中等收入者主观认同向下偏移现象及原因分析,中国经济论文

　　摘要：　中等收入群体作为社会的“稳定器”, 肩负着维护社会稳定和公平的重担。利用2014年CFPS数据分析发现, 主观认同感越高的中等收入者对社会问题的态度更加积极, 更加认可政府工作。个体结构性因素、社会环境因素以及家庭经济状况都会影响中等收入者主观认同感。中等收入者主观认同感呈现向下偏移的态势。究其原因, 中等收入者的收入水平普遍较低, 大多位于中等收入标准下限。相对于其他收入群体, 中等收入群体面临的工作、人际交往和住房贷款压力较大, 所承担的社会保障负担和金融投资风险也较高。因此, 提升中等收入者主观认同感的关键在于增收、减负, 使其真正享受到中等收入者应有的待遇。

　　关键词：　中等收入者; 主观认同感; 消费结构; 向下认同; 社会态度;

　　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;

　　中等收入群体被称为社会的“稳定器”、分配的“晴雨表”, 中等收入群体的比例越大, 社会的稳定性和公平性越高, 社会矛盾和冲突发生的概率越小。党的十八大报告中提出扩大中等收入群体规模, 各界对中等收入者的关注度也越来越高。从政治上看, 中等收入群体是国家经济发展的最大受益者, 他们拥护党和国家的方针、政策;从经济上看, 中等收入群体收入稳定, 购买力活跃, 对市场具有巨大的拉动作用;从文化上看, 中等收入群体对文化教育的投入较为稳定, 是先进文化的消费者和创造者。1近年来, 中等收入者比重有所上升, 但这并不意味着他们在主观上认同其收入地位。很多个体虽然在收入标准上被划分为中等收入者, 但是其主观认同感普遍偏低。以收入标准定义的中等收入者与主观认同的“中层”群体并不吻合, 甚至存在一定程度的背离现象。

中等收入者主观认同向下偏移现象及原因分析

　　2010年中国社会科学院“当代中国社会结构变迁研究”课题组的研究报告显示, 2006年中国中产阶层的数量已达到总人口的23%左右。2中国社会科学院2011年城市蓝皮书称, 2009年, 中国城市中等收入阶层规模已达2.3亿人, 占城市总人口的37%左右, 近四成的城市居民跻身中产行列。3 (P110-132) 然而, 这些数据受到国内很多民众质疑, 他们纷纷表示自己以及周围大多数人并不属于中产阶层, 社会上也一度出现“被中产”的言论。一些研究表明, 中国半数以上的中等收入群体否认自己处于社会中层, 中等收入者主观认同感存在向下偏移的倾向。4

　　缺乏安全感和满足感是导致中等收入者主观认同感偏低的一个重要原因。5主观评价与客观阶层不一致, 意味着社会分层并没有让社会成员信服和认可, 会给社会稳定埋下隐患。6主观认同感越低的群体, 其社会公平感以及对政府的态度越消极。78自我认同的中层更容易形成共同的社会态度和行为偏好, 对维护社会稳定有着积极意义。9中等收入者自我阶层归属感越低, 越容易产生对整个社会的不信任, 从而影响其消费模式和生活方式, 进而影响到整个社会的经济发展。那么, 中等收入者作为社会的“稳定器”是否具备统一的社会态度呢?

　　为什么学术界根据客观分层标准划分的收入阶层与居民主观评价得到的收入阶层有如此大的差异?中等收入者主观认同感是否出现了偏移?如果是, 中等收入者主观认同感发生了什么样的偏移?影响其偏移的主要因素有哪些?为什么会产生这样的偏移?

　　一、文献综述

　　关于中等收入群体的界定标准、规模数量和发展趋势, 一直是学术界关注的焦点。学术界对中等收入者的定义和界定标准不一, 加之采用的数据和分析方法不同, 从而导致测算出的中等收入者规模及其变化趋势就有一定差异。10李实等和杨修娜等提出的中等收入者划分标准, 选取全世界200多个国家每年收入中位数的66.6%至300%作为中国当年中等收入者划分标准的上下限。1112这种定义方式不仅可以综合绝对收入标准和相对收入标准的优点, 还可以进行国际比较。

　　主观地位评价是指社会成员根据某项标准将自己归属于社会分层体系中的某一层。13通常, 主观地位评价是通过询问被访者“您认为自己属于社会哪个阶层”而获得。14也有学者通过构建阶梯图获取个体主观地位评价。15主观地位评价包括个体对其经济地位和社会地位的评价。16选用被访者关于“您的个人收入在本地属于”的回答作为主观评价的衡量标准, 这里的主观评价是指主观经济地位评价。

　　中国居民主观地位评价与客观阶层之间确实存在偏差, 已经成为众多研究者的共识。171819主观认同感偏移是指主观评价与客观阶层之间的差异。主观评价高于客观阶层即为向上偏移, 主观评价与客观阶层一致即为一致认同, 主观评价低于客观阶层即为向下偏移。202122关于中等收入者主观认同感的系统性研究不太多, 在仅有的几篇文献中, 其关于中等收入者主观认同感偏移的结论亦存在争议。一部分学者认为中等收入者的主观评价与其客观阶层较为一致。23另一部分学者则认为中等收入群体主观认同感存在“向下偏移”的态势。242526

　　国内很多学者已对居民主观地位评价的影响因素进行过分析, 发现人力资本、政治资本、家庭经济状况、社会问题认知以及心态都会影响居民主观评价。人力资本中受教育程度和职业的影响较为显着。2728党员身份、2930家庭收入和房产也会对居民主观评价产生影响。313233除此之外, 个人对社会问题的认知以及心态等因素也会影响到居民主观评价。343536主观认同偏移不一定来源于个体对客观地位差异的直接体验和认知, 文化传统、心理因素、思维方式都可能导致主观认同感偏移。37人们选取不同的参照对象而产生的相对剥夺感也会影响其主观评价。38

　　目前, 有关主观认同感偏移的研究大多以居民的主观地位评价为因变量, 将居民的客观阶层地位和结构性因素作为自变量进行分析。不同于以往大多数研究, 我们将以主观认同感偏差作为因变量, 探讨个体结构性因素、家庭经济状况以及社会环境对中等收入者主观认同感偏移的影响。

　　二、主观认同感与社会态度

　　(一) 主观认同感

　　将被访者关于“您的个人收入在本地属于?”的回答作为主观收入评价的衡量标准。将自评分1和2定义为低收入, 3定义为中等收入, 4和5定义为高收入。主观认同感分为三类:向下偏移、一致认同和向上偏移。主观收入评价低于客观实际阶层即为向下偏移, 取值为-1;主观收入评价与客观阶层一致即为一致认同, 取值为0;主观收入评价高于客观实际阶层即为向上偏移, 取值为1。

　　如表1所示, 中国居民主观收入评价与客观阶层不一致。近半数的中等收入者主观认同感存在偏差, 并且更倾向于向下偏移。除此之外, 还对中等收入者主观认同感偏移的概率进行估算。结果发现:中等收入者主观认同感向下偏移的概率为35.96%, 一致认同的概率为52.60%, 向上偏移的概率为11.44%。这可能是由于近年来中国贫富差距快速扩大, 城乡居民普遍存在被剥夺感, 很多个体虽然在客观收入标准上被划分为中等收入者, 但是主观收入评价却普遍偏低。

　　表1 各阶层主观收入评价和主观认同感分布

　　(二) 社会态度

　　有学者提出自我认知阶层较低的群体, 其社会认同感越低, 并且对社会问题和社会矛盾持有相对尖锐的态度。39为了探究不同群体对待社会问题的态度差异, 根据CFPS2014年成人问卷中有关社会问题的调查, 选取贫富差距、就业、教育、医疗、住房、社会保障、政府廉政以及政府业绩等8个问题进行分析, 详见表2。先选取贫富差距、社会保障以及政府工作业绩进行研究。如表3所示, 不同群体对社会问题的态度存在分化现象。客观收入阶层越高的群体, 对中国贫富差距和社会保障问题的评价越消极。自评为中等收入阶层的群体对贫富差距和社会保障问题的态度更为乐观。各收入阶层对当地政府工作大多持正面评价, 主观收入阶层越高的群体更加认可政府的工作。由此可见, 提高居民主观认同感对于稳定社会有重要意义。

　　由于上文仅选取贫富差距、社会保障问题以及政府工作业绩三个方面的问题进行分析, 可能存在选择性偏差, 并不能准确地反映个体对社会问题的态度。接下来采用主成分分析法对问卷中测度个体社会态度的8个变量进行分析。首先根据特征根和累计贡献率提取出前三个主成分, 然后根据这三个主成分的贡献率加权生成一个社会态度综合指标。40主成分特征向量如表4所示。在第一主成分中, 教育、医疗、住房、社会保障的系数较大, 可视为反映社会福利保障制度问题的综合指标。在第二主成分中, 政府腐败问题和政府工作业绩的影响最大, 可视为反映政府工作态度的综合指标。在第三主成分中, 贫富差距和就业问题的影响较大, 可视为反映社会不平等的综合指标。在提取出来的初始特征根中, 前三个主成分能够解释的变异百分比分别为43.94%、13.19%和11.35%, 总共能够解释68.48%的社会态度变量值。通过KMO检验和SMC检验发现, 测度个体社会态度的8个变量相关性较强, KMO值平均为0.85, 基本符合主成分分析的要求。41

　　表2 问卷中有关居民社会态度的问题

　　表3 各阶层的社会态度 (%)

　　表4 主成分系数及检验分析

　　三、数据与变量描述统计

　　(一) 研究数据

　　选取2014年中国家庭追踪调查数据 (China Family Panel Studies, CFPS) 进行分析。该数据样本覆盖全国25个省/市/自治区, 可以视为全国代表性样本。由于只有成人问卷中涉及个体主观收入评价与社会满意度的调查, 选择16岁及以上样本作为研究对象。采用家庭人均收入定义中等收入者, 并选取全世界200多个国家收入中位数的300%和66.6%作为中国当年中等收入者的上下限。42中等收入群体样本量为8960个, 低收入群体样本量为31297个, 高收入群体样本量为440个。

　　(二) 相关变量说明

　　上文已经详细介绍了主观认同感和社会态度变量, 这里将对其他相关变量进行说明。

　　1. 个体结构性因素

　　(1) 政治资本。政治资本指居民的党员身份, 是一个虚拟变量 (党员=1) 。

　　(2) 人力资本。人力资本变量包括两方面:受教育程度和职业。受教育程度分为“小学及以下”“初中”“高中”“大专”和“大学及以上”五类。职业根据工作性质划分为“党政机关”“事业单位”“国有企业”“私营个体”“外商投资”“个体家庭”“民办非企业组织”及“其他”八类。对于没有工作的人群也将其纳入职业变量中, 变量值为0。

　　(3) 身心健康状况。身心健康状况包括身体健康状况和精神状态两个方面。选取2014年CFPS成人问卷中“您认为自己的健康状况”的回答作为个体身体健康状况的代理变量。1-5分别表示不健康、一般、比较健康、很健康和非常健康。根据受访者关于精神状态调查的6个问题的回答进行加权得到受访者自评精神状态。43评分越高, 说明受访者精神状态越好。

　　(4) 其他控制变量。将性别 (男性=1) 、户籍 (城镇=1) 、年龄、地区 (东、中、西部) 和婚姻状况 (已婚=1) 作为控制变量。性别、户籍、地区和婚姻状况的参照组依次为女性、农村、东部和未婚。

　　2. 家庭经济状况

　　为了控制家庭人口规模的影响, 这里选择家庭人均收入和家庭人均净资产反映家庭经济状况。

　　(1) 收入。这里的收入是指家庭人均可支配收入。根据李实等对收入的定义以及自有住房租金估算方法重新估算家庭可支配收入。44按照惯例对收入变量取对数, 以便使其接近正态分布。

　　(2) 净资产。家庭资产可能会影响中等收入者的主观评价, 通过引入家庭人均净资产进行分析。与收入不同, 家庭人均净资产有零值和负值, 因此不对其取对数。

　　3. 社会环境因素

　　主观收入阶层是根据CFPS2014问卷中“您的个人收入在本地属于:很低1-5很好”的回答进行划分。被访者根据所在地区的收入水平来评价自己的经济地位, 而客观收入阶层的划分依据则是全国统一标准。为了控制由于地区收入差异产生的内生性问题, 引入地区人均收入变量。这里的地区人均收入是根据省份划分计算的平均收入, 并对其取对数。主要指标统计分析见表5。

　　表5 中等收入者的变量统计描述

　　注:未婚包括同居和离婚, 已婚包括丧偶;民办非企业组织包括民办非企业协会、行会、基金会和村居委会。

　　四、中等收入者主观认同感偏移的影响因素分析

　　本节将结合已有文献研究, 从个体结构性因素、家庭结构状况以及社会环境因素三个方面进行分析, 考察这些因素如何影响中等收入者的主观认同感偏移。

　　(一) 模型设定

　　被解释变量为中等收入者的主观认同感, Yi是一个多元变量 (-1, 0, 1) , 通过构建mlogit模型进行分析:

　　自变量集X为家庭经济状况 (家庭人均可支配收入和家庭人均净收入) 和社会环境因素 (地区人均收入) 。Z为结构性变量, 包括性别、户籍、年龄、地区、婚姻状况、政治资本、人力资本 (受教育程度和职业) 以及个体身心健康状况等变量。个体i选择方案j的概率为:

　　对多项选择模型中系数的解释, 与二值logit模型中的系数解释的方法相同, 都是与基准类别进行比较。

　　一般来说, 多项选择模型的参数是不能直接进行解释的。因此, 通过计算边际效应值分析解释变量的变化对被解释变量取值为j的概率影响。

　　每一个解释变量都会有3个边际效应值对应3个概率, 且因为概率值的和为1, 所以这些边际效应值的和为0。

　　(二) 实证分析

　　运用Stata13版软件进行实证分析, 表6给出各变量边际效应值, 模型一为基准模型, 仅包含个体结构性变量;模型二引入家庭经济状况和环境因素, 探究各变量变化对中等收入者主观认同感的影响。

　　由模型一 (基准模型) 可以看到:

　　每个变量的边际效应值均有3个, 分别表示该变量变化对中等收入者主观认同感向下偏移、一致认同和向上偏移概率的影响。相对于农村, 城镇中等收入者主观认同感向下偏移的概率更高。男性主观认同感高于女性, 更倾向于一致认同和向上偏移。相对于年轻人和老年人, 中年人主观认同感向下偏移的概率更高。已婚人士主观认同感向下偏移的概率低于未婚人士。

　　受教育程度越高, 其主观认同感向下偏移的概率越低, 更倾向于一致认同。相对于无职业者, 在事业单位、国有企业、个体私营单位以及外商/港澳台商企业工作的中等收入者主观认同感向下认同的概率较低, 他们更倾向于认同自己中等收入者的身份。党员主观认同感高于非党员, 更倾向于一致认同和向上偏移。中等收入者的自评身心健康状况越好, 其主观认同感向下偏移的概率越低, 更倾向于一致认同和向上偏移。

　　模型二引入家庭经济状况和社会环境因素, 家庭人均可支配收入的边际效应值分别为-0.041、-0.015和0.056, 且主观认同感向下偏移和向上偏移分别在10%和1%的水平下显着。即家庭人均年收入每增加1单位, 主观认同感向下偏移的概率减少4.1%, 向上偏移的概率增加5.6%。这说明家庭人均收入越高, 中等收入者主观认同感向下偏移的概率越低, 更倾向于向上偏移。因此, 提高中等收入者收入水平有利于增强其主观认同感。

　　家庭人均净资产越高, 中等收入者主观认同感向上偏移的概率越低。我们进一步对分项资产进行分析后发现, 家庭人均净金融资产越高, 中等收入者主观认同感向下偏移的概率越低;家庭人均净房产越高, 中等收入者主观认同感向下偏移的概率越高。45这主要是由于房产往往伴随着房贷压力。近年来, 贷款购房越来越普遍, 2013-2014年新增首套住房的家庭中, 58.7%的家庭是通过向银行或者亲友借款购房。虽然2014年未还清房贷的家庭仅为17.8%, 但房贷对个体及家庭消费习惯和生活理念的影响在短期内无法消除。这也就能解释为什么人均净房产越高的中等收入者, 其主观认同感更倾向于向下偏移。

　　地区人均收入水平的边际效应值分别为0.033、-0.45和0.012, 主观认同向下偏移和一致认同分别在10%和5%的水平下显着。即地区平均收入水平越高, 中等收入者主观认同感向下偏移的概率越大, 一致认同的概率越小。这是由于地区收入水平越高, 中等收入者的收入相对剥夺感越强, 其主观认同感更倾向于向下偏移。

　　五、主观认同偏差对社会认同的影响

　　中等收入者自我阶层归属感越低, 越容易产生对整个社会的不信任感, 从而影响其消费模式和生活方式, 进而影响到整个社会的经济发展。自我认同的中层更容易形成共同的社会态度和行为偏好, 对维护社会稳定有着积极意义。46那么, 中等收入者作为社会的“稳定器”是否具备统一的社会态度?主观认同感偏移是否会影响中等收入者的社会认同?我们将在本节回答上述问题。

　　表6 主观认同感偏差的影响因素

　　注:由于篇幅原因, 仅报告部分结果。其他变量包括户口、性别、地区、婚姻状况、受教育程度、职业类型。户口、性别、地区、婚姻状况、受教育程度、职业类型和政治资本的参照组依次为农村、女性、东部、未婚、小学及以下学历、无工作和非党员。*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显着。相关系数下面一行的数值为相应估计值的t值。

　　(一) 模型设定

　　被解释变量Y为居民社会态度综合指标, 反映了个体对社会保障制度、政府工作态度和社会不平等三个维度的综合评价。模型如下所示:

　　X表示居民主观认同感, 是一个多元变量 (-1, 0, 1) 。Z为控制变量, 包含户籍、性别、年龄、地区和婚姻状况。

　　(二) 实证分析

　　分别对全样本和中等收入群体进行分析。首先从全样本考察居民主观收入评价和客观收入阶层对其社会态度的影响, 然后分析中等收入者主观认同感偏移对其社会态度的影响。通过引入省份虚拟变量控制地区差异导致的内生性问题。如表7模型一所示, 客观高收入阶层的社会态度较为消极, 主观高收入阶层的社会态度更为积极。高收入群体对社会保障制度的评价低于低收入群体。这是由于社会保障制度的初衷就是保护低收入群体, 高收入群体很难直接从中获益。客观收入阶层越高的群体对政府工作态度的评价越高。客观中等收入群体对待社会不平等问题的态度更为乐观。主观收入评价越高的群体, 其对政府工作态度的评价也越高。主观认同感向上偏移的群体对社会保障制度的评价高于向下偏移的群体。这说明主观认同感的上升可以提高居民对社会保障制度和政府工作态度的认可。

　　表7 主观认同感对居民社会态度的影响分析

　　注:由于篇幅原因, 仅报告部分结果。控制变量包含户口、性别、年龄、年龄平方和婚姻状况。*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显着。相关系数下面一行的数值为相应估计值的t值。

　　相对于农村居民, 城镇居民对社会保障制度和政府工作态度的评价较低, 但是对社会不平等的看法却更加乐观。这说明人们对社会问题的主观感受不仅与收入水平相关, 还与人们的预期以及参照对象等因素有关。收入水平相对较高的城镇居民作为利益获得者, 对社会不平等问题的看法更为积极。但是, 由于城镇居民对社会保障制度和政府工作态度的预期较高, 由此而产生的落差感使城镇居民对现有社会保障制度和政府工作态度的评价较低。中年人对政府工作态度的评价低于年轻人和老年人。但是, 中年人对社会不平等问题的评价比年轻人和老年人更好。这是由于年轻人面临找工作的压力且收入较不稳定, 而中年人往往已经拥有稳定的工作和收入, 因此中年人对社会不平等的看法更为乐观。已婚人士对政府工作的评价低于未婚人士。男性对社会保障制度和政府工作态度的评价低于女性, 女性认为社会不平等的程度高于男性。这是由于在劳动力市场中, 女性往往面临就业和工资歧视, 由此产生较为强烈的社会不公平感。

　　中等收入群体常常被称为社会的“稳定器”和分配的“晴雨表”, 其社会稳定的假设建立在拥有共同的社会态度的基础上。47那么, 他们是否具有共同的社会态度呢?如表7模型二所示, 相对于主观认同感向下偏移的中等收入者, 一致认同和向上认同的中等收入者更加拥护政府工作, 对政府工作态度的评价更高。结合模型一中的结论, 中等收入群体对政府工作态度的评价高于低收入群体。由此可见, 扩大中等收入群体比重, 提高中等收入者主观认同感, 有利于构建和谐的政府群众关系。

　　(三) 稳健性分析

　　考虑到收入水平差异可能会影响中等收入者的社会态度, 分别通过引入家庭人均可支配收入和收入五等法进行检验。按照惯例对收入变量取对数, 使其接近正态分布。结果如表8所示。引入家庭人均可支配收入对数之后发现, 收入水平越高的中等收入者, 其对社会不平等问题的看法更为乐观。根据收入进行五等分组, 将中等收入群体划分为以下五类:低水平、中低水平、中等水平、中高水平和高水平。模型四中增加收入组别, 主观认同感与收入组别交叉项之后。相对于低水平的中等收入者, 较高收入水平的中等收入者对政府工作的负面评价较多。但是, 从主观认同与收入组别交叉项的结果来看, 对于一致认同的中等收入者, 收入水平的上升能够提高其对政府工作态度的评价。由此可见, 要使中等收入群体真正成为社会的“稳定器”, 不仅要提高其收入水平, 更要提升其主观认同感。

　　表8 稳健性检验分析

　　注:由于篇幅原因, 主观认同感与收入组别交叉项以及控制变量没有在表中体现。*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平下显着。相关系数下面一行的数值为相应估计值的t值。

　　六、中等收入者主观认同感为何向下偏移?

　　上文分析发现, 中等收入者主观认同感存在向下偏移的倾向, 个体结构性差异、家庭经济状况以及地区收入水平都会导致主观认同感偏移。提高中等收入者主观认同感的关键在于了解其主观认同感偏低的真实原因。接下来将从社会保障、生活成本和消费结构差异三个方面进行分析, 探讨中等收入者主观认同感为什么会出现向下偏移的态势, 探索中等收入者生活压力对其主观认同感偏移的作用机制。

　　(一) 社会保障差异

　　1. 收入水平普遍较低, 大多位于中等收入标准下限

　　根据李实等和杨修娜等提出的中等收入者划分标准, 中等收入者的收入下限为76.65元/天, 上限为345.26元/天。4849如图1分布直方图所示, 中国中等收入者的收入水平普遍较低, 大多位于收入标准下限。

　　2. 工作时间长, 加班现象较为普遍

　　根据2014年CFPS数据发现, 中等收入群体就业比重高于其他两个群体, 低、中、高收入群体就业比重分别为48.58%、55.29%和51.81%。中等收入阶层平均每周工作时长为31.21小时, 远高于低收入群体和高收入群体。52.1%的已就业中等收入群体存在加班工作, 这一比例高于其他群体。50加班现象在中等收入群体中很普遍, 而目前很多用人单位并没有按照相关规定发放加班工资, 员工的工作满意度较低。调查显示, 仅有11.81%的中等收入者对现有工作表示非常满意。51

　　图1 中等收入者收入分布图

　　3. 中等收入群体社会保障负担最重

　　2014年低、中、高收入群体社会保障收入分别为:1211.39元、4178.53元和8895.91元, 社会保障支出分别为:195.34元、751.89元和1982.14元。各收入群体社保支出与社保收入的比重分别为:1.32、5.16和0.39。52相对于其他收入群体, 中等收入者社保支出/收入比最高。由此可见, 中等收入者社会保障负担较重。

　　(二) 生活成本差异

　　1. 人际交往压力最大

　　选取问卷中“过去12个月, 您家给亲朋好友总共出了多少人情礼”和“过去12个月, 您家收到的礼物、礼金总共有多少钱”的回答, 分别作为人情支出和人情收入变量。结果发现, 收入阶层越高, 人情支出越高。中等收入群体的人情支出与人情收入的比值为4.86, 低收入群体和高收入群体该比值分别为0.33和0.18。由此可见, 中等收入群体的人情回报率远低于其他群体。这说明在人际交往过程中, 中等收入群体面临较大的经济压力。

　　2. 外生风险最高

　　2014年低、中、高收入群体金融投资率分别为2.46%、8.92%和22.98%。根据问卷中“您家现有的所有金融产品的总价值是多少”和“过去12个月, 您家投资的金融产品总共赚了多少钱”的回答, 得到家庭人均金融资产和金融资产收益额。结果发现, 收入阶层越高, 参与金融投资的可能性越大, 家庭人均金融资产额越高;中等收入者金融投资获利最少, 其次是低收入群体, 高收入群体的金融投资获利最高。53因此, 从金融投资风险的角度来看, 中等收入者面临的投资风险也远高于其他群体。

　　(三) 消费结构差异

　　1. 房贷压力较大

　　除食品支出以外, 各收入群体住房支出占总支出的比重最高, 分别为16.86%、17.36%和18.82%。这里的住房支出包括租房支出、住房维修等居住支出以及房贷支出。低、中、高收入群体人均房贷支出分别占住房支出的3.52%, 6.56%和12.82%。这主要是由于中、高收入群体大多集中在经济发展程度较高的地区, 而这些地区的房价明显高于其他地区。54除此之外还发现, 收入阶层越高, 家庭人均负债越重, 房贷占总负债的比重也越高。55由此可以看出, 中等收入者还面临较大的房贷压力。

　　2. 文娱支出比重最小

　　2014年各收入群体在购买书报杂志、看电影看戏等文化娱乐方面的支出占总消费支出的比重分别为8.74%、8.28%和8.68%。中等收入群体文娱支出比重最低, 这是由于中等收入群体平日生活压力较大, 工作强度较高, 投入日常文娱活动的时间自然较少。

　　综上所述, 虽然中国中等收入者就业率高于其他群体, 但是平均每周工作时间较长, 工作满意度较低。中等收入者的收入水平普遍较低, 大多位于中等收入标准下限。除此之外, 相对于其他群体, 中等收入者承担的社保负担、人际交往压力、住房贷款以及金融投资风险较大, 由此导致中等收入者主观认同感向下偏移。

　　七、政策建议

　　众所周知, 中等收入群体的比例越大, 社会的稳定性越强, 收入分配的公平性也越高。社会赋予中等收入者较多的责任和使命, 却忽视了这部分群体的真实感受和生活现状。很多个体虽然在收入标准上被划分为中等收入者, 但是其主观认同感普遍偏低。中等收入群体作为社会的中坚力量, 能极大地减轻不同收入阶层之间的摩擦和利益碰撞, 有效防止社会两极分化, 使社会经济处于良性循环之中。56研究发现, 客观收入阶层越高的群体对中国贫富差距和社会保障问题的认识越负向。自评为中等收入者的群体, 对中国贫富差距和社会保障问题的态度更加乐观。因此, 研究中等收入者主观认同感问题就显得格外有意义。

　　提升中等收入者主观认同感的关键在于增收、减负, 使其真正享受到中等收入者应有的待遇。可以从以下6个方面着手。第一, 完善相关劳动法律法规, 明确加班工资的相关规定, 从国家立法层面规定加班费计算基数的构成。加强法律监管和执行力度, 避免用人单位变相加班钻制度漏洞。第二, 政府应该加快实现职工基本养老保险全国统筹, 养老保险采用全国统一的支付范式, 确保养老体系的公平公正, 真正做到多缴多得;同时推进医疗和失业保险等其他社保改革。第三, 引导居民进行理性的人情交往, 推动人情来往回归常态, 普及新的社会交往理念, 摒弃盲目攀比的人情消费观念。第四, 改善金融投资环境, 规范金融机构资产管理业务, 实行公平的市场准入和监管, 最大程度消除监管套利空间, 构建健康发展的金融市场。第五, 建立长期住房保障计划, 采取廉租房、公共租赁住房、租赁补贴等多种方式解决中、低收入群体住房问题。第六, 政府还应当注意调节收入分配, 在收入再分配上发挥有效的作用, 通过税收和福利的调节缩小收入差距。

　　注释：

　　1方辉振.扩大中等收入者比重的依据和途径[J].理论前沿, 2003 (10) .
　　2曹明, 郭栋.构建和谐社会与扩大中等收入者群体比重[J].中州学刊, 2005 (5) .
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　　5李实等.我国中等收入者问题研究[R].北京:中国收入分配研究院, 2017.
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　　24谢熠.客观阶层地位与主观阶层认同——基于CSS2013的实证分析[J].重庆交通大学学报 (社会科学版) , 2017 (6) .
　　25权重是主成分方差贡献率占这三个主成分方差贡献率总和的比重。社会态度综合指标计算如下:Y=0. 642*y1+0. 193*y2+0. 165*y3。
　　26 KMO越高, 表明变量的共性越强。如果KMO较低, 主成分分析不能起到很好的数据约束效果。SMC比较高, 表明变量的线性关系越强, 线性越强, 主成分分析就越合适。
　　27北京师范大学中国收入分配研究院课题组2017年发布的《我国中等收入者问题研究》报告第一章表1. 1中, 中等收入者收入下限和上限分别为:76. 65元/天和345. 26元/天。利用CFPS2014年数据计算得到中等收入者的比重为22. 44%, 这与李实等计算的结果相近。李实等利用2013年CHIP数据分析得出2013年中国中等收入者的比重约为24. 03%。CFPS2014年调查的是2013年的收入情况。
　　28 CFPS2014年成人问卷中被访者精神状态的调查:根据您最近1个月内的情况选择, 1.几乎每天, 2.经常, 3.一半时间, 4.有一些时候, 5.从不。 (1) 最近1个月, 您感到情绪沮丧、郁闷、做什么事都不能振奋的频率; (2) 最近1个月, 您感到精神紧张的频率; (3) 最近1个月, 您感到坐卧不安、难以保持平静的频率; (4) 最近1个月, 您感到未来没有希望的频率; (5) 最近1个月, 您做任何事情都感到困难的频率; (6) 最近1个月, 您认为生活没有意义的频率。
　　29根据李实等人在《中国收入分配格局的最新变化——中国居民收入分配研究》中对收入的定义, 家庭可支配收入由五大部分构成:工资性收入、经营性净收入 (农业经营净收入和非农经营净收入) 、财产性收入、转移性净收入和自有住房估算租金。CFPS2014年问卷中包含了非常详细的个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。我们采用收益率法对自有住房估算租金进行估计, 即自有住房估算价值乘以无风险资产长期收益率。这里使用30年国债利率。2013年30年国债发行了两期, 分别于当年9月和12月发行, 发行量分别为260亿元和240亿元, 利率分别为4. 76%和5. 05%, 选取二者的加权平均数4. 8992%进行分析。
　　30由于篇幅原因, 没有在正文中报告结果, 如果感兴趣可向作者索求。
　　31中国目前实行员工每日工作8小时、每周工作40小时的工作制度。根据《工资支付暂行规定》, 用人单位依法安排劳动者在法定工作时间以外延长工作时间的, 按照不低于劳动合同规定的劳动者本人小时工资标准的150%支付。
　　32低、中、高收入者就业比重分别为:48. 58%、55. 29%和51. 81%;每周工作时长分别为:28. 75、31. 21和28. 04小时;对工作表示非常满意的比重分别为:14. 22%、11. 81%和13. 04%。
　　33本文社会保障收入包括:离/退休金或养老金, 从各级政府获得的低保等各项补助 (含实物和现金) 。社会保障支出包括个体缴纳的五险一金。
　　34低、中、高收入群体人均金融资产分别为:442. 15元, 3783. 43元和36771. 12元, 各群体对应的金融资产收益额分别为:-136. 90元、-180. 57元和5613. 75元。
　　35根据CFPS2014年数据分析发现, 60. 99%的中等收入者为城镇居民, 87. 96%的高收入者为城镇居民, 38. 55%的低收入者为城镇居民;低、中、高收入群体位于东部地区的比重分别为:35. 40%、58. 22%和77. 42%。
　　36低、中、高收入者未还清的房贷占总贷款的比重分别为48. 28%、65. 79%和77. 54%。