一、 引言与文献评述

自上世纪50年代以来，欧美各国的再分配力度越来越大，该现象背后的微观机制引起了越来越多西方学者的注意。其中，居民的再分配偏好就是一个备受关注的研究对象。近十几年来，学者们对其影响因素进行了大量的理论与实证研究，尤其是对于欧洲居民和美国居民所表现出的再分配偏好差异进行了深入分析。由于再分配一般是部分收入从富人向穷人转移的过程，因此，穷人往往会支持再分配，而富人往往则会反对再分配(Alesina和La Ferrara, 2005)。但是，收入对居民再分配偏好的影响并非如此简单，当假设再分配政策会延续到下一期，甚至下一代时，那些具有向上流动性预期的穷人可能会反对再分配，而那些具有向下流动性预期的富人则可能偏好再分配，这就是Benabou and Ok(2001)提出的著名“向上流动性预期假说”(Prospect Of Upward Mobility, 简称“POUM”假说)。此外，由于“学习效应”(learning effect) 的存在性，过去的流动性经历也会对居民的再分配偏好产生显著影响，那些收入水平(收入等级) 经历了向上流动过程的居民将具有更为微弱的再分配偏好，反之，那些具有向下流动性经历的居民则会偏好再分配(Piketty, 1995)。可见，居民的再分配偏好不仅受到当期的收入水平的影响，而且也受到收入流动性经历和对未来收入水平预期的显著影响。事实上，国外学者通过利用大型微观调查数据，已经进行了丰富的实证检验，研究结果均表明，流动性经历和流动性预期对居民的再分配偏好具有显著影响(Corneo and Gruner, 2002; Alesina and La Ferrara, 2005; Cojocaru, 2014)。

由于缺乏相关的微观数据，国内的相关研究起步较晚，研究也十分有限。近年来，随着国内微观调查数据的兴起与发展^①，越来越多的国内学者开始关注和研究居民的微观活动与态度，而居民的再分配态度和偏好正是其中的一项重要内容。例如，孙明(2009)利用2005年的中国综合社会调查数据(CGSS)，探讨分配制度的市场化和个人理性因素对居民分配公平观的影响，研究发现，市场化程度越高，人们越倾向于应得原则，社会经济地位越高的人们也倾向于应得原则。类似的，马明德和陈福平(2010)利用微观调查数据，对居民再分配需求的决定因素进行了分析。研究认为，穷人比富人更加支持再分配，但收入的边际效应很小。潘春阳和何立新(2011)、陈宗胜和李清彬(2011) 、徐建斌和刘华(2013)等则进一步研究了流动性预期和流动性经历对居民再分配偏好的影响，研究发现，那些具有向下流动性预期和向下流动性经历的居民更加支持再分配。

①目前国内比较权威和大型的微观调查数据主要包括：中国综合社会调查(CGSS)、中国居民家庭收入调查(CHIP)、中国家庭金融调查(CHFS)、中国健康和营养调查(CHNS) 等。

然而，现有研究在流动性指标设计方面存在改进空间，例如，潘春阳和何立新(2011)采用的是被调查者对未来社会经济地位的预期(将会下降、将会上升、差不多)，正如Cojocaru (2014)所指出的，这种度量流动性的方法较为粗糙，不够精确。更为重要的是，上述的国内研究仅仅分析了流动性预期或者流动性经历对再分配偏好的影响，严格来说，他们并未直接检验“POUM”假说，原因在于，考虑到穷人和富人群体均可能具有向上(向下) 流动性经历和预期，那么直接采用再分配偏好对流动性预期(经历) 变量进行回归的相关研究仅仅回答了流动性预期(经历) 本身对居民再分配偏好的影响，并未直接回答和解释“为什么部分穷人反对再分配，而部分富人则偏好再分配？”这一问题。为此，本文将利用CGSS2010数据，构建更加精细的流动性指标^②，并进一步引入收入水平与流动性变量的交互项，对收入水平、流动性对居民再分配偏好影响的交互机制进行研究，以厘清流动性经历(预期) 在不同收入水平居民的再分配偏好形成过程中所产生的重要作用，直接验证“POUM”假说在中国的存在性问题。

②这主要得益于该数据包含了居民对10年前、当前、10年后的收入等级认同数据，通过对比相关收入等级就能够反映居民的流动性状况，相比而言，这一流动性指标能够在很大程度上降低被调查的主观随意性，从而提高流动性指标的精度。

二、 数据说明、计量模型与变量描述 (一) 数据说明

为了分析收入水平、流动性对居民再分配偏好的影响机制，本文使用了CGSS 2010。这不仅是基于数据时效性的考虑，而且还因为2010年的问卷数据包含了较为完整的关于收入流动性的相关数据。根据本文的研究需要，对样本进行了如下处理：(1) 剔除再分配偏好变量的无效样本，即对“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”问题不予回答的样本；(2) 剔除收入变量的无效样本，即对“您个人去年的全年总收入是多少”问题回答为“不适应”、“不知道”、“拒绝回答”的样本；以及对“您家2009年全年家庭总收入是多少”问题回答为“不适应”、“不知道”、“拒绝回答”的样本；(3) 剔除收入流动性变量的无效样本，即对“自评收入等级”问题回答为负值的样本。最终，本文获得了11103个有效样本，其中农村样本为5711个，城镇样本为5392个，但鉴于城乡之间在收入水平等方面存在明显的差异，将二者混合在一起不便于收入等级的划分与比较^①，鉴于城镇样本信息的丰富性^②，本文的后续分析主要以城镇居民样本为分析对象。

① 以2009年的数据为例，同样是16000元的人均年收入，在城镇样本中属于中等收入户，但在农村样本中则属于高收入户。

② 例如职业、单位、流动性经历等等指标。

(二) 计量模型

为了考察收入水平、流动性对中国城镇居民再分配偏好的影响，参考Benabou and Ok(2001)、Alesina and La Ferrara(2005)、Rehm(2009)、Cojocaru (2014)等国外学者的相关研究，本文构建如下具体的Ordered Probit计量模型：

$\begin{array}{l} PF{R_i} = {\beta _0} + {\beta _1}incom{e_i} + {\beta _2}mobexpe{r_i} + \\ {\beta _3}mobexpe{c_i} + \Sigma {\varphi _i}{X_i} + {\mu _i} \end{array}$

(1)

进一步地，为探讨“POUM”假说在中国的存在性问题，考察收入水平、流动性预期对居民再分配偏好影响的交互机制，本文构建如下模型：

$\begin{array}{l} PF{R_i} = {\beta _0} + {\beta _1}incom{e_i} \times mobexpe{r_i} + \\ {\beta _2}incom{e_i} \times mobexpe{c_i} + \Sigma {\varphi _i}{X_i} + {\mu _i} \end{array}$

(2)

其中，被解释变量PFR_i是衡量居民再分配偏好的指标。解释变量income_i是表示当期收入状况的指标；mobexper_i是表示流动性经历的指标；mobexpec_i表示流动性预期的指标； X_i是被大多数经验研究所证实的影响居民再分配偏好的个体特征变量矩阵，主要包括性别、年龄、婚姻状况、民族、政治面貌、宗教信仰、工作情况及其单位性质、受教育程度等等，μ_i表示随机干扰项，相关变量的具体定义由表 1给出。对于上述模型，只要随机干扰项与解释变量之间不相关，那么采用极大似然法估计(Maximum Likelihood) 出来的参数就是一致估计量。

(三) 变量定义与描述

本文的被解释变量为居民的再分配偏好，用以度量居民对再分配的支持程度和倾向程度。借鉴Ravallion和Lokshin(2000)、Fong(2001)、Corneo和Gruner (2002)、Finseraas(2009)等相关研究，本文采用对问卷“您是否同意下列说法：为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的回答来度量居民的再分配偏好。问卷要求被调查者在数字1到5之间进行选择，1-5分别表示完全不同意/比较不同意/无所谓同意不同意/比较同意/完全同意，因此，数值越大，表示再分配偏好越为强烈，对再分配的支持程度和倾向程度越高。

本文主要关注的核心解释变量为收入水平与流动性变量。其中，本文主要采用“个人全年总收入”、“自评收入等级”来衡量，即从客观和主观两个层面来衡量居民的当前收入状况；根据Benabou and Ok(2001)、Cojocaru (2014)等学者的研究，与当前国内学者研究采用对问卷“您认为您今后的社会经济地位会发生什么样的变化：将会上升、将会下降、差不多”回答来度量流动性预期指标不同，本文采用“当前自评收入等级”与“10年前后自评收入等级”的比较来来衡量流动性预期。正如前文所述，CGSS2010数据提供了较为完整和丰富的流动性信息。为了更加直观地理解流动性经历与流动性预期变量状况，本文根据2010年CGSS数据，对“自身当前所处的等级与10年前等级、10年后将达到的等级”的相关样本情况进行了统计汇总，结果由表 2给出。统计结果显示，数值较大的区域主要集中于表格的左上部分，这就表明，居民的等级认同主要集中于前5个等级，这表明，我国城镇居民在评估自身收入等级时普遍较为保守。然而，10年前所在等级、当前所在等级与10年后将达到的等级认同比例存在一定差异，具体而言，在10年前等级认同中，认同等级在1-5范围之内的居民占比高达84%，而在当前等级认同中，该居民占比有所降低，为80%，但在10年后的等级认同中，该占比急剧下降为55%，这在一定程度上反映出我国居民对未来的乐观预期。此外，有相当部分居民的收入等级状况未发生变化，例如，大约有38%的居民认为自己当前所处的等级与10年相当，而认为自己10年后所处等级与目前所处等级相同的居民占比大约为37%。最后，通过对比表格左下半部分与右上半部分的相关数值，可以很清晰地反映出居民的收入等级的流动性状况，例如，在对比10年前收入等级与当前等级中，处在左下半部分的数值代表具有向上流动性经历的样本量，反之，右上半部分的数值则代表具有向下流动性经历的样本量；而在对比10年后所处等级与当前所处等级中，处在右上半部分的数值代表具有向上流动性预期的样本量，而左下半部分的数值则代表具有向下流动性预期的样本量。

主要变量的描述性统计由表 3给出。从表中不难看出，居民的再分配偏好均值为3.58，中位数为4，这表明，整体而言，我国城镇居民的再分配偏好程度较高，普通大众对当前的收入分配模式较为不满。个人全年总收入的均值约为18570元，而根据《中国统计年鉴-2010》的数据显示，当年的城镇居民人均年收入为18858元。正如上文所述，居民对于自身的收入等级评价比较保守，统计数据显示，均值仅为4.27，中位数为5，这表明，大多数居民将自身等级定位为中等及中等偏下等保守位置。在流动性指标方面，统计数据显示，在此次调查中，与10年前的自身等级相比，具有向上流动性经历的居民占比大约为44%，此外，大约有55%的居民预期未来的收入等级会提高，即具有向上流动性预期。另外，具有向下流动性经历的居民占比为18%，而具有向下流动性预期的居民占比仅为7%，正如Benabou and Ok(2001)、Benabou and Tirole(2006)等学者所指出的，居民对未来普遍较为乐观，我国城镇居民同样呈现出整体乐观性。

三、 实证回归结果与讨论 (一) 全样本回归结果与讨论

利用前文设定的计量模型(1)，借助STATA统计软件，本文首先利用居民再分配偏好对收入水平、流动性经历、流动性预期进行了回归，以考察收入水平、流动性对居民再分配偏好的影响效果与程度。具体回归结果分别由表 4的模型(1)-(6) 列给出。其中，模型(1) 是居民再分配偏好对向上流动性经历和流动性预期的简单回归结果，模型(2) 则是居民再分配偏好对向下流动性经历和流动性预期的简单回归结果，模型(3) 是居民再分配偏好对对所有流动性变量的简单回归结果，模型(4)-(6) 分别是在模型(1)-(3) 的基础上加入相关控制变量的回归结果。回归结果显示，总体而言，核心解释变量在各模型中的回归系数符号完全一致，系数的统计显著性也基本一致。下文我们主要以模型(6) 为例，对相关估计结果进行解释和讨论。

首先，当期的收入水平对居民的再分配偏好具有显著的负向影响，这表明，平均而言，居民的收入水平越高，其再分配偏好就越为微弱。由于再分配通常是部分收入从富人向穷人转移的过程，根据利己理论，收入水平越高的居民由于自身在再分配过程中会产生利益损失，从而具有更弱的再分配偏好，反之，收入水平较低的居民则期望从再分配过程中获得利益，从而具有较为强烈的再分配偏好。本文的这一研究结论也与国内外的相关研究结论一致(Fong, 2001; Corneo and Gruner, 2002; Kenworthy and McCall, 2008;马明德和陈福平, 2010; 潘春阳和何立新, 2011;Yamamura, 2012)。值得指出的是，一些学者指出，如果考虑教育的正外部性和犯罪的负外部性问题时，那么由于期望受益于教育的外部性，而且也希望规避犯罪的负外部性给自身的人身、财产安全带来的威胁，因此，富人可能会较为支持再分配(Alesina and Giuliano, 2009)，但遗憾的是，这一理论假说一直未能得到经验上的支持。原因可能在于，收入水平对居民的再分配偏好的影响存在两种方向相反的作用机制，但利己动机的作用机制显著地大于另一种作用机制，从而导致经验研究中收入水平与再分配偏好呈现出一种负向关系。总之，平均而言，收入水平对中国居民的再分配偏好具有显著的负向影响。

其次，流动性经历对居民的再分配偏好具有显著影响。向上流动性经历变量的回归系数为负，但不显著。然而，向下流动性经历变量的回归系数能够保持在10%的水平上显著为正，这就表明，与那些具有向上流动性经历或者流动性不变的居民相比，那些具有向下流动性经历的居民更加偏好再分配。流动性经历对居民再分配偏好的影响机制可能是复杂的，但本文认为主要机制表现为两个方面，首先是由于过去的流动性经历将对个人对未来的信心产生重要影响，那些具有向下流动性经历的居民将变得更加不自信，对自己的未来更加不自信，出于利己的考虑，他们将偏好强烈的再分配政策，反之亦然；其次，或许更为重要的是，流动性经历将会产生“学习效应”(learning effect)(Piketty, 1995)。这种“学习效应”使得居民通过自身的流动性经历，能够对整个社会的流动性做一个主观方面的评估，例如，评估个人努力和运气等在个人向上流动中的作用，而这种主观评估过程和结果在塑造居民的再分配偏好过程中具有十分重要的作用。为此，对于那些具有向上流动性经历的居民而言，其主观方面通常认为，个人努力等内在因素在社会流动中发挥着关键性作用，因此，为尽量降低再分配政策产生的“激励成本”(incentive cost)，他们并不倾向和支持强烈的再分配政策，即具有较弱的再分配偏好；反之，对于那些具有向下流动性经历的居民而言，其主观方面通常认为，并非个人努力，而是运气、出生、腐败等等外在因素成为决定着个人能否向上流动的关键性因素，因此，他们强烈支持再分配以纠正这种不公平的收入分配模式，即具有较强的再分配偏好。可见，流动性经历在塑造我国居民的再分配偏好过程中具有重要作用。

第三，流动性预期对居民的再分配偏好产生显著的影响。具体而言，向上流动性预期与居民再分配偏好在1%的水平上显著为负，这表明，与那些认为未来10年收入等级不变或者下降的居民相比，那些具有向上流动性预期的居民表现出更为微弱的再分配偏好；相应地，向下流动性预期变量则显著为正，即那些具有向下流动性预期的居民更加偏好再分配。本文的上述研究结论也与国外相关经验研究结论一致(Ravallion and Lokshin, 2000;Corneo and Gruner, 2002;Alesina and La Ferrara, 2005; Cojocaru, 2014)。本文认为，与流动性经历类似，流动性预期也是社会公平，特别是机会公平，的一个重要体现，特别是对于诸如中国这种转型国家，社会的流动性状况直接影响着普通大众对收入不平等和收入分配模式的承受程度。事实上，改革开放以来，“大锅饭”的平均主义已经逐步被打破，基于市场体制的分配观念已经基本形成(孙明，2009)，为此，一定范围内的收入差距是提高社会大众劳动积极性，进一步深化市场经济的必然要求。此处的研究意味着，在进一步深化改革的关键时期，消除由于户籍制度、垄断制度等等体制性因素而导致的机会不均等、阶层固化等等，促进社会流动，特别是底层群体向上流动，从而让整个社会具有较强的流动性，这不仅有助于社会经济的健康、持续发展，而且也能显著地影响居民对收入分配模式的满意程度。

最后，个体特征变量方面，性别、年龄、民族、婚姻状况、工作单位、教育等变量对居民的再分配偏好产生了显著影响，这些均可以从利己动机得到合理解释，例如，年龄越大，抵抗风险的能力就越弱，从而对社会保障和再分配的需求就越高。而宗教、政治面貌等对居民再分配偏好的影响不够显著。此外，本文还基于收入水平的主观层面，以居民的自评收入等级、流动性经历和预期为回归元，进行了再次回归，估计结果由表 5给出，估计结果与表 4基本一致，在此不再一一赘述。

综上所述，本文通过构建更加精细的流动性指标，研究发现，不仅当期的收入水平对居民的再分配偏好产生显著影响，而且过去的流动性经历和对未来的流动性预期均对中国居民的再分配偏好产生显著影响。这就意味着，收入状况对居民再分配偏好的影响是一个动态过程。

(二) 边际效应分析

由于Ordered Probit模型的估计结果只能确定变量影响的方向、显著性和相对大小，并不能确定各变量对被解释变量各个取值概率的影响，从而参数估计结果没有真实的经济含义(Wooldridge, 2002)。因此，为了更加直观地理解和对比各相关变量对再分配偏好概率的影响，本文在表 4中模型(6) 的基础上，补充计算了各变量对居民再分配偏好的边际影响^①，即在均值处，自变量变化对因变量选择值(同意程度) 的边际影响，具体估计结果由表 6给出。

①在STATA软件中，可以通过“mfx2”命令来计算Ordered模型参数估计结果的边际效应。

表 6的计算结果显示，收入水平变量对再分配偏好的边际影响十分显著。具体而言，收入水平对“完全不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=1)”的边际影响为0.0001，对“比较不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=2)”的边际影响为0.0001，对“无所谓同意不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=3)”的边际影响为0.0001，这些参数均在1%的水平上显著为正，换而言之，在均值处，收入水平每增加一个标准差(均值为18.96)，居民完全不同意/比较不同意/无所谓同意不同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别增加0.19%、0.19%和0.19%^②；而收入水平对“比较同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=4)”的边际影响为-0.0001，对“完全同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=5)”的边际影响为-0.0002，这些参数均在1%的水平上显著为负，这就意味着在均值处，收入水平每增加一个标准差，居民比较同意/完全同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别下降0.19%和0.38%。不难看出，收入水平对居民再分配偏好的边际影响是比较微小的。

②此处特别感谢两位审稿专家的建设性意见。具体计算公式为(以Y=1为例)：18.96 * 0.0001 =0.19%，

与收入水平变量相比，流动性变量对居民再分配偏好的边际影响较大。具体而言，向上流动性预期变量对“完全不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=1)”的边际影响为0.01，对“比较不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=2)”的边际影响为0.0228，对“无所谓同意不同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=3)”的边际影响为0.0133，这些参数均在1%的水平上显著为正，换而言之，与流动性预期不变或者下降的居民相比，具有向上流动性预期的居民完全不同意/比较不同意/无所谓同意不同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别上升1%、2.8%和1.33%^①；而向上流动性预期对“比较同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=4)”的边际影响为-0.0109，对“完全同意‘为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税’(Y=5)”的边际影响为-0.0351，这些参数均在1%的水平上显著为负，这就意味着，与流动性预期不变或者下降的居民相比，具有向上流动性预期的居民比较同意/完全同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别下降1.09%和3.51%。类似的，具有向下流动性预期的居民完全不同意/比较不同意/无所谓同意不同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别下降1.11%、2.73%和1.74%，而比较同意/完全同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别上升1.06%和4.53%。与表 5-4回归结果相一致，向上流动性经历对再分配偏好的边际影响不显著，但向下流动性经历对居民再分配偏好的影响则能够在10%的水平显著，具体而言，具有向下流动性经历的居民完全不同意/比较不同意/无所谓同意不同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别下降0.64%、1.49%和0.89%，而居民比较同意/完全同意“为减少收入不平等，应该对富人征收更高的税”的概率分别上升0.67%和2.35%。

①此处特别感谢审稿专家的宝贵建议。

在个体特征变量方面，民族、工作情况和受教育程度对居民再分配偏好的边际影响较大，而性别、年龄等对居民再分配偏好的影响则较小。

根据上述结果与分析，我们认为，社会流动性对居民再分配偏好具有较为重要的影响，其边际效应明显高于收入水平。这就意味着，在塑造中国居民再分配倾向和态度的过程中，社会流动性扮演着重要角色。近年来，媒体和社会大众对“二代”现象讨论众多，究其本质，反映的是我国阶层固化、社会不流动的问题，特别是底层上升通道受阻、贫穷代际传递等等，而这些问题直接导致民众对当前的社会现状，特别是收入分配模式，表现出不满，进而呈现出较为强烈的再分配偏好。为此，为实现习近平总书记所提出的三个“共同享有”，即共同享有人生出彩的机会，共同享有梦想成真的机会，共同享有同祖国和时代一起成长与进步的机会^②，实现中国梦，促进社会流动、机会均等是题中之义。

②资料来源：新华网，2013-3-18. http://news.chengdu.cn/content/2013-03/18/content_1181027.htm?node=16840

(三) 收入水平、流动性对再分配偏好影响的交互机制研究

前文的研究证实了流动性经历与流动性预期对我国居民再分配偏好的影响，而且边际效应估计结果表明，流动性变量对我国居民再分配偏好的影响显著大于收入水平。然而，严格来说，上述的实证分析仅仅验证了流动性变量本身对居民再分配偏好的影响，并未直接检验“POUM”假说在中国的存在性，为此，根据前文的设定的计量模型(2)，本文通过引入收入变量与流动性变量的交互项，通过分析二者的交互机制来直接验证“POUM”假说。

由于“POUM”假说的核心内容为“处于均值收入水平以下的居民，如果预期自己将来的收入水平会上升，则会反对强烈再分配偏好；而那些处于均值收入水平以上的居民，如果预期自己将来的收入水平会下降，则会偏好再分配”，为此，本文参照中国统计年鉴中2009年城镇居民收入等级划分方法，按照居民2009年的个人全年总收入，将居民划分为高收入群体、中等收入群体、低收入群体，即分别产生两个虚拟变量，以中等收入群体为参照。此外，在具体的实证分析过程中，本文亦考虑了流动性经历与收入等级的交互机制，具体的回归结果由表 7给出，模型(1) 居民再分配偏好对高收入群体与向下流动性变量交互项的回归结果，模型(2) 是居民再分配偏好对低收入群体与向上流动性变量交互项的回归结果，模型(3) 则是居民再分配偏好对所有收入等级变量与流动性变量交互项的回归结果，模型(4)-(6) 是在模型(1)-(3) 的基础上分别进一步控制关键变量和个体特征变量的回归结果^①。

①此处特别感谢匿名审稿人提出的宝贵建议。

表 7的估计结果显示，收入等级变量与流动性预期变量的交互项对居民的再分配偏好具有显著的影响，但收入等级与流动性经历变量的交互项不显著。具体而言，尽管随着控制变量的添加，高收入等级虚拟变量与向下流动性预期变量的交互项的显著性与回归系数有所稀释，但仍然保持在5%的水平显著为正，这就表明，高收入等级对居民再分配偏好的影响受到流动性预期的显著影响，如果高收入居民具有向下流动性预期，那么他将更加偏好再分配。此外，低收入等级虚拟变量与流动性变量的交互项也在5%的水平显著，而且为负，这表明，具有向上流动性预期的低收入等级居民具有更弱的再分配偏好。本文的上述研究结果证实，“POUM”假说在中国居民中是成立的。但需要指出的是，尽管流动性经历与高收入等级、低收入等级的交互项分别为正和负，但均不够显著。

四、 全文总结

鉴于流动性预期在塑造居民再分配偏好过程中的重要性，Benabou and Ok(2001)提出了著名的“POUM”假说。然而，当前的国内外相关研究并未直接对该假说进行检验，而仅仅是研究了流动性变量本身对居民再分配偏好的影响，并未直接回答“为什么部分穷人反对再分配，而部分富人偏好再分配”这一问题。本文基于居民对自身10年前、当前与10年后的收入等级认同状况，构建了更为精细的流动性指标，研究发现：(1) 不仅当期的收入水平对居民的再分配偏好产生显著影响，而且过去的流动性经历和对未来的流动性预期均对中国居民的再分配偏好产生显著影响。进一步的边际效应估计结果表明，社会流动性对居民再分配偏好具有较为重要的影响，其边际效应明显高于收入水平。(2) 收入等级变量与流动性预期变量的交互项对居民的再分配偏好具有显著的影响，如果高收入居民具有向下流动性预期，那么他将更加偏好再分配。而具有向上流动性预期的低收入等级居民具有更弱的再分配偏好。本文的上述研究结果证实，“POUM”假说在中国居民中是成立的。

本文的研究不仅证实了流动性变量本身对居民再分配具有较为重要的影响，而且表明流动性变量与收入等级变量的交互项对居民再分配偏好具有显著的影响。可见，社会流动性在塑造居民的再分配偏好过程中发挥着十分重要的作用。当前，我国收入分配存在固化现象，收入流动性在减弱(江求川等，2014)，这不仅不利于经济的持续健康发展，而且也不利于社会稳定，容易引发社会冲出与对立。为促进机会均等和社会流动性，我国政府已经取得了重要进展，但新的挑战在于服务质量的均等化问题。鉴于教育在推动社会公平和促进社会流动方面的重要作用，为此，应当着力推动城乡教育机会均等化，这不仅包括义务教育阶段，也应当包括学前教育阶段，切实提高均等化的质量，从而促进社会流动，缓和社会矛盾。

由于数据方面的限制，本文还存在一些不足，这也是今后值得进一步深化和完善的地方。由于本文的一个重点是要考察收入等级与流动性的交互项对居民再分配偏好的影响，为此，需要对收入等级进行划分，但考虑到城乡居民收入等级划分的显著差异，不宜将二者视为一个分析样本，而出于城镇样本的信息丰富性考虑，本文仅以城镇居民为分析对象，未能考虑城乡全貌样本，这在一定程度上会削弱研究结论的普遍性。