省/市/自治區, 可以視為全國代表性樣本。由于只有成人問卷中涉及個體主觀收入評價與社會滿意度的調查, 選擇16歲及以上樣本作為研究對象。采用家庭人均收入定義中等收入者, 并選取全世界200多個國家收入中位數的300%和66.6%作為中國當年中等收入者的上下限。42中等收入群體樣本量為8960個, 低收入群體樣本量為31297個, 高收入群體樣本量為440個。

      (二) 相關變量說明

      上文已經詳細介紹了主觀認同感和社會態度變量, 這里將對其他相關變量進行說明。

      1. 個體結構性因素

      (1) 政治資本。政治資本指居民的黨員身份, 是一個虛擬變量 (黨員=1) 。

      (2) 人力資本。人力資本變量包括兩方面:受教育程度和職業。受教育程度分為“小學及以下”“初中”“高中”“大專”和“大學及以上”五類。職業根據工作性質劃分為“黨政機關”“事業單位”“國有企業”“私營個體”“外商投資”“個體家庭”“民辦非企業組織”及“其他”八類。對于沒有工作的人群也將其納入職業變量中, 變量值為0。

      (3) 身心健康狀況。身心健康狀況包括身體健康狀況和精神狀態兩個方面。選取2014年CFPS成人問卷中“您認為自己的健康狀況”的回答作為個體身體健康狀況的代理變量。1-5分別表示不健康、一般、比較健康、很健康和非常健康。根據受訪者關于精神狀態調查的6個問題的回答進行加權得到受訪者自評精神狀態。43評分越高, 說明受訪者精神狀態越好。

      (4) 其他控制變量。將性別 (男性=1) 、戶籍 (城鎮=1) 、年齡、地區 (東、中、西部) 和婚姻狀況 (已婚=1) 作為控制變量。性別、戶籍、地區和婚姻狀況的參照組依次為女性、農村、東部和未婚。

      2. 家庭經濟狀況

      為了控制家庭人口規模的影響, 這里選擇家庭人均收入和家庭人均凈資產反映家庭經濟狀況。

      (1) 收入。這里的收入是指家庭人均可支配收入。根據李實等對收入的定義以及自有住房租金估算方法重新估算家庭可支配收入。44按照慣例對收入變量取對數, 以便使其接近正態分布。

      (2) 凈資產。家庭資產可能會影響中等收入者的主觀評價, 通過引入家庭人均凈資產進行分析。與收入不同, 家庭人均凈資產有零值和負值, 因此不對其取對數。

      3. 社會環境因素

      主觀收入階層是根據CFPS2014問卷中“您的個人收入在本地屬于:很低1-5很好”的回答進行劃分。被訪者根據所在地區的收入水平來評價自己的經濟地位, 而客觀收入階層的劃分依據則是全國統一標準。為了控制由于地區收入差異產生的內生性問題, 引入地區人均收入變量。這里的地區人均收入是根據省份劃分計算的平均收入, 并對其取對數。主要指標統計分析見表5。

      表5 中等收入者的變量統計描述
    表5 中等收入者的變量統計描述

      注:未婚包括同居和離婚, 已婚包括喪偶;民辦非企業組織包括民辦非企業協會、行會、基金會和村居委會。

      四、中等收入者主觀認同感偏移的影響因素分析

      本節將結合已有文獻研究, 從個體結構性因素、家庭結構狀況以及社會環境因素三個方面進行分析, 考察這些因素如何影響中等收入者的主觀認同感偏移。

      (一) 模型設定

      被解釋變量為中等收入者的主觀認同感, Yi是一個多元變量 (-1, 0, 1) , 通過構建mlogit模型進行分析:

      自變量集X為家庭經濟狀況 (家庭人均可支配收入和家庭人均凈收入) 和社會環境因素 (地區人均收入) 。Z為結構性變量, 包括性別、戶籍、年齡、地區、婚姻狀況、政治資本、人力資本 (受教育程度和職業) 以及個體身心健康狀況等變量。個體i選擇方案j的概率為:

      對多項選擇模型中系數的解釋, 與二值logit模型中的系數解釋的方法相同, 都是與基準類別進行比較。

      一般來說, 多項選擇模型的參數是不能直接進行解釋的。因此, 通過計算邊際效應值分析解釋變量的變化對被解釋變量取值為j的概率影響。

      每一個解釋變量都會有3個邊際效應值對應3個概率, 且因為概率值的和為1, 所以這些邊際效應值的和為0。

      (二) 實證分析

      運用Stata13版軟件進行實證分析, 表6給出各變量邊際效應值, 模型一為基準模型, 僅包含個體結構性變量;模型二引入家庭經濟狀況和環境因素, 探究各變量變化對中等收入者主觀認同感的影響。

      由模型一 (基準模型) 可以看到:

      每個變量的邊際效應值均有3個, 分別表示該變量變化對中等收入者主觀認同感向下偏移、一致認同和向上偏移概率的影響。相對于農村, 城鎮中等收入者主觀認同感向下偏移的概率更高。男性主觀認同感高于女性, 更傾向于一致認同和向上偏移。相對于年輕人和老年人, 中年人主觀認同感向下偏移的概率更高。已婚人士主觀認同感向下偏移的概率低于未婚人士。

      受教育程度越高, 其主觀認同感向下偏移的概率越低, 更傾向于一致認同。相對于無職業者, 在事業單位、國有企業、個體私營單位以及外商/港澳臺商企業工作的中等收入者主觀認同感向下認同的概率較低, 他們更傾向于認同自己中等收入者的身份。黨員主觀認同感高于非黨員, 更傾向于一致認同和向上偏移。中等收入者的自評身心健康狀況越好, 其主觀認同感向下偏移的概率越低, 更傾向于一致認同和向上偏移。

      模型二引入家庭經濟狀況和社會環境因素, 家庭人均可支配收入的邊際效應值分別為-0.041、-0.015和0.056, 且主觀認同感向下偏移和向上偏移分別在10%和1%的水平下顯著。即家庭人均年收入每增加1單位, 主觀認同感向下偏移的概率減少4.1%, 向上偏移的概率增加5.6%。這說明家庭人均收入越高, 中等收入者主觀認同感向下偏移的概率越低, 更傾向于向上偏移。因此, 提高中等收入者收入水平有利于增強其主觀認同感。

      家庭人均凈資產越高, 中等收入者主觀認同感向上偏移的概率越低。我們進一步對分項資產進行分析后發現, 家庭人均凈金融資產越高, 中等收入者主觀認同感向下偏移的概率越低;家庭人均凈房產越高, 中等收入者主觀認同感向下偏移的概率越高。45這主要是由于房產往往伴隨著房貸壓力。近年來, 貸款購房越來越普遍, 2013-2014年新增首套住房的家庭中, 58.7%的家庭是通過向銀行或者親友借款購房。雖然2014年未還清房貸的家庭僅為17.8%, 但房貸對個體及家庭消費習慣和生活理念的影響在短期內無法消除。這也就能解釋為什么人均凈房產越高的中等收入者, 其主觀認同感更傾向于向下偏移。

      地區人均收入水平的邊際效應值分別為0.033、-0.45和0.012, 主觀認同向下偏移和一致認同分別在10%和5%的水平下顯著。即地區平均收入水平越高, 中等收入者主觀認同感向下偏移的概率越大, 一致認同的概率越小。這是由于地區收入水平越高, 中等收入者的收入相對剝奪感越強, 其主觀認同感更傾向于向下偏移。

      五、主觀認同偏差對社會認同的影響

      中等收入者自我階層歸屬感越低, 越容易產生對整個社會的不信任感, 從而影響其消費模式和生活方式, 進而影響到整個社會的經濟發展。自我認同的中層更容易形成共同的社會態度和行為偏好, 對維護社會穩定有著積極意義。46那么, 中等收入者作為社會的“穩定器”是否具備統一的社會態度?主觀認同感偏移是否會影響中等收入者的社會認同?我們將在本節回答上述問題。

      表6 主觀認同感偏差的影響因素
    表6 主觀認同感偏差的影響因素

      注:由于篇幅原因, 僅報告部分結果。其他變量包括戶口、性別、地區、婚姻狀況、受教育程度、職業類型。戶口、性別、地區、婚姻狀況、受教育程度、職業類型和政治資本的參照組依次為農村、女性、東部、未婚、小學及以下學歷、無工作和非黨員。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。相關系數下面一行的數值為相應估計值的t值。

      (一) 模型設定

      被解釋變量Y為居民社會態度綜合指標, 反映了個體對社會保障制度、政府工作態度和社會不平等三個維度的綜合評價。模型如下所示:

      X表示居民主觀認同感, 是一個多元變量 (-1, 0, 1) 。Z為控制變量, 包含戶籍、性別、年齡、地區和婚姻狀況。

      (二) 實證分析

      分別對全樣本和中等收入群體進行分析。首先從全樣本考察居民主觀收入評價和客觀收入階層對其社會態度的影響, 然后分析中等收入者主觀認同感偏移對其社會態度的影響。通過引入省份虛擬變量控制地區差異導致的內生性問題。如表7模型一所示, 客觀高收入階層的社會態度較為消極, 主觀高收入階層的社會態度更為積極。高收入群體對社會保障制度的評價低于低收入群體。這是由于社會保障制度的初衷就是保護低收入群體, 高收入群體很難直接從中獲益。客觀收入階層越高的群體對政府工作態度的評價越高。客觀中等收入群體對待社會不平等問題的態度更為樂觀。主觀收入評價越高的群體, 其對政府工作態度的評價也越高。主觀認同感向上偏移的群體對社會保障制度的評價高于向下偏移的群體。這說明主觀認同感的上升可以提高居民對社會保障制度和政府工作態度的認可。

      表7 主觀認同感對居民社會態度的影響分析
    表7 主觀認同感對居民社會態度的影響分析

      注:由于篇幅原因, 僅報告部分結果。控制變量包含戶口、性別、年齡、年齡平方和婚姻狀況。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。相關系數下面一行的數值為相應估計值的t值。

      相對于農村居民, 城鎮居民對社會保障制度和政府工作態度的評價較低, 但是對社會不平等的看法卻更加樂觀。這說明人們對社會問題的主觀感受不僅與收入水平相關, 還與人們的預期以及參照對象等因素有關。收入水平相對較高的城鎮居民作為利益獲得者, 對社會不平等問題的看法更為積極。但是, 由于城鎮居民對社會保障制度和政府工作態度的預期較高, 由此而產生的落差感使城鎮居民對現有社會保障制度和政府工作態度的評價較低。中年人對政府工作態度的評價低于年輕人和老年人。但是, 中年人對社會不平等問題的評價比年輕人和老年人更好。這是由于年輕人面臨找工作的壓力且收入較不穩定, 而中年人往往已經擁有穩定的工作和收入, 因此中年人對社會不平等的看法更為樂觀。已婚人士對政府工作的評價低于未婚人士。男性對社會保障制度和政府工作態度的評價低于女性, 女性認為社會不平等的程度高于男性。這是由于在勞動力市場中, 女性往往面臨就業和工資歧視, 由此產生較為強烈的社會不公平感。

      中等收入群體常常被稱為社會的“穩定器”和分配的“晴雨表”, 其社會穩定的假設建立在擁有共同的社會態度的基礎上。47那么, 他們是否具有共同的社會態度呢?如表7模型二所示, 相對于主觀認同感向下偏移的中等收入者, 一致認同和向上認同的中等收入者更加擁護政府工作, 對政府工作態度的評價更高。結合模型一中的結論, 中等收入群體對政府工作態度的評價高于低收入群體。由此可見, 擴大中等收入群體比重, 提高中等收入者主觀認同感, 有利于構建和諧的政府群眾關系。

      (三) 穩健性分析

      考慮到收入水平差異可能會影響中等收入者的社會態度, 分別通過引入家庭人均可支配收入和收入五等法進行檢驗。按照慣例對收入變量取對數, 使其接近正態分布。結果如表8所示。引入家庭人均可支配收入對數之后發現, 收入水平越高的中等收入者, 其對社會不平等問題的看法更為樂觀。根據收入進行五等分組, 將中等收入群體劃分為以下五類:低水平、中低水平、中等水平、中高水平和高水平。模型四中增加收入組別, 主觀認同感與收入組別交叉項之后。相對于低水平的中等收入者, 較高收入水平的中等收入者對政府工作的負面評價較多。但是, 從主觀認同與收入組別交叉項的結果來看, 對于一致認同的中等收入者, 收入水平的上升能夠提高其對政府工作態度的評價。由此可見, 要使中等收入群體真正成為社會的“穩定器”, 不僅要提高其收入水平, 更要提升其主觀認同感。

      表8 穩健性檢驗分析
    表8 穩健性檢驗分析

      注:由于篇幅原因, 主觀認同感與收入組別交叉項以及控制變量沒有在表中體現。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平下顯著。相關系數下面一行的數值為相應估計值的t值。

      六、中等收入者主觀認同感為何向下偏移?

      上文分析發現, 中等收入者主觀認同感存在向下偏移的傾向, 個體結構性差異、家庭經濟狀況以及地區收入水平都會導致主觀認同感偏移。提高中等收入者主觀認同感的關鍵在于了解其主觀認同感偏低的真實原因。接下來將從社會保障、生活成本和消費結構差異三個方面進行分析, 探討中等收入者主觀認同感為什么會出現向下偏移的態勢, 探索中等收入者生活壓力對其主觀認同感偏移的作用機制。

      (一) 社會保障差異

      1. 收入水平普遍較低, 大多位于中等收入標準下限

      根據李實等和楊修娜等提出的中等收入者劃分標準, 中等收入者的收入下限為76.65元/天, 上限為345.26元/天。4849如圖1分布直方圖所示, 中國中等收入者的收入水平普遍較低, 大多位于收入標準下限。

      2. 工作時間長, 加班現象較為普遍

      根據2014年CFPS數據發現, 中等收入群體就業比重高于其他兩個群體, 低、中、高收入群體就業比重分別為48.58%、55.29%和51.81%。中等收入階層平均每周工作時長為31.21小時, 遠高于低收入群體和高收入群體。52.1%的已就業中等收入群體存在加班工作, 這一比例高于其他群體。50加班現象在中等收入群體中很普遍, 而目前很多用人單位并沒有按照相關規定發放加班工資, 員工的工作滿意度較低。調查顯示, 僅有11.81%的中等收入者對現有工作表示非常滿意。51

      圖1 中等收入者收入分布圖
    圖1 中等收入者收入分布圖

      3. 中等收入群體社會保障負擔最重

      2014年低、中、高收入群體社會保障收入分別為:1211.39元、4178.53元和8895.91元, 社會保障支出分別為:195.34元、751.89元和1982.14元。各收入群體社保支出與社保收入的比重分別為:1.32、5.16和0.39。52相對于其他收入群體, 中等收入者社保支出/收入比最高。由此可見, 中等收入者社會保障負擔較重。

      (二) 生活成本差異

      1. 人際交往壓力最大

      選取問卷中“過去12個月, 您家給親朋好友總共出了多少人情禮”和“過去12個月, 您家收到的禮物、禮金總共有多少錢”的回答, 分別作為人情支出和人情收入變量。結果發現, 收入階層越高, 人情支出越高。中等收入群體的人情支出與人情收入的比值為4.86, 低收入群體和高收入群體該比值分別為0.33和0.18。由此可見, 中等收入群體的人情回報率遠低于其他群體。這說明在人際交往過程中, 中等收入群體面臨較大的經濟壓力。

      2. 外生風險最高

      2014年低、中、高收入群體金融投資率分別為2.46%、8.92%和22.98%。根據問卷中“您家現有的所有金融產品的總價值是多少”和“過去12個月, 您家投資的金融產品總共賺了多少錢”的回答, 得到家庭人均金融資產和金融資產收益額。結果發現, 收入階層越高, 參與金融投資的可能性越大, 家庭人均金融資產額越高;中等收入者金融投資獲利最少, 其次是低收入群體, 高收入群體的金融投資獲利最高。53因此, 從金融投資風險的角度來看, 中等收入者面臨的投資風險也遠高于其他群體。

      (三) 消費結構差異

      1. 房貸壓力較大

      除食品支出以外, 各收入群體住房支出占總支出的比重最高, 分別為16.86%、17.36%和18.82%。這里的住房支出包括租房支出、住房維修等居住支出以及房貸支出。低、中、高收入群體人均房貸支出分別占住房支出的3.52%, 6.56%和12.82%。這主要是由于中、高收入群體大多集中在經濟發展程度較高的地區, 而這些地區的房價明顯高于其他地區。54除此之外還發現, 收入階層越高, 家庭人均負債越重, 房貸占總負債的比重也越高。55由此可以看出, 中等收入者還面臨較大的房貸壓力。

      2. 文娛支出比重最小

      2014年各收入群體在購買書報雜志、看電影看戲等文化娛樂方面的支出占總消費支出的比重分別為8.74%、8.28%和8.68%。中等收入群體文娛支出比重最低, 這是由于中等收入群體平日生活壓力較大, 工作強度較高, 投入日常文娛活動的時間自然較少。

      綜上所述, 雖然中國中等收入者就業率高于其他群體, 但是平均每周工作時間較長, 工作滿意度較低。中等收入者的收入水平普遍較低, 大多位于中等收入標準下限。除此之外, 相對于其他群體, 中等收入者承擔的社保負擔、人際交往壓力、住房貸款以及金融投資風險較大, 由此導致中等收入者主觀認同感向下偏移。

      七、政策建議

      眾所周知, 中等收入群體的比例越大, 社會的穩定性越強, 收入分配的公平性也越高。社會賦予中等收入者較多的責任和使命, 卻忽視了這部分群體的真實感受和生活現狀。很多個體雖然在收入標準上被劃分為中等收入者, 但是其主觀認同感普遍偏低。中等收入群體作為社會的中堅力量, 能極大地減輕不同收入階層之間的摩擦和利益碰撞, 有效防止社會兩極分化, 使社會經濟處于良性循環之中。56研究發現, 客觀收入階層越高的群體對中國貧富差距和社會保障問題的認識越負向。自評為中等收入者的群體, 對中國貧富差距和社會保障問題的態度更加樂觀。因此, 研究中等收入者主觀認同感問題就顯得格外有意義。

      提升中等收入者主觀認同感的關鍵在于增收、減負, 使其真正享受到中等收入者應有的待遇。可以從以下6個方面著手。第一, 完善相關勞動法律法規, 明確加班工資的相關規定, 從國家立法層面規定加班費計算基數的構成。加強法律監管和執行力度, 避免用人單位變相加班鉆制度漏洞。第二, 政府應該加快實現職工基本養老保險全國統籌, 養老保險采用全國統一的支付范式, 確保養老體系的公平公正, 真正做到多繳多得;同時推進醫療和失業保險等其他社保改革。第三, 引導居民進行理性的人情交往, 推動人情來往回歸常態, 普及新的社會交往理念, 摒棄盲目攀比的人情消費觀念。第四, 改善金融投資環境, 規范金融機構資產管理業務, 實行公平的市場準入和監管, 最大程度消除監管套利空間, 構建健康發展的金融市場。第五, 建立長期住房保障計劃, 采取廉租房、公共租賃住房、租賃補貼等多種方式解決中、低收入群體住房問題。第六, 政府還應當注意調節收入分配, 在收入再分配上發揮有效的作用, 通過稅收和福利的調節縮小收入差距。

      注釋:

      1方輝振.擴大中等收入者比重的依據和途徑[J].理論前沿, 2003 (10) .
      2曹明, 郭棟.構建和諧社會與擴大中等收入者群體比重[J].中州學刊, 2005 (5) .
      3李培林, 張翼.中國中產階級的規模、認同和社會態度[J].社會, 2008 (2) .
      4潘家華等.中國城市發展報告No. 4[R].社會科學文獻出版社, 2011.
      5李實等.我國中等收入者問題研究[R].北京:中國收入分配研究院, 2017.
      6崔巖, 黃永亮.中等收入群體客觀社會地位與主觀階層認同分析——兼議如何構建主觀階層認同上的橄欖型社會[J].社會發展研究, 2017 (3) .
      7李春玲.中國中產階級的不安全感和焦慮心態[J].文化縱橫, 2016 (4) .
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      21雷開春.白領新移民的地位認同偏移及其原因分析[J].青年研究, 2009 (4) .
      22崔巖, 黃永亮.中等收入群體客觀社會地位與主觀階層認同分析——兼議如何構建主觀階層認同上的橄欖型社會[J].社會發展研究, 2017 (3) .
      23李春玲.社會階層的身份認同[J].江蘇社會科學, 2004 (6) .
      24謝熠.客觀階層地位與主觀階層認同——基于CSS2013的實證分析[J].重慶交通大學學報 (社會科學版) , 2017 (6) .
      25權重是主成分方差貢獻率占這三個主成分方差貢獻率總和的比重。社會態度綜合指標計算如下:Y=0. 642*y1+0. 193*y2+0. 165*y3。
      26 KMO越高, 表明變量的共性越強。如果KMO較低, 主成分分析不能起到很好的數據約束效果。SMC比較高, 表明變量的線性關系越強, 線性越強, 主成分分析就越合適。
      27北京師范大學中國收入分配研究院課題組2017年發布的《我國中等收入者問題研究》報告第一章表1. 1中, 中等收入者收入下限和上限分別為:76. 65元/天和345. 26元/天。利用CFPS2014年數據計算得到中等收入者的比重為22. 44%, 這與李實等計算的結果相近。李實等利用2013年CHIP數據分析得出2013年中國中等收入者的比重約為24. 03%。CFPS2014年調查的是2013年的收入情況。
      28 CFPS2014年成人問卷中被訪者精神狀態的調查:根據您最近1個月內的情況選擇, 1.幾乎每天, 2.經常, 3.一半時間, 4.有一些時候, 5.從不。 (1) 最近1個月, 您感到情緒沮喪、郁悶、做什么事都不能振奮的頻率; (2) 最近1個月, 您感到精神緊張的頻率; (3) 最近1個月, 您感到坐臥不安、難以保持平靜的頻率; (4) 最近1個月, 您感到未來沒有希望的頻率; (5) 最近1個月, 您做任何事情都感到困難的頻率; (6) 最近1個月, 您認為生活沒有意義的頻率。
      29根據李實等人在《中國收入分配格局的最新變化——中國居民收入分配研究》中對收入的定義, 家庭可支配收入由五大部分構成:工資性收入、經營性凈收入 (農業經營凈收入和非農經營凈收入) 、財產性收入、轉移性凈收入和自有住房估算租金。CFPS2014年問卷中包含了非常詳細的個人和家庭收入方面的信息, 但是缺少自有住房估算租金的信息。我們采用收益率法對自有住房估算租金進行估計, 即自有住房估算價值乘以無風險資產長期收益率。這里使用30年國債利率。2013年30年國債發行了兩期, 分別于當年9月和12月發行, 發行量分別為260億元和240億元, 利率分別為4. 76%和5. 05%, 選取二者的加權平均數4. 8992%進行分析。
      30由于篇幅原因, 沒有在正文中報告結果, 如果感興趣可向作者索求。
      31中國目前實行員工每日工作8小時、每周工作40小時的工作制度。根據《工資支付暫行規定》, 用人單位依法安排勞動者在法定工作時間以外延長工作時間的, 按照不低于勞動合同規定的勞動者本人小時工資標準的150%支付。
      32低、中、高收入者就業比重分別為:48. 58%、55. 29%和51. 81%;每周工作時長分別為:28. 75、31. 21和28. 04小時;對工作表示非常滿意的比重分別為:14. 22%、11. 81%和13. 04%。
      33本文社會保障收入包括:離/退休金或養老金, 從各級政府獲得的低保等各項補助 (含實物和現金) 。社會保障支出包括個體繳納的五險一金。
      34低、中、高收入群體人均金融資產分別為:442. 15元, 3783. 43元和36771. 12元, 各群體對應的金融資產收益額分別為:-136. 90元、-180. 57元和5613. 75元。
      35根據CFPS2014年數據分析發現, 60. 99%的中等收入者為城鎮居民, 87. 96%的高收入者為城鎮居民, 38. 55%的低收入者為城鎮居民;低、中、高收入群體位于東部地區的比重分別為:35. 40%、58. 22%和77. 42%。
      36低、中、高收入者未還清的房貸占總貸款的比重分別為48. 28%、65. 79%和77. 54%。

      楊燦.中等收入者主觀認同感與社會態度研究[J].北京社會科學,2019(04):91-104.
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