Page 111 - 《社会》2020年第3期

社会 · ２０２０ · ３

ξ ， 以考虑其他没有包含在模型中的省级层次的异质性 。 最后 ， 考虑到模
犻
型中可能还忽视了一些对结果公平感和机会公平感都有显著影响的自变
量 ， 我们认为 ， 两个模型的误差项 ε 和 ε 之间的协方差可以不等于 ０ 。
２
１
犻 犼 犻 犼
上述模型可以在一定程度上得以简化 。 如果我们将误差项 ε 和 ε
２
１
犻 犼
犻 犼
之间的协方差设定为 ０ ， 实际上就是在估计两个独立的随机效应模型
（ 狉犪狀犱狅犿犲犳犳犲犮狋犿狅犱犲犾 ）。 如果我们去掉省级随机效应 ξ ， 实际上就是
犻
在估计一个似不相关回归模型 （ 狊犲犲犿犻狀 犵 犾 狔 狌狀犮狅狉狉犲犾犪狋犲犱狉犲 犵 狉犲狊狊犻狅狀
犿狅犱犲犾 ）。 研究发现 ， 无论我们采用相对复杂的模型设定还是简化后的
设定 ， 结论都不变 。 考虑到复杂设定的结果更加稳健 ， 我们仅报告基于
复杂设定得到的结果 。
在第三部分 ， 我们还使用 犗犪犮狓犪犮犪犅犾犻狀犱犲狉 分解法研究了十年来中
国市场化程度的提高与公平感变迁之间的关系 。 这种分解法可以将公
平感的十年变迁分解为两个部分 ： 一是结构差异 ， 即 ， 假定各自变量对
公平感的影响不变 ， 仅仅因为均值在十年间发生变化 （ 如市场化指数提
高 ） 所引起的公平感变迁 ； 二是系数差异 ， 即 ， 不能由结构差异解释的公
平感变迁 （ 犑犪狀狀 ， 犲狋犪犾． ， ２００８ ）。 系数差异或者是因回归系数发生变化
导致 ， 或者是因模型忽略了某些重要变量导致 。
在使用 犗犪犮狓犪犮犪犅犾犻狀犱犲狉 分解法时 ， 回归系数的选取 （ 即如何设定
各自变量对因变量的影响大小 ） 对分解结果影响很大 。 具体来说 ， 在这
项研究中 ， 我们既可选择 ２００５ 年的回归系数作为分解的基准 ， 也可选
择 ２０１５ 年的回归系数作为分解的基准 。 不过 ， 根据以往的研究经验 ，
无论我们选择哪一年的回归系数 ， 都存在一定程度的随意性 ， 相较之
下 ， 以合并后的回归分析结果为基准是一种更加稳妥的做法 （ 犑犪狀狀 ， 犲狋
犪犾． ， ２００８ ）。 因此 ， 我们将两次调查合并以后得到的回归系数为基准 ，
假定其不变 ， 然后估计出各自变量的均值在十年间发生变化对公平感
变迁产生的结构性影响 。

五 、 分析结果
（ 一 ） 描述性分析

表 ３ 描述了公平感的四个测量指标在 ２００５ 年和 ２０１５ 年的分布 。
从该表可以发现 ， ２００５ — ２０１５ 年 ， 中国民众的结果公平感和机会公平
感都发生了比较明显的变化 ， 这主要表现在 ：

４
１
· ０ ·