公共服務均等化與居民再分配偏好

陶東杰，陳政弘

（1. 湖北經濟學院 財政與公共管理學院，武漢 430205；2. 湖北地方稅收研究中心，武漢 430205）

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，再分配（二次分配）是推進共同富裕的核心制度之一。實施累進的稅制是再分配的基本要義，通過向“富人”多征稅，向“窮人”少征稅調節(jié)收入差距。累進的稅制當然能夠從可支配收入上縮小貧富差距，但不能完全決定居民福利差距。事實上，居民享受的公共服務是廣義的“收入”，政府通過稅收籌集收入，然后通過公共支出給居民提供公共服務，是一條完整的再分配鏈條。如果公共服務均等化水平很低，即使實施累進程度很高的稅制，也不能有效縮小廣義收入差距。已有的研究和政策討論焦點在于政府如何通過稅收調節(jié)收入分配，一定程度上忽視了政府公共支出的再分配效應。從理論和實證上考察地區(qū)內部公共服務均等化水平的再分配效應，是本文的研究目標。不同于可支配收入差距的研究，公共服務不容易被直接貨幣化測度。同時，廣義的收入再分配狀況也不能被通常使用的收入調查數(shù)據所反映。居民再分配偏好也被稱為居民再分配傾向，意思是居民對于“從富人那里多征稅來補貼窮人”的支持程度，本質上反映的是居民對于收入分配現(xiàn)狀的滿意度。從居民主觀再分配偏好的視角研究公共服務均等化的再分配效應，是滿足科學性和可行性的合適選擇。

基于理論模型推導和利用2015年中國綜合社會調查數(shù)據進行實證分析，本文研究發(fā)現(xiàn)：第一，地區(qū)內部公共服務不均等程度與居民再分配偏好之間呈現(xiàn)顯著的正向關系，從居民主觀層面驗證了公共服務均等化對于收入分配的調節(jié)作用；第二，公共服務均等化對居民再分配偏好的影響效應在社會經濟地位較低的群體中表現(xiàn)得更加明顯；第三，機制分析表明，公共服務均等化通過提升居民主觀公平感進而降低再分配偏好；第四，拓展分析表明，公共服務均等化還能積極地調節(jié)居民主觀公平感和政府滿意度對居民再分配偏好的影響。

本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，在理論方面搭建起公共服務均等化與居民再分配偏好兩類文獻的橋梁。前一類文獻主要研究公共服務均等化的定義、測度、影響因素及對經濟發(fā)展客觀指標的影響[1～3]，對諸如再分配偏好等主觀感知的關注相對較少[4]；而關于居民再分配偏好影響因素的理論和實證研究則止步于考察與居民收入相關的主觀感受和客觀因素[5]，鮮有將公共服務作為再分配過程來考察其對居民再分配偏好的影響。第二，與從收入角度對公共服務以及轉移支付的再分配效應進行測算的文獻不同[6～9]，本文從居民主觀再分配偏好的角度研究公共服務的再分配效應，可以避免因收入調查的測量誤差引起的估計偏差問題，與此同時，再分配偏好直接反映居民對于收入分配差距的感受和對收入再分配力度的需求，能夠為政府制定再分配政策提供直觀證據。第三，研究結論表明公共服務均等化能夠有效降低居民再分配偏好，意味著公共服務均等化具有顯著的收入再分配效應。研究結論對于從提高居民公共服務滿意度和公共服務均等化的路徑緩解我國當前貧富差距現(xiàn)實情況下的居民收入再分配需求提供了有益的政策啟示。

二、文獻綜述

在收入分配的研究領域，再分配是應對收入不平等最直接的政策之一。那么，政府究竟應該實施多大程度的再分配才足以應對初次分配差距的擴大，滿足居民的再分配需求？這是政府和學界長期關注的熱點問題。回答這一問題的前提在于從理論和經驗上厘清收入不平等對居民再分配偏好的影響機制，這也是本文的主旨所在。

再分配是從“富人”向“窮人”的轉移，自然地，越富有的人，再分配偏好越低。總體而言，在這個前提條件下，整體的收入不平等程度越高，居民的再分配偏好是否越高？針對這一核心問題，Meltzer 和Richard（1981）提出MR模型，也是最早的標志性研究[10]。MR模型基于政治經濟學的“中位選民理論”分析表明，當總體的收入差距擴大時，收入分布右偏程度會加大，此時的中位數(shù)收入與平均收入的差距也會加大，而中位數(shù)收入背后的中間選民的再分配偏好會提升。MR模型首次為收入不平等與再分配偏好之間的關系作出理論解釋。隨后，Meltzer和Richard（1983）利用美國選民對再分配政策的投票數(shù)據進行實證研究，證實收入不平等水平提高居民的再分配偏好[11]。然而，后續(xù)基于不同國家和地區(qū)的實證研究并不總是得到一致的結果，即收入差距的擴大并不一定提高總體的居民再分配偏好。Kaufman（2009）將這種現(xiàn)象稱為“再分配困境”[12]。

再分配困境在數(shù)據上的直觀體現(xiàn)是，并非所有的低收入居民都有很強的再分配偏好，同樣，高收入者也可能具有很高的再分配偏好。在經濟理性人的前提下，居民的再分配偏好取決于再分配能否使得自身獲益[13]。后續(xù)的研究在MR模型的基礎上作出改進，試圖解釋再分配困境。基本思路的起點是討論再分配是否一定使當下的“窮人”獲益，自此延伸出兩個理論分支。第一，居民除了考慮當下的收入水平，可能還會考慮未來的收入水平，有必要考慮收入流動性預期的影響。一些學者嘗試將居民的收入流動性預期引入MR模型，從動態(tài)的視角研究居民的再分配偏好。Piketty（1995）將居民的社會流動性經歷納入居民再分配偏好分析框架，提出理性學習模型，發(fā)現(xiàn)居民的社會流動性經歷顯著影響居民的再分配偏好，同時基于歐洲和美國的數(shù)據驗證了該理論模型[14]。Benabou 和Ok（2001）直接將靜態(tài)的MR 模型拓展為動態(tài)的兩期模型，提出著名的POUM（Prospects of Upward Mobility）假說[15]。POUM假說認為，即使居民的當前收入較低，但如果存在向上的收入流動預期，則不會有強烈的再分配偏好。基于全球多個國家和地區(qū)的實證研究給出支持POUM假說的經驗證據[16～19]，基于中國調查數(shù)據的實證研究也一致支持POUM假說[5，20]。

第二，客觀的收入不平等與居民主觀感受的不平等之間存在差異。這種差異來源于兩個方面：一是由于微觀調查數(shù)據的樣本容量有限，無法在較小范圍的地區(qū)內計算相對準確的收入不平等指標，而居民主觀感受到的收入不平等則更可能來自居民所生活的小范圍地區(qū)的實際情況；二是居民實際感受到的不平等不僅取決于客觀的收入不平等水平，而且與收入不平等的來源緊密相關。因此，有學者使用居民主觀不平等感知替代客觀收入不平等指標進行研究，與此同時提出另一種可能的理論解釋，即居民更在乎的不是收入不平等本身，而是收入不平等的來源是否公平[21]。Piketty（1995）的理性學習模型表明，居民可以評估個人的努力在成功中的重要性，進而影響其再分配偏好[14]。當收入不平等主要源于自身努力或能力時，居民的再分配偏好較弱；反之，當收入不平等主要來源于運氣、出身等不可控因素時，居民的再分配偏好較強。國外文獻基于不同國家和地區(qū)的數(shù)據從居民主觀公平感的角度考察收入不平等對居民再分配偏好的影響，給出基本一致的經驗證據[22～24]。國內的文獻也證實居民主觀不平等感知以及公平觀念顯著影響居民再分配偏好[25～27]。

從文獻梳理可以看到，關于收入不平等對居民再分配偏好的影響，理論框架趨于成熟，但仍存在進一步完善的空間。一方面，國家或地區(qū)內實施的某種具體再分配政策的有效性，可能會影響居民的再分配偏好。具體而言，如果實施的再分配政策未能達到預期的再分配結果，居民的再分配偏好可能會增強。另一方面，已有理論模型并沒有區(qū)分政府“收”和“支”兩種再分配手段，實證研究所用的數(shù)據也大多指向居民對累進稅收的支持意愿，忽視了政府公共支出環(huán)節(jié)在收入再分配過程中的功能。事實上，居民享受的公共服務是廣義的“收入”，政府通過稅收籌集收入，然后通過公共支出給居民提供公共服務，是一條完整的再分配鏈條。如果公共服務均等化水平很低，即使實施累進程度很高的稅制，也不能有效縮小廣義收入差距。因此，本文嘗試從公共服務均等化的角度研究其對居民再分配偏好的影響，拓展已有研究的視野。與此同時，本文構建一個理論模型，將再分配環(huán)節(jié)中的稅收和公共支出分開，納入統(tǒng)一的理論框架，為居民再分配偏好的理論研究作出邊際貢獻。

三、理論模型與研究假說

本文將政府稅收和提供的地區(qū)性公共服務作為再分配的兩個環(huán)節(jié)，同時考察它們對居民再分配偏好的影響。假定某地區(qū)僅各有一名富人與窮人，分別擁有的外生所得為YH和YL，兩人對應的所得稅率分別為tH和tL，那么政府可以籌集的稅收收入為：

T=tHYH+tLYL

不論是富人或窮人，只有凈收益為正時，才會支持本地區(qū)的稅收與公共服務的組合，凈收益越高，支持度也就越高。通過式（1），可以將富人支持本地區(qū)的稅制與公共服務組合的條件表示為：

同理，窮人支持本地區(qū)的稅收與公共服務組合的條件可表示為：

簡單移項整理，可以將以上兩式改寫為以下形式。對富人而言，支持本地區(qū)的稅制與公共服務組合的條件為：

與此相對的，窮人支持本地區(qū)的稅制與公共服務的組合的條件為：

根據以上分析可知，如果要雙方都支持政府的政策，在給定兩人的所得以及地區(qū)性公共服務的比例之下，富人與窮人所面對的稅率組合必須滿足：

事實上，上式是“受益原則”的一種體現(xiàn)，即雙方在地區(qū)性公共服務的成本分擔的比例，與其在地區(qū)性公共服務獲得的比例相當。更進一步，上式還可以呈現(xiàn)為雙方所面對的稅率的比例，即：

該指標可以用來表示稅率的累進程度。將稅率累進程度θ 對地區(qū)性公共服務不均程度ε進行微分，可以得到：

表示當?shù)貐^(qū)性公共服務不均程度越高，雙方支持的稅率的累進程度越高，換言之，人們越認同應由富人處征收更多的稅，即再分配偏好越強。據此提出有待檢驗的理論假說1：在利己動機下，地區(qū)性公共服務不均程度越高會使得貧富雙方的再分配偏好越強烈。

Fehr 和Schmidt（1999）認為個人的效用水平并非僅基于個人所獲得的稅后所得與地區(qū)性公共服務，還與雙方的相對水平有關[28]。因此，本文將其納入居民效應函數(shù)進行擴展分析。此時，富人的效用水平可以表示為：

上式中的β1與β2分別表示富人對于窮人擁有較少的稅后所得與地區(qū)性公共服務的“同情”程度。相對地，窮人的效用水平可以表示為：

上式中的α1與α2分別表示窮人對于富人擁有較多的稅后所得與地區(qū)性公共服務的“嫉妒”程度。仿照前面的分析邏輯，得到本地區(qū)的稅制與公共服務為富人以及窮人帶來的凈收益分別為：

由此可以得到富人愿意接受的稅率最高累進程度為：

將其對地區(qū)性公共服務不均程度ε 進行微分，可以得到：

式（7）的符號不確定，意味著即使地區(qū)性公共服務較為不均，富人愿意接受的稅率最高累進程度未必會增加，即富人未必會提高其再分配的意愿。

同理，可以得到窮人愿意接受的稅率最低累進程度為：

將其對地區(qū)性公共服務不均程度ε 進行微分，可以得到：

式（9）的符號為正，意味著如果地區(qū)性公共服務較為不均，必然帶來窮人愿意接受的稅率最低累進程度會增加，即窮人必然會提高其再分配的意愿。據此提出有待檢驗的理論假說2：在人們存在主觀公平感的情況下，地區(qū)性公共服務不均程度會提高窮人的再分配偏好，但對于富人的影響則不確定。

四、實證研究設計

（一）數(shù)據來源與變量定義

本文使用的居民個體層面的微觀調查數(shù)據，來源于2015年中國綜合社會調查（China General Social Survey，CGSS2015）。CGSS2015的問卷包含了本文研究所需要的居民再分配偏好和公共服務滿意度的問題，這是最新一期數(shù)據CGSS2018所不具備的，在時效性上優(yōu)于CGSS2013及更早的數(shù)據。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文基于CGSS2013 與CGSS2015 的混合截面數(shù)據進行了實證分析。CGSS2015 覆蓋了除新疆、西藏、海南、港澳臺地區(qū)外的全國28個省級行政單位。盡管樣本容量有限，但采用科學的分層隨機抽樣方法獲得樣本，具有良好的隨機性和全國代表性，其統(tǒng)計結果具有可信性。

根據研究需要，對原始數(shù)據進行了如下處理工作：第一，剔除關鍵變量存在缺失值的樣本，主要為被訪者的答案是“不清楚/不知道/不適用”等情形，通常的原始賦值為負；第二，沿用文獻的一般思路，對居民受教育水平、民族、宗教信仰、婚姻狀況、就業(yè)狀況等變量重新進行分類處理。表1列示了本文所使用的主要變量的定義及其對應的CGSS2015問卷的題目來源和處理方法。對于核心被解釋變量“居民再分配偏好”，與國內使用CGSS數(shù)據研究居民再分配偏好的文獻一致，本文也選用CGSS2015問卷中對“您是否同意應該從有錢人那里征收更多的稅來幫助窮人”的回答作為測度指標。本文的核心解釋變量是公共服務均等化水平，后文再作詳細說明。

表1 變量定義與來源

表2 展示了本文實證分析所使用的變量描述性統(tǒng)計結果。可以看到，居民再分配偏好、公共服務不均等度以及其他控制變量均存在較大的變異，這有利于回歸分析。未顯示的統(tǒng)計結果表明，居民再分配偏好變量賦值為1-5的觀測數(shù)占比分別是1.06%、12.43%、13.81%、53.52%和19.17%，可見2015年我國居民具有比較強烈的再分配偏好，但仍存在明顯的變異，說明研究我國居民再分配偏好差異的來源仍具有重要現(xiàn)實意義。

表2 變量描述性統(tǒng)計結果

（二）公共服務均等化指標測度

考慮到中國地域廣闊，且存在資源稟賦、文化、地理、財力水平等多重差異，這些因素導致的地區(qū)間或城鄉(xiāng)間的公共服務不均等問題的解決是一個長期過程。相對而言，在擁有比較接近的稟賦條件的情況下，地區(qū)內部公共服務的均等化水平更能夠反映其制度性或政策性來源，而制度或政策因素導致的公共服務不均等對居民的公平感、獲得感的影響更大也更直接。因此，針對公共服務均等化對居民再分配偏好的影響這一問題，本文選擇從地區(qū)內部公共服務均等化的角度進行研究，而非從全國各地區(qū)間或城鄉(xiāng)間的角度。

本文通過測算每個省份內部受訪者公共服務滿意度得分的變異程度作為地區(qū)內部公共服務均等化的度量。盡管對于公共服務均等化的內涵理解和評估視角有所不同，但已有的文獻大多從公共服務的客觀指標的差距測度公共服務均等化水平[1]。與已有文獻做法不同，本文認為公共服務滿意度的評分是居民對公共服務結果的主觀判斷，相對于地區(qū)間生活的人群，人們更加認為將其所獲得的公共服務水平與同一地區(qū)內的人群進行比較，對其再分配偏好有更直接的影響。近年來，新的研究開始重視人民的公共服務獲得感和滿意度在公共服務均等化評價中的使用[29～31]。具體地，沿用呂煒和張妍彥（2019）的做法，本文使用問卷中關于受訪者對公共教育、醫(yī)療衛(wèi)生、住房保障、社會管理、勞動就業(yè)、社會保障、社會救助、文化體育、基礎設施等9個方面的公共服務滿意度得分（0-100）的均值作為居民公共服務滿意度的測度[29]。值得注意的是，如果直接使用公共服務滿意度得分計算出方差代表公共服務均等化水平，則無法剔除個體特征、地區(qū)特征對公共服務滿意度評價的影響，后者導致居民公共服務滿意度得分不能直接比較的問題。因此，使用公共服務滿意度得分對個體特征和省份虛擬變量進行回歸，獲取回歸的殘差，代表消除個體特征和地區(qū)特征對公共服務滿意度評價影響之后的公共服務評價差異。回歸方程如式（10）所示。

其中，psc表示個體的公共服務滿意度得分，X是個體特征控制變量集合，γ表示省份固定效應，ε是隨機誤差項。表3報告了公共服務滿意度對個體特征和省份虛擬變量的OLS估計結果。在第（1）～（3）列依次加入更多控制變量的情況下，得到的擬合優(yōu)度的變化不大。由于CGSS數(shù)據沒有列示具體的城市名稱，且樣本容量有限，本文選擇以省份為單位計算回歸獲得的殘差的方差，作為地區(qū)內部公共服務均等化水平的測度。方差越大，表示公共服務均等化越低。為了讓后續(xù)的回歸結果符合正常的思維方式，將變量命名為“公共服務不均等度”，數(shù)值越大，表示公共服務不均等度越高。

分省份計算回歸殘差的方差所表示的地區(qū)內部公共服務均等化水平在排序上保持穩(wěn)定。回歸結果的擬合優(yōu)度表明，居民的公共服務滿意度當中，僅有7.5%被個體特征和地區(qū)固定特征捕捉，剩下的92.5%是不可觀測的其他因素所致，包含在殘差中。該殘差捕捉的是可觀測的特征之外的其他因素導致的公共服務滿意度的差異，更加準確地反映地區(qū)內部公共服務的差異。后續(xù)實證分析使用的公共服務不均等化指標來自表3第（3）列的回歸結果中殘差的方差。表2展示了公共服務不均等度的描述性統(tǒng)計結果，顯示出各省份之間存在明顯的差異。計算公共服務不均等度和公共服務滿意度之間的相關系數(shù)為-0.149，表示公共服務均等化水平與滿意度水平存在正相關關系。

表3 公共服務均等化指標測度回歸結果

（三）計量模型

本文構建式（11）所示的計量模型考察地區(qū)內部公共服務不均等度對居民再分配偏好的影響。式（11）中，RP表示居民的再分配偏好，CV表示地區(qū)內部公共服務不均等度，X是控制變量集，包括被訪者的年齡、性別、民族、健康狀況、宗教信仰、戶籍狀況、政治面貌、婚姻狀況、受教育水平、就業(yè)狀況等變量。基于再分配偏好的經典理論中的“經濟利己說”和“流動預期說”，個體收入水平和階層流動預期兩個重要變量被放入控制變量集中。ε是隨機誤差項。

由于被解釋變量RP是取值1-5的序數(shù)變量，計量模型可看作多元線性回歸模型（Linear Model）或者非線性的有序概率模型（Ordered-probit Model），分別采用OLS和MLE進行估計。兩者的估計結果中系數(shù)的符號和顯著性基本相同，在考慮邊際效應時，兩者的差異也非常小，而非線性模型的運用在統(tǒng)計推斷過程中要處理很多復雜問題[32]。同時考慮到本文在實證分析中大量使用交互項作異質性分析，這在非線性模型中難以解釋。因此，本文的主要估計方法是OLS，也就是將RP看作取值為1-5的連續(xù)型數(shù)值變量。在基本結果中同時報告了非線性模型的估計結果以作對比。

五、實證結果分析

（一）基本回歸結果

表4 報告了基本回歸結果。前三列報告的是基于Ordered-probit 模型極大似然估計的結果。其中，第（1）列僅將“公共服務不均等度”作為解釋變量，第（2）列在第（1）列的基礎上加入了系列控制變量，第（3）列考慮到異方差問題，使用聚類到省份的穩(wěn)健標準誤。結果顯示，公共服務不均等度的估計系數(shù)都在1%或5%的水平顯著為正。第（4）列使用多元線性模型OLS估計，在控制了系列變量和使用聚類到省份的穩(wěn)健標準誤的情況下，公共服務不均等度的估計系數(shù)同樣在1%的水平顯著為正。結果表明，地區(qū)的公共服務不均等度越高，地區(qū)內的居民再分配偏好越強烈，驗證了理論假說1。部分控制變量的估計系數(shù)也具有統(tǒng)計顯著性，反映的結論與已有文獻一致。以第（4）列為例，收入水平、受教育水平的估計系數(shù)均為負，表明經濟地位越高的人，再分配偏好越弱，符合MR模型的基本結論；階層流動預期的估計系數(shù)顯著為負，表明預期未來階層向上流動程度越高的人，再分配偏好越低，這也符合POUM假說。

（二）穩(wěn)健性檢驗

基于橫截面調查數(shù)據的研究，不可避免地面臨潛在的內生性問題，導致結論的可信性存疑。在無法獲得面板數(shù)據和準自然實驗的情況下，從內生性問題的幾個來源入手，盡可能地采取適當?shù)牟呗砸詸z驗基本結論的穩(wěn)健性。

首先，嘗試改變被解釋變量psc 的測度方式。基本模型中，psc 采用原始問卷的1-5 的有序類別變量測度，那么基本回歸結果反映的是公共服務不均等度對居民再分配偏好的平均效應，后者與被解釋變量的取值設定緊密相關。穩(wěn)健性檢驗的思路是，改變被解釋變量的測度方式，減少有序類別的個數(shù)，檢驗回歸結果是否發(fā)生根本性的變化。將psc的1-5的有序類別減少為3個類別，具體是將回答1和2的歸為一類，賦值為1，4-5的歸為一類，賦值為3，回答為3的保持不變。表5第（1）列報告了回歸結果，公共服務不均等度的估計系數(shù)仍然在1%的水平顯著為正，結論沒有受到被解釋變量測度方式改變的影響，保持了穩(wěn)健。

其次，控制省級層面變量。使用省份內部被訪者的公共服務滿意度測算出省份內部的公共服務不均等度，可能與居民所在省份的其他經濟特征相關，造成潛在的遺漏變量問題。在計量模型中新增省級層面的GDP 對數(shù)、人均GDP 對數(shù)、第二產業(yè)增加值占GDP 比重、第三產業(yè)增加值占GDP 比重、財政收入占GDP 比重、非農人口占總人口比重等6個控制變量。表5第（2）列展示的回歸結果顯示，公共服務不均等度的估計系數(shù)仍在1%的水平顯著為正，并且與表4第（4）列報告的估計系數(shù)大小非常接近，說明省級層面的潛在遺漏變量問題沒有影響基本結論的可信性。

表4 基本回歸結果

再次，使用公共服務滿意度的基尼系數(shù)作為替代的解釋變量。盡管本文采用的測度公共服務不均等度的方法具有科學性，但基于回歸殘差的方差計算出的指標必然會受到潛在的樣本異常值、測量誤差以及解釋變量選擇的干擾。本文嘗試使用替代的測度方式獲得估計結果，檢驗基本結論是否會發(fā)生變化，以此檢驗基本結論的穩(wěn)健性。基尼系數(shù)通常被用于測度收入差距。本文測算各個省份的居民公共服務滿意度的基尼系數(shù)作為解釋變量，同時加入上述省份控制變量。表5第（4）列顯示，用基尼系數(shù)測度的公共服務不均等度的估計系數(shù)仍然在1%的水平顯著為正，保持了穩(wěn)健。

最后，擴大樣本容量。基本回歸結果使用的CGSS2015數(shù)據的樣本容量約1萬，在國內公開的隨機分層抽樣調查中，屬于較大容量。然而，分布到各個省份之后，每個省的觀測數(shù)只有幾百個，相對于我國各地區(qū)人口總數(shù)而言，是十分微小的比例。CGSS有著科學嚴格的隨機分層抽樣設計，保證了樣本隨機性。盡管如此，本文仍嘗試通過擴大樣本容量，檢驗結論的穩(wěn)健性。將CGSS2013與之合并，不僅能擴大樣本容量，還能檢驗基本結論對于年份的敏感性。CGSS2013中對于居民再分配偏好的調查問題與CGSS2015相同，但答案是1-3的有序類別變量，其他變量測度方式均相同。統(tǒng)一采用表5第（1）列的被解釋變量測度方式將其構建為1-3的有序類別變量，然后將兩份數(shù)據合并得到樣本容量更大的新樣本。表5第（4）列展示的回歸結果顯示，在控制了省級控制變量和年份虛擬變量的情況下，公共服務不均等度的估計系數(shù)仍然在1%的水平顯著為正，表明基本結論對于初始樣本選擇并不敏感，保持了相當?shù)姆€(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

（三）異質性分析

接下來基于居民的經濟社會地位高低進行異質性分析，目的不僅在于探討更加豐富的結果，而且有助于進一步為理論機制提供證據，同時用于檢驗理論假說2。理論分析表明，公共服務和收入再分配兩者都屬于再分配，存在替代關系。值得注意的是，收入再分配清楚地指向不同收入水平的人均之間的差距，即“富人”和“窮人”的收入差距。但是，公共服務滿意度的差距并沒有清楚的指向。從表3的回歸結果可以看到，居民的收入水平和經濟地位與其公共服務滿意度之間并沒有顯著的相關性，但居民的健康水平、政治面貌與公共服務滿意度呈正相關。相對于“富人”而言，地區(qū)內部公共服務均等化水平越高，“窮人”的公共服務滿意度越高。換言之，對于公共服務滿意度、社會經濟地位相對較低的居民，在公共服務均等化水平提升的再分配過程中受益較多。這也是理論模型設定過程中的關鍵假設。將居民的公共服務滿意度、戶籍狀況、收入狀況、受教育水平、就業(yè)狀況、自評社會階層等反映社會經濟地位的變量與公共服務不均等度的交互項加入計量模型，考察交互項的估計系數(shù)反映的異質性，結果報告于表6。

表6 異質性分析結果

結果顯示，上述交互項的估計系數(shù)均顯著為負，驗證了理論假說2，即居民的公共服務滿意度越高，公共服務不均等度對其再分配偏好的影響越小；非農戶口、相對高收入、受教育水平越高、有工作和自評社會階層越高的居民，公共服務不均等度對其再分配偏好的影響越小。

（四）影響機制檢驗

在居民再分配偏好影響因素的理論框架中，經濟自利、收入流動性預期和公平信念是影響居民再分配偏好的三個層次的因素。地區(qū)內部的公共服務均等化水平與居民收入、流動性預期之間不存在直接的關系，可以推測，公共服務均等化主要通過影響居民的公平感進而影響再分配偏好[24]。此外，在基本回歸分析中，計量模型已經包含個體的經濟地位因素、階層流動性預期，相當于控制了這兩個渠道。經典理論框架已經證實，在其他條件不變的情況下，居民的主觀公平感越強，再分配偏好越低。因此，聚焦于考察公共服務不均等度對居民主觀社會公平感和主觀收入公平感的影響來驗證該作用機制。表7第（1）（2）列展示了居民主觀公平感對公共服務不均等度的回歸結果，公共服務不均等度的估計系數(shù)在1%的水平顯著為負，表明公共服務不均等度越高，居民的主觀社會公平感和主觀收入公平感都越低，符合理論預期。

表7 影響渠道檢驗

（五）拓展性分析

進一步考察公共服務不均等度是否增強了其他關鍵因素對居民再分配偏好的作用。理論上，主觀社會公平感和政府滿意度對居民再分配偏好具有顯著的影響[33～34]。將主觀社會公平、主觀收入公平、政府秉公辦事的滿意度、政府維護社會公平的滿意度等5個變量及其與公共服務不均等度的交互項加入計量模型中。表8報告的回歸結果顯示，交互項均顯著為正，說明公共服務不均等度和居民的公平信念對再分配偏好的影響具有相互強化的作用，這進一步支撐了本文的觀點。稅收調節(jié)的收入分配和政府的公共支出兩者構成了再分配的全過程，居民對于調節(jié)收入端再分配偏好的強弱與公共服務端再分配的均等化水平緊密相關。同時，兩者都是政府的基本職能，因此，居民對政府在秉公辦事和維護社會公平方面的滿意度會強化居民的公平信念，進而影響居民再分配偏好。

表8 拓展性分析

六、結論與政策啟示

本文的研究結論可總結如下：公共服務均等化能夠有效調節(jié)廣義的收入分配差距，地區(qū)內部公共服務不均等程度越高，居民再分配偏好越強，尤其在社會經濟地位較低的群體中表現(xiàn)更加明顯。地區(qū)內部的公共服務均等化通過提升居民主觀公平感進而弱化居民再分配偏好，并且對居民主觀公平感和政府滿意度對居民再分配偏好的積極影響起到正向調節(jié)作用。研究結論對于我國完善相關政策，完成共同富裕社會主義根本任務具有一定的啟示。首先，推進公共服務均等化能夠有效改善收入分配狀況，降低居民的再分配偏好，進而有利于社會和諧，實現(xiàn)共同富裕。在當前地區(qū)間、城鄉(xiāng)間基本公共服務均等化取得明顯進展的基礎上，下一階段需要重視地區(qū)內部的公共服務均等化，這更多地要求公共服務供給方式的優(yōu)化和公共服務效率的提升。其次，政策制定上要特別重視提高相對弱勢群體的公共服務滿意度。一方面，要在公共支出和公共服務數(shù)量上的均等化之外，重視以公共服務滿意度為導向的公共服務均等化政策實施；另一方面，要給予在初次分配和公共服務獲取上處于相對弱勢的群體更多的關注。