吾枫?赵玉芳?李伟强

摘 要 基于西方文化的研究证明了社会阶层与再分配意愿、慈善捐赠等行为的负相关关系，而中国文化对于义利观有自己的独特理解，因此社会阶层与再分配之间的关系及其心理机制需要实证研究进一步探讨。通过三个研究考察了主观社会阶层与心理账户对再分配偏好的影响。研究1基于CGSS2017数据库进行统计分析，初步发现主观社会阶层可以负向预测再分配意愿；研究2使用问卷调查法，证明了社会阶层负向预测再分配意愿；研究3通过远程联想测验操纵主观社会阶层与心理账户，证实了主观社会阶层负向预测再分配意愿，而心理账户可以调节二者的关系。本研究给理解社会再分配及其心理机制提供了科学依据。

关键词 社会阶层；主观社会阶层；心理账户；再分配意愿

分类号 G446

DOI：10.16842/j. cnki. issn2095-5588.2023.06.005

1 引言

高贫富差距往往与高犯罪率、低主观幸福感、低平均寿命密切相关（Ng & Diener， 2014），因此，各个国家都将再分配作为降低贫富差距的重要手段，再分配也是我国调节收入的重要手段。然而，西方研究发现高收入群体似乎并不愿意将自己的收入通过二次分配的方式用来帮助低收入群体（Fernández & Jaime-Castillo， 2018）。

研究发现，多种因素影响再分配意愿。经济自利假说认为，个体作为理性人会做出符合自身利益的经济决策（Anderson & Curtis， 2015）。再分配会减少高收入群体的所得，因此他们对于税收、福利、补助等再分配的支持意愿较低；而低收入群体会从再分配中获益，因此再分配意愿会更高（Anderson & Curtis， 2015; Piff et al.， 2010）。实证研究也证明了经济状况与再分配意愿显著的负相关关系（Andersen & Curtis， 2015）。除了自利动机以外，相对剥夺感、社会公平信念等因素也会影响再分配意愿（Alesina & Angeletos， 2005）。相对剥夺感越高的人越支持再分配（Shin， 2018）。持平等主义信念的人认为每个人的收入相同是社会公平的体现，因此会更加支持通过再分配缩小差距；而差别主义信念者则认为根据个体天赋或努力进行分配才是社会公平的体现，因此反对通过再分配来缩小差距（Michaud et al.， 2009）。

不同社会阶层群体对财富的认知存在显著差异并影响再分配意愿。社会阶层反映了个体在社会层级阶梯中的相对位置，可分为主观社会阶层和客观社会阶层，对心理和行为有多方面的影响，主观阶层对心理过程和心理特征的影响更加显著（Manstead， 2018）。高社会阶层者的自我概念更加独立（Markus & Kitayama， 2010），更加关注个人的成功，更少与他人产生共情、更不关心他人的福祉（Kraus et al.， 2009），更倾向于将贫富差距归因为个人的能力、努力程度等内部因素（Kraus et al.， 2009），这种基于自我服务偏差的贫富归因方式降低了再分配意愿（Rodriguez-Bailon et al.， 2017）。Erkal等（2011）的研究结果表明，即便运气带来的收入比努力更多，高收入群体依然将收入归因于自己的努力，只有在收入完全依靠运气的情况下才会愿意与他人共享自己的收入（Tonin & Vlassopoulos， 2017）。这種归因偏差为高收入者提供了自我判断的道德基础，使之认为自己应当享有高收入，因而更不愿意与他人进行利益共享（Piff et al.， 2010）。

我国在儒家文化的影响下，财富观与西方有所不同。孔子有云“不义而富且贵，于我如浮云”，孟子说“不患寡而患不均”，《礼记》中记载着一个“天下为公”的大同社会。中国人比西方人更关注“义”与“利”的关系，在中国人身上，财富观的伦理因素和人情因素得到了放大（马涛， 王嘉， 2021）。基于中西方的文化差异和价值观差异，中国人的再分配意愿可能与西方不同，社会阶层与再分配意愿之间的关系还需要更多实证数据的支持。

尽管已有研究证明了社会阶层可以负向预测再分配意愿，但两者之间的关系可能更加复杂。有研究发现客观经济阶层与捐赠金额比例之间是 U 型曲线的关系（Andreoni， 2006）；Liebe等（2022）用独裁者游戏的实验范式证明高阶层者在分享金钱上比低阶层者更加慷慨；Durante等（2009）的一项实验研究则表明不管是高收入者还是低收入者，在意识到收入差距后都更倾向通过再分配来消除他们之间的“不平等”。这些不同的研究结果表明社会阶层与再分配意愿之间存在调节因素。

心理账户可能是社会阶层与再分配意愿之间的调节因素。心理账户理论用于解释消费者基于沉没成本的非理性消费，认为消费者有一套非理性的潜在心理运算规则。根据金钱的来源，心理账户分为常规收入账户和意外之财账户（Kivetz & Keinan， 2006），两类心理账户有不同的心理运算规则并且不能相互替代（李爱梅， 曾小保， 2004）。比起劳动收入，人们会更愿意与他人分享自己的意外之财（Carlsson et al.， 2013）。由于意外收入获取的难度更小，人们更偏好将其用于享乐型消费，但享乐型消费总是和自我放纵、自私、不道德等认知相联系（Kivetz & Keinan， 2006），而选择捐赠则带给消费者更加积极的自我认知。受道德因素的影响，人们偏向于将意外之财用于分享（Savary， 2015）。

一方面，高阶层者比低阶层者更容易将个人财富归因于个人能力、努力等特质因素，这种财富内归因方式与劳动所得的内涵更为契合（Sandel， 2018），通过改变高阶层者的心理账户分类可能会相应改变其再分配意愿；另一方面，高阶层者比低阶层者的选择空间更大（Paulsen & John， 2002），再分配意愿改变的可能也更大。基于以上两点，研究预测心理账户会显著影响高阶层与再分配的关系。

西方的研究已经初步发现社会阶层与再分配意愿之间的负相关，但是中国的伦理财富观与西方的产权财富观存在显著差异（马涛， 王嘉， 2021），因此中国的社会阶层与再分配之间的关系需要进一步研究。基于心理账户的特征，可能会调节社会阶层与再分配意愿之间的关系。本研究采用两个相关研究考察我国主观社会阶层与再分配意愿的关系，并通过远程联想测验（Remote association test， RAT）操纵主观社会阶层和心理账户，考察主观社会阶层对再分配意愿的影响，探究心理账户对二者关系的调节作用。研究假设：低社会阶层再分配意愿显著高于高社会阶层，心理账户的影响不显著；高社会阶层者的再分配意愿受到心理账户的调节，意外之财账户的再分配意愿显著高于常规收入账户。

2 研究1：社会阶层与再分配意愿的关系——基于大数据样本的相关研究

研究1考察社会阶层与再分配意愿之间的关系。采用的数据来自中国综合社会调查（Chinese General Social Survey， CGSS） 2017，选取其中社会阶层和再分配意愿相关数据进行分析。已有研究使用CGSS2015的数据分析了社会阶层与再分配意愿之间的关系（白洁等， 2021），本次研究使用CGSS2017的数据进行分析。

2.1 被試

2017年CGSS共完成有效样本12582份，在本研究中，剔除在所选指标中没有应答的数据后，共得到有效被试3605人，男性1777人，女性1828人；年龄区间为23～85岁，平均年龄55.62岁（SD=16.51）。

2.2 研究数据

选取CGSS2017年数据中家庭收入、受教育程度、主观社会阶层及再分配意愿相关的四个项目进行分析。

主观社会阶层包含一个问题，即“综合看来，在目前这个社会上，您本人处于社会的哪一层？”10分表示“最顶层”，1分表示“最底层”。98表示“不知道”，99表示“拒绝回答”，选填98和99的数据在选择被试的时候就被剔除。

受教育程度、收入是客观社会阶层的典型指标（杨沈龙等， 2020），本研究选取受教育程度和收入作为客观社会阶层的指标。受教育程度的问题为“您目前的最高教育程度是”，1表示“没有受过任何教育”，2表示“私塾、扫盲班”，3表示“小学”，4表示“初中”，5表示“职业高中”，6表示“普通高中”，7表示“中专”，8表示“技校”，9表示“大学专科”（成人高等教育），10表示“大学专科”（正规高等教育），11表示“大学本科”（成人高等教育），12表示“大学本科”（正规高等教育），13表示“研究生及以上”，14表示“其他”。由于无法界定“其他”，分析中并未纳入选填14的被试数据。考虑到如家庭主妇或在校学生没有收入的情况，以家庭收入作为收入的衡量指标。参照同类研究的做法（Tan & Kraus， 2015），本研究将家庭年收入进行了对数转化。

将两个客观社会阶层指标转化成标准分后，再进行主成分分析。因素分析的结果显示，一个特征根大于1的主因子可以解释75.34%的方差。由此得出客观社会阶层（OSS）指标的计算公式为OSS=（0.868 * Z受教育程度+0.868 * Z家庭收入对数） / 1.507，其中0.868是两个指标的因子载荷，1.507则是第一个因子的特征根。所有被试的OSS得分在-2.78～3.02之间，得分越高，表明客观社会阶层越高。

再分配意愿在一定程度上反应了居民对收入现状的满意程度以及对共同富裕的态度，在形式上可以表现为对税收、社会保险与福利、均等化的公共服务的支持程度（白洁等， 2022）。由此选取了CGSS2017中的三个题项作为再分配意愿指标（白洁等， 2021），即“我国的收入差距太大了”“为了社会公平，人们的物质生活水平差异应该很小”“缩小高收入者和低收入者之间的差距是政府的责任”，采用五点计分法，1表示“非常同意”，2表示“同意”，3表示“说不上同意不同意”，4表示“不同意”，5表示“非常不同意”。对三个题项进行信度分析（α=0.56）。进行反向计分，得分越高表明再分配意愿越高。

2.3 研究结果

控制地区、年龄、性别、民族、政治面貌等人口学变量，对主观社会阶层、客观社会阶层以及再分配意愿进行相关分析，结果显示，主观社会阶层与再分配意愿之间呈显著负相关（r=-0.14，p<0.001）；客观社会阶层也和再分配意愿负相关显著（r=-0.05，p=0.001）。

将地区、年龄、性别、民族、政治面貌作为控制变量，将客观社会阶层、主观社会阶层作为自变量，将再分配意愿作为因变量，进行分层回归分析。回归结果显示，该回归模型显著（F（6，3605）=16.56，p<0.001），主观社会阶层可以负向预测再分配意愿（β=-0.14，SE=0.01，p<0.001）；客观社会阶层的预测效应不显著（β=-0.02，SE=0.01，p=0.335）。

本研究基于CGSS 2017数据库，发现主观社会阶层对再分配意愿具有负向预测作用，主观社会阶层越高，再分配意愿也越高。

3 研究2：社会阶层与再分配意愿的关系——基于问卷调查的相关研究

研究1采用CGSS 2017的数据，发现主观社会阶层与再分配意愿之间具有负相关。2020年以来，疫情影响可能使人们的价值观有重大改变（Daniel et al.， 2022）。在研究2中，收集最新数据进一步考察社会阶层与再分配意愿之间的关系。

3.1 被试

研究者通过问卷星平台发送问卷，地区涵盖浙江、江西、湖南、四川、广东、北京等地，删除部分少填、漏填、乱填的问卷后，共有129份问卷纳入统计分析，有效率为92.14%。男性65人，女性64人；年龄位于16～54岁之间，平均年龄为24.86岁（SD=5.17）。

3.2 研究材料

问卷包括基本信息、社会阶层和再分配意愿三个模块。基本信息统计了被试的地区、年龄和性别等基本变量。

主观社会阶层：使用Adler等（2000）提出的用于测量主观社会阶层的MacArthur 10级阶梯量表。问题如下：“在我们的社会里，有些人处在社会的上层，有些人处在社会的下层。这把梯子要从上往下看，最高‘10分代表最顶层，最低‘1分代表最底层，数值越大，则表明您的社会阶层越高。综合来看，在目前这个社会上，您认为您本人正处于这个梯子的第几层？”

客观社会阶层：由年收入、职业和受教育程度组成，其中职业量表采用了陆学艺（2002）的“十大阶层”职业划分，其中1表示“城乡无业失业半失业者”，2表示“农业劳动者”，3表示“产业工人”，4表示“商业服务业员工”，5表示“个体工商户”，6表示“办事人员”，7表示“专业技术人员”，8表示“私营企业主”，9表示“经理人员”，10表示“国家与社会管理者”。收入量表则采用了Diener等（2014）的计量方式，将收入选项的间距以指数增长来分段，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，1表示“小学及以下”，2表示“初中”，3表示“高中 / 中专 / 技校”，4表示“大专”，5表示“本科”，6表示“硕士及以上”。

再分配意愿量表（Brown-Iannuzzi et al.， 2015）共四个项目，如“为了保障穷人的利益，富人理应缴税”，6点评分（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。对四个题项用主成分法进行因子分析，分析结果显示，四个题项可以提取出两个特征根大于1的因子，解释70.67%的变异。Q1、Q2、Q3为一个因子，Q4独立构成一个因子。因此，将Q4删去，以Q1、Q2、Q3题项的平均值作为再分配意愿量表的衡量指标。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 研究结果

将三个客观社会阶层指标转化成标准分后，再进行主成分分析。因素分析的结果显示，一个特征根大于1的主因子可以解释52.08%的方差。由此得出综合客观社会阶层（OSS）指标的计算公式为OSS=（0.553 * Z受教育程度 + 0.827 * Z职业 + 0.757 * Z家庭年收入） / 1.563。其中0.553、0.827、0.757分别是三个指标的因子载荷，1.563则是第一个因子的特征根。转换后，所有被试的OSS得分在-2.78～2.66之间，得分越高，表明社会阶层越高。

控制性别、年龄等人口学变量，对主观社会阶层、客观社会阶层和再分配意愿这三个变量进行皮尔逊相关分析，结果显示：主观社会阶层与再分配意愿呈显著负相关（r=-0.18，p=0.042）；客观社会阶层与再分配意愿之间并无显著相关（r=0.02，p=0.859）。控制客观社会阶层后，主观社会阶层与再分配意愿之间的负相关依然显著（r=-0.19，p=0.034）。

控制性别、年龄等人口学变量，以主观社会阶层为自变量、再分配意愿为因变量进行线性回归。结果显示，主观社会阶层能够显著负向预测再分配意愿（β=-0.18，p=0.040）。

3.4 补充研究

由于样本量偏少，研究者又使用世界价值观调查第七版中国的数据进行数据分析。该数据库最近一次更新并公开发表于2022年5月。本研究选取“人们有时会把自己划分到高低不同的阶层，您认为自己在社会上属于哪一个阶层？”作为社会阶层指标，得分越高社会阶层越高；参照同类研究，选用“收入应尽可能均等或加大收入差距，以鼓励个人努力工作”作为再分配意愿指标（Arikan & Bloom， 2019），进行反向计分，得分越高表明再分配意愿越高。

对主观社会阶层和再分配意愿进行皮尔逊相关分析，结果显示：主观社会阶层与再分配意愿呈显著负相关（r=-0.08，p<0.001）；在控制性别、年龄、宗教信仰、婚育情况等变量后，主观社会阶层与再分配意愿之间的负相关依然显著（r=-0.07，p<0.001）。在控制性别、年龄、宗教信仰、婚育情况等变量后，以主观社会阶层作为自变量，以再分配意愿作为因变量进行线性回归，结果显示主观社会阶层可以负向预测再分配意愿（β=-0.27，p<0.001）。

研究2验证了研究1的结果，主观社会阶层可以显著负向预测再分配意愿。研究3使用实验法考察主观社会阶层和再分配意愿之间的因果关系，并进一步探讨心理账户在其中的作用。

4 研究3：心理账户与主观社会阶层对再分配偏好的影响

4.1 被试

校园招募94名被试，除去漏填项目率高于30%的被试后，共有88名被试的数据进入数据分析阶段。其中男性16人，占18.2%；女性72人，占81.8%，平均年龄为21.75岁（SD=1.74）。

4.2 实验程序

研究3共包含两个步骤，第一个步骤是操纵并测量被试的主观社会阶层及心理账户，第二个步骤是用独裁者游戏的方式测量再分配意愿。

主观社会阶层操纵：难度加强版的远程联想测验 （Stuppy et al.， 2019），将被试随机分配到上司或下属的角色，用以操纵被试的主观社会阶层。低社会阶层组收到的指导语为“您的分数是3分。根据您刚刚的任务表现，系统给您分配的角色是下属。您被分配到下属的角色意味着您没有资格参与分配工作，只能接受上司指派的工作任务。现在请想象您作为下属，与那些作为上司的参与者的不同”；高社会阶层组收到的指导语为“您的分数是7分。根据您刚刚的任务表现，系统给您分配的角色是上司。您被分配到上司的角色意味着您有资格向其他成为下属的参与者分配工作。现在请想象您作为上司，与那些作为下属的参与者的不同”。随后用社会层级阶梯量表测量被试的主观社会阶层。

心理账户操纵：意外之财组被试收到的指导语提示为“除了我们承诺的10元被试费以外，系统随机给您分配了10元，与实验任务完成程度无关”；劳动所得组被试收到的指导语提示为“根据您在刚刚实验任务中的表现，除了我们承诺的10元被试费以外，系统给您分配了10元答题费。”随后呈现测量心理账户的问题“您认为这10元对您来说是‘劳动所得还是‘意外之财？”。

再分配意愿测量：使用独裁者游戏分配测试。告知并要求被试与上一轮没有获得额外奖励的其他被试分享额外获得的10元。实验流程见图1。

基本信息测量：所包含的变量有性别、年龄、家庭年收入、职业、受教育程度等。

4.3 研究结果

对主观社会阶层的操纵有效性进行独立样本t检验，结果显示：实验操纵有效，高社会阶层组的主观社会阶层（M=6.22，SD=1.83）显著高于低社会阶层组（M=4.38，SD=1.53），两组之间的主观社会阶层有显著差异（t（87）=3.62，d=1.84，p=0.001）。

对主观社会阶层和心理账户进行多因素完全随机方差分析，结果显示：主观社会阶层和心理账户的主效应均不显著，交互作用显著（F（1，87）=4.65，p=0.034，η2=0.05）。进一步简单效应分析结果表明：对于低社会阶层者来说，心理账户对再分配意愿并没有显著影响（F（1，49）=1.60，p=0.210）；而对于高社会阶层者来说，相比于劳动所得（M=3.08，SD=2，26），当收入为意外之财（M=4.50，SD=2.88）时，他们的分享金额边缘显著提高（F（1，35）=3.06，p=0.084） （见图2），表明心理账户边缘显著影响了高社会阶层者的再分配意愿。

研究3通过实验法证明了心理账户对主观社会阶层与再分配意愿关系的调节作用，验证了假设2，发现高社会阶层的再分配意愿受到心理账户的影响，而低社会阶层的再分配意愿则不受心理账户影响。

5 总讨论

三个研究都证明了高社会阶层的再分配意愿更低，表明社会阶层与再分配意愿之间的负相关关系具有跨文化的一致性（白洁等，2021; Andersen & Curtis， 2015; Piff et al.， 2010）；與国外研究发现人们更倾向于将意外之财用于再分配（Carlsson et al.， 2013）一致，高阶层的再分配意愿会受到心理账户的调节，意外之财提高了高阶层的再分配意愿，没有影响低阶层的再分配意愿。但是该结果和中国的一项研究发现人们更乐于将常规之财用于捐赠（夏晓燕， 2016）不同。

不同社会阶层所具备的物质资源差异可以显著改变人们的认知模式和行为方式（Kraus et al.， 2012），这种由社会阶层带来的差异或许远比文化带来的差异更加显著。东西方文化背景下的高阶层者比低社会阶层者表现出更高的自由性、更加不计成本（陈思静等， 2022; Paulsen & John， 2002），并因此有更多的选择。相对于低阶层者，高阶层在独裁者游戏范式中的分享金额更少，表明再分配意愿更低。高阶层者不愿意分享财富可能与他们高权力感和低同情心的特质有关，高权力感让他们在再分配过程中更倾向进行自利性归因，低同情心则抑制了他们对他人利益和需求的关注，进而表现为更低的再分配意愿和更少的财富分享行为（王阳等， 2021）。经济自利假说并不能完全解释社会阶层对再分配意愿的预测作用，因为人在进行决策时并不是完全理性的经济人（刘永芳， 2022）。通过操纵心理账户，高社会阶层者的再分配行为发生了改变。这说明高阶层者的再分配行为本质上是将自己的收入用于帮助别人，通过改变高阶层者的财富归因方式可以显著提高他们的再分配意愿。

国内以往对心理账户的研究往往集中在消费领域（李爱梅等， 2014），本研究将心理账户用于再分配意愿，扩大了心理账户的研究领域。三个不同的样本证明了社会阶层与再分配意愿之间的关系，未来的研究尤其是实验研究对因果关系的探讨需要扩大样本，证明社会阶层、心理账户与再分配意愿之间关系的稳健性。自我概念、社会公平信念、社会阶级流动感知、社会公平感知、贫富差距感知等因素都可能影响再分配意愿，未来的研究可以进一步考察更多因素在社会阶层与再分配关系中的作用。

6 结论

（1）低社会阶层者比高社会阶层者的再分配意愿更高；

（2）心理账户在主观社会阶层和再分配意愿之间起调节作用；当收入来源为意外之财时，高社会阶层者会更愿意再分配，但对低社会阶层者没有显著影响。

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