个人利益，分配公平与再分配偏好*——基于中国微观数据的实证研究，本文主要内容关键词为：个人利益论文,微观论文,中国论文,公平论文,分配论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
JEL分类：D31，D63，H23
中图分类号：F014.4，F062.6
文献标识码：A
文章编号：1000-6249(2012)04-0003-014
一、引言
再分配偏好是指民众对收入再分配的支持力度，也反映了民众对社会收入分配状况的满意程度。根据中国综合社会调查(CGSS)的数据可以发现，2003年、2005年和2006年“同意”和“非常同意”“应该从收入高的人那里征更多的税来帮助穷人”(即收入再分配)的居民分别达到74％、85％和81％(见图1)。由此可见，中国居民的再分配偏好已经达到了较高的程度，这一现象也可以从一些社会调查和学术研究中得到印证。
图1 2003、2005年和2006年中国居民再分配偏好
数据来源：根据CGSS(2003，2005和2006)计算整理。
第一，民众对收入分配问题高度关注。根据中国社科院历年的调查，2000年和2001年认同“贫富悬殊是影响当地社会稳定的主要因素”的城市居民分别占71.6％和64.5％；2005年，91％的被调查者关注收入差距扩大和社会分配不公问题。从2008年到2010年，“贫富分化”也一直是城镇居民关注的八大社会问题之一(汝信等，2001-2011)。
第二，收入差距过大基本成为民众的共识(胡联合和胡鞍钢，2007；陆学艺，2010)。2001年认为当前收入差距拉大“勉强可以接受”或“完全可以接受”的被调查者只占19.7％，而其余80.3％则“完全不能接受”或持消极或中性态度(汝信等，2002)；2001年，高达71.6％的被调查者认为“收入差距太大”(李春玲，2006)。2004年，70％以上的居民认为全国范围内的收入差距“有些大”或“太大”(怀默霆，2009)。
第三，不少学术研究发现，中国收入差距的持续扩大导致了一系列社会福利代价，诸如居民消费不振(袁志刚和朱国林，2002；朱国林等，2002)、犯罪率提高(胡联合等，2005)、相对剥夺感的上升(郭星华，2001；Brockmann et al.，2008)和主观幸福感的下降(田国强，2006；何立新和潘春阳，2011)。总之，上述研究都反映出中国居民对收入分配现状的不满。那么，是什么原因促使了中国居民再分配偏好提高?这是本文需要回答的问题。
纵观学者对再分配偏好决定因素的研究，基本可分为两大观点：一是“个人利益论”，二是“分配公平论”。①“个人利益论”认为：居民支持收入再分配是因为有利可图。一方面，低收入者等弱势群体有激励支持“劫富济贫”；另一方面，即使是富人，也会由于对未来收入的悲观预期而提高再分配偏好。显然，“个人利益论”仍然局限于传统经济学的“理性人假说”对再分配偏好进行解释，而“分配公平论”则强调：民众支持收入再分配更多的是出于对社会收入分配公平的追求，但是，什么是分配公平?如何进行衡量?则存在不少争议。本文致力于验证上述两大观点在中国的适用性；同时，如何构造反映社会分配公平的变量也是本文关注的焦点和主要创新之处。
值得指出的是，政府和学界往往更为关注衡量收入差距的客观指标(如基尼系数)而相对忽视了民众对收入分配的主观态度。但事实上，绝大多数民众并不了解收入差距的相关指标和文献，但这些都不妨碍他们对收入差距进行主观判断，因而再分配偏好体现了“民心所向”，值得执政者高度关注，对制定收入分配政策具有重要的指导意义。
本文接下来是这样安排的：第二部分对相关文献进行评述，重点分析了“个人利益论”和“分配公平论”及其内在机制；第三部分介绍本文利用的数据和相关变量；第四部分基于有序选择模型进行实证分析，并重点关注“分配公平”动机对中国居民再分配偏好的影响，还对主观变量回归产生的内生性问题进行探索；最后总结全文。
二、文献述评：再分配偏好的决定因素
长期以来，西方学者对居民再分配偏好的决定因素展开了深广的研究。一些研究集中于居民再分配偏好差异的国际比较。Svallfors(1997)通过比较北美、欧洲和澳洲的8个发达国家发现，不同的政权形式(regime type)能够影响国民对收入差距和再分配的态度。Austen(2002)通过比较欧美6个国家发现，从1987年到1992年，各国居民对收入差距的容忍程度有所提高，同时，她强调经济和文化因素对居民再分配偏好的影响。Redmond等(2002)比较了20世纪90年代末中东欧国家和部分OECD国家居民对收入不平等的态度，他们发现，中东欧国家，特别是东欧国家，更偏好于收入分配的平均主义和收入再分配政策。更为晚近的，Alesina and Giuliano(2009)对美国和其他80个国家的数据进行实证，发现再分配偏好不但取决于年龄、性别、种族和社会经济地位等个人特征，而且也是历史、文化、政治意识形态和公平观念的产物。总之，影响居民再分配偏好的因素极为广泛，本文则主要关注以下两大理论流派：
(一)个人利益论
“个人利益论”认为，居民支持收入再分配是因为有利可图。Meltzer and Richards(1981)建立的一个经典的政治经济学模型(MR模型)表明：在线性所得税和一次性转移支付的假设下，生产效率越低的选民具有越高的再分配偏好。Ravallion and Lokshin(2000)针对俄罗斯的研究发现，受教育程度较低者、担心失业者、农村居民、妇女和老年人这些“弱势群体”都具有较高的再分配偏好。Alesina and La Ferrara(2005)以及Alesina and Giuliano(2009)等都验证了绝对收入水平与再分配偏好呈负相关。Isaksson and Lindskog(2009)则进一步发现相对收入越高的居民再分配偏好越低。
但是，上述理论仍无法解释现实中一些穷人反对再分配而一些富人支持再分配的现象，于是学者进一步引入“预期机制”从动态的角度进行解释，并认为，如果穷人预期自己能够成为富人，那么他便有激励反对“劫富济贫”。Hirschman(1973)提出“隧道效应”，强调乐观的收入预期能够提高居民对收入差距的容忍程度。②Benabou and Ok(2001)将收入流动性和未来收入预期引入MR模型，他们发现收入地位向上流动的预期(Prospect of Upward Mobility，POUM)能够降低居民的再分配偏好。
上述结论被称为“POUM假说”，成为后人实证研究的焦点。Ravallion and Lokshin(2000)发现预期收入下降的居民具有较高的再分配偏好，且这一效应对富裕阶层尤为显著。Alesina and La Ferrara(2005)通过构造更为合理的衡量未来收入预期的指标，利用美国的微观数据，进一步验证了POUM假说。
(二)分配公平论
显然，“个人利益论”仍然局限于传统经济学的“理性人假说”对再分配偏好进行解释，而“分配公平论”则强调居民支持再分配是出于对社会分配公平的追求。尽管学者对“分配公平”这一哲学概念的理解存在差异，③但大多数学者的共识在于：判断社会分配公平与否的标准并不在于结果均等，而在于个人拥有均等的获取结果(如收入、消费和健康等)的机会，即机会均等(如Dworkin，1981a和1981b；Sen，1985；Cohen，1989；Arneson，1989)。
Roemer(1998，2002，2003)进一步将决定个人“优势”(如收入、消费等结果)的因素区分为：主观可控的“努力”(如工作努力程度和责任感)和主观不可控的“环境”(如家庭背景和社会制度)，并认为机会平等的实质在于：给定个人的“努力”程度，“环境”因素并不能影响个人的“优势”。事实上，还有不少因素介于完全“可控”和完全“不可控”之间，例如个人的受教育水平、社会关系等。与一些文献一致，本文正是循着这一思路来构造反映人们对社会分配公平态度的变量。
在支持“分配公平论”的研究中，Fong、Bowles and Gintis(2006)强调人们支持福利国家及其再分配政策是因为人具有互惠主义精神，即人们主观上便愿意帮助穷人，但当发现穷人存在欺骗或不够努力导致合作失败时，人们才会停止援助的行为。Alesina and Angeletos(2005)刻画了再分配政策的多重均衡：如果民众普遍认为努力和才能决定了个人财富，那么选民再分配偏好便会降低，并支持“低税收-低福利”的政策组合；反之，如果人们普遍认为家庭背景和外生机遇决定个人财富，那么选民再分配偏好便会提高，并选择“高税收-高福利”的政策组合，这将导致效率损失，进而使得这一不良信念得以自我维系。
在实证研究方面，Fong(2001)利用1998年盖洛普对美国成年人的调查发现，那些认可“运气决定收入”的居民再分配偏好较高，而认可“美国机会较多”的居民再分配偏好较低，同时，那些刻画“个人利益”的变量则没有显著的解释力。类似地，Alesina and La Ferrara(2005)也发现那些认可“美国社会机会均等”的居民再分配偏好较低。Alesina and Giuliano(2009)利用美国GSS数据发现，认可“运气相比努力对获得成功更为重要”的居民再分配偏好较高。Fong、Bowles and Gintis(2006)进一步区分了各种成功来源的信念对再分配偏好的影响，发现认可“成功取决于努力工作和承担风险”的居民再分配偏好较低，认为成功取决于性别、种族、社会关系和欺诈等因素的再分配偏好较高。类似地，Isaksson and Lindskog(2009)利用25个国家的数据也发现认可“努力有回报”的居民再分配偏好较低，认可“家庭背景对成功重要”的再分配偏好较高，而认可“才智与技能有回报”的再分配偏好居中。
(三)针对中国的研究
针对中国居民再分配偏好的研究还不多见。马明德和陈福平(2010)利用中国综合社会调查CGSS(2005)的数据和有序Logit模型发现：收入层次、社会流动性、收入公平性④以及中国市场化进程、单位性质等社会转型特征是影响居民再分配偏好的重要因素。陈宗胜和李清彬(2011)则将影响中国居民的再分配倾向区分为：经济利益、风险规避、公平信念和声誉理想四大类，并进行了相关实证。相比而言，本文的区别和创新之处主要体现在：
第一，本文重点关注居民再分配偏好中追求分配公平的动机，并基于Roemer的理论从“成功可控性”的角度对居民的分配公平观念进行刻画。⑤马明德和陈福平(2010)也涉及居民对收入公平性的认知与再分配偏好的关系，但相关变量构造存在差异，其文中的“收入公平性”变量直接源自被调查者对社会收入公平与否的判断。由于不同人对“公平”的理解存在差异，因而这一度量方法可能存在偏误；第二，在“个人利益论”相关变量的设计中，本文采用“等价规模收入”对居民收入水平进行了更合理的衡量。第三，本文的计量模型包含了所涉及省份的虚拟变量，以尽力避免由于遗漏区域性变量而导致的估计偏差。最后，本文还对模型的内生性问题进行了更深入的探讨和处理。
三、数据与变量
(一)数据来源
本文数据主要来源于2006年中国综合社会调查(CGSS)。⑥CGSS(2006)调查采用分层四阶段不等概率抽样，对全国28个省市的10000个家庭户进行了入户调查。
根据CGSS(2006)，我们获得了被调查者个人及其家庭的相关信息，在删除若干异常样本点后，⑦最终形成有效样本容量7590的个体级别的截面数据。
(二)变量释义
1.再分配偏好
再分配偏好是本研究的被解释变量。CGSS(2006)问卷设计如下：“应该从收入高的人那里征更多的税来帮助穷人”，要求被调查者提供对这一观点的同意程度：“非常同意”、“同意”、“不同意”和“非常不同意”。我们顺次将其赋值为4、3、2、1，显然，同意程度越高者具有越高的再分配偏好，根据该变量进行频率统计(见表1)所示。
2.“个人利益”相关变量
我们采用“等价规模收入”、“相对社会经济地位”和“社会经济地位流动预期”三个变量来检验“个人利益论”对中国的适用性。第一个变量从静态的角度衡量绝对意义的“个人利益”，第二个变量则从静态和横向比较的角度衡量相对意义的“个人利益”，而第三个变量则从动态和纵向比较的角度衡量居民预期的“个人利益”。总之，这三个变量试图对“个人利益”进行较为全面的刻画，以改善仅从单一维度刻画“个人利益”的局限性。
等价规模收入：根据CGSS(2006)，我们用2005年被调查者家庭的全部纯收入除以家庭人口的平方根，得到按家庭人口调整后的“等价规模收入”，⑧并取对数，以衡量被调查者绝对意义的收入水平。相比“个人年/月收入”或“家庭人均收入”，“等价规模收入”考虑了家庭的规模经济效应，更准确、合理地衡量了居民的收入水平，这也是本文区别于以往文献之处。⑨
相对社会经济地位：CGSS(2006)问卷设计如下：“您的社会经济地位属于?”，要求被调查者选择：“上层”、“中上层”、“中层”、“中下层”、“下层”。我们顺次将其赋值为5、4、3、2、1。这一问题从静态和横向比较的角度衡量了被调查者的相对社会经济地位。可以发现，相对社会经济地位与等价规模收入呈显著正相关，这符合常理，我们将这两个变量同时作为解释变量，是为了探索再分配偏好究竟是来源于绝对收入水平还是相对社会经济地位。
社会经济地位流动预期：CGSS(2006)问卷设计如下：“三年后您本人的社会经济地位会发生什么变化?”，要求被调查者选择：“将会上升”、“差不多”、“将会下降”，这一问题从动态和纵向比较的角度衡量了被调查者对未来社会经济地位预期。本文采用虚拟变量进行刻画，令“将会下降”=1，“将会上升”或“差不多”=0，我们利用这一变量检验“POUM假说”在中国的适用性。
3.“分配公平”相关变量
对“分配公平”变量的构造一直是相关研究的难点。本文根据Roemer的理论并借鉴Fong、Bowles and Gintis(2003)、Isaksson and Lindskog(2009)等实证研究，从“成功可控性”的角度对社会“分配公平”进行刻画，这是本文主要创新之处。根据前文分析，分配公平的实质在于机会均等，即“结果”仅仅取决于个人主观能够控制的因素。由于在现实中存在一些因素介于完全可控和完全不可控之间，因而本文分别构造了“成功不可控”、“成功半可控”和“成功可控”三个反映个人分配公平观念的变量来检验“分配公平论”对中国的适用性。
根据CGSS(2006)问卷设计：“在您看来，家境富裕、父母教育程度高、自己受过良好教育、年龄、天资和容貌、性别、出生在好地方、个人的聪明才智、有进取心和事业心、努力工作、社会关系多、认识有权的人、政治表现、命运对一个人获得事业成功的重要性如何”，要求被调查者分别对上述14个问题选择：“具有决定性作用”、“非常重要”、“比较重要”、“不太重要”、“一点都不重要”。我们顺次将其赋值为5、4、3、2、1。根据“个人可控性”程度，上述14个因素可分成三类：
如果“分配公平论”在中国成立，那么我们至少可以推断：认同“不可控因素决定成功”的居民，即认为社会分配不公平的居民将具有较高的再分配偏好；而认同“可控因素决定成功”居民，即认为社会分配公平的居民将具有较低的再分配偏好。
由于在上述分类中，问题得分加总的过程可能会导致一些信息的损失，因而我们还将14个问题的得分作为14个解释变量同时纳入回归方程，以分别考察各类因素对居民再分配偏好的影响。(11)但由于上述14个变量之间存在一定的相关性，且波动性较小(取值都在1-5的范围内)，因而存在一定的由于多重共线性而导致系数估计不准确的风险。
4.控制变量
为了尽量消除变量遗漏带来的估计偏差，本文还引入了其他相关的控制变量，如性别、年龄、教育程度(初中及以下，高中或技校，大专及以上)、婚姻状况(已婚、离婚或丧偶、单身)、工作状态(离退休、下岗失业、其他)、健康程度(非常不满意=1，非常满意=4)、政治身份(是否中共党员)、户口(城镇或农村)以及微观调查数据所涉及的28个省份的虚拟变量。上述变量的基本统计量如表3所示。
四、实证分析
(一)计量模型与估计方法
本文的被解释变量再分配偏好是一个4项有序选择变量，由于有序变量相邻选项之间的距离存在不可比性，因而直接采用普通最小二乘法(OLS)有欠妥当，因而本文主要选择Ordered Probit有序选择模型进行估计，该模型假定存在一个能够代表被解释变量(再分配偏好，RP)但又不能直接测量、隐含的连续潜在变量(这里称之为“潜在的再分配偏好”，RP[*])，并满足以下选择条件：
其中，下标为is的变量表示居住在s省(直辖市、自治区)的个体i的个人特征变量；Distributive_ Justice表示公平观念相关变量，Self_Interest表示个人利益相关变量，Z为个体级别的控制变量，
为省份虚拟变量，
为待估参数，且误差项u服从标准正态分布N(0，1)。据此，Ordered Probit模型采用极大似然法估计模型的参数。
值得注意的是，Ferrer-i-Carbonell and Frijters(2004)发现，Ordered Probit模型的ML和OLS在参数估计的方向和显著性上存在一致性，同时OLS更加直观并方便解释，因而不少研究直接采用OLS处理有序选择变量模型(如Fong、Bowles and Gintis，2006)，因而本文也给出OLS的估计结果以作参照。
(二)估计结果分析
表4给出了计量模型的估计结果，其中，模型(1)和(3)分别汇报了Ordered Probit模型在有无省份虚拟变量下的极大似然估计；模型(2)和(4)还汇报了相应的OLS估计，其与(1)和(3)的估计结果一致，根据基准模型(3)的估计结果，我们至少可以发现以下几条规律：
第一，中国居民的再分配偏好中存在追求分配公平的动机。越认可“不可控因素决定成功”和“半可控因素决定成功”的居民再分配偏好越高，同时，越认可“可控因素决定成功”的居民再分配偏好越低，因而“分配公平论”在中国是成立的。
第二，相对社会经济地位能够显著影响中国居民的再分配偏好。认为自身相对社会经济地位越低的居民具有越高的再分配偏好。但绝对收入水平(等价规模收入)对再分配偏好并没有显著的解释力，这一发现与以往研究有所差异，但这很可能说明中国居民对“个人利益”高低的判断并非源自绝对收入的多寡，而是源于对社会经济地位的横向比较。
第三，对未来社会经济地位的预期也是影响中国居民再分配偏好的重要因素。认为自身社会经济地位会向下流动的居民具有较高的再分配偏好，因而“POUM假说”在中国是成立的。结合第二点，我们认为“个人利益论”在中国也基本成立。
另外，根据控制变量的估计结果，只有性别、具有较高学历和党员身份在某些模型中对再分配偏好具有解释力，其他变量则皆不显著。
表5给出了将14个问题的得分作为14个解释变量同时纳入回归方程的估计结果，以进一步考察各因素对再分配偏好的影响。根据模型(5)和(6)，我们可以发现：在不可控因素中，变量“命运”前的系数显著为正，而其他不可控因素则皆不显著；在半可控因素中，“受过良好的教育”、“聪明才智”、“社会关系”和“认识有权的人”前的系数皆显著为正；在可控因素中，“努力工作”和“政治表现”前的系数显著为负，“有进取心和事业心”前的系数也为负，但并不显著。同时，其他变量前系数的方向和显著性与基准模型(3)保持一致。上述发现进一步肯定了“分配公平论”在中国的有效性。
由于Ordered Probit模型的系数估计值并不能直接反映各解释变量的边际效应，同时，解释变量的系数符号也不与特定被解释变量取值下的边际效应的方向相一致(Cameron and Trivedi，2005)，因而我们进一步计算了在模型(3)设定下的各变量的边际效应，以及基准组选择各再分配偏好程度的预测概率(详见表6)。
根据表6我们可以发现：对中国居民而言，“半可控因素决定成功”对再分配偏好的边际影响要大于“不可控因素决定成功”的边际影响，这与Isaksson and Lindskog(2009)跨国研究的发现不同。这里我们提供一个可能的解释：根据指标构造，“半可控因素”主要包括受教育程度、聪明才智和社会资本，而“不可控因素”主要包括家庭背景和个人的一些生理特征等，根据模型(5)和(6)进一步计算可以发现，除“命运”之外的“不可控因素”皆不显著，而“社会关系多”和“认识有权人”两个变量的边际效应为正且较高，这是造成“半可控因素决定成功”边际效应较高的直接原因。与家庭背景不同，社会关系尽管存在人为建立的可能，但中国人通常更厌恶“拉关系、走后门”这种利用关系攫取财富的行为，这一观念间接体现到了居民再分配偏好之上，因而上述结果是可以理解的。
(三)稳健性讨论
第一，控制变量的不同选择可能对回归结果产生影响，我们通过控制这些变量的不同组合进行回归发现，核心变量的显著性和系数方向都没有发生明显变化。(12)第二，更为重要的是，本研究关于分配公平的三个核心解释变量和被解释变量再分配偏好都来源于人们的主观判断，很可能存在一个难以观测的变量(如性格)同时对这些变量产生影响，这便产生了内生性问题。由于我们难以获得有关被调查者性格的信息，同时，寻找一个与分配公平观念直接相关且与再分配偏好不直接相关的工具变量也十分困难。值得指出的是，这一内生性问题也是该研究领域的一大缺陷和有待突破的难点，Fong、Bowles and Gintis(2003)、Isaksson and Lindskog(2009)等研究都利用主观变量对再分配偏好进行回归，但都没有对这一问题进行分析。
这里，我们尝试提出了一种方案来处理内生性问题。
根据(b)式，在所述假设成立的条件下，SF的地区平均值等于该地区的客观分配公平程度与一个常数之和。根据这一结论，我们用按居民所在地区(地级市或省份)计算的SF的平均值估计该地区的客观分配公平程度
，并重新对再分配偏好进行回归(见表7)。在所述假设成立的条件下，这一回归不存在内生性问题。即使假设不完全成立，由于SF地区均值与个人性格间的相关性应该小于SF与个人性格间的相关性，因而上述方法也能部分地克服内生性问题。
根据模型(7)和(8)我们发现，相关个人利益和分配公平的核心解释变量的系数方向和显著性基本保持不变，仅有按省份平均的“不可控因素决定成功”变得不再显著，但系数仍然为正。总之，我们认为上文分析得到的结果具有较强的稳健性。
五、总结
再分配偏好的提高反映出居民对当前社会收入分配状况的不满，这一现象已经引起了学者的广泛重视，但是探索中国居民再分配偏好决定因素的研究还较为罕见。本文致力于从“个人利益”和“分配公平”两个角度对中国居民的再分配偏好进行解释。我们首先从静态和动态等不同视角对“个人利益”相关变量进行构造，接着根据Roemer的理论，从“成功可控性”的角度对“分配公平”相关变量进行刻画，最后利用CGSS(2006)的微观调查数据和Ordered Probit模型进行实证，我们发现：
第一，“分配公平论”在中国是成立的，越认可“不可控和半可控因素决定成功”的居民再分配偏好越高，而越认可“可控因素决定成功”的居民再分配偏好越低；具体来说，越认为“受过良好的教育”、“聪明才智”、“社会关系”、“认识有权的人”或“命运”对事业成功重要的居民，再分配偏好越高，而越认为“努力工作”和“政治表现”对事业成功重要的居民再分配偏好越低。
第二，“个人利益论”也基本成立，相对社会经济地位和个人对未来社会经济地位的预期对再分配偏好存在显著影响，但绝对收入水平的高低对再分配偏好没有解释力。
总之，中国居民的再分配偏好不但存在对自身利益的考虑，也有显著的追求分配公平的动机。这一结论的政策含义在于，若要降低再分配偏好、提高居民对收入分配的满意程度，不但要保障中低收入者收入的稳定增长，以缩小收入差距并提供向上流动的预期，更重要的是在于确保社会各领域的机会均等、维护社会的分配公平。
遗憾的是，从上世纪90年代以来，中国社会机会不均、分配不公的现象似乎日趋严重。从静态的角度看，从20世纪80年代末以来，中国居民间、城乡间、城乡内、地区间和行业间的收入差距的持续扩大(World Bank，2003；Ravallion and Chen，2007；Sicular等，2007；Benjamin等，2010；陈钊等2010)；从动态角度看，中国城乡居民的收入流动性呈下降的趋势(尹恒等，2006；Khor and Pencavel，2010)。因而，确保机会均等、促进分配公平必将任重而道远。
尽管本文利用大量微观数据进行了实证，但仍存在不少缺陷：首先，回归模型涉及的内生性问题可能还没有完全解决，需要寻找合适的工具变量或开发新的方法；其次，关于变量“成功半可控”边际效应较高的现象也需要进一步的解释；同时，本实证研究还不能回答促进分配公平的具体政策途径。总之，这些都是我们进一步研究的方向。
*作者感谢中欧国际工商学院蔡江南教授的有益指导，以及匿名审稿人的建议和评论，感谢李路路、边燕杰教授主持的“中国综合社会调查”项目提供数据。当然，文责自负。
注释：
①详见本文第二部分文献述评。
②Hirschman(1973)认为，乐观的收入预期能够提高居民对收入差距的容忍度，正如人们在拥堵的两车道隧道中发现旁边车道的车辆开始向前移动，尽管自己所处的车道还处于拥堵状态，但仍能产生愉悦感，因为产生了摆脱拥堵的乐观预期。但他随即指出，如果在一段时间后人们发现仅仅是旁边车道疏通了，自己车道依然拥堵，那么乐观预期就会消失。取而代之的是不满、愤怒甚至违规变道的行为。
③有兴趣的读者可以参考Konow(2003)和王绍光(2007)，限于篇幅，不再赘述。
④文中对“收入公平性”的描述来源于以下调查：“现在有的人赚钱多，有的人赚钱少，但这是公平的”，并要求被调查者回答对上述观点的同意程度。
⑤详见本文第三部分的变量释义。
⑥该数据来源于中国国家社会科学基金资助之《中国综合社会调查(CGSS)》项目。该调查由中国人民大学社会学系与香港科技大学社会科学部执行，项目主持人为李路路教授，边燕杰教授。作者感谢上述机构及其人员提供数据协助，本文内容由作者自行负责。
⑦我们删除了家庭年收入异常偏高和偏低的样本点，占总样本容量的0.1％。
⑧关于“等价规模收入(Equivalence Scales)”的详细讨论可以参考Buhmann et al.(1998)和Figini(1998)等文献。
⑨同时，本文也尝试采用“家庭人均收入”以代替“等价规模收入”，但回归结果中，系数方向和显著性都没有变化。具体计量结果留存备索。
⑩值得指出的是，上述14个决定事业成功因素的个人可控性强弱可能存在一些争议，例如“个人聪明才智”可能属于不可控因素，而“有进取心和事业心”则可能属于半可控因素等等，因而本文的分类并不是唯一的。但是，即便改变着两个因素的分类或直接去除两者，回归系数的方向和显著性都没有发生变化，因而本文只根据上述分类汇报了统计结果。
(11)限于篇幅，上述14个问题得分的基本统计量留存备索。
(12)限于篇幅，这里没有给出具体的计量结果，有兴趣的读者可以向作者索取。