CGSS

CGSS（共6篇）

CGSS 篇1

一、研究背景

职业流动是市场经济的重要特征, 职业地位的获得已成为人们关注的焦点之一, 也是社会分层与流动研究中的焦点问题。社会学家认为即使是“求职”这一简单的的经济活动, 也和各种社会因素有着诸多联系。本文以中国综合社会调查数据为基础, 探究影响个人职业地位获得的因素, 希望对研究现代社会职业流动、社会分层与流动提供借鉴。

二、文献综述

近20 年来, 有关地位获得的研究已成为社会学研究的重要领域之一。在20 世纪70 年代, 该方面的研究主要集中于个人层面。80 年代后期, 逐步兴起对我国社会流动的大规模型调查研究。自此, 我国掀起了一股有关“地位获得”的研究热潮。

(一) 国外关于地位获得的研究

国外学者在职业地位获得的研究中已经取得了诸多成果。早期, 社会学家将职业地位获得的研究主要集中于个人因素上, 比如先赋性因素和自致性因素, 其中自致性因素是工业社会中个人职业地位获得的主要影响因素。在国外学者的研究中, 不同学术研究背景涌现出诸多极其有价值的理论、模型。

1、布劳—邓肯的地位获得模型

在布劳—邓肯的地位获得模型中, 将代际、代内流动看作一个整体, 认为是这二者共同构成了一个人实现其社会地位的过程。他们认为, 个人生命周期中的事件是一条有时间顺序的因果链, 而个人地位的实现过程则正是对其的反映。基于此, 布劳和邓肯采用路径分析法, 建构了个人地位实现的基本模型。其结论是:自致个人资源比先赋个人资源在地位获得中拥有更多价值。

2、格兰诺沃特的“弱关系”理论

格兰诺沃特 (Granovetter ) 是以劳动力市场为主要研究领域的社会学家之一。他发现, 在个人运用其私人网络找工作的过程中, 他们会更经常或更有效地通过弱关系 (即不常交往或不太密切的关系) 而不是强关系来得到与之相配的工作。由于弱关系分布范围广, 因此比强关系更有可能来作为跨越社会界限的桥梁, 为人们提供可利用的信息和资源, 这就是“弱关系力量”假设。由于传播存在距离界限, 在无效的距离界限内, 信息的传播会发生扭曲, 而接受信息方也可能接收不到相关信息。因此他认为, 非正式的社会关系是促成劳动力与其职业地位相匹配的关键因素。

(二) 国内关于地位获得的研究

国内学者对于中国社会的职业地位获得模式研究中, 研究成果主要涵盖了三大类: (1) 从个人特征角度, 如教育在职业获得中的作用; (2) 从制度特征角度, 如政党因素、工作单位和户籍制度等在个人职位提升中的影响; (3) 从社会关系网络角度, 在不同经济体制下分析职业地位的获得。

而在地位获得与社会流动的研究中, 也主要包括三大类: (1) 以时间为跨度, 从宏观角度分析不同时期的社会特征对社会整体流动所产生的影响。 (2) 从微观角度进行研究, 主要从研究地位获得和社会流动受到制度性因素和非制度性因素的影响的强弱性入手。 (3) 针对特定群体进行地位获得与影响因素研究。

林南等提出了较为系统的社会资源理论, 认为社会资源是个人职业地位获得不可忽视的影响因素。可以概括为三个命题: (1) 社会资源命题, 求职者接近或使用的社会资源越多, 越有机会取得较高地位的职业; (2) 个人资源命题, 即求职者的个人资源越多, 越有机会接近或使用较多的社会资源; (3) 关系强度命题, 即使用弱关系的求职者较之使用强关系的求职者更容易获得较多的社会资源。

三、研究设计

(一) 资料来源与样本概况

本文采用的数据来自2010 年的中国综合社会调查 (cgss2010) , 本文的研究问题是个人职业地位获得的影响因素研究, 在此研究中共有数据样本3528 个, 在进行数据分析时, 笔者将问卷中题目回答显示为“不知道”、“不适用”、“拒绝回答”的样本数据进行了缺失值处理, 从而剔除了这些不符合条件的数据样本, 最终用于分析的样本量确定为3237 个。通过对这些数据的处理分析, 实证分析了个人职业地位获得的影响因素, 采用的模型是regress回归模型。

(二) 因变量

随着现代经济的发展, 职业流动日益被关注。职业流动的一个重要因素在于个人职业地位的获得, 本文主要研究的是个人职业地位获得的影响因素, 在数据中以risei表示, 分析可知该变量为连续变量。

(三) 自变量

自变量1:性别, 作为一个虚拟变量, 本研究以女性作为参照组进行研究;

自变量2:民族, 由于中国是一个多民族国家, 将每个民族都进行考虑不切合实际, 故本研究将民族这一自变量划分为少数民族和汉族两类, 将少数民族作为参照组;

自变量3:宗教信仰, 出于与上述变量同样的考虑, 将该变量分为有宗教信仰和无宗教信仰两类, 有宗教信仰是参照组;

自变量4:受教育年限, 在所得数据所对应的问卷中, 对该项所设置的问题是“您目前的最高教育程度是?”为了便于进行分析比较, 对数据进行处理换算, 成为一个连续型变量:“受教育年限”。换算相对应分别为:未受过教育为受教育年限为0, 私塾为受教育年限为2, 小学为受教育年限为6, 初中为教育年限为9 年, 职高、技校为受教育年限为11, 普通高中、中专为受教育年限为12 年, 大学专科为15 年, 大学本科为16 年, 研究生为20年。

自变量5:婚姻状况, 本研究中将该变量划分为两类:离婚丧偶及同居、已婚。前者为参照组。

自变量6:年龄, 作为连续变量不设参照组。

自变量7:政治面貌, 分为党员与非党员两类, 将后者作为参照组。

自变量8:地区, 分为东部、中部和西部, 以东部为参照组。

自变量9:户籍, 划分为两类:农业户口及非农业户口, 其中, 将农业户口、居民户口以及军籍都归为非农业户口, 以农业户口为参照组。

自变量10:父辈的职业地位, 父亲及母亲的职业地位对个体的职业地位也有可能产生一定影响, 故将此也设为自变量。

以上共有11 个自变量, 可以将其划分为三大部分, 从自变量1 至7 为人口学相关因素, 变量8、9 为地区及户籍因素, 最后父亲及母亲的职业地位归为父辈的职业地位一类。在设计模型时, 也根据此分类进行了设计, 模型一中主要包括的是人口学的相关因素, 模型二在模型一的基础上添加了户籍与地区这两个因素, 而模型三则是在此基础上再添加了父辈的职业地位情况这一因素。

(四) 回归方程

本文采用的回归方程是:

在该回归方程中, a:截距;b1:性别的回归系数;b2:年龄系数;b3:受教育年限的回归系数;b4:政治面貌系数;b5:民族系数;b6:婚姻状况系数;b7:宗教信仰系数;b8:户籍系数;b9:地区系数;b10:父亲职业地位系数;b11:母亲职业地位系数。

回归系数解释:

b>0, 表示X每增加一个单位, Y增加b个单位;

b<0, 表示X每增加一个单位, Y减少b个单位;

b=0, 表示X对Y不形成影响。

四、实证研究

运用模型对各变量进行数据分析, 得到各因素对个人职业地位获得的影响的显著性, 由此分析各要素对个人职业地位获得的影响程度。分析表格如下表所示:

(一) 模型一相关因素分析

在模型一中涉及到的都是有关人口学的因素。性别与个人职业地位获得的相关系数为-1.939, 三个模型横向比较发现系数差别不大, 由此可直接分析模型一, 在控制其他变量不变的情况下, 男性的职业地位低于女性职业地位1.939 个单位, 也即在控制变量下, 女性的职业地位获得要优于男性。

从上表我们发现, 年龄与个人职业地位获得的相关系数在前两个模型中均不显著, 但在模型法三中较为显著, 由此可得到结论:年龄与个人职业地位的获得呈正相关。

受教育年限与个人职业地位获得的相关系数为1.696, 说明个人职业地位的获得与受教育程度正相关, 表明受教育年限越长, 其个人职业地位越高, 且相关性较为显著。

政治面貌与个人职业地位获得的相关系数为7.282, 表明党员身份有助于提升职业地位, 且影响较大。

民族这一变量所对应的数据较为特殊, 其相关系数由0.990变为-0.272, 说明模型二中加入户籍和区域因素后对民族产生了影响, 但是在加入父辈情况后, 也就是在模型三中, 系数又变为0.675, 可以解释为汉族比少数民族的职业地位高, 和模型一是一致的。

婚姻状况与个体职业地位获得的相关系数为-1.991, 可以发现婚姻状况也是影响个体职业获得的重要因素, 婚姻越稳定, 其职业地位越高。

宗教信仰这一自变量与个人职业地位获得的相关系数为-1.148, 可以解释为有宗教信仰的个人的职业地位获得要高于没有宗教信仰的个人。其显著性有所削弱, 可能是存在一定交互作用所致。

通过对模型一中人口学相关因素的分析可以得到:性别、受教育年限、政治面貌、婚姻状况以及宗教信仰等因素对个人职业地位获得的影响是显著的。

(二) 模型二相关因素分析

模型二以模型一为基础, 添加了两个新变量:户籍与地区要素。由表中数据看到, 户籍与个人职业地位获得的相关系数为7.155, 表明户籍与个人职业地位的获得显著相关, 且非农业户籍的职业地位获得要显著高于农业户籍群体。再看地区这一要素, 其相关系数为-1.609, 这表明中部以及西部地区的职业地位获得要低于东部地区。

(三) 模型三相关因素分析

在模型一与模型二的基础上, 模型三再次添加了两个新变量, 可以统一归为父辈的职业地位, 包括父亲、母亲的职业地位。从表中数据得到, 父亲的职业地位与个人的职业地位获得的相关系数为0.105, 也就表明, 父亲的职业地位越高, 则个人的职业地位也受其父辈影响而变高。但是母亲的职业地位与个人的职业地位获得的相关系数为-0.024, 虽然呈现负相关趋势, 但是影响并不是十分显著。

五、结论

通过对相关数据进行回归分析, 本研究针对个人职业地位提升的影响因素有了如下总结:

在人类学相关因素分析中, 我们发现性别、受教育年限、政治面貌、婚姻状况以及宗教信仰等因素对个人职业地位获得的影响是显著的。其中, 女性的职业地位要高于男性;受教育年限越高, 其职业地位要明显高于年限低的群体;党员群体的职业地位显著高于非党员群体;婚姻状况为已婚或是同居的职业地位也明显高于那些离婚或是丧偶的, 表明婚姻的稳定性对于职业地位的获得也有一定影响;最后是宗教信仰, 有宗教信仰的群体职业地位更高。拥有宗教信仰往往更加自律, 对自身的职业地位也会产生一定影响。针对模型二中新加入的户籍与地域这两个要素, 我们发现户籍与个人职业地位的获得有着显著的联系。非农业户口群体的职业地位要明显高于农业户口群体。非农业户口居民的生活环境及资源条件具有优势, 为其职业地位的提高提供了相对有利的条件。

参考文献

[1]边燕杰、张文宏.经济体制、社会网络与职业流动[J], 中国社会科学.2001

[2]翟学伟.社会流动与关系信任—也论关系强度与农民工的求职策略[J], 社会学研究.2003 (1)

[3]涂洪波.社会资本与个人职业地位的获得[D], 武汉大学.2004

CGSS 篇2

关键词：教育收益率,性别差异,地区差异

近几年, 中国经济增长速度放缓, 正处于经济社会转型时期, 而关注教育收益率的变化可以判断劳动力的流动、劳动力市场的转变和经济转型的趋势。对教育收益率的地区差异、性别差异的研究, 有利于分析劳动力市场对劳动力的评价, 优化教育资源配置, 这对增加教育对经济发展的贡献来说十分重要[1]。

本文使用2013年中国综合社会调查 (CGSS) 的数据, 来估计我国教育收益率的地区和性别差异。通过回归分析, 我们发现, 在性别差异上, 男性教育收益率高于女性, 这与以往一般研究的结果不同, 本文将分析此现象的原因。在地区上, 西部教育收益率最高, 其次是东部, 中部最低。本文还研究了教育收益率性别差异在地区上的分布, 西部东部均是男性教育收益率高于女性, 在中部男性略低于女性。

1 文献综述

人力资本投资和教育收益率的研究受到不少学者的共同关注, 目前也不乏在这方面的研究文献。

在研究地区差异方面, 例如魏新、邱黎强 (1998) 得出中部地区的教育收益率最高, 东部和西部的结果相近;李实、丁赛 (2003) 则提出教育收益率地区差异存在但不明显, 东部地区的教育收益率最高, 其次是西部地区, 中部地区最低;孙志军 (2004) 的文献综述提到总体认为西部地区的教育收益率不低于东部地区;王海港等 (2007) 利用中国社会科学院经济研究所的数据, 用分层线性模型估计, 得出城镇居民教育收益率的地区差异主要源于城市之间, 省间差异不显著;而李实等 (2013) 针对农民工群体, 指出他们的教育收益率的存在明显差异, 东部地区明显高于中西部地区。这体现了教育收益率地区差异的趋势[2]。

在研究性别差异方面, 大多数的学者研究表明女性的教育收益率高于男性[3]。例如赖德胜 (1998) 利用中国社会科学院经济所收入分配与改革课题组对收入分配的调查结果, 研究性别差异引起的教育收益率偏低的原因;高梦滔、张颖 (2007) 则提出性别差异导致的教育收益率在行业分布中的差别, 低收入行业中女性高于男性, 高收入行业则相反;钱文荣、卢海阳 (2012) 针对农民工的调查, 对比CHIP数据, 得出只有在较高教育水平上, 教育收益率的性别差异才显著。这反映了教育收益率性别差异在行业、教育程度上的分布。

目前针对地区和性别差异的教育收益率的研究仍存在一些不足。其一, 近年来的研究主要关注其他变量对教育收益率的影响, 如家庭背景、工作单位性质等, 关注地区或性别差异的研究较少, 而目前经济发展放缓, 趋势有所改变, 此问题有必要关注。其次, 关于地区的研究, 更多学者集中于城乡间差异、城镇间差异, 或者省份间差异, 对于大区域的研究的介绍较少, 且存在争议[4]。其三, 关于教育收益率的性别差异, 缺乏对大地理区域分布的研究。其四, 针对性别差异, 大多数研究得出的结论是女性收益率高于男性, 但仍有少部分研究如侯风云 (2005) 、陈良等 (2002) 得出的结论与此相反, 对这种情况的研究较少[5]。本文的贡献主要体现:一是研究了教育收益率的性别差异在地区上的分布;二是分析社会整体的教育收益率的地区、性别差异, 有别于以往较多的关于城镇居民的研究;三是发现男性教育收益率高于女性收益率, 与一般研究不同, 并对其进行分析。

2 数据描述

2.1 数据来源

本文所使用的数据主要来源于2013年“中国综合社会调查 (CGSS) ”项目。CGSS2013项目调查是一项全国范围的大规模抽样调查项目, 在全国各省 (自治区、直辖市) 进行抽样调查。此次调查数据共包含11 438个样本。本文在对关键变量的数据进行整理后, 剔除了数据缺失的被访问者, 最终收集到了3 961个居民样本用于实证分析, 其中男性样本1 906个, 女性样本2 055个。这3 961个样本分布在各个省份及年龄段, 故具有较强的代表性。

2.2 变量说明

在构建经典明瑟方程时, 调查问卷中“您个人去年全年的总收入是多少”一题用来反映个人收入Y。“您目前的最高教育程度”一题反映的是受教育水平, 在之后的模型构建中通过对其赋值, 可以用来表示受教育年限S。“从您第一份非农工作到您目前的工作, 您一共工作了多少年?”一题可以表示工作年限或工作经验EXP。接下来, 为了探讨性别以及地区对教育收益率的影响, 我们在经典明瑟方程中加入了“性别”以及“地区”变量。“性别”变量按男、女进行分类;“地区”变量依据问卷中所填的居住地, 将各个省份依据东中西部划分标准, 划分为西部、中部和东部三个类别。

2.3变量的统计描述

从表的描述性统计可以看出, 男性的收入均值为44 386.23元, 女性的收入均值为34 259.64元, 收入差异较大。据表1中的数据进行推断, 首先, 男性的平均工作年限为18.1年, 而女性的平均工作年限为12.42年, 这可能是造成收入差距的因素之一;男性的平均受教育年限为5.18年, 女性的平均受教育年限为5.61年, 男性平均受教育年限小于女性, 但收入较高, 这可能是因为性别歧视造成的在工作中岗位和收入的不同。并且可以依此推测, 男性的教育收益率可能高于女性, 这个问题将在第四部分的计量分析中进行探讨。

从表1还可以看出, 无论是总体, 还是男性、女性, 东部地区的平均收入高于中部和西部地区。可见, 我国的教育和收入在地区上存在较大差异和不平等。

3 基本模型及计量分析结果

3.1 模型构建

我们采用明瑟方程来对教育收益率进行估计。所用模型的基本形式如下:

3.1.1 经典明瑟方程

模型 (1) 为经典明瑟方程, Y代表个人收入, ln Y为工资收入的自然对数, S代表受教育年限, EXP代表工作年限 (工作经验) , EXP2为工作经验年数的平方, 用以反映工作经验与收入的非线性关系。ε代表随机误差项。β2为教育收益率, 代表受教育程度每提高一年为受教育者所带来的收入的提高的比例。

3.1.2 加入其他变量

在经典明瑟方程中加入其他可能影响收入的因素。变量D为虚拟变量, 用来测量性别对教育收益的影响, 对“女性”赋值为1, 对“男性”赋值为0。由于考虑的是性别对教育收益率产生的影响, 是为了改变直线的斜率, 故采用与受教育年限的交叉项形式, 即将D*S加入到模型中。变量F为虚拟变量, 用来测量地区对教育收益的影响, 将其按照西部、中部、东部依次赋值为0、1、2, 变量值越大, 表明地区经济发展水平越高。

3.2 计量结果分析

3.2.1 经典明瑟方程——模型 (1)

首先我们对经典明瑟方程模型 (1) 进行OLS估计, 得到教育与工作经验对收入及教育收益率的影响。表2给出了回归结果:

注: (1) 括号内为t统计量。 (2) ***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上统计显著。

上述表2 中, 受教育年限S的系数β2, 即教育收益率为11.1%, 说明针对全国人民, 受教育程度每提高一级, 带来的收入的提高的比例约为11.1%, 且估计结果十分显著, 说明受教育程度不同确实对收入带来不小的影响。工作经验EXP同样在1%的水平上显著, 说明工作经验对收入同样产生影响。

接下来我们对男性和女性样本分别用经典明瑟方程进行回归, 表3给出了回归结果:

注: (1) 括号内为t统计量。 (2) ***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上统计显著。

上述表3中反映了性别对教育收益率的影响。估计出来的男性教育收益率为11.6%, 女性教育收益率为11.0%, 男性教育收益率略高于女性, 且都在1%水平上显著。而在工作经验上, 女性的工作年限对收入的影响大于男性工作年限对收入的影响, 可能是女性工作年限对能力以及岗位的提升影响更大, 女性需要通过工作时间来积累经验和能力, 而男性可能在更短时间内能力可以得到更大的提升。

然后我们对西部、中部、东部分别进行回归, 表4 给出了回归结果:

注: (1) 括号内为t统计量。 (2) ***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上统计显著。

上述表4反映的是地区对教育收益率的影响。估计出来的西部教育收益率约为11.9%, 中部约为6.5%, 东部约为10.4%。西部的收益率高于中部和东部, 中部最低, 之后我们将分析可能造成该结果的原因。

注: (1) 括号内为t统计量。 (2) ***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上统计显著。

上述表5反映的是分地区、分性别对教育收益率的影响。我们可以看到, 同之前的结果一样, 无论是男性女性, 西部教育收益率最高, 中部最低;在各地区内, 西部东部均是男性教育收益率高于女性, 在中部男性略低于女性。

3.2.2 加入其他变量——模型 (2)

接下来, 在扩展的模型中, 为了简化计算, 直观起见, 我们将性别作为一项交叉项, 当样本为男性时, D=0, β2表示男性的教育收益率, 当样本为女性时, D=1, (β2+β4) 表示女性的教育收益率, 我们可以看到此时β4表示着男女教育收益率之间的差异。我们还考虑到在我国地区差异较大、劳动力市场不健全的情况下, 除了教育年限、工作经验作为影响居民收入和教育收益率的因素, 还有其他因素影响着居民收入和教育收益率, 比如东中西部的地区因素, 因此加入变量F, 将西、中、东部分别赋值为0、1、2, 表示着一种发展水平的高低, 从回归的结果便可以看出地区差异 (经济发展水平差异) 带来的影响。

我们对加入其他变量的模型 (2) 进行OLS估计, 得到地区差异对收入及教育收益率的影响。表4给出了回归结果:

注: (1) 括号内为t统计量。 (2) ***、**和*分别表示系数在1%、5%和10%水平上统计显著。

上述表6 反映了性别对教育收益率的影响, 以及地区对收入的影响。

由受教育年限S的系数β2 为0.119, D*S的系数a为-0.034 可知, 男性的教育收益率大约为11.9%, 女性的教育收益率大约为8.5%, 男性教育收益率略高于女性, 且都在1%水平上显著。虽然模型 (1) 对男性女性分别进行回归已可看出教育收益率存在差别, 但通过交互项的t检验便可以判断这个差别的确是显著的。由地区变量F的系数b为0.23 可知, 随着地区由西部向中部、东部过渡, 人们的收入有所提高, 且在1%水平上显著, 说明地区的差异确实会对收入产生一定的影响。虽然加入变量前后R2都不大, 拟合优度有待提高, 但是加入后模型 (2) 的R2明显高于模型 (1) , 拟合优度有所提高, 说明性别和地区变量确实会对收入产生影响, 将它们加入模型是有一定依据的。

4结论及原因分析

针对性别与地区差异对教育收益率的影响问题, 本研究通过选取样本、构建明瑟方程模型并进行OLS回归分析, 发现如下结论, 并对产生的原因进行了探讨和推断。首先, 在性别对教育收益率的影响上, 我们发现在我们的样本研究基础上, 男性的教育收益率高于女性。针对全国而言, 男性的教育收益率为11.6%, 女性的教育收益率为11%;在分地区的条件下, 男性教育收益率也一般高于女性, 中部地区稍有特殊, 男性的教育收益率比女性低0.4%, 但差别也较小。这个结论同国内外大多数专家学者的研究有所矛盾, 大多数的研究都发现女性的教育收益率普遍高于男性, 但为何我们会得出一个相反的结论呢?我们对产生该结果的原因进行了推断与分析:

第一, 研究所选取的样本可能存在一定问题。我们选取的是中国综合社会调查CGSS2013的数据, 样本容量大、覆盖面较广且较为权威。但我们在剔除了数据缺失访问者, 对样本进行一定的筛选后, 样本数量有了大幅的减少, 有可能会造成样本数量较少、涉及范围有所变窄有所局限的情况。

第二, 该样本收集了3 961户居民数据, 其中, 城镇样本2 292 个, 农村样本1 669 个, 农村样本所占比例为42.15%, 比例较大。在以往的许多研究中, 对性别教育收益率的差异研究很多是基于城镇居民的样本而言的 (如陈良, 鞠高升, 2004;刘泽云, 2008) , 较少或没有考虑加入农村样本对其的影响。而在侯风云 (2004) 和赵力涛 (2006) 对中国农村的教育收益率的研究中, 都发现农村男性的教育收益率普遍高于女性, 可能正是因为农村样本比例较大, 因此会出现男性教育收益率稍高于女性, 差异却不是非常明显的结果。

关于农村教育收益率性别差异的原因, 通过对文献的研究, 我们发现, 近年来农村地区的非农经济得到了较快发展, 而农村地区教育对男性非农就业的影响远远大于女性, 对于男性, 每增加一年的教育, 非农就业的机会——与仍然从事农业相比——增加了29.4%, 而对于女性则为8.8%;且非农就业机会在两性之间的分配不平等, 尽管非农经济的发展同时增加男女非农就业的可能性, 但男性获益更多 (赵力涛, 2006) [6]。联系现实的情况, 这其实不难理解, 许多农村重男轻女的思想首先使男性接受教育, 并且加之劳动力的考虑, 非农就业机会会更多地提供给男性而非同等受教育水平的女性。再者, 农村以农户为单位的劳动分工模式仍然存在, 女性通常留守家中照顾家务, 或从事一些工资相对较低的工作, 而男性通常外出进入薪酬较高的工作岗位以贴补家用。

从表1 对样本的描述性统计可以看到, 该样本中的男性平均工作年限长于女性, 且在计量分析中发现女性工作年限对收入的影响高于男性 (可能是因为女性需要通过工作时间来积累经验和能力, 而男性可能在更短时间内能力可以得到更大的提升) , 因此样本中女性的工作年限短且影响大可能造成了相对较低的收入水平, 从而使得教育收益率较低。

第一, 劳动力市场中存在工作性别歧视的问题。由样本的描述性统计可以看到, 样本中女性的平均受教育年限高于男性, 但平均收入却低于男性, 工作中的性别歧视问题一定是此结果的原因之一。有研究指出, 劳动力市场上存在“职业及职位歧视” (Ehrenberg and Smith, 2000) , 是指雇主有时会故意将与男性雇员具有相同教育水平和生产潜力的女性雇员安排在较低工资报酬的职位上, 且在晋升时的机会较少[7]。这种现象将会反映在男性与女性的收入差异以及教育收益率的差异上, 相同的受教育水平, 或受教育年限相同的提高下, 造成了收入以及收益率变化的不同。

第二, 在地区差异对教育收益率的影响上, 西部、中部、东部的教育收益率为11.9%、6.5%、10.4%, 呈现西部高于东部, 中部最低的情况, 在分性别的情况下, 同样如此。这可能与我们想象的有所差别, 但在一定程度上确实可能存在这样的情况。我们对产生该结果的原因进行了推断与分析:一是研究所选取的样本可能存在一定问题。所选取的样本数相对较少, 各地区样本比例不一致, 都可能造成结果不够准确严谨的情况。二是制度因素和生产技术条件。由于各地区的生产技术条件不同, 对劳动力的主要需求也不同, 这也会引起不同地区同教育水平劳动力的报酬不一, 导致教育收益率的差异。三是教育收益率是指受教育年限每增加一年所带来的收入的比例的增加, 是一个相对的衡量标准, 受到经济发展水平和教育发展水平等因素的多重影响。有研究表明, 对于教育欠发达的地区, 接受的教育年限越多, 他们就越有机会将学到的知识化作人力资本 (洪金珠, 2008) [8]。中部地区人口过多, 就业机会相对变少, 大量受过教育的劳动力无法进入较好的工作岗位。东部地区虽然同样存在着大量劳动力, 但东部整体经济发展水平高, 相同的教育水平和工作岗位可以得到更高的收入[9]。

5政策建议

5.1 结合教育收益率地区差异, 优化教育资源配置

国家应继续加大对西部地区的教育资源投入, 确保对经济相对发达的东中部地区的教育资源投入。一方面要促进义务教育阶段各地区的均衡发展, 提高整体的教育水平, 另一方面要发展西部的地区的优质高等教育资源, 向高校给予一定的政策和资金倾斜, 设立相关的科研机构, 增加西部的高教育水平劳动力[10]。

5.2 加强西部的技术更新发展和市场转型改革

西部地区的教育收益率较高, 但劳动力以农村劳动力为主, 仅仅加大教育资源的投入是不足的。西部地区的经济发展水平较低, 对劳动者的教育水平要求不高, 优质劳动力的黏性不足, 往往会使高教育水平劳动力流出。只有加快技术更新发展和市场转型改革, 加快经济发展, 才能吸纳优质的劳动力, 在劳动力和市场的相互作用下增加对经济的贡献。

5.3 加强劳动力市场流动, 减少劳动力市场分割

目前, 劳动力市场发展不完善, 市场化程度不足, 人力资本的价值并未得到充分的体现。应促进劳动力市场的市场化, 减少人为的劳动力市场分割, 如特定的制度。给劳动者提供保障, 建立和完善对企业性别歧视的赔偿、惩罚措施, 尽量避免性别歧视[11]。采取激励措施, 尽量平衡地区间劳动力的供求关系, 加快劳动力在地区间的流动。

5.4 宣传男女平等, 摒弃落后陈旧思想

社会、家庭和个人都应该保障女性受教育的机会, 保障女性获得的教育投资, 增强女性在劳动力市场中的竞争力。增强女性的维权意识和自我价值提升意识, 适应劳动力市场发展的需求。

参考文献

[1]李实, 丁赛.中国城镇教育收益率的长期变动趋势中国[J].社会科学, 2003 (6) .

[2]陈良.鞠高升.教育明瑟收益率性别差异的实证分析[J].北京大学教育评论, 2004 (3) .

[3]刘泽云.女性教育收益率为何高于男性——基于工资性别歧视的分析[J].经济科学, 2008 (2) .

[4]高梦滔, 张颖.教育收益率、行业与工资的性别差异:基于西部三个城市的经验研究[J].南方经济, 2007 (9) .

[5]侯风云.中国农村人力资本收益率研究[J].经济研究, 2004 (12) .

[6]赵力涛.中国农村的教育收益率研究[J].中国社会科学, 2006 (3) .

[7]魏巍, 岳昌君.性别工资差异研究[J].北大教育经济研究, 2006 (3) .

[8]洪金珠.东中西部农村教育收入收益的分析与比较[J].现代经济, 2008 (8) .

[9]王海港, 李实, 刘京军.城镇居民教育收益率的地区差异及研究[J].经济研究, 2007 (8) .

[10]邢春冰, 贾淑艳, 李实.教育回报率的地区差异及其对劳动力流动的影响[J].经济研究, 2013 (11) .

CGSS 篇3

伴随社会的不断进步, 城市居民政治参与这一主题一直都是国内外学术界的热点问题之一。其中, 在此方面具有重大影响的学者塞缪尔·亨廷顿指出:政治参与是平民试图影响政府决策的活动, 并进一步对此观点进行解释:政治参与是开展的活动而不涉及态度;政治参与的主体是平民;政治参与是为了影响政府决策;政治参与并不考虑活动结果。有序的政治参与对于维护政治秩序、社会稳定具有积极的作用, 在法律允许的范围内, 必须赋予城市居民合理的参与政治的权利, 并为其创造多种参与途径, 以使其有效传达自身的利益诉求, 实现有效的参与。目前, 学术界对于城市居民政治参与的各个方面, 诸如外界环境、内在动力等都进行了深入研究, 提出自己的相应理论观点。同样, 本文试图从微观层面入手, 对我国城市居民政治参与的影响因素进行实证分析。CGSS2008实现了同时覆盖城市和农村的CGSS调查, 具体包括普通居民调查问卷以及村庄村长的调查问卷, 因此选取CGSS2008来分析城市居民的政治参与影响因素。

二、政治参与影响因素的研究现状

国内外学者对政治参与作影响因素的分析, 可以归纳为以下几点:

(一) 经济发展对政治参与的影响。诸多学者认为, 经济发展水平与政治参与程度具有一定的相关关系, 这也就可以解释发达国家城市居民政治参与程度如此之高的现象。一方面, 经济收入达到较高的水平之后, 城市居民在拥有了较好的物质保障前提下, 愿意拿出一部分时间、精力参与政治活动。另一方面, 随着经济的不断发展, 社会分化、贫富差距逐渐显现, 社会矛盾激化。公平的政治参与能够为城市居民提供一条有效的表达利益诉求的渠道, 成为维系社会稳定的重要途径。

(二) 政治文化对政治参与的影响。有学者将政治文化划分为臣民文化和城市居民文化。处于前现代臣民文化中的城市居民, 普遍缺乏城市居民意识, 他们的政治参与意识、行为、水平等都受到一定程度的限制。反之, 若城市居民处于现代的城市居民文化中, 由于受多方参与主体的积极影响就更易于形成政治参与的氛围, 进而培养城市居民积极参与的意识和行为, 因为“城市居民文化创造了一种较适宜于城市居民卷入和参与的政治环境”。[1]

(三) 社会流动对政治参与的影响。一般来说, 高流动性的经济生活、社会阶层更易于抵消城市居民政治参与的诉求, 由此可见, 社会流动与政治参与之间呈现出负相关关系。因此, 相对于高成本、高风险的政治参与活动, 选择流动对个人而言更有吸引力, 只有在向中等阶层流动受阻的时候, 他们才会转而求助于政治参与, 以求改变自身的不利处境。[1]

(四) 政治精英对政治参与的影响。在较为完整的公民社会中, 精英的抉择以及他们对政治参与目标的态度, 往往都是决定政治参与程度和性质的最强有力的因素。若政治精英认为, 扩大政治参与不利于维护自身根本利益, 那么, 政治参与就会在一定程度上被抑制。另一方面, 政治精英可以通过自身所特有的话语权或强势的威慑力将其他社会精英、利益集团纳入执政党范围内, 进而对城市居民的政治参与过程进行实时控制。

(五) 教育、媒体和网络对政治参与的影响。绝大多数学者普遍认为, 城市居民的受教育程度、现代媒体及网络的发展都与政治参与具有一定的相关关系。城市居民的受教育程度直接影响居民参与的积极性, 而现代媒体及网络作为重要的传播媒介, 在城市居民政治参与中发挥的作用不可小觑。因此, 提高城市居民的受教育水平、拓展媒体、网络等沟通渠道都用作提高城市居民政治参与的有效手段。

(六) 组织化程度对政治参与的影响。一般来说, 学者们普遍认为, 在法律、制度的框架内, 城市居民的组织化程度和城市居民有序政治参与的规模、范围、质量具有一定的相关关系。伴随着社会阶层、群体的分化, 各种组织和团体大量出现, 并且越来越多的社会成员逐步加入到组织或团体之中, 组织化政治参与可以在一定程度上影响城市居民政治参与的力度、渠道和质量。

三、研究变量及其描述

在参照大量文献和模型分析的基础上, 在CGSS2008数据中选择有效变量进行研究。

(一) 变量说明。因变量:本文的因变量为城市居民政治参与, 选取问卷中的问题A13.您是否参加过最近的一次人大代表选举?1—参加过;2—没参加过, 该因变量是两分变量, 由此决定了实证分析需采用二分逻辑斯特回归分析。自变量:结合CGSS2008给出的具体数据, 并预测城市居民政治参与的可能影响因素, 最终选取的自变量包括:

1.个人基本情况类。包括性别、年龄和文化程度, 其中问卷中的问题A2.您的出生年份?得到的是出生年份, 为统计方便, 故将此变量进行重新计算“2008—出生年份”, 随后将得到的新变量a2a, 重编码为a2aa:1—18岁到30岁;2—30岁到40岁;3—40岁到60岁;4—60岁到98岁, 都以最后一个选项为参照。文化程度选取问卷中的问题A3a.您目前的最高教育程度是?由于分类达14个, 所以为分析便利, 将其重编码为a3aa:1—初中及以下;2—高中;3—中专、大专;4—本科及以上。

2.经济因素因素。根据问卷数据, 直接选取问卷问题A21a.您个人去年全年的职业收入是多少?同样对其进行重编码a21aa:1—0到1万;2—1万到3万;3—3万到10万;4—10万到100万。

3.政治面貌。根据问卷数据, 直接选取问卷问题A10.您目前的政治面貌是?1—共产党员;2—民主党派;3—共青团员;4—群众。

4.所处阶层。根据问卷数据, 直接选取问卷问题A22.大多数人认为自己属于某一个阶级。请说说您觉得自己属于哪一个阶级?1—下层阶级;2—工人阶级;3—中下阶级;4—中间阶级;5—中上阶级;6—上层阶级。

(二) 实证应用与假设验证。现提出以下假设:

假设1:在控制其他变量后, 提高受教育水平对我国城市居民政治参与行为有正向促进作用。受教育水平与城市居民的政治参与程度相关, 根据社会比较理论, 受教育水平越高, 越比其他人投入更多的时间和精力, 因此他们往往期望较高的回报以更好提升自身。此外, 在学校所受的教育时间越久, 其政治参与的自觉性就越高。

假设2:在控制其他变量后, 提高年龄对我国城市居民政治参与行为有正向促进作用。城市居民在较为年轻的时候, 可能不太关心政治, 政治参与热情度较低。而随着年龄的增长, 以及所处社会环境的变化, 居民越来越关心政治, 关心关乎自身利益的实际问题, 政治参与热情高涨。

假设3:在控制其他变量后, 提高职业收入对我国城市居民政治参与行为有正向促进作用。个人的职业收入水平直接影响一个人的生活品质, 收入越高, 生活越宽裕, 个人就越有时间和精力去参与政治, 为自己争取实际的利益。

假设4:在控制其他变量后, 明确的党员身份对我国城市居民政治参与行为有正向促进作用。党员身份作为一种特殊的标志, 成为更好规范个人行为的有效形式。拥有党员身份, 自觉接受党的教育, 更乐于参与政治, 更认真负责地参与政治。

假设5:在控制其他变量后, 提高所处阶层对我国城市居民政治参与行为有正向促进作用。社会阶层作为一种身份的象征, 所处社会阶层越高, 也就拥有更多的机会参与政治, 更好地发挥自己的能动性, 也就更加积极参与政治。

根据上文描述, 以城市居民政治参与为因变量, 以被访者的性别、年龄以及被访者的收入状况、受教育程度、党员身份、所处阶层等作为自变量, 使用spss20.0, 采用Enter方法加入变量进行分析, 统计结果如表1所示。

a.在步骤1中输入的变量:a1.a2aa.a3aa.a21aa.a10.a22.

如表格所示, 性别、年龄、政治面貌、所在阶层这几个因素的显著水平小于0.5, 为统计显著, 这就说明上述四个因素对城市居民是否参加人大代表选举产生影响;而文化程度、全年职业收入这几个因素则对城市居民是否参加人大代表选举影响不显著。这一结果有利于明确真正能够对城市居民政治参与起作用的有关因素, 纠正过去例如:文化程度越高, 思想觉悟越深, 越会主动表达自己的利益诉求、积极参与政治;收入越多, 越有时间、资本参与政治等等。

四、改善城市居民政治参与状况的对策建议

基于实证分析的上述结果, 结合我国政治参与的具体实际, 现提出以下几点对策意见, 以扩大城市居民有序的政治参与。

(一) 实现参与形式多元化, 拓宽城市居民政治参与的领域。第一, 拓宽城市居民网络领域的政治参与。伴随互联网技术的迅速发展, 网络对城市居民的日常生活正产生日益重要的影响, 其对政治参与的影响也较为显著:网络作为城市居民参与政治的一种更为便携、平等、高效的媒介在较大程度上拓宽了城市居民政治参与领域的同时, 也开辟了城市居民政治参与的新方法;发挥了城市居民参政的自主性;提高了城市居民的政治参与能力, 正逐步成为我国城市居民参与政治的重要渠道。[2]鉴于网络在城市居民政治参与中所起到的重要作用, 因此有必要合理拓宽网络领域方面的政治参与。一是要加快建设网络信息的基础设施, 为城市居民网络政治参与打下坚实的硬件技术基础;二是要有意识地扶助不发达地区以及信息弱势群体的网络建设, 消除数字鸿沟。三是要加强网络环境的管理, 抵制政治谣言等不良信息。第二, 扩大社会团体领域的政治参与。我国经济的飞速发展推动了各类社会组织的发展进程, 他们成为城市居民群体的利益代表, 并凭借其众多的人数, 团结的精神, 在政治参与方面的影响力要远远大于城市居民个人的影响力。与此同时, 他们集合众人的意见以及经验智慧向政治系统表达主张, 政治参与能力相比其他主体来说更甚一筹, 所以, 扩大我国社会团体领域的政治参与对于我国城市居民政治参与系统的良性运作具有重要的意义。一方面, 国家要通过积极教育引导的方式, 大力扶持社会团体领域有序参政议政, 积极引导民间社团的发展, 从强调其认知、行为和政治能力转向注重社团的社会资本、责任感和城市居民的自觉参与。另一方面, 加强社会团体与政府的合作关系。积极为社会团体的政治参与拓宽渠道, 使政府由施舍者转变为利益均沾者。

(二) 真正将人民代表大会制度落到实处, 尽可能实现城市居民的有序参与。一是进一步落实基层选举制度, 真正选取能代表人民利益的人大代表。县级以下的人大代表皆由直接选取产生, 但在实际运作中, 由于候选人信息不公开、选举程序不透明等现象的存在, 直接导致城市居民的选举权力无法实现。因此, 要健全和完善基层选举制度和程序, 通过媒体等详细介绍候选人的相关信息, 并公布选举相关程序, 保证人大代表选举的公开公正透明。二是要完善事前公告及公示制度。人大及其常委会在行使监督权的过程中, 要对发现的问题进行及时的处理, 在民众的监督下行使人事任免权和重大事项决定权时。同时要通过民众对重大事件的反馈信息来评估政策效果或社会影响程度, 对反映强烈的情况和问题要进行及时处理和纠正。[3]

(三) 完善、落实我国的基层自治制度。完善和落实城市居民自治———社区居民委员会制度。城市社区居民委员会是城市基层自治制度的基础。随着社会经济的不断发展, 社区作为人们聚集的单位, 正日益发挥着重要的作用, 与此同时, 社区维权现象的出现, 也逐步暴露出诸如:社区居民委员会与街道办事处的职责分工不明, 管理职能重叠现象时有发生等诸多弊病。因此, 要首先明确各自的职能范围。居委会在行使基层管理职能时, 要重点完善居民委员会协调会制度、听证会制度、评议会制度、居民来访制度、居委会报告工作制度等各项工作制度。此外, 要监督落实居民委员会的基本职能, 如宣传宪法、法律、法规和国家的政策, 维护居民的合法权益, 开展多种形式的社会主义精神文明建设活动;办理本居住区居民的公共事务和公益事业;调解民间纠纷;协助维护社会治安等。[4]

(四) 内外兼修, 提高城市居民政治参与的效果。一方面, 城市居民自身应树立积极参政的勇气与信心, 不断增强自身的参政技巧, 提高城市居民政治参与能力, 培育社会责任感。要通过各种途径努力增强城市居民在政治生活中的主体意识。现阶段, 我国尚有多数城市居民无法端正对政治参与的态度, 仍以一种被动、服从、附庸的方式对待自身参与政治的实践。因此, 可以通过诸如教育培训、观看纪录片等各种方式增强城市居民参与政治的信心和决心, 使其认识到自身作为国家的主人, 拥有行使城市居民权力的自主性。另一方面, 从外部增强对城市居民民主意识、义务意识、责任意识的教育和培养。努力实现政府决策的信息公开, 使权力运行在阳光之下。社会主义民主政治的要求之一就是还政于民, 实现城市居民的自我管理、自我教育、自我组织。这种政府与城市居民间的友好关系的实现, 有赖于城市居民积极主动的政治参与。政府有必要拓展多样化的方式, 实现与公众的全方面、多层次的沟通、接触。如, 现有的微博问政、电子政务等, 都有利于扩大与城市居民的交流, 增强政府决策的科学性、民主性。

五、结语

随着时代的不断进步, 一个国家的民主政治建设是实现经济社会全面发展的重要一环。而在民主政治建设的诸多因素中, 扩大城市居民政治参与是其中最有效、最重要的。因此必须正确把握影响城市居民政治参与的影响因素, 从重点因素入手, 实现全民政治参与的积极性、主动性、责任性。

摘要：在现阶段我国不断建设民主政治的进程中, 政治参与作为其中一个重要因素, 已成为衡量民主政治的重要指标, 愈发引起人们的广泛关注。基于此, 本文以政治参与的影响因素为目标, 对CGSS2008的有关数据展开实证分析, 验证了城市居民的年龄、受教育水平、职业收入、政治面貌、所处阶层等因素与其政治参与程度的相关关系, 在此分析基础上, 指出提高城市居民政治参与水平的对策建议。

关键词：城市居民,政治参与,影响因素,二分逻辑斯特模型

参考文献

[1]王明生, 杨涛.改革开放以来我国政治参与研究的回顾与展望[J].清华大学学报, 2011, 6:5~21

[2]张青.中国城市居民政治参与问题研究[D].辽宁大学, 2011

[3]张云武, 杨宇麟.城市居民的政治参与及其影响因素的实证研究[J].内蒙古大学学报, 2009, 7:36~41

CGSS 篇4

关键词：金融排斥,自我排斥,农户收入

引言

2011年中国银监会印发《关于继续做好空白乡镇基础金融服务全覆盖工作的通知》,要求各银行业金融机构积极履行社会责任,立足当地实际,创新方式方法,推动空白乡镇基础金融服务全覆盖工作。在2013年的中央一号文件中,再次提到了消除金融空白乡镇,推行金融服务全覆盖的政策。所谓金融排斥,就是指一部分人没有能力或者恰当的形式进入金融体系,享受金融服务,从而被排斥在外的现象。然而,金融服务全覆盖工作的落实仍然有很大的不足。金融二元结构困扰着城乡经济之间的协调发展,广大的农村拥有的金融服务机构更加稀少,金融知识在农村里的散播极为有限,农村各个经济体享受的现代金融服务远远落后于城市。并且,金融机构由于其自身的商业性,对农民的排斥却日益加剧,这样加剧了日益增长的农村金融服务需求和农村地区金融服务之间的矛盾,不仅延滞了农村当地经济发展,还阻碍了城乡一体化的进程。

其中,农民的自我排斥越来越引起社会各界的重视。一方面,自我排斥暴露出的是农民自身对于金融知识的缺失与对于金融机构的不信任感;另一方面,自我排斥也体现出农民存贷款需求的缺位,反映的是其日常生产生活中的投资与储蓄形式。因而,通过对自我排斥的研究,可以从中窥见农户的社会经济客观特征与主观心理。本文试图将研究置于农户收入不断增长的时代大背景下,通过农户收入这一视角研究农民金融服务自我排斥的内在机制,基于CGSS2010的数据对我国新型城镇化建设与新农村建设中农民收入投资相互促进的良性循环提供事实证据和合理建议。

一、文献综述

1. 农户收入与金融排斥。

田霖(2011)①针对金融排斥的城乡二元性展开分析,在构建城乡金融排斥二元性指数的技术上,利用模糊曲线法证实各诱致要素的复合因果关系及供给弹性差别。研究结果表明,农村系统中,对金融排斥负贡献最大的要素依次为收入、技术和教育。许圣道、田霖(2008)②通过建立计数模型,解析了影响农村金融排斥的重要因素。分析结果也表明,收入越高,金融排斥程度越低。上述研究均表明了农户的收入是影响金融排斥的重要因素,但是并没有进一步指出,收入具体通过影响哪几种具体的排斥类型进而影响到金融排斥本身。

2. 自我排斥的形成。

王修华(2009)③④对自我排斥的成因进行了分析。一部分农村地区特别是欠发达地区的农村居民由于居住分散而且相对封闭,信息获得比其他地区更难,自然希望办理贷款时手续能简便、灵活、快捷,而目前我国金融机构的一些金融服务(尤其是贷款)手续较为繁琐,条款过于复杂。于是此类居民选择了非正规金融渠道(如民间借贷等)来满足自身的资金需求。长此以往,这些欠发达地区的农民被主流金融边缘化,造成其金融习惯的不同和金融知识的贫乏,产生了对金融机构的不信任。张伟楠(2014)⑤的研究作出了进一步的补充。金融知识的贫乏也是造成自我排斥的重要原因,金融机构对农村金融知识宣传不够,导致农村金融生态环境薄弱以及农户信用意识淡薄。另外,由于农民的认知能力、风俗习惯以及心理等因素使多数农民对从正规金融机构获得贷款缺乏信心。

3. 农户收入与自我排斥。

许圣道、田霖(2008)⑥研究认为,农民金融知识的缺乏对金融网点的布局具有显著的负效应,并且,它是一种隐性知识,是代际遗传的,与家庭富裕程度呈正相关关系。意即农民家庭收入与教育存在关系,教育带来的知识的多或少与金融排斥有关。隋艳颖、夏晓平(2013)⑦研究结果显示高收入层农户的违约风险最低,低收入层农户的违约距离最短、违约速度最快、违约风险也最高。并且,从金融需求方面看,由于低收入层农户物质资本和人力资本匮乏、风险承受力低、维持生活的意愿高于扩大生产的意愿,因此对农村金融市场的参与程度较低。低收入层农户实质上不是受到了金融供给排斥,更多是源自于有效需求不足的金融需求自我排斥。收入影响了农户的风险承受能力、生产性需求,进而影响到金融服务自我排斥。

总结上述研究,我国近年来对金融排斥的研究越来越多,但学者较少从单个变量入手进行实证研究。因此,本文试图将影响金融排斥的重要因素收入与金融服务自我排斥联系起来,分析农民家庭收入对金融服务自我排斥的影响,得出农民家庭收入通过自我排斥从而影响金融排斥的具体机制,试图为政府在构建包容性普惠金融体系破解农户金融排斥的建设性思路上提供理论依据和政策指导。

二、数据来源和样本描述统计

CGSS数据(中国综合社会调查)是中国第一个全国性、综合性、连续性的大型社会调查项目。从2003年开始每年一次,对全国125个县(区),500个街道(乡、镇),1000个居(村)委会、10000户家庭中的个人进行调查。通过定期、系统地收集中国人与中国社会各个方面的数据,总结社会变迁的长期趋势,探讨具有重大理论和现实意义的社会议题,推动国内社会科学研究的开放性与共享性,为国际比较研究提供数据资料。

本文使用CGSS2010数据,共有样本数为11783,其中剔除城市采集样本,农户样本数为4561,然后再对农户收入不愿意透露的样本予以剔除,最后的样本数为4114。

三、假说提出与理论机制

表1 主要数值型变量选取与样本统计性质

备注:其中社会阶级认同是户主对自己所处社会阶层的主观评价,共分为10分,分值越高说明其认为自己所处的社会等级越高。

表2 主要虚拟变量选取与样本统计性质

本文试通过CGSS2010的大样本数据通过实证检验的方式探究农民家庭收入对金融服务自我排斥的影响。根据现有理论,归纳可能存在的四种内在机制:1.教育投入效应:当农民家庭人均年收入较高时,农民会有更强的激励进行教育上的投入。知识的更新与观念的改变,尤其是对金融知识的了解,有助于农民客观了解金融服务,减少自我排斥。2.社会认同效应:当农民家庭人均年收入更高时,农民往往拥有更高的社会地位,其可用的社会资源以及利用社会资源的能力更强,其对于自身的地位认同更强,在金融服务面前会避免不自信与恐惧,从而有减少自我排斥的趋势。3.风险承担能力效应:当农民家庭人均年收入较高时,其对于金融投资活动的风险承受能力更强,因而更会趋向于使用金融手段管理自己的资产,从而减少自我排斥。4.生产性需求效应:当农民家庭人均年收入较高时,其生存性消费满足程度较高,从而有更多的激励进行生产投资,产生了解并使用贷款进行生产投资的激励。农民自我排斥中比较主要的两种原因:一个是生活水平本来就低,对金融服务没有需求;一个是自身见识有限,对于金融机构不了解、不信任甚至有恐惧心理。

根据以上理论,主要进行第一个机制(即教育投入机制)的分析,并在此基础上提出以下假说:假设1:农民家庭人均年收入对农户对教育的投资有正向作用;假设2:农户对教育的投资对农民的金融服务自我排斥会有负向作用。在这两个基础上,提出一个总的假设:假设3:农民家庭人均年收入对农民的金融服务自我排斥会有负向影响。

在教育投入方面,根据人力资本投资的成本-收益分析理论,农户收入的增加,温饱问题得到解决,因而有富余的钱来满足更高级的消费需求,其在教育的投入上机会成本较小;另一方面,家庭收入增加,父母社会地位的提升,其子女的就业更容易实现,教育带来的收益更容易实现,因而预期的人力资本收益提升,因此,以上假说在理论上具有较强的合理性。

四、计量回归结果分析

1. 教育投入效应:

当农民家庭人均年收入较高时,农民会有更强的激励进行教育上的投入。知识的更新与观念的改变,尤其是对金融知识的了解,有助于农民客观了解金融服务,减少自我排斥。

表3 教育投入效应检验(1)

模型1因变量为户主去年成人教育的培训支出,根据回归结果来看,家庭收入对其有统计上显著的正向作用,在其它条件不变的情况下,当家庭收入每增加100元,其用于自身成人培训的教育支出会增加1元。因此,家庭收入的提高,会增加农户对于自身人力资本投资的激励。模型2因变量为农户累计在各金融机构的贷款额度,核心自变量农户用于自身的培训支出对于家庭贷款在统计上在10%的显著性水平下显著,可以证明教育投入效应的存在。另外,考虑如果农户家庭收入具有明显的代际传递(CGSS数据中有户主对于目前经济状况与自己14岁时家庭经济状况的比较,其中70.7%的样本认为经济状况基本不变或者略有变化),此时可以考虑粗略地用农户在子女与个人自身的教育投资总和作为农户人力资本投资总额,作为稳健性检验时是相对合理的,再进行上面的回归分析:

表4 教育投入效应检验(2)

家庭收入对总教育支出依然有统计上显著的正向作用,在其它条件不变的情况下,当家庭收入每增加100元,其用于家庭全体成员的教育支出会增加2元,另外户主年龄增加1岁,教育支出会减少31元,当农业收入占家庭总收入比重每增加1%,教育支出减少0.28元。此时,教育支出的显著性较之前增加,因此教育投入效应的检验结果证实其中的相关性。在两次回归中,2个模型1的检验验证了假说1,即农民家庭人均年收入对农户对教育的投资有正向作用;2个模型2的检验验证了假设2:农户对教育的投资对农民的金融服务自我排斥会有负向作用。

2. 社会认同效应:

当农民家庭人均年收入更高时,农民往往拥有更高的社会地位,其可用的社会资源以及利用社会资源的能力更强,其对于自身的地位认同更强,在金融服务面前会避免不自信与恐惧,从而有减少自我排斥的趋势。在回归中,以人情往来支出作为社会网络的替代变量,其结果显著。由于篇幅原因,在此不多赘述。

3. 生产性需求效应:

当农民家庭人均年收入较高时,其生存性消费满足程度较高,从而有更多的激励进行生产投资,产生了使用贷款进行生产投资的激励。

表5 生产性需求效应检验

第一个模型中,控制住教育水平和人情往来支出之后,农户收入提高100元,其生产性投资需求会平均增加7元;第二个模型中,生产性投资需求增加20元,其贷款额度会平均增加1元,统计上都是显著的,因此证实了生产性需求效应。

4. 风险承担能力效应:

当农民家庭人均年收入较高时,其对于金融投资活动的风险承受能力更强,因而更会趋向于使用金融手段管理自己的资产,从而减少自我排斥。

图1 农户家庭收入与户主未来预期关系

由于该效应主观性很强,采用案例研究的方式来分析其中深层的因果关系。但是,由于条件受限,因此绘制简单的散点图(见图1)来大致观察两个变量的关系。图中纵轴为future(对未来的预期:即10年后预期自己所处的社会等级与自己目前所处的社会等级的差值,数值越大表明对未来越有信心)。当家庭收入提高时,对未来预期更为稳定与积极,对于风险的管理更为稳定与合理。

5. 农户家庭收入与农民自我排斥的关系:

体现了其中明显的正向关系,农户收入每提高100元,贷款额度累计增加12.6元,可能包含了多种内在的机制效应。体现了假设3:农民家庭人均年收入对农民的金融服务自我排斥会有负向影响。

表6 农民收入与家庭贷款回归结果表

五、研究结论与建议

结论:

1.农民家庭人均年收入的提升会促进农户对教育的投资;

2.农户对教育的投资增强,有助于农民减少金融服务的自我排斥;

3.农民家庭人均年收入提高,在增进农民对金融机构的理解同时,增加对金融服务的内在需求,从而减少农民的金融服务自我排斥。

建议:

1.增加农民财产性收入,切实保障农民收入提升;

2.政府机构和公共服务机构注重对农民知识普及与非农就业培训,丰富其人力资本投资渠道;

CGSS 篇5

关键词：公平不平等,不公平不平等,努力,环境

一、引言

收入不平等是否都需要政府通过再分配政策进行干预和调节? 一直以来,国内外的经济学家与政策制定者都试图对这个问题进行解答。 事实上,回答上述问题的核心在于判断收入不平等中是否存在合理或公平的部分。 如果收入不平等是公平的,则社会能够接受和容忍,显然也就不需要政府对其进行干预和调节。 那么,是否存在公平的收入不平等? 如果存在又该如何对其进行测度? 亚当斯提出的公平理论认为, 公平的收入不平等是存在的,如果个体获得的报酬与其付出的努力相比是合理的,则其收入就属于公平收入,公平收入分布的不平等即为公平的不平等;[1]Roemer提出了测度机会不平等的经济分析框架,这一框架将影响个体收入的变量区分为努力因素与环境因素,前者是个体可以控制从而可以为之负责的变量;后者是个体无法控制从而不需要为之负责的变量。[2]Roemer的这一分析框架为测度不公平的收入不平等提供了思路,即只要能够明确区分努力变量和环境变量, 不公平的收入不平等是可以衡量的。 陈东和黄旭峰根据这个思路分析了机会不平等,但是在比较机会不平等与实际收入不平等的偏离时采用的方法较为简单,难以反映两者实际偏离的程度。[3]Jenkins和Higgins提出了一个独特的方法来测度不公平的收入不平等,他们首先构造了一个“反事实”的公平收入分布,进而通过比较公平收入分布与实际收入分布的偏离,分离和测算出不公平的收入不平等的程度。[4]

本文以上述研究的思想为基础, 借鉴Cappelen和Tungodden的方法, 对不公平的收入不平等进行测度,并对其进行分解,识别不同环境因素对不公平的收入不平等的贡献度。[5]

二、测度方法

为准确测度不公平的收入不平等, 首先必须明确区分影响个体收入的努力因素和环境因素。 Cohen[6]和Roemer[2]提出应以个体能否控制作为划分努力和环境变量的依据。 根据这一原理,同时考虑数据的可获性,我们选择居民个体最高受教育程度和工作单位所有制类型作为个体可控制的努力变量,居民可以通过自己的努力,调整和改变自己的教育程度和工作单位,记为xiR(R=1,2);选择性别、出生地、户籍、父亲工作单位、父亲最高教育水平以及家庭年收入作为个人不可控制的环境变量,个人无法选择自己的性别、户籍状况、出生地或家庭背景,记为xiNR(NR=1,2,3,4,5,6)。

构建居民个体的收入决定方程:

其中,y是居民收入;xiR是个体努力变量向量(责任变量);xiNR是个体的环境变量向量(非责任变量);εi是随机误差项;其余是待估系数。

根据公平收入的对等原则,公平的收入分布应等同于个体的应得收入分布,所谓“应得收入”是指与个体自身努力程度相匹配的收入。 比如,如果受教育程度是决定收入水平唯一的努力变量,则个体的应得收入就应与其受教育程度相匹配。

对每个个体i,定义其应得收入为:

式(2)的含义是:令全体居民都付出与个体相同的努力水平,但令其各自处于自己的外部环境中,计算在这一假定下每个居民的收入水平f(xiR;xjNR)(j=1,2,…,n),求取这一收入分布的平均值,即为个体i的应得收入。

定义个体i的公平收入水平:

式(3)的含义是:以个体i应得收入占全体居民应得收入总额的比例为权重,将实际总收入中的对应比例配置给个体i,即为个体的公平收入i。 应得收入g(xiR;.)和公平收入zi的区别是:g(xiR;.) 加总后的总额有可能会超过实际收入总额,比较g(xiR;.)收入分布和实际收入分布的不平等时,有可能无法剥离出收入增长的影响;而zi加总后的总额必然等于实际收入总额,因此两者之间不存在总收入的增长,可以确保我们考察的是纯粹的分配问题。

如何度量实际收入与公平收入的偏差呢?Cowell提出一个由广义熵指数发展而来的度量指标,能够较好地度量两个分布的变化。[7]该指标的公式如下:

其中,yi为个体i的实际收入,zi为个体i的公平收入。 系数 α 表示的是指标J对分布f和z的不同部分的敏感性:当 α 取正的较大值时,指标J对分布的上尾部分比较敏感;当 α 为负值时,则指标对分布的下尾部分比较敏感。

当个体的收入完全由环境因素决定,则所有的收入不平等都应视为不公平的。 此时,居民的平均收入就相当于公平收入(也就是说,既然收入都是由非责任因素决定的,那么公平的分配模式应该是所有人获得相同的收入), 任何与平均收入的偏离都是不公平的。 如果将式(4)中的公平收入替换为平均收入, 则J指标就等同于测度单一收入分布不平等程度的泰尔指数,衡量的是所有个体实际收入与平均收入的偏离程度。 定义这一指数为JαGE。

当个体的收入不仅由环境因素决定,还取决于个体努力程度时,可以根据式(3)测算出公平收入。当式(4)中的zi为个体的公平收入时,指标J度量的是实际收入与公平收入偏差值的不平等程度,即完全由环境因素决定的不公平的不平等。 定义这一指数为JαF。 因此,环境因素导致的收入不平等对总不平等的贡献即为JαF与JαGE的比值。 此外,我们可以通过调整环境因素中具体包括的变量,从而根据JαF与JαGE的比值的变化来考察不同环境变量对收入不平等的贡献度。 定义:

式(5)中 Ф 衡量的是总收入不平等剔除由环境差异导致的不平等后的剩余部分,可以视为由努力因素导致的不平等,即公平的收入不平等部分。

基于上述方法, 我们采用2010 年中国综合社会调查(CGSS)的微观入户调查数据,测算中国居民收入分布的公平的与不公平的不平等程度,并衡量不同环境因素对收入不平等的贡献度,以期为政府有针对性地设计收入再分配政策提供定量依据。

三、变量选择与数据处理

(一)数据处理

为确保实证分析具有可行性以及实证结果的可靠性,我们对CGSS数据样本做相关限定和处理。一是将样本对象限定为年龄在25~55 岁之间的个体。 因为25 岁之后无论居民的学历如何,大部分个体均处于工作状态, 而25 岁之前大部分个体处于非工作(在校学习)状态。 并且由于我国女性的退休年龄为55 岁,限定样本对象为55 岁以下可以有效避免样本中男女比例失衡的情况。 二是将变量具有缺失值或未应答值的对象剔除。 三是删除了某些变量的异常值, 比如删除父亲教育程度是 “私塾”和“其他”两类、户口登记状况中是 “军籍” 和 “ 没有户口”的个体。 最终采用的样本量为1902 个。

(二)变量选择

我们选取居民个体的收入水平作为收入决定方程的被解释变量, 在CGSS中个体收入等于个体职业收入与非职业收入之和。 遵循既有做法,同时考虑数据的可获性,选择如下变量作为收入决定方程中的解释变量:(1)努力变量,即个体能够控制从而可以为之负责的变量,具体包括个人最高受教育程度、个体工作单位或公司的所有制类型;(2)环境变量, 即个体不能控制从而不应为之负责的变量,具体包括性别、出生地、户籍、父亲最高受教育程度、14 岁时父亲工作单位或公司的所有制类型。①其余变量的含义以及变量的描述性统计量参看表1。

四、实证结果

(一)收入决定方程的估计结果

根据式(1)和表1 中的变量,具体构建如下收入决定方程:

其中,lny为个体收入的自然对数;gender为个体性别;age和age2分别为年龄和年龄平方,之所以将平方项引入是为了考虑可能存在的收入的“生命周期”效应,即在年轻时收入偏低,中年时收入偏高,退休后收入又偏低;birplace为出生地;hktype为户口类型;work和f_work分别为个体及其14 岁时父亲工作单位的所有制性质;edu和f_edu分别为个体及其父亲的最高受教育程度。εi为随机误差项。其余为待估系数。

表2 汇报了个体收入决定方程的估计结果。 考察努力变量对个体收入的影响。 结果显示,个人的受教育程度对其收入水平具有显著的正向影响,与没有工作的样本个体相比,学历越高的个体平均收入越高,拥有大学及大学以上学历的个体相对而言平均工资最高,由此表明目前在中国教育和人力资本投资具有较高的回报率。 与在国有或国有控股单位就业的个体相比,在集体所有或控股单位就业的个体显著具有更低的收入水平,而在港澳台和外资单位就业的个体具有更高的收入水平,但在统计上不显著。 由此可见,在改革开放30 年后,中国的市场经济体系日趋完善,外资企业较好的经济效益保证了其职工获得更高的工资薪金,而国有企业改革之后,国有企业的利润水平不断提高,也为其职工获取更高的收入创造了条件,而集体所有制企业与国有企业相比则不具有规模优势和政策优势,与外资企业相比又不具有体制和市场优势,从而导致其职工工资和待遇相对偏低。

考察环境量对个体收入的影响, 结果显示,性别、年龄、出生地对个体收入有显著的影响。 (1)女性的收入水平显著低于男性,表明目前中国依然存在较为明显的劳动力市场性别歧视,这从某些单位和产业在招工时对女性设置显性或隐性 “门槛”中可以得到印证。 (2)年龄对个体收入的影响呈现“倒U” 型的特征, 个体收入水平随年龄的增长先增后减。 (3)与出生在东部地区的个体相比,出生在中西部地区的居民具有显著更低的平均收入。 (4)拥有城市户籍的居民相对于农村户籍居民而言具有更高的收入水平,但是这一效应并不显著,由此表明拥有农村户籍相对于城市户籍来说收入虽然依旧处于劣势水平,但这一情况目前有所缓解,这与近年来对农村和农业的补贴力度加大、教育资源分配不均等问题逐渐改善等公共政策偏向有关。 (5)父亲的工作类型和教育程度对子女收入水平的影响并不显著。 有意思的是,父辈在国有或者集体所有的单位工作比在私营、民营或者外资单位工作对子女收入水平具有更大的正向影响,这与个体单位所有制性质对收入的影响效应恰好相反,反映出改革开放背景下两代人在不同类型单位之间收入地位的改变。

注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。

(二)公平与不公平收入不平等的测算结果

基于上文的式(2)和式(3),对居民个体的公平收入进行具体测度。 首先,利用对数线性收入决定方程,界定应得收入:

利用应得收入,构建公平收入的测算公式:

从式(8)可以看到,公平收入是以个体应得收入在应得总收入的占比为权重,对实际总收入进行重新分配而得到的。 基于式(4)、(5)、(8)并利用上面的收入决定方程的估计结果,可以测算公平收入的不平等和不公平的收入不平等,结果如表3 所示。

从表3 可以看到,当努力变量包括个体工作单位所有制性质和最高受教育程度时,环境变量能够解释的收入不平等(不公平的不平等)占总收入不平等的比重达到了85.58%或89.28%, 由此判断当前中国居民收入不平等的绝大部分是由个体不能控制的环境因素导致的,由个体努力差异导致的合理的不平等(公平的不平等)仅占总不平等的10.72%或14.42%。

考虑到个体可以通过自己的努力改变自己的户籍状况,因此也有研究将户籍视为努力变量。 为考虑这一因素对测算结果的影响,我们也将户籍类型作为努力变量引入模型,由此获得的测算结果并无明显改变。 增加一个努力变量后,不公平的不平等占总不平等的比重依然超过85%。

(三)不公平不平等的分解结果

我们可以进一步将不同环境变量对收入不平等的影响从不公平的不平等指数中分解出来,具体公式如下:

其中,I(f)是实际收入分布的不平等指数(后文我们同时考察基尼系数、泰尔指数);I(c)是剔除特定环境变量影响之后的收入不平等指数。 因此,I(f)-I(c)衡量的是所剔除的环境变量对总收入不平等的贡献,Ω 衡量该变量的相对贡献。 表4 汇报了不同环境因素对收入不平等的贡献度。 表中数字为I(c)的计算结果,括号中的数字为 Ω 的计算结果。 可以看到,无论采用哪个不平等指数,出生地对收入不平等的贡献是最高的;其次是性别和户籍对收入不平等的贡献。 这说明地区、性别和城乡差距是中国当前收入不平等的主要原因。 而父亲教育、父亲工作类型的贡献较小,说明在市场经济体系逐步完善的过程中,上一辈的经济社会状况对子女收入的影响逐步弱化。 这些结论与上文得到的结果基本一致。

注:括号里面为 Ω 值。

五、结论与建议

本文采用2010 年中国综合社会调查(CGSS)的微观数据, 在明确区分影响个人收入的责任变量(努力)和非责任变量(环境)的基础上,测算中国居民收入分布的公平不平等与不公平不平等程度,并衡量不同环境因素对收入不平等的贡献度。 实证结果显示:第一,不公平的不平等占总收入不平等的比重超过85%,公平的不平等占总收入不平等的比重不到15%,当前中国居民收入不平等的绝大部分是由个体不能控制的环境因素导致的;第二,在影响个体收入的环境因素中,出生地、性别和户籍对收入不平等的贡献最大。 由此表明,地区、性别和城乡差距是当前中国收入不平等的主要来源。

根据上述结论,本文认为,由于绝大部分居民收入不平等属于非责任因素导致的不公平的不平等,因此加大政府对收入不平等的再分配调节力度是极有必要的,符合社会公平正义的要求。 当前的重点应该是通过公共财政制度的改革以及经济社会发展政策的调整,弱化和消除由性别歧视、城乡失衡和区域不均衡等问题导致的居民收入不平等。

参考文献

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[6]Cohen G A.On the Currency of Egalitarian Justice[J].Ethics,1989,(3):906-944.

CGSS 篇6

关键词：亲贫式支出,农村居民,主观幸福感,有序Logit模型

一、引言

伴随我国经济的快速发展和新农村建设进程的加速推进,农村居民的生活水平不断提高,其需求也由满足温饱向教育、医疗卫生、社会保障等方面逐渐转变。政府作为公共物品的“生产者”和“提供者”,一般通过财政支出对公共物品进行“再分配”以满足农村居民的基本公共服务需求,进而提升农村居民的幸福感,最终实现财政政策的目标。因此,公共支出结构是否合理、有效与否成为判断农村居民是否幸福以及评价政府政策是否有效的一种权衡指标。

二、文献综述

针对亲贫式支出如何定义,学界观点尚未统一。但普遍认同的定义是:亲贫式支出是指有利于贫困群众脱贫或减贫的财政支出(Mosley et al,2004),它主要的受益群体为低收入的农村居民。其中,教育、医疗和社会保障支出被认为具有典型亲贫式支出特征的公共支出,因此国内外学者大多采用以上3类支出研究亲贫式支出。但笔者认为农林水事务支出也应被归为亲贫式支出,原因在于农林水事务支出有利于发展农业经济、提高农村居民生活水平,对收入相对低下农民具有更直接的影响。因此,文章将亲贫式支出的内容扩展为教育支出、医疗卫生支出、社会保障支出和农林水事务支出。

有关亲贫式总支出与居民幸福感关系的研究,大多数学者肯定亲贫式支出能促进国民幸福感(鲁元平等,2010;谢舜等,2012),并认为亲贫式支出影响居民幸福感的作用机制包括以下3个方面:一是通过缓解居民在教育、医疗方面的压力,减少预防性储蓄、增加消费来提高居民的生活满意度(胡洪曙等,2012);二是通过缩小收入差距提升居民幸福感(汤凤林等,2014);三是加大对教育、健康、安全等基本公共服务的投入以满足居民需求,从而提升居民的幸福感(鲁元平,2014)。

有关亲贫式支出结构对居民幸福感的影响,宏观层面上,胡洪曙等(2012)利用CGSS2005和CGSS2006数据的农村部分,运用Ordered Probit模型研究公共支出对农村居民主观幸福感的效应,得出教育、医疗和社会保障支出能增加农民的幸福感,而农林水支出会减少农民幸福感,并认为主要原因在于我国的农村公共产品供给不足,农民只能用代价高昂的私人产品进行补充;罗能生等(2015)在构建国民幸福指数测量体系的基础上,利用我国1995—2012年的数据实证得出社会保障支出、科技文卫类支出能提升居民幸福感。微观层面上,赵新宇(2013)利用吉林大学公众幸福指数课题组调查问卷的数据,实证得出教育、医疗支出对公民幸福感产生直接的正向作用,农林水事务支出对居民幸福感产生间接的正向作用,而社会保障支出对居民幸福感影响不显著。

有关亲贫式支出对居民幸福感影响的差异性,国内学者从不同角度进行了研究。从户口差异角度,鲁元平等(2010)采用2001年和2007年中国的调查数据,实证得出亲贫式支出对城镇居民幸福感的边际效应要小于农村居民;胡洪曙等(2012)在此基础上将农民的收入水平划分为高、中、低3个等级,得出低收入农民更依赖公共支出,公共支出对其幸福感的影响最大;从人口流动视角,谢舜等(2012)利用CGSS2006数据研究了公共支出对外来人口和本地居民生活满意度的差异性,得出科教文卫支出对外来人口幸福感的影响要小于本地居民。

综上所述,目前学术界有关亲贫式支出对居民幸福感影响的研究较少,特别是对农村居民幸福感的研究;大多文献是从支出总量出发进行研究,鲜有研究支出结构对农村居民主观幸福感的影响,且依据地区经济发展程度研究亲贫式支出对农民主观幸福感区域差异性的研究更为缺乏。基于此,文章利用2010年中国综合社会调查(CGSS2010)和《2010年中国统计年鉴》中的数据,实证分析亲贫式支出总量及结构对农村居民幸福感的影响及传导机理,以期为亲贫式支出与农村居民幸福感关系问题的研究提供一定素材,也为国家制定财政政策、解决相关问题提供重要依据。

三、模型设定及变量说明

(一)模型设定

文章采取有序Logit模型来分析亲贫式支出对农村居民主观幸福感的影响,实证模型设定如下:

式(1)中,Yip表示p省第i个被调查者的主观幸福感,Xp表示p省的人均公共支出,包括人均亲贫式支出、人均教育支出、人均医疗卫生支出、人均社会保障支出以及人均农林水事务支出。Xp*area表示人均亲贫式支出和地区的交互项,主要用于考察亲贫式支出对农村居民幸福感的区域差异性。lngdpp和microip分别代表显著影响农村居民生活满意度的宏观和微观控制变量,uip为随机干扰项。β为各变量的系数。

(二)数据来源

文章数据来源于CGSS2010,该调查对我国31个省(包括市、区)采取多阶分层的方法进行随机抽样,通过剔除缺失值,最终的农村居民样本量为4427个。亲贫式支出对农村居民的幸福感影响存在滞后性,公共支出并非对农村居民幸福感产生立竿见影的影响,且2009年的财政数据来自于下一年的统计年鉴,因此亲贫式支出来源于2010年的《中国统计年鉴》。

(三)变量选取与说明

1. 因变量。

文章选取的因变量是农村居民的主观幸福感。国内外学者对幸福感的测量通常采用三分法、四分法、五分法等。文章参照陈刚等(2013)的研究,根据CGSS2010调查问卷中关于居民幸福感的问题:“您认为自己的生活是否幸福?”,回答有:“1.很不幸福”“2.比较不幸福”“3.居于幸福与不幸福之间”“4.比较幸福”和“5.完全幸福”,文章采用五分法对幸福感进行测量,对该项的回答分别赋值为1、2、3、4、5,数值越大,代表的幸福感越强。2010年,CGSS调查中,得分由1到5的样本所占百分比分别为2.55%、8.52%、17.89%、55.77%和15.27%。

2. 自变量。

自变量包括人均亲贫式支出、人均教育支出、人均医疗卫生支出、人均社会保障支出和人均农林水事务支出。数据来自《2010年中国统计年鉴》。

3. 控制变量。

选取人均GDP作为宏观控制变量。微观控制变量则选取农村居民的个人情况,主要包括年龄、所处的地区、教育、收入、健康状态、工作状态和是否拥有社会保障。由于调查问卷中没有对不同的经济发展地区进行划分,无法观测出地区对农村居民幸福感的差异性影响。因此,文章参照鲁元平(2013)的研究,按照人均GDP从小到大进行排序,将位于中位数以下的视为经济落后地区,将位于中位数以上的视为经济发达地区。经济发达地区主要包括辽宁、河北、北京、山东、江苏、浙江、福建、四川、广东、海南、湖北、湖南、安徽、河南、黑龙江、上海,赋值为0。经济落后地区主要包括吉林、内蒙古、天津、山西、江西、广西、陕西、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆,赋值为1。相关控制变量的具体描述见表1。

四、实证结果及分析

(一)亲贫式总支出对农村居民主观幸福感的影响分析

模型1引入人均亲贫式支出,结果显示亲贫式支出与农村居民主观幸福感呈正相关,这表明亲贫式支出不仅能解决农村居民的医疗和教育等问题,还能减少农村居民的后顾之忧,提升农村居民的消费预期,进而增加农村居民的幸福感(胡洪曙等,2012)。但从显著度看,系数未通过显著性检验,表明亲贫式支出对农民幸福感的促进作用并不明显。原因可能在于:政府支出来源于税收,政府支出的加大意味着税收的增加,对于收入较低的农村居民来说,无疑加重了经济负担,且政府支出具有城市偏向性,对农村的投入较少,农村的公共产品供给状况较差,农村居民获得的支出收益较低。除此之外,作为“经济人”和“政治参与人”的地方政府,在财政激励和政治激励下,地方政府对经济性公共产品具有支出偏好性,从而挤占了对社会性公共产品的投入,这将影响到亲贫式支出的总体水平。因此,农村居民对亲贫式支出的感受并不强烈。

(二)亲贫式支出结构对农村居民主观幸福感的影响分析

1. 教育支出与农村居民主观幸福感。

模型2引入了人均教育支出,结果表明人均教育支出可显著提升农村居民的主观幸福感。原因可能在于:教育支出占据地方财政支出的比例最高,相对社会保障、支农支出等支出来说,教育支出能较为公正地惠及到城乡居民;2006年起我国推行免费九年义务教育,2007年全面推行农村教育免收学杂费,很大程度上缓解了农村居民教育支出的压力;政府对农村教育的大力投入,不仅完善了硬件设施,还提高了教学质量,从而确保了农村孩子“有学上、上好学”;对农村居民的培训提高了农村居民的素质和技能水平,进而增强了农村居民增收的能力以提升其幸福感。

2. 医疗卫生支出与农村居民主观幸福感。

模型3引入了人均医疗卫生支出,结果表明人均医疗卫生支出与农村居民幸福感呈正相关关系,这说明医疗卫生支出改善了农村的医疗卫生环境,减轻了农民医疗负担,使其有多余的资金来提高家庭生活质量,带动了幸福感的提升。但回归系数未通过显著性检验,原因可能在于:我国的医疗卫生费用主要由居民个人承担,政府支付小部分,随着医疗费用不断上涨,收入较低的农民支付困难,这将影响到其健康状况;我国的医疗卫生支出规模较小,政府还将大部分医疗支出用于城市的医疗建设,导致农村医疗卫生设施相对落后,直接影响到农村居民的医疗服务质量;我国新农合正处于起步阶段,覆盖范围较小,且新农合保障范围和报销金额有限,而城镇居民投保费用低,保障范围又广,城乡医疗保障差距大。

3. 社会保障支出与农村居民主观幸福感。

模型4引入了人均社会保障支出,结果表明社会保障支出与农村居民主观幸福感存在显著的负相关关系,这与前人研究的结果相反。原因可能在于:2003年前,我国实行的社会保障体系改革主要针对的是城市居民(胡宝娣等,2011),受益对象是国企职工和城镇居民,2003年后才开始推行农村养老保险制度及新农合等有利于农村居民的社会保障体制,农村的社会保障体系发展较晚且不完善,直接或间接地影响到了农村居民的幸福感;我国的社会保障体系城乡二元化明显,据相关资料统计,农村社会保障支出仅占GDP比重的0.1%,而城市社会保障支出占GDP比重达到10%以上,政府将保障领域和范围向城市倾斜,导致政府分配给农村的社会保障支出严重不足,无法满足农村居民的需求。

注:括号外为非标准回归系数,括号内为稳健标准误;***、**、*分别代表p<0.01、p<0.05、p<0.1。人均亲贫式支出、人均教育支出、人均医疗卫生支出、人均社会保障支出都进行了对数处理。

4. 农林水事务支出与农村居民幸福感。

模型5加入了人均农林水事务支出,结果表明人均农林水事务支出与居民主观幸福感呈正相关关系,相关系数较低,且未通过显著性检验,可见农林水事务支出对农村居民生活满意度的提升作用较小且不明显。我国农业、林业等部门自身存在着生产效率低下、资金不足的弊端,需要农林水事务支出为农户创造良好的生产条件以促进农业发展,进而提升农民的生活质量。但农林水事务支出所涵盖的范围较大且规模较小,真正能分配到各领域的支出并不多,因此所产生的效益和影响力不大,对增加农村居民幸福感也有限。除此之外,我国农林水事务支出占财政支出比重较低,而农村公共产品状况较差,为了改善基本的生产条件,农村居民不惜以高昂的私人产品来弥补基本公共服务的不足(贺雪峰,2008)。

(三)亲贫式支出对农村居民幸福感影响的地区差异性分析

模型6加入了人均亲贫式支出和地区的交互项,该交互项通过了1%显著水平下的检验,回归系数为正,表明人均亲贫式支出每增加1%,对落后地区农村居民生活满意度的影响系数比对发达地区的影响系数要高1.6836。基于此,可从以下几方面分析:第一,农村居民的收入是有限的,经济来源的途径较少,尤其是经济落后地区的农民,大多依靠耕作或养家畜维持基本的生活,亲贫式支出的加大无疑给经济落后地区的农村居民带来了福利,不仅提高了收入水平,而且改善了他们的生活环境和居住条件,相较于发达地区的农村居民,支出对经济落后地区农村居民幸福感的边际效应更大;第二,为促进社会公平,构建和谐社会,国家大力发展落后地区的经济,并且优化公共财政的再分配体制,加大对弱势和低收入群体的支出力度。因此,经济落后地区的农村居民更能感受到政府的关怀以及支出给予他们的幸福感。

参考文献

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