Page 235 - 《社会》2020年第2期

社会 · ２０２０ · ２

的基尼系数统计量 。 结果显示 ， 客观收入差距水平同样不具有显著性 ，
而感知差距的负向影响效应仍十分显著 。
第二 ， 本文用以衡量感知差距的变量是一项较为通约的题器 ， 但从
实际出发 ， 每一个体对收入差距感知的 “ 锚定点 ” 可能不同 ， 由于文中使
用的变量测量难以体现这种锚定效应 ， 我们以个体的主观地位感知代
替做检验 ， 主要基于以下两方面考虑 ： 其一 ， 如前文文献所讨论的 ， 地位
感知虽不完全等同于不平等感知 ， 但均在不同程度上反映了客观收入
的分化程度 。 相关研究也发现 ， 客观收入差距越大 ， 民众的主观地位认
同越低 （ 犔犻狀犱犲犿犪狀狀犪狀犱犛犪狉狉 ， ２０１４ ； 陈云松 、 范晓光 ， ２０１６ ）。 其二 ，
犆犌犛犛２０１３ 调查中的主观地位感知是一项 “ 自我锚定 ” 量表 （ 狊犲犾犳
犪狀犮犺狅狉犻狀 犵 狊犮犪犾犲 ）， 建立在双重认知 （ 犱狌犪犾 狆 狉狅犮犲狊狊 ） 的基础上 ， 以减少人
为分类可能产生的偏误 。 首先 ， 不依赖于事先的地位划分 ， 让每一个体

对社会总体建立一个内隐的由高到低的地位分类框架 （ 犳犻狉狊狋 狆 犲狉狊狅狀
狏犻犲狑 ， 十分类的地位阶梯 ）， 然后 ， 受访者再将自身放置于这一阶梯的相
应位置 （ 犃犱犾犲狉 ， 犲狋犪犾． ， ２０００ ； 犛犮犺狀犲犻犱犲狉 ， ２０１９ ）。 由此可知 ， 如果地位感
知对差距容忍度的影响效应类似于感知差距 ， 则进一步验证了后者的
测量效度 。 模型 犅３ 的统计结果显示 ， 受访者的地位感知越低 ， 对收入
差距的容忍度也明显越低 ， 二者有显著的相关性 ， 关键解释变量的影响
效应与作用方向仍然稳健 。
第三 ， 如前文所述 ， 将因变量视为连续型变量在解释上更为简单直
观 ， 但仍有必要使用序次 犔狅 犵 犻狋 检验统计结果是否稳健 。 模型 犅４ 显
示 ， 客观差距仍不具有统计显著性 ， 感知差距的影响同样明显 。 这意味
着 ， 在控制其他变量的条件下 ， 个体对收入差距的感知程度每增加 １ 个
单位 ， 对收入差距的容忍度就会下降 ０．４１４ 个对数单位 ， 也即 ， 相对于
“ 较能容忍 ” 而言 ， 随着感知差距的增加 ，“ 完全容忍 ” 的发生比 （ 狅犱犱狊
狉犪狋犻狅 ） 为 ０．６６１ （ 犲 ）。
－０．４１４
第四 ， 由于本文构建情境效应的变量仅有客观收入差距 ， 所以选择
使用 犗犔犛 回归进行统计分析 。 从理论逻辑出发 ， 客观差距与感知差距
以及差距容忍度分属于不同层次 ， 从而可能存在生态谬误 （ 犲犮狅犾狅 犵 犻犮犪犾
）， 通过多层模型进一步验证十分必要 。 同时 ， 无论是感知差距
犳犪犾犾犪犮 狔
还是对收入差距的容忍度 ， 都来源于人们的主观判断 ， 可能存在某些难
以被观测的关键变量 ， 比如 ， 个体的性格等固有特征同时可能对两个方

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