Page 224 - 《社会》2020年第2期

收入差距 、 不平等感知与公众容忍度

出现 ， 使得可用的样本量较原始样本大幅度减少 。 在对数据进行初步
比对分析后显示 ， ４ 保留样本与原始样本在相关社会人口变量的分布
上并不存在显著的系统性差异 ， 从抽样设计和统计分析出发 ， 结果仍可
推论目标总体 。
（ 二 ） 分析策略
为了回答本文的研究问题及验证假设 ， 数据的统计分析主要分以
下步骤展开 。
首先 ， 建立客观收入差距对容忍度的直接效应模型 。 式 （ １ ） 中 犻 代
是个体
表不同个体 ， 犜狅犾犲狉犪狀犮犲 表示个体对差距的容忍度 ， 犇犻狊 狆 犪狉犻狋 狔
所处区县 （ 犘犛犝 ） 的收入差距状况 ， ５为影响个体容忍度的其他控制变
犡
量 ， 包括前文所述的社会人口变量 、 社会经济地位 、 相对社会地位 、 价值
偏好等 ， μ 为扰动项 。
犜狅犾犲狉犪狀犮犲 ＝ β ＋ β 狆狋 狔 ＋ γ 犡 ＋ μ （ １ ）
犻
犻 犻
０ 犮 犇犻狊犪狉犻 犻
在式 （ １ ） 的基础上引入感知差距变量 犘犲狉犮犲犻狏犲 。 与式 （ １ ） 中客观差
＾＾
距变量系数不同的是 ， β － β 估计的是引入中介变量后其直接效应的
犮 犮′
变化程度 （ 犓狉狌犾犾犪狀犱犕犪犮犓犻狀狀狅狀 ， ２００１ ； 温忠麟 、 叶宝娟 ， ２０１４ ）。
（）
０ 犮＇ 犇犻狊犪狉犻 犻 犫 犘犲狉犮犲犻狏犲 ＋ γ 犡 ＋ μ
犜狅犾犲狉犪狀犮犲 ＝ β ＋ β 狆狋 狔 ＋ β 犻 犻 犻 ２
犻
然后 ， 为了估计中介效应 ， 生成式 （ ３ ）， 将感知差距作为因变量 ， 查
看在其他控制变量不变的情形下客观差距的影响效应 。 结合式 （ ２ ），
＾＾
ββ 估计了间接效应的影响 。
犪犫
犘犲狉犮犲犻狏犲 ＝ β ＋ β 狆狋 狔 ＋ γ 犡 ＋ μ （ ３ ）
犻
犻 犻
０ 犪 犇犻狊犪狉犻 犻
通过检验上述系数的变化及显著度便可以验证感知差距与情境效
应的假设机制是否成立 。 ６ 需要指出的是 ， 第一 ， 个体容忍度指标是一

４． 原始样本中男性 、 城镇户籍居民 、 大专及以上受教育者的比例分别为 ５０．３３％ 、 ４４．５３％ 和
１６．２７％ ， 平均年龄为 ４８．６ 岁 ， 保留样本中相应变量的比例分别为 ５０．４５％ 、 ４６．３８％ 和
１７．３０％ ， 平均年龄为 ４７．７ 岁 。
５． 对于为何基于区县 ， 首先 ， 因为区县为 犆犌犛犛 调查的初级抽样单元 （ 犘犛犝 ）， 以之为单位可以
推论总体 。 其次 ， 区县层级的样本量相较于乡镇 、 街道而言更大 ， 得到的客观差距指标信度更
高 ， 相较于省份层级 ， 在一定程度上可以避免单位内异质性过大的偏误 。
６． 对于线性中介效应的估计方式 ， 本文采用今井等 （ 犐犿犪犻 ， 犲狋犪犾． ， ２０１１ ） 提出的估计方式 ，
狊狋犪狋犪 统计软件中的运行命令为 犿犲犱犲犳犳 。 该估计采取反事实的框架 ， 能够较好地消除协变量
的干扰 （ 犎狌犪狀犱犠狌 ， ２０１９ ）。

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