主觀社會階層與再分配意愿之間的關系及心理賬戶的調節(jié)作用

吾楓?趙玉芳?李偉強

摘 要 基于西方文化的研究證明了社會階層與再分配意愿、慈善捐贈等行為的負相關關系，而中國文化對于義利觀有自己的獨特理解，因此社會階層與再分配之間的關系及其心理機制需要實證研究進一步探討。通過三個研究考察了主觀社會階層與心理賬戶對再分配偏好的影響。研究1基于CGSS2017數(shù)據(jù)庫進行統(tǒng)計分析，初步發(fā)現(xiàn)主觀社會階層可以負向預測再分配意愿；研究2使用問卷調查法，證明了社會階層負向預測再分配意愿；研究3通過遠程聯(lián)想測驗操縱主觀社會階層與心理賬戶，證實了主觀社會階層負向預測再分配意愿，而心理賬戶可以調節(jié)二者的關系。本研究給理解社會再分配及其心理機制提供了科學依據(jù)。

關鍵詞 社會階層；主觀社會階層；心理賬戶；再分配意愿

分類號 G446

DOI：10.16842/j. cnki. issn2095-5588.2023.06.005

1 引言

高貧富差距往往與高犯罪率、低主觀幸福感、低平均壽命密切相關（Ng & Diener， 2014），因此，各個國家都將再分配作為降低貧富差距的重要手段，再分配也是我國調節(jié)收入的重要手段。然而，西方研究發(fā)現(xiàn)高收入群體似乎并不愿意將自己的收入通過二次分配的方式用來幫助低收入群體（Fernández & Jaime-Castillo， 2018）。

研究發(fā)現(xiàn)，多種因素影響再分配意愿。經(jīng)濟自利假說認為，個體作為理性人會做出符合自身利益的經(jīng)濟決策（Anderson & Curtis， 2015）。再分配會減少高收入群體的所得，因此他們對于稅收、福利、補助等再分配的支持意愿較低；而低收入群體會從再分配中獲益，因此再分配意愿會更高（Anderson & Curtis， 2015; Piff et al.， 2010）。實證研究也證明了經(jīng)濟狀況與再分配意愿顯著的負相關關系（Andersen & Curtis， 2015）。除了自利動機以外，相對剝奪感、社會公平信念等因素也會影響再分配意愿（Alesina & Angeletos， 2005）。相對剝奪感越高的人越支持再分配（Shin， 2018）。持平等主義信念的人認為每個人的收入相同是社會公平的體現(xiàn)，因此會更加支持通過再分配縮小差距；而差別主義信念者則認為根據(jù)個體天賦或努力進行分配才是社會公平的體現(xiàn)，因此反對通過再分配來縮小差距（Michaud et al.， 2009）。

不同社會階層群體對財富的認知存在顯著差異并影響再分配意愿。社會階層反映了個體在社會層級階梯中的相對位置，可分為主觀社會階層和客觀社會階層，對心理和行為有多方面的影響，主觀階層對心理過程和心理特征的影響更加顯著（Manstead， 2018）。高社會階層者的自我概念更加獨立（Markus & Kitayama， 2010），更加關注個人的成功，更少與他人產(chǎn)生共情、更不關心他人的福祉（Kraus et al.， 2009），更傾向于將貧富差距歸因為個人的能力、努力程度等內(nèi)部因素（Kraus et al.， 2009），這種基于自我服務偏差的貧富歸因方式降低了再分配意愿（Rodriguez-Bailon et al.， 2017）。Erkal等（2011）的研究結果表明，即便運氣帶來的收入比努力更多，高收入群體依然將收入歸因于自己的努力，只有在收入完全依靠運氣的情況下才會愿意與他人共享自己的收入（Tonin & Vlassopoulos， 2017）。這種歸因偏差為高收入者提供了自我判斷的道德基礎，使之認為自己應當享有高收入，因而更不愿意與他人進行利益共享（Piff et al.， 2010）。

我國在儒家文化的影響下，財富觀與西方有所不同?？鬃佑性啤安涣x而富且貴，于我如浮云”，孟子說“不患寡而患不均”，《禮記》中記載著一個“天下為公”的大同社會。中國人比西方人更關注“義”與“利”的關系，在中國人身上，財富觀的倫理因素和人情因素得到了放大（馬濤， 王嘉， 2021）?；谥形鞣降奈幕町惡蛢r值觀差異，中國人的再分配意愿可能與西方不同，社會階層與再分配意愿之間的關系還需要更多實證數(shù)據(jù)的支持。

盡管已有研究證明了社會階層可以負向預測再分配意愿，但兩者之間的關系可能更加復雜。有研究發(fā)現(xiàn)客觀經(jīng)濟階層與捐贈金額比例之間是 U 型曲線的關系（Andreoni， 2006）；Liebe等（2022）用獨裁者游戲的實驗范式證明高階層者在分享金錢上比低階層者更加慷慨；Durante等（2009）的一項實驗研究則表明不管是高收入者還是低收入者，在意識到收入差距后都更傾向通過再分配來消除他們之間的“不平等”。這些不同的研究結果表明社會階層與再分配意愿之間存在調節(jié)因素。

心理賬戶可能是社會階層與再分配意愿之間的調節(jié)因素。心理賬戶理論用于解釋消費者基于沉沒成本的非理性消費，認為消費者有一套非理性的潛在心理運算規(guī)則。根據(jù)金錢的來源，心理賬戶分為常規(guī)收入賬戶和意外之財賬戶（Kivetz & Keinan， 2006），兩類心理賬戶有不同的心理運算規(guī)則并且不能相互替代（李愛梅， 曾小保， 2004）。比起勞動收入，人們會更愿意與他人分享自己的意外之財（Carlsson et al.， 2013）。由于意外收入獲取的難度更小，人們更偏好將其用于享樂型消費，但享樂型消費總是和自我放縱、自私、不道德等認知相聯(lián)系（Kivetz & Keinan， 2006），而選擇捐贈則帶給消費者更加積極的自我認知。受道德因素的影響，人們偏向于將意外之財用于分享（Savary， 2015）。

一方面，高階層者比低階層者更容易將個人財富歸因于個人能力、努力等特質因素，這種財富內(nèi)歸因方式與勞動所得的內(nèi)涵更為契合（Sandel， 2018），通過改變高階層者的心理賬戶分類可能會相應改變其再分配意愿；另一方面，高階層者比低階層者的選擇空間更大（Paulsen & John， 2002），再分配意愿改變的可能也更大?；谝陨蟽牲c，研究預測心理賬戶會顯著影響高階層與再分配的關系。

西方的研究已經(jīng)初步發(fā)現(xiàn)社會階層與再分配意愿之間的負相關，但是中國的倫理財富觀與西方的產(chǎn)權財富觀存在顯著差異（馬濤， 王嘉， 2021），因此中國的社會階層與再分配之間的關系需要進一步研究?；谛睦碣~戶的特征，可能會調節(jié)社會階層與再分配意愿之間的關系。本研究采用兩個相關研究考察我國主觀社會階層與再分配意愿的關系，并通過遠程聯(lián)想測驗（Remote association test， RAT）操縱主觀社會階層和心理賬戶，考察主觀社會階層對再分配意愿的影響，探究心理賬戶對二者關系的調節(jié)作用。研究假設：低社會階層再分配意愿顯著高于高社會階層，心理賬戶的影響不顯著；高社會階層者的再分配意愿受到心理賬戶的調節(jié)，意外之財賬戶的再分配意愿顯著高于常規(guī)收入賬戶。

2 研究1：社會階層與再分配意愿的關系——基于大數(shù)據(jù)樣本的相關研究

研究1考察社會階層與再分配意愿之間的關系。采用的數(shù)據(jù)來自中國綜合社會調查（Chinese General Social Survey， CGSS） 2017，選取其中社會階層和再分配意愿相關數(shù)據(jù)進行分析。已有研究使用CGSS2015的數(shù)據(jù)分析了社會階層與再分配意愿之間的關系（白潔等， 2021），本次研究使用CGSS2017的數(shù)據(jù)進行分析。

2.1 被試

2017年CGSS共完成有效樣本12582份，在本研究中，剔除在所選指標中沒有應答的數(shù)據(jù)后，共得到有效被試3605人，男性1777人，女性1828人；年齡區(qū)間為23～85歲，平均年齡55.62歲（SD=16.51）。

2.2 研究數(shù)據(jù)

選取CGSS2017年數(shù)據(jù)中家庭收入、受教育程度、主觀社會階層及再分配意愿相關的四個項目進行分析。

主觀社會階層包含一個問題，即“綜合看來，在目前這個社會上，您本人處于社會的哪一層？”10分表示“最頂層”，1分表示“最底層”。98表示“不知道”，99表示“拒絕回答”，選填98和99的數(shù)據(jù)在選擇被試的時候就被剔除。

受教育程度、收入是客觀社會階層的典型指標（楊沈龍等， 2020），本研究選取受教育程度和收入作為客觀社會階層的指標。受教育程度的問題為“您目前的最高教育程度是”，1表示“沒有受過任何教育”，2表示“私塾、掃盲班”，3表示“小學”，4表示“初中”，5表示“職業(yè)高中”，6表示“普通高中”，7表示“中?！保?表示“技?！?，9表示“大學?？啤保ǔ扇烁叩冉逃?，10表示“大學專科”（正規(guī)高等教育），11表示“大學本科”（成人高等教育），12表示“大學本科”（正規(guī)高等教育），13表示“研究生及以上”，14表示“其他”。由于無法界定“其他”，分析中并未納入選填14的被試數(shù)據(jù)。考慮到如家庭主婦或在校學生沒有收入的情況，以家庭收入作為收入的衡量指標。參照同類研究的做法（Tan & Kraus， 2015），本研究將家庭年收入進行了對數(shù)轉化。

將兩個客觀社會階層指標轉化成標準分后，再進行主成分分析。因素分析的結果顯示，一個特征根大于1的主因子可以解釋75.34%的方差。由此得出客觀社會階層（OSS）指標的計算公式為OSS=（0.868 * Z受教育程度+0.868 * Z家庭收入對數(shù)） / 1.507，其中0.868是兩個指標的因子載荷，1.507則是第一個因子的特征根。所有被試的OSS得分在-2.78～3.02之間，得分越高，表明客觀社會階層越高。

再分配意愿在一定程度上反應了居民對收入現(xiàn)狀的滿意程度以及對共同富裕的態(tài)度，在形式上可以表現(xiàn)為對稅收、社會保險與福利、均等化的公共服務的支持程度（白潔等， 2022）。由此選取了CGSS2017中的三個題項作為再分配意愿指標（白潔等， 2021），即“我國的收入差距太大了”“為了社會公平，人們的物質生活水平差異應該很小”“縮小高收入者和低收入者之間的差距是政府的責任”，采用五點計分法，1表示“非常同意”，2表示“同意”，3表示“說不上同意不同意”，4表示“不同意”，5表示“非常不同意”。對三個題項進行信度分析（α=0.56）。進行反向計分，得分越高表明再分配意愿越高。

2.3 研究結果

控制地區(qū)、年齡、性別、民族、政治面貌等人口學變量，對主觀社會階層、客觀社會階層以及再分配意愿進行相關分析，結果顯示，主觀社會階層與再分配意愿之間呈顯著負相關（r=-0.14，p<0.001）；客觀社會階層也和再分配意愿負相關顯著（r=-0.05，p=0.001）。

將地區(qū)、年齡、性別、民族、政治面貌作為控制變量，將客觀社會階層、主觀社會階層作為自變量，將再分配意愿作為因變量，進行分層回歸分析?；貧w結果顯示，該回歸模型顯著（F（6，3605）=16.56，p<0.001），主觀社會階層可以負向預測再分配意愿（β=-0.14，SE=0.01，p<0.001）；客觀社會階層的預測效應不顯著（β=-0.02，SE=0.01，p=0.335）。

本研究基于CGSS 2017數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)主觀社會階層對再分配意愿具有負向預測作用，主觀社會階層越高，再分配意愿也越高。

3 研究2：社會階層與再分配意愿的關系——基于問卷調查的相關研究

研究1采用CGSS 2017的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)主觀社會階層與再分配意愿之間具有負相關。2020年以來，疫情影響可能使人們的價值觀有重大改變（Daniel et al.， 2022）。在研究2中，收集最新數(shù)據(jù)進一步考察社會階層與再分配意愿之間的關系。

3.1 被試

研究者通過問卷星平臺發(fā)送問卷，地區(qū)涵蓋浙江、江西、湖南、四川、廣東、北京等地，刪除部分少填、漏填、亂填的問卷后，共有129份問卷納入統(tǒng)計分析，有效率為92.14%。男性65人，女性64人；年齡位于16～54歲之間，平均年齡為24.86歲（SD=5.17）。

3.2 研究材料

問卷包括基本信息、社會階層和再分配意愿三個模塊?；拘畔⒔y(tǒng)計了被試的地區(qū)、年齡和性別等基本變量。

主觀社會階層：使用Adler等（2000）提出的用于測量主觀社會階層的MacArthur 10級階梯量表。問題如下：“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。這把梯子要從上往下看，最高‘10分代表最頂層，最低‘1分代表最底層，數(shù)值越大，則表明您的社會階層越高。綜合來看，在目前這個社會上，您認為您本人正處于這個梯子的第幾層？”

客觀社會階層：由年收入、職業(yè)和受教育程度組成，其中職業(yè)量表采用了陸學藝（2002）的“十大階層”職業(yè)劃分，其中1表示“城鄉(xiāng)無業(yè)失業(yè)半失業(yè)者”，2表示“農(nóng)業(yè)勞動者”，3表示“產(chǎn)業(yè)工人”，4表示“商業(yè)服務業(yè)員工”，5表示“個體工商戶”，6表示“辦事人員”，7表示“專業(yè)技術人員”，8表示“私營企業(yè)主”，9表示“經(jīng)理人員”，10表示“國家與社會管理者”。收入量表則采用了Diener等（2014）的計量方式，將收入選項的間距以指數(shù)增長來分段，1表示“20000元以下”，2表示“20000～40000元”，3表示“40000～80000元”，4表示“80000～160000元”，5表示“160000～320000元”，6表示“320000～640000元”，7表示“640000元以上”。受教育程度也以量表的形式呈現(xiàn)，1表示“小學及以下”，2表示“初中”，3表示“高中 / 中專 / 技?！?，4表示“大?！?，5表示“本科”，6表示“碩士及以上”。

再分配意愿量表（Brown-Iannuzzi et al.， 2015）共四個項目，如“為了保障窮人的利益，富人理應繳稅”，6點評分（1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”），得分越高表明再分配意愿越高。對四個題項用主成分法進行因子分析，分析結果顯示，四個題項可以提取出兩個特征根大于1的因子，解釋70.67%的變異。Q1、Q2、Q3為一個因子，Q4獨立構成一個因子。因此，將Q4刪去，以Q1、Q2、Q3題項的平均值作為再分配意愿量表的衡量指標。再分配意愿量表的信效度良好，原文中α=0.92，在本研究中α=0.88。

3.3 研究結果

將三個客觀社會階層指標轉化成標準分后，再進行主成分分析。因素分析的結果顯示，一個特征根大于1的主因子可以解釋52.08%的方差。由此得出綜合客觀社會階層（OSS）指標的計算公式為OSS=（0.553 * Z受教育程度 + 0.827 * Z職業(yè) + 0.757 * Z家庭年收入） / 1.563。其中0.553、0.827、0.757分別是三個指標的因子載荷，1.563則是第一個因子的特征根。轉換后，所有被試的OSS得分在-2.78～2.66之間，得分越高，表明社會階層越高。

控制性別、年齡等人口學變量，對主觀社會階層、客觀社會階層和再分配意愿這三個變量進行皮爾遜相關分析，結果顯示：主觀社會階層與再分配意愿呈顯著負相關（r=-0.18，p=0.042）；客觀社會階層與再分配意愿之間并無顯著相關（r=0.02，p=0.859）?？刂瓶陀^社會階層后，主觀社會階層與再分配意愿之間的負相關依然顯著（r=-0.19，p=0.034）。

控制性別、年齡等人口學變量，以主觀社會階層為自變量、再分配意愿為因變量進行線性回歸。結果顯示，主觀社會階層能夠顯著負向預測再分配意愿（β=-0.18，p=0.040）。

3.4 補充研究

由于樣本量偏少，研究者又使用世界價值觀調查第七版中國的數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)分析。該數(shù)據(jù)庫最近一次更新并公開發(fā)表于2022年5月。本研究選取“人們有時會把自己劃分到高低不同的階層，您認為自己在社會上屬于哪一個階層？”作為社會階層指標，得分越高社會階層越高；參照同類研究，選用“收入應盡可能均等或加大收入差距，以鼓勵個人努力工作”作為再分配意愿指標（Arikan & Bloom， 2019），進行反向計分，得分越高表明再分配意愿越高。

對主觀社會階層和再分配意愿進行皮爾遜相關分析，結果顯示：主觀社會階層與再分配意愿呈顯著負相關（r=-0.08，p<0.001）；在控制性別、年齡、宗教信仰、婚育情況等變量后，主觀社會階層與再分配意愿之間的負相關依然顯著（r=-0.07，p<0.001）。在控制性別、年齡、宗教信仰、婚育情況等變量后，以主觀社會階層作為自變量，以再分配意愿作為因變量進行線性回歸，結果顯示主觀社會階層可以負向預測再分配意愿（β=-0.27，p<0.001）。

研究2驗證了研究1的結果，主觀社會階層可以顯著負向預測再分配意愿。研究3使用實驗法考察主觀社會階層和再分配意愿之間的因果關系，并進一步探討心理賬戶在其中的作用。

4 研究3：心理賬戶與主觀社會階層對再分配偏好的影響

4.1 被試

校園招募94名被試，除去漏填項目率高于30%的被試后，共有88名被試的數(shù)據(jù)進入數(shù)據(jù)分析階段。其中男性16人，占18.2%；女性72人，占81.8%，平均年齡為21.75歲（SD=1.74）。

4.2 實驗程序

研究3共包含兩個步驟，第一個步驟是操縱并測量被試的主觀社會階層及心理賬戶，第二個步驟是用獨裁者游戲的方式測量再分配意愿。

主觀社會階層操縱：難度加強版的遠程聯(lián)想測驗 （Stuppy et al.， 2019），將被試隨機分配到上司或下屬的角色，用以操縱被試的主觀社會階層。低社會階層組收到的指導語為“您的分數(shù)是3分。根據(jù)您剛剛的任務表現(xiàn)，系統(tǒng)給您分配的角色是下屬。您被分配到下屬的角色意味著您沒有資格參與分配工作，只能接受上司指派的工作任務?，F(xiàn)在請想象您作為下屬，與那些作為上司的參與者的不同”；高社會階層組收到的指導語為“您的分數(shù)是7分。根據(jù)您剛剛的任務表現(xiàn)，系統(tǒng)給您分配的角色是上司。您被分配到上司的角色意味著您有資格向其他成為下屬的參與者分配工作?，F(xiàn)在請想象您作為上司，與那些作為下屬的參與者的不同”。隨后用社會層級階梯量表測量被試的主觀社會階層。

心理賬戶操縱：意外之財組被試收到的指導語提示為“除了我們承諾的10元被試費以外，系統(tǒng)隨機給您分配了10元，與實驗任務完成程度無關”；勞動所得組被試收到的指導語提示為“根據(jù)您在剛剛實驗任務中的表現(xiàn)，除了我們承諾的10元被試費以外，系統(tǒng)給您分配了10元答題費。”隨后呈現(xiàn)測量心理賬戶的問題“您認為這10元對您來說是‘勞動所得還是‘意外之財？”。

再分配意愿測量：使用獨裁者游戲分配測試。告知并要求被試與上一輪沒有獲得額外獎勵的其他被試分享額外獲得的10元。實驗流程見圖1。

基本信息測量：所包含的變量有性別、年齡、家庭年收入、職業(yè)、受教育程度等。

4.3 研究結果

對主觀社會階層的操縱有效性進行獨立樣本t檢驗，結果顯示：實驗操縱有效，高社會階層組的主觀社會階層（M=6.22，SD=1.83）顯著高于低社會階層組（M=4.38，SD=1.53），兩組之間的主觀社會階層有顯著差異（t（87）=3.62，d=1.84，p=0.001）。

對主觀社會階層和心理賬戶進行多因素完全隨機方差分析，結果顯示：主觀社會階層和心理賬戶的主效應均不顯著，交互作用顯著（F（1，87）=4.65，p=0.034，η2=0.05）。進一步簡單效應分析結果表明：對于低社會階層者來說，心理賬戶對再分配意愿并沒有顯著影響（F（1，49）=1.60，p=0.210）；而對于高社會階層者來說，相比于勞動所得（M=3.08，SD=2，26），當收入為意外之財（M=4.50，SD=2.88）時，他們的分享金額邊緣顯著提高（F（1，35）=3.06，p=0.084） （見圖2），表明心理賬戶邊緣顯著影響了高社會階層者的再分配意愿。

研究3通過實驗法證明了心理賬戶對主觀社會階層與再分配意愿關系的調節(jié)作用，驗證了假設2，發(fā)現(xiàn)高社會階層的再分配意愿受到心理賬戶的影響，而低社會階層的再分配意愿則不受心理賬戶影響。

5 總討論

三個研究都證明了高社會階層的再分配意愿更低，表明社會階層與再分配意愿之間的負相關關系具有跨文化的一致性（白潔等，2021; Andersen & Curtis， 2015; Piff et al.， 2010）；與國外研究發(fā)現(xiàn)人們更傾向于將意外之財用于再分配（Carlsson et al.， 2013）一致，高階層的再分配意愿會受到心理賬戶的調節(jié)，意外之財提高了高階層的再分配意愿，沒有影響低階層的再分配意愿。但是該結果和中國的一項研究發(fā)現(xiàn)人們更樂于將常規(guī)之財用于捐贈（夏曉燕， 2016）不同。

不同社會階層所具備的物質資源差異可以顯著改變?nèi)藗兊恼J知模式和行為方式（Kraus et al.， 2012），這種由社會階層帶來的差異或許遠比文化帶來的差異更加顯著。東西方文化背景下的高階層者比低社會階層者表現(xiàn)出更高的自由性、更加不計成本（陳思靜等， 2022; Paulsen & John， 2002），并因此有更多的選擇。相對于低階層者，高階層在獨裁者游戲范式中的分享金額更少，表明再分配意愿更低。高階層者不愿意分享財富可能與他們高權力感和低同情心的特質有關，高權力感讓他們在再分配過程中更傾向進行自利性歸因，低同情心則抑制了他們對他人利益和需求的關注，進而表現(xiàn)為更低的再分配意愿和更少的財富分享行為（王陽等， 2021）。經(jīng)濟自利假說并不能完全解釋社會階層對再分配意愿的預測作用，因為人在進行決策時并不是完全理性的經(jīng)濟人（劉永芳， 2022）。通過操縱心理賬戶，高社會階層者的再分配行為發(fā)生了改變。這說明高階層者的再分配行為本質上是將自己的收入用于幫助別人，通過改變高階層者的財富歸因方式可以顯著提高他們的再分配意愿。

國內(nèi)以往對心理賬戶的研究往往集中在消費領域（李愛梅等， 2014），本研究將心理賬戶用于再分配意愿，擴大了心理賬戶的研究領域。三個不同的樣本證明了社會階層與再分配意愿之間的關系，未來的研究尤其是實驗研究對因果關系的探討需要擴大樣本，證明社會階層、心理賬戶與再分配意愿之間關系的穩(wěn)健性。自我概念、社會公平信念、社會階級流動感知、社會公平感知、貧富差距感知等因素都可能影響再分配意愿，未來的研究可以進一步考察更多因素在社會階層與再分配關系中的作用。

6 結論

（1）低社會階層者比高社會階層者的再分配意愿更高；

（2）心理賬戶在主觀社會階層和再分配意愿之間起調節(jié)作用；當收入來源為意外之財時，高社會階層者會更愿意再分配，但對低社會階層者沒有顯著影響。

參考文獻

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