摘要：本文详细考察和比较了都市户籍移民和流动人口分配公平感形塑过程中参照群体选择及相对位置效应的内在逻辑，揭示了社会比较机制的具体作用机理。研究发现，在报告分配公平感时，户籍身份成为都市移民选择参照对象的制度性基础，拥有都市户口者方可成为户籍移民的参照对象，而流动人口的参照群体更为开放和多元，倾向于与所有都市常住居民进行比较。与此同时，即便考虑到社会网络结构、迁移时长、迁移世代等因素，结论仍具稳健性，来源地居民均不会被二者视为参照群体。另一方面，实证结果显示，相对位置距离对分配公平感的形塑作用之于户籍移民和流动人口并无显著差异，同时呈现非对称性特征：参照优势地位者体现了“平等主义”心态，参照劣势地位者则表现出“损失厌恶”的特征；相对位置距离的拉大给参照劣势者因损失带来的厌恶情绪大于参照优势者因获益而产生的满足感知。
关键词：分配公平感 参照群体 相对位置 都市移民 户籍移民 流动人口
改革开放以来，与经济高速发展相伴而生，收入不平等日益突出，民众由此可能产生的心理失范成为社会稳定的潜在威胁。对此，除了聚焦民众对公共领域收入分配状况评价的讨论外，个体对自我收入分配所得的主观评价——微观分配公平感1有研究曾将微观分配公平感区分为“结果公平”和“过程公平”（孟天广，2012；赵晓航，2015），本文的“分配公平感”均指民众在微观层面对结果公平的感知，即民众对个体收入所得合理与否的判断。为表达方便，下文的“微观分配公平感”均简称为“分配公平感”。——也进入研究者的视野（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012；李颖晖，2015；王元腾，2015；赵晓航，2015；刘欣、胡安宁，2016；孙薇薇、朱晓宇，2018；Zhang，etal，2018）。追溯既有文献，民众并非单纯基于实际所得判断收入分配是否公平，与他人的社会比较被视为形塑微观分配公平感的关键解释机制。然而，挖掘社会比较的具体机理却留下了亟须推进的空间。一方面，虽然既有研究指出，与他人的参照比较显著影响微观分配公平感，但并没有具体回答何种客体会被视为参照对象？不同群体的参照对象选择存在何种差异？又该如何通过研究设计检验参照对象选择的标准？于是，“与谁参照”成为待挖掘和检验的理论议题。另一方面，已有文献仅强调了微观分配公平感形成中比较视角的重要性，但没有进一步探究如何比较的具体逻辑，参照优势地位者是否会希望比他人获得更多？参照劣势地位者如何看待与他人间的相对位置差距？相对位置差距给参照优势地位者和参照劣势地位者带来的分配公平评价是否存在差异？因此，“如何比较”成为另一个待深化的理论议题。
面对“与谁参照”“如何比较”这两个具有逻辑递进关系的既有理论不足，本文旨在运用新的研究设计揭示分配公平感的具体生成机制。对此，本文选取了兼具理论与现实意义的都市户籍移民和流动人口2本文的“都市”意指中国特大城市。其中，都市户籍移民是指出生在外地但已获得都市非农户口的移民群体，文中简称“户籍移民”（permanent migrants）；都市流动人口是指出生在外地而流动到都市但尚未获得都市户口的移民群体，文中简称“流动人口”（floating population）。作为研究对象，借助二者户籍身份转移的差异构建了同质参照、起源参照、本地参照三类潜在参照群体以检验“与谁参照”的标准，并在此基础上进一步考察了优势满意与损失厌恶的非对称性特征以探究“如何比较”的具体逻辑。
本文后续部分如下：首先，在借鉴既有研究成果的基础上提出研究假设，文章运用新的操作化方式界定和检验都市户籍移民与流动人口报告分配公平感时参照对象选择的差异，以揭示“与谁参照”的潜在标准；其次，在确定各自的参照对象后，本文将进一步考察与参照对象间的相对位置差距对处于劣势地位和优势地位都市移民分配公平感的影响效用，以揭示“如何比较”的内在逻辑；随后，文章对实证结果的稳健性进行了多重检验；最后，笔者概括了两个理论贡献，并拓展讨论研究结论的现实意涵。
评价室内热舒适性的方法很多，如美国ASHRAE的新有效温度线图、人体舒适区等，其中以丹麦FANGER教授提出的PMV指标最具代表性.PMV(Predicted Mean Vote) 即预测平均评价，分为7级，如表2所示.
一、文献回顾：社会比较与微观分配公平感
与经典社会分层研究关注客观社会不平等程度、发生机制和时代变迁不同，越来越多的学者开始关注民众对社会分配状况的主观评价，并形成宏观分配公平感（Macro－justice）和微观分配公平感（Microjustice）两类主要研究分支（Wegener，1991）。与本文关注的微观分配公平感强调民众对自我收入所得公平与否的评价不同，宏观分配公平感着重探究民众对社会整体贫富差距状况的态度（张海东，2004；怀默霆，2009；孙明，2009；Wu，2009；Whyte，2010：104－116；谢宇，2010；王甫勤，2011；李骏、吴晓刚，2012；李路路等，2012；魏钦恭等，2014；Whyte and Im，2014）。相比较而言，微观分配公平感的形成机制更为复杂和难测（李煜、朱妍，2017），既有讨论也略显不足（Zhang，etal，2018）。
不难理解，个体对自我收入所得合理与否的判断需基于特定参照系方能得出，参照比较成为形塑分配公平感的关键解释机制。曾有研究指出，民众往往基于“自我参照”生成分配公平感，收入所代表的自我客观位置（翁定军，2010）、自我生命历程的变化（孙薇薇、朱晓宇，2018）、自我预期水平与实际所得状况（李颖晖，2015）等反映个体社会分层地位的因素成为分配公平感的核心解释变量。不难发现，上述分析均基于孤立的“经济人”假设前提分析自我状况或变化对分配公平感的影响，但个体往往是嵌入社会关系中的“社会人”，故考察其分配公平感的生成无法忽略“他者”的影响。对此，有学者提出分配公平感的“他者参照”机制，将民众视为嵌入于社会互动和社会规范之中的个体，进而剖析社会因素对分配公平感的影响。具体包括：（1）社会共识参照。民众分配公平感由社会规范和认知所形塑，如刘欣、胡安宁（2016）认为，职业群体应得收入状况的社会共识构成个体参照依据，当自我感知的地位状况低于社会评价的地位时，民众则会得出收入分配不合理的判断。（2）社会互动参照。此观点强调个体基于人际间比较判断收入所得公平与否，如孟天广（2012）发现若个体感知到自我状况优于周围人时则会报告更高的分配公平感。社会共识参照将个体视为“过度社会化”的行动者，预设了社会规范已经内化为个体评价标准，这无疑偏离了生活世界中个体有限社会化的现实。相比较而言，同样强调他人影响的社会互动参照则更贴近现实情境，但也留下了进一步讨论的空间，比如，如何检验行为人是否选择何种参照对象？个体又是如何与选定的他者进行参照？正如前文所述，这些问题均指向既有社会比较解释的不足，缺乏翔实的考察无助于具体机制的推进。
经典社会比较理论认为，与他人参照时相对位置较高者往往表现出正向态度，相对位置较低者则会报告负面的评价，此理论已成为揭示主观态度生成的有效分析工具（Davis，1959；Gartrell，1982；Suls，et al，2002；O’Neill and Mone，2005；Seaton，etal，2010）。延续此逻辑，与参照对象间相对位置考虑被引入分配公平感的解释（Knight，2014；Kim，etal，2015）也得到诸多国内实证研究的支持（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012；李颖晖，2015；李煜、朱妍，2017；孙薇薇、朱晓宇，2018）。值得反思的是，社会比较的作用机理的揭示也留下了进一步深化的空间。其一，尚缺乏社会比较过程中潜在参照群体的考察，即未充分检验“与谁参照”。明晰参照对象是揭示参照比较效应的分析前提，但既有研究要么直接采用被访者报告的主观相对位置以解释分配公平感成为惯常（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012；李颖晖，2015）而难免陷入分析两种心理要素间关系的逻辑陷阱，要么根据分配公平感结果差异反推参照群体选择（李培林、李炜，2007；李培林、田丰，2011；Zhang，et al，2018）而缺乏直接检验工作。既有模糊化的操作化方式难以锚定何种客体作为具体参照对象，容易误诊分配公平感的生成机制并进一步扭曲社会优化的路径。3比如，将农民工分配公平感高于城市居民的现象断定为前者参照对象为来源地居民而后者参照对象为城市居民（李培林、李炜，2007；李培林、田丰，2011；Zhang，etal，2018），这难以解释近十年来农民工主观感受呈现下降趋势（田丰，2017）的实质原因，更不利于从维护社会稳定角度提出优化性政策建议。其二，揭示参照比较过程中相对位置的效应未得到足够重视，即未详细考察“如何比较”。虽然既有研究基于社会比较理论发现，与他人比较的过程中处于相对优势地位者较劣势地位者会报告更高的分配公平感，但尚未进一步探索个体与选定他人比较时的具体逻辑。在与他人参照比较的过程中，个体不仅仅考量所处位置的优势或劣势状况，还可能会进一步考虑与他人之间的相对位置距离，即相对差距的绝对量。李国武、陈姝妤（2018）发现，在社会比较中个体追求相对位置最大化（即“希望比他人越多越好”）抑或是遵照平等主义（即“希望与他人差距越小越好”）会因比较事项、参照群体和社会身份的变化而发生相应改变。此外，行为经济学的大量研究表明，与参照对象比较时，相对位置之于不同参照地位群体的主观意义存在差异（Kahneman，etal，1986；Tversky and Kahneman，1991；Oshio and Kobayashi，2011；Thaler，2015）。令人遗憾的是，既有分配公平感研究缺乏探究相对位置距离影响效应的揭示更缺乏考察和比较分别处于相对优势地位和劣势境遇群体对相对位置距离的敏感性。
碧流河水库是辽宁省大连市最大的水源地，位于大连普兰店市双塔镇与庄河市荷花山镇分界的碧流河干流上，是一座以城市供水、防洪为主，兼有发电、养鱼等综合效益的大型水利枢纽工程。水库主体工程由主坝、副坝、泄水建筑物（溢洪道、输水洞、放水底孔）及水电站组成，总库容9.34亿m3，控制流域面积2 085 km2，多年平均年降水量780 mm，年平均温度8.4℃，最低温度为-23.5℃，冰封库区一般在12月下旬至次年3月中旬，最大冰厚0.3～0.73 m。为防止冰压力对溢洪道9扇弧形钢闸门（10.1 m×12.0 m）的破坏，必须采取防冰措施。
基于以上的文献，检验“与谁参照”并探究“如何比较”的具体机理成为解释分配公平感形塑逻辑的两个无法回避的待推进议题。不难发现，二者存在前后逻辑递进的关系，前者是后者的分析前提，后者是前者的逻辑延续。其实，参照对象选择与社会身份息息相关（庄家炽，2016），置身于中国户籍制度的大背景下，户口无疑是探究个体参照群体和相对位置考虑所不能忽视的重要身份属性。从城市移民的广义定义来看，出生时没有本地户口的城市常住居民均可称为移民，并可基于是否获得本地户口的而区分为户籍移民（permanent migrants／hukou migrants）和流动人口（floating population／non－hukou migrants）两个群组（Liu and Xu，2015；Liang，2016），二者呈现先赋性户口身份相同而后致性户口区隔的身份特征。就理论意义来说，同样经历了生活地域、职业类型等多重身份转换却因户籍属性而区隔开来的户籍移民和流动人口无疑也成为揭示社会比较作用机制的理想分析对象。现实生活世界中两类移民群体同时面临同质性群体、来源地居民、本地土著居民三类潜在参照对象，考察比较二者间社会比较逻辑的异同不但有助于明晰参照群体选择的潜在标准，还可进一步厘清如何比较的内在心理活动。4与之类似，吴菲、王俊秀（2017）通过选定经历不完全身份转换的农民工群体，检验了个体报告幸福感时多重参照群体框架，遗憾的是，该研究并没有进一步揭示“如何比较”的内在逻辑。考虑到迁移目的地城市等级、迁移地理位置跨度、地区差异等因素影响户籍身份之于城市移民的社会身份意义不同，本文将研究对象框定为身份转换差异最为明显的都市移民群体——户籍移民和流动人口。从现实角度看，在外来移民占都市常住人口比例已经过半且规模不断增大的迁移背景下，分析和比较户籍移民和流动人口的参照对象选择及其具体比较逻辑的异同也具有社会意涵，5从研究对象选取来看，既有国内分配公平感研究要么基于全国调查数据笼统地将研究对象确定为城市居民而缺乏城市等级对个体参照对象选择潜在影响的关照（马磊、刘欣，2010），要么基于特定城市居民调查数据而忽略了“移民—土著”和“本地—外地”间的差异（王甫勤，2016），要么仅关注流动人口中的农民工群体而尚未注意到移民群体的内部差异（龙书芹、风笑天，2015）。与上述研究相比，本文对比分析户籍移民与流动人口分配公平感中社会比较机制则可挖掘出移民群体内部的细致差异性。这不仅有助于探究已备受关注的城市新移民焦虑心态产生的潜在原因，还可进一步预测城市弱势群体之一的外来人口心理失范的动向趋势。
二、参照群体：户籍身份与多重潜在参照对象
正如前文所述，采取主观测量方式考察社会比较与分配公平感关系时忽略了“与谁参照”这一重要前提的探究，本文尝试从客观测量入手检验参照群体选择以弥补这一不足。从社会互动的现实生活世界出发，都市移民会嵌入“同质—异质”“本地—外地”相互交叉的社会关系结构，故户籍移民与流动人口的潜在参照对象可分为同质性群体、来源地居民、本地土著居民三类。由此，本文从都市户籍身份的特殊性出发，在借鉴既有文献的基础上分别构建了检验上述三类潜在群体是否构成都市移民参照对象的研究假设。
模具是在工业生产中是比较常见的工艺装备，生活中很多产品与模具密不可分。用模具制造零件优点也很多，成本的节省是一个模具企业较为关注的方面之一。
（一）相似经历与同质参照
经典社会比较理论认为，具有相同经历的群体更容易成为个体的参照对象，个体通常基于参照比较后的利益得失而报告分配公平感（Festinger，1954；Evans and Kelley，2004；默顿，2008：343－348）。已有研究表明，与实际收入所得相比，建立在同质群体比较基础上的“相对剥夺感”可以解释中国居民微观分配公平感（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012），但何种对象可被视为同质群体仍然缺乏相关检验。有学者指出，由教育和职业构成的社会身份、年龄和性别在内的人口学特征、被访者主观意愿和认知、外部环境、社会网络结构等因素均有可能影响参照群体的确定（庄家炽，2016）。因个体参照比较具有主观性和模糊性，既有研究仍未就“何为同质群体”达成共识，但通过社会身份特征以间接地界定和检验同质参照选择已被诸多学者所采纳（吴菲、王俊秀，2017）。
2.5.14 术后白细胞尿 出现白细胞尿是前列腺等离子电切术后常见症状。有临床研究发现白细胞尿与尿路感染并无相关性。术后1周患者尿液中的白细胞浓度升高，但在术后4周时，尿液中的平均白细胞计数降低。因此，白细胞尿可能与前列腺手术创面炎性细胞的渗出有关，白细胞尿不能反映术后菌尿的可能性。随着手术创面的愈合，白细胞尿可自然好转，不需要进行临床干预。
假设2b（流动人口以来源地居民为参照对象的检验）：若以来源地居民为参照对象，处于优势地位的流动人口较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
假设1a（户籍移民以同质群体为参照对象的检验）：若以其他户籍移民为参照对象，处于优势地位的户籍移民较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
假设1b（流动人口以同质群体为参照对象的检验）：若以其他流动人口为参照对象，处于优势地位的流动人口较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
（二）生活际遇与起源参照
表2的模型1到模型6检验了户籍移民的参照群体选择。在控制其他变量的情况下，模型2显示，与低于相同年龄段户籍移民平均收入水平者相比，处于相对优势地位的户籍移民更倾向于认为收入所得更公平，其分配公平感在0．001的置信水平上高出前者46．8%。由此可推断，同质群体（即相同年龄段户籍移民）构成已获得本地户口的都市户籍移民的参照对象。在模型3中，与来源地居民相对收入对户籍移民分配公平感影响系数虽然为正但并不显著，故相对收入高于与低于来源地居民并不影响户籍移民的分配公平感。换言之，来源地居民并不会构成户籍移民的参照对象。模型4显示，与低于同年龄段土著居民平均收入的移民相比，收入高于参照对象的户籍移民在分配公平感上显著高出前者49．9%。由此推断，在评价自我收入分配公平与否时，本地土著居民会被户籍移民视为参照对象。
大力推进绿色惠民。着力实施生态扶贫工程，完成生态移民10.7万人；结合国有林场改革，推动2万伐木工转变为生态“护林员”，选聘生态“护林员”1.05万名；全面推进光伏扶贫，争取国家下达光伏扶贫计划62万千瓦；争取列入全国网络扶贫试点，获得金融机构授信200亿元；启动生态扶贫试验区建设；水电资源开发收益扶贫改革试点取得初步成果。加快建设绿色城市，开展城镇闲置及裸露土地排查和复绿工程，在全国率先实现国家园林城市设区市全覆盖。推进美丽村庄建设，实施“整洁美丽、和谐宜居”新农村建设行动，启动中心村布局试点和规划编制工作，新增一批全国宜居小镇、宜居村庄。
不可否认，无论是已经获得城市户口的户籍移民，还是暂未获得流入地户口的流动人口，永久或临时迁移到都市均可摆脱原籍地既定命运的束缚，并成为提高个人收入水平以改变人生际遇的重要转折点。正如已有研究所指出的，个体社会态度与早期生活经历密切相关（蔡禾等，2009；Senik，2009），生活境遇变化成为探究个体分配公平感时不可或缺的因素之一（魏钦恭等，2014），主观社会经济地位的变化被诸多学者纳入解释框架（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012；李颖晖，2015）。受此启发，在探讨移民分配公平感时，有学者提出，流动人口中的“农—城”移民更倾向于与来源地居民进行比较，并借此解释其收入较低但态度更积极的悖论性现象（Zhang，etal，2018）。由此可推断，基于收入为主要代表的生活际遇改变的考量，户籍移民和流动人口报告分配公平感时均可能倾向于将来源地居民视为参照对象。为检验这一命题，本文结合社会比较理论的解释要义提出起源参照的两组假设。
假设2a（户籍移民以来源地居民为参照对象的检验）：若以来源地居民为参照对象，处于优势地位的户籍移民较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
那么，都市移民可能会视何种客体为同质群体呢？一项具有代表性的都市居民社会心态调查显示：一方面，户籍制度是形塑特大城市常住人口地域认同的根本制度基础，当前没有本地户口的流动人口更容易被视为外地人；另一方面，出生地同样是不可忽视的因素，出生在外地的非土著居民也通常被认定为外地人（康岚，2017）。不难理解，跨省迁移的都市移民的户籍身份具有“当前—出生”的双重特性，并可能进一步形塑他们基于相似经历而界定同质参照群体的维度。正如前文所述，基于当前是否获得迁入地户籍的结构性因素，户籍移民和流动人口形成显著的身份差异。有理由推测，当户籍移民在评价个人收入所得是否合理时，同样出生在外地并获得迁入地户口的移民因相似的迁移经历更有可能被其视为同质参照对象。与之类似，从外地迁移到都市但并未获得当地户口的流动人口更容易将相同身份的其他流动人口视为同质参照对象。据此，基于当前户口所在地的身份差异，是否获得本地户籍成为都市移民分配公平感生成过程中同质参照的基本前提，即户籍移民与流动人口分别构成各自的参照对象。因此，基于社会比较理论的基本要义，6处于参照优势地位者较参照劣势地位者将报告更高的分配公平感（下同）。本文提出以下检验同质参照是否存在的假设。
（三）环境改变与本地参照
为控制绝对分配所得对因变量的影响以考察相对参照效应，个人年总收入对数（包含工资收入、非工资收入及其他收入）15个人年收入计算按照当前是否有工作分为两种情况：当前有工作群体的收入为工资收入和其他收入总和，而当前无工作群体收入情况将参考其报告的经济收入值。问卷中询问了月收入，笔者将其转换为年收入（月收入总和乘以12个月）。作为主要控制变量被纳入模型。与既有分配公平感一致，基本的人口学特征也被纳入控制变量，其中，性别、宗教信仰、政治面貌被操作化为二分变量，婚姻状况为三分类虚拟变量，教育程度为五分类虚拟变量，工作单位性质为四分类虚拟变量。16退休人员单位性质按退休前计算，目前无工作者以之前最后一份工作单位性质计算。考虑到工作收入为个人收入的主要来源，本文剔除了无工作者（15周岁后没有连续6个月以上的正式工作经历的人）样本。此外，个体挫折经历会显著降低分配公平感（罗忠勇、尉建文，2009），为避免其对分配公平感的干扰以明晰参照比较的纯净作用，本文将“是否认为自己是弱势群体”这一反映社会所得态度的问题按照程度不同操作化为三分类虚拟变量。
回顾上述移民主观态度生成逻辑的相关研究，既有研究注意到，迁移时长和移民代际成为移民群体改变参照对象而城市居民比较的影响要素，其城市居民定义均基于城镇户口身份所确定。对于都市移民而言，无论是否获得迁入地户口，出生时即拥有本地户口的土著居民方是其主观上关于“本地居民”最精确的定义（康岚，2015，2017）。由此，受制于都市社会中户籍先赋身份的独特属性，土生土长的土著居民更可能被都市移民视为本地人。因为都市的外地移民因较本地居民在优势就业部门进入、高回报职业获得的劣势地位（李骏、顾燕峰，2011），二者间的收入分配不平等很有可能刺激外地移民改变比较对象。为考察报告分配公平感时土著居民是否会成为都市移民的参照对象，本文基于社会比较理论的基本要义分别提出检验户籍移民与流动人口本地参照的两组假设。
假设3a（户籍移民以土著居民为参照对象的检验）：若以土著居民为参照对象，处于优势地位的户籍移民较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
假设3b（流动人口以土著居民为参照对象的检验）：若以土著居民为参照对象，处于优势地位的流动人口较处于劣势地位者将持有更高的分配公平感。
三、相对位置：优势满意与损失厌恶的非对称性
正如前文已提及的，作为“与谁参照”的递进议题，既有分配公平感生成过程中社会比较机制揭示的另一个理论不足在于尚未探究“如何比较”的具体逻辑。虽然已有研究指出，民众在面对收入、消费、休闲、汽车、化妆品、相貌等不同参照事项时，相对位置考虑的敏感性存在差异（李国武、陈姝妤，2018），但参照比较的基本要义并没有改变，即处于相对优势地位者与相对劣势地位者相比往往表现出更积极的态度。略有遗憾的是，既有研究尚未探究和比较同一比较事项情境下相对位置距离对主观态度的影响效应。对此，本文从分配公平感指涉的个体间收入视角切入，以揭示同一比较维度下个体心理活动的具体逻辑。
（一）优势地位情境：相对位置最大化与平等主义
正如前文所述，已有研究指出民众会基于社会身份而与他人进行比较并以相对位置考虑为基础生成主观态度，并集中表现为希望比别人越多越好的相对位置最大化和持有与他人差距最小化的平等主义两种倾向。进一步说，重视相对位置考虑的民众还存在考虑个人所得与他人相对位置距离大小的可能。一方面，处于参照优势地位并持有相对位置最大化倾向的民众可能会随着相对位置距离的增大而表现出更为积极的态度（李国武、陈姝妤，2018）。据此可推论，在评价个人收入所得是否合理时，参照比较优势情境中的都市移民有可能持有希望比特定参照对象获得更多的倾向，进而会因相对位置距离拉大而表现出更高的分配公平感。另一方面，民众还可能持有平等主义的倾向而希望个 体 之 间 的 差 距 缩 小 （Kahneman，etal，1986；Oshio and Kobayashi，2011；Celse，2012；Thaler，2015）。在与参照对象的社会比较时，处于参照优势地位者可能持有不公平厌恶倾向而不会追求与他人差距最大化，只希望保持较低差距以达到相对平等的状态。由此现象可推断，在分配公平感生成过程中，参照比较优势情境中的都市移民可能持有平等主义倾向，并不会因为与参照对象间的相对位置距离拉大而表现出更高的分配公平感。
假设4a（处于相对优势地位时相对位置最大化倾向假设）：在参照对象既定的前提下，随着相对位置距离的拉大，处于优势地位的都市移民将显著地持有更高的分配公平感。
城区学校规模大，师资充足，能够做到开齐学科，开足课时；但市郊农村学校重文化轻素养，认识偏颇,艺术教师配备情况远低于城镇学校，师资严重缺乏且多为兼职、专职，专业的艺术教师甚少而且人员流动大，主课老师兼职情况也比较普遍。具体表现在：
综上所述，在参照对象既定的前提条件下，随着相对位置距离的拉大，处于相对优势地位的民众可能表现出截然不同的倾向。由此，本文提出与特定参照对象比较情境时相对位置距离对处于优势地位都市移民分配公平感影响的两个竞争性假设：
假设4b（处于相对优势地位时平等主义倾向假设）：在参照对象既定的前提下，随着相对位置距离的拉大，处于优势地位的民众并不会表现出更高的分配公平感。
（二）劣势地位情境：损失厌恶与敏感性差异
正如前文所述，持有多重社会身份转换经历的移民群体是检验参照群体和相对位置与分配公平感之间关系的理想研究对象，本文则将研究对象进一步锁定为都市移民以避免宽泛的移民界定而引起因果关系的偏差。首先，就移民群体而言，与北京、上海等特大城市相比，省会城市的落户难度相对较低，中小型城市则更低。因此，在中国都市中，是否获得迁入地户籍之于户籍移民与流动人口的意义差异最为明显，并可能形塑各自参照对象。其次，根据迁移的地域跨度，中国城市移民可以分为国内跨省、省内跨市、市内跨区（县）三类，但既有国内移民分析往往忽略了三者间的异质性而笼统地定义为城市移民（Liang，2016）。不难发现，与跨省迁移相比，后两种迁移大体处于相同经济文化圈且社会网络密度更大，多重潜在参照群体选择容易叠加，单一参照的净效应较难区分和厘清。最后，不同迁移目的地之间的经济结构和社会文化差异较大，内部社会分层结构特点也不尽相同，将研究对象置于特定城市则可进一步避免地区嵌入性因素对户籍身份的影响以实现纯净的分析（李骏、顾燕峰，2011）。
“损失厌恶”现象——损失造成的消极感知大于获益带来的积极情绪——成为行为经济学家最有利的分析工具之一，这也为本文探究相对位置与都市移民分配公平感间关系提供了理论上的启示。由行动者“损失厌恶”倾向可以推断，处于相对劣势地位者往往形成相对剥夺心理而表现出消极态度，这与前文社会学视野中社会比较理论的核心要点不谋而合。但略有不同，前景理论较社会比较理论的进步之处在于对获益和受损边际效应及其差异做了进一步阐释。正如前文的非对称性价值曲线所论述的，虽然获益感知和受损感知会同时随着相对位置距离变化而递减，相同单位的获益和受损对个体正向与负向情绪影响却存在差异，后者较前者更为敏感。由此可以推论，在与参照对象社会比较以报告分配公平感时，处于劣势损失情境中个体会因相对位置距离的扩大而表现出更低的分配公平感。更进一步说，相对位置距离的扩大给处于优势地位者带来的积极情绪要小于给处于劣势地位者带来的消极情绪。由此，本文提出以下两组研究假设。
假设5a（处于相对劣势地位时损失厌恶倾向假设）：在参照对象既定的前提下，随着相对位置距离的拉大，处于劣势地位的民众将持有更低的分配公平感。
假设5b（损失厌恶和获益满足间敏感性差异假设）：在参照对象既定的前提下，随着相对位置距离的拉大，获益满足给处于优势地位都市移民带来的积极态度会小于损失厌恶给劣势地位者带来的消极感知。
精神发育迟滞又称智力低下，是小儿常见的一种发育障碍，主要表现在精神运动、社会适应能力、学习能力和生活自理能力低下；其言语、注意、记忆、理解、洞察、抽象思维、想象等，心理活动能力都明显落后于同龄儿，对患儿的生活质量影响很大。统计显示我国儿童MR患病率为1.20%，其中城市0.70%，农村1.41%，边远山区和MR高发地区则更高[1]。
四、数据、变量与测量
（一）数据
引入实验方法探究个体行为逻辑的行为经济学无疑是近十年来最引人注目的行为和态度分析的前沿范式。为探究行动者态度倾向和行为选择的一般性规律，行为经济学家卡尼曼和特沃斯基最早提出了“前景理论”（Prospect Theory），他们以非对称性的价值曲线函数（Asymmetric S－shaped Value Function）为基石逐步完善了理论框架（Kahneman and Tversky，1979，2000：36－69；Tversky and Kahneman，1991）。具体来看，非对称性价值曲线函数在解释个体态度时有三个核心要点：其一，“参照依赖”（Reference Dependence），即个人获益和损失的判断依据参照点而生成；其二，“损失厌恶”（Loss Aversion），即相比于获益带来的满足感来说，行动者更排斥损失厌恶带来的消极情绪；其三，“敏感性递减”（Diminishing Sensitivity），即获益和损失存在边际递减趋势，且前者小于后者。近年来，以非对称性价值曲线函数为基础的前景理论被应用到诸多行为选择和社会态度解释中并得到广泛实证支持（Thaler，2015）。
基于以上考量，本文采用具有代表性的上海大都市社区调查（Shanghai Urban Neighborhood Survey，SUNS）数据，以避免迁移目的地城市等级、迁移距离跨度、地区差异等嵌入性因素对揭示不同移民群组参照选择及其具体比较逻辑的解释偏差。上海大都市社区调查由上海大学数据科学与都市研究中心负责问卷设计和数据采集，收集了上海市常住人口的基本情况、就业、健康、偏好、社区、日常生活等信息，尤其关注了不同户籍身份特征的移民群体。7SUNS的数据收集、抽样方案、样本代表性等详细信息可参见孙秀林（2018：15－25）。本文所用数据取自SUNS成人问卷，此数据详细展现了上海市移民群体的户口变迁过程、社会融入、教育经历、个体态度等信息，为探究不同社会身份和迁移经历的都市移民分配公平感的生成机理提供了独一无二的经验材料。
（二）测量与研究设计
1．因变量与模型选定
分配公平感作为因变量由被访者直接报告所得，问题为“考虑到您的教育背景、工作能力等各方面因素，您认为自己目前的收入是否公平”。被访的回答分为五种：“很不公平”“不太公平”“一般”“比较公平”“非常公平”。8SUNS中对居民分配公平感的提问方法与其他国内综合性社会调查问法，如2010年中国综合社会调查（CGSS2010），基本一致。追溯既有研究，无论是宏观分配公平感还是微观分配公平感，因变量的编码方式主要有三种：第一，设置为连续变量并使用线性回归（Ordinary Least Squares Regression）建立统计模型（孙明，2009；王甫勤，2011；李骏、吴晓刚，2012；Zhang，etal，2018）；第二，操作为“公平”“不公平”二分虚拟变量并使用逻辑斯蒂回归（Logistic Regression）模型进行统计分析（马磊、刘欣，2010；李颖晖，2015；刘欣、胡安宁，2016）；第三，重新编码为“公平”“一般”“不公平”三分虚拟变量并使用序次逻辑回归（Ordinal Logistic Regression）分析从“不公平—一般—公平”的序次变化（孟天广，2012；王元腾，2015；王甫勤，2016）。虽然上述研究在因变量编码方式和统计模型使用上存在差异，但结论并无根本不同，参照比较效应均得到了支持。出于模型解释方便考虑，本文将分配公平感编码为连续变量（取值范围为1—5），进而使用一般线性回归模型估计实证结果。9在与分配公平感相似的反映微观个体主观态度的幸福感研究中，也证明使用连续变量、二分变量与三分序次变量的统计建模的结论没有明显差异（Ferrer－i－Car－bonell and Frijters，2004）。为保证稳健性，本文同时对分配公平感做了二分类别和三分类别的重现编码，并分别运用了二元和序次逻辑斯蒂回归进行了重复检验，模型估计结果与最小二乘估计没有明显差异。因篇幅所限，本文并未予以呈现。
2．核心解释变量及其操作化
正如前文所述，既有研究多采用被访者主观回答参照比较结果作为核心解释变量以剖析分配公平感的生成逻辑，容易陷入“主观解释主观”的模糊性因果困境（卢楠、王毅杰，2017），无助于揭示参照比较背后的社会结构基础（高勇，2013）。为克服上述测量的不足以揭示何种参照群体影响，以及如何影响都市移民分配公平感，本文借鉴并改进了幸福感研究中间接测量的方法。在考察何种参照群体影响居民幸福感时，已有研究试图通过检验特定群体收入水平（平均收入或中位数）是否显著影响因变量的方法确定参照群体框架。10关于检验何种参照群体影响个人主观幸福感的操作化的讨论，可参见吴菲、王俊秀（2017）的研究。但是，这一操作方法仅能检验某特定参照群体是否存在，却不能进一步挖掘相对位置距离如何形塑主观态度。对此，本文尝试将潜在参照对象与都市移民的相对位置操作化为相对收入高低的虚拟变量，通过其统计显著性及系数方向检验都市移民的参照群体选择。此后，基于通过检验的特定参照群体，笔者将分别构建处于优势地位与劣势地位时与参照对象间的相对位置差距变量，并考察其对分配公平感的影响效应。
振捣方式采用单一的行列形式，不要与交错式混用，以免漏振。振捣棒移动间距为500 mm，振捣棒距离模板300 mm。在振捣过程中，宜将振动棒上下略有抽动，以便上下振动均匀。对每一插点要掌握好振捣时间，用时过短不易振实，振捣时间过长又可能产生混凝土离析现象，一般每个点的振捣时间为20～30 s，快插慢拔，以混凝土表面不再明显下沉、不再出现气泡、表面泛出灰浆为准。对相邻布料设备的接搓部位，振捣时应超出搭接部位至少500 mm，以免出现漏振。在振捣过程中，应特别注意对成品的保护，严禁振捣棒碰击预埋螺栓、测温探头等，以防其发生变形和移位，振捣棒距离上述物件必须保持在300 mm左右。
就操作化方式来说，本文构建了个体收入与参照对象平均收入对比后的二分类虚拟变量（“高于参照对象”＝1，“低于参照对象”＝0），以检验特定群体是否构成都市移民的参照对象。11基于社会比较的基本要义，本文检验参照对象的逻辑基础为：当以特定群体构成参照对象时，若处于优势地位者（高于参照群体平均收入）在分配公平感上会显著高于处于劣势地位者（低于参照群体平均收入），则可推断此群体被都市移民视为参照对象。反之，如果二者间无显著差异，则可以认为此群体的参照对象。借鉴既有研究，相同地理空间和相同社会经济特征的群体更容易构成参照对象（吴菲、王俊秀，2017），故本文以同一居住城市、相同年龄队列12年龄队列的组别分别为“18—30岁”“31—40岁”“41—50岁”“51—60岁”“61—70岁”“71—90岁”。、户籍身份特征为基本原则构建参照对象框架。基于前文中的文献梳理，待检验的都市移民的潜在参照对象主要由以下几部分构成。第一，以同质群体为参照对象。对于户籍移民和流动人口来说，相同年龄段、相同户籍身份属性的群体更可能被其视为同质群体。由此可知，户籍移民的同质参照对象为居住地相同年龄段的其他户籍移民，流动人口同质参照对象为居住地相同年龄段的其他流动人口。第二，以来源地居民为参照对象。由于本文所用数据的样本来源于特定都市，并没有对移民群体来源地居民进行采样，故无法直接获得来源地相应年龄队列的收入情况，笔者引入来源地省级统计局公开发布的居民收入予以替代，并由此计算都市移民与来源地居民的相对收入。13本数据中城市移民来源于安徽、河南、山东等30个省份，覆盖了除港、澳、台之外的全部省级行政区，数据可以精确定位都市移民的具体来源省份。为确定来源地居民收入情况，笔者引入SUNS数据调查实施年份（2016年）各省统计局发布的省级居民年平均收入。其中，户籍移民的来源地依据被访者所报告的获得上海非农户口前户口所在省份来确定，而流动人口的来源地直接取其报告的当前户口所在省份。虽然此种操作方法无法确定来源地不同年龄队列居民的收入情况，但考虑到移民群体与来源地居民的参照比较通常具有整体性，故此估计并不会有太大的偏误。此外，笔者将在下文稳健性考察部分中进一步呈现关于此操作化方式的稳健性检验结果。第三，以土著居民为参照对象。户籍移民与流动人口的本地参照对象均为居住地相同年龄段但出生即拥有本地户口的土著居民。
在确定何种群体构成都市移民参照对象后，文章构建了都市移民与参照群体间的相对收入差距的变量14与参照群体间收入差距的计算公式为：ln（个人收入／参照群体平均收入）。来考察相对位置距离对分配公平感的影响效应，并进一步揭示“如何比较”的具体逻辑。因与参照群体间的比较存在相对优势地位和相对劣势地位两种情况，故存在正向收入差距（高于参照对象时）和负向收入差距（低于参照对象时）两种类型。基于前文的研究假设，处于优势地位时的正向收入差距与处于劣势地位时负向收入差距对个体的影响可能存在不同效应，故本文将在统计模型中区分两种收入差距并分别探究参照效应的作用机制。
3．控制变量
对于城市移民来说，迁移不仅仅是物理空间的转换，更意味着社会文化环境的改变。如果说迁移之前对城市生活更多停留在自我想象的话，那么迁移后的亲身体验则有可能改变对城市的认知，移民的价值、预期和参照标准也将会在迁移过程中被重塑。就国际迁移经验来看，跨国迁移的个体并不会保持一贯的社会态度，而会随着新的生活环境发生改变（Lnnqvist，etal，2011），自我超越、自我强化、自我压力等主观感受均会被重新定义（Rudnev，2014）。对中国城市移民来说，进城后的农民工会改变原有的参照标准而视城镇居民为参照对象，并基于相对剥夺来报告幸福感，这可以解释其绝对收入水平虽然高于原籍地居民但幸福感却相对较低的悖论现象（Knight and Gunatilaka，2010）。此后，阿基等人（Akay，etal，2012）进一步验证了参照改变的可能，他们发现，流动人口会将城市居民收入情况视为自己未来生活状况的“积极信号”，进而表现出较高的生活满意度，对强定居意愿者的影响更为明显。最新研究发现，在评估自我社会地位时，农村迁移到城市的流动人口倾向于跨越原有边界而将城市居民视为参照对象，并随着迁移时间的增长而更为明显（Wang，2017）。就分配公平感的生成逻辑来看，城市移民的参照选择具有代际差异，与老一代的“农—城”流动人口相比，新生代群体更倾向于将城市居民视为参照对象（龙书芹、风笑天，2015），前者更关注实际所得而后者更在乎与本地城市居民间社会经济地位的差异（王甫勤，2016）。
先秦“气”论演变及对《黄帝内经》的影响……………………………………………………………………腊永红，张丽娟（2.40）
在已有研究中，移民代际往往以1980年的出生年份为界限而操作化为二分变量（李培林、田丰，2011；龙书芹、风笑天，2015；王甫勤，2016），为更细致地展现老、中、青世代间的差异，本文根据出生年份将都市移民世代编码为虚拟变量，分别表示老生代移民（1960年前出生）、中生代移民（1960—1979年出生）和新生代移民（1980年后出生）。此外，也有研究发现，主观城市融入（Akay，etal，2012）、迁移时长（Wang，2017）等可能影响移民参照群体的选择，故本文将其作为控制变量纳入统计模型。一方面，本文将“多大程度上认为自己是上海人”操作化为主观城市融入变量（取值1—7），取值越高，意味着城市融入程度越高。另一方面，迁移时长被重新编码为三分类虚拟变量（“5年及以下”“6—10年”“11年及以上”）。17移民的迁移时长本应该按照初次到目的地（上海）来计算，因收集的数据所限，文中户籍移民和流动人口的迁移时长的含义不同：户籍移民迁移时长指的是获得上海非农户口的年限，而流动人口的迁移时常指的是流动到上海的年限。表1报告了户籍移民、流动人口、全体移民三类群体主要变量的分布情况。
五、实证结果分析
在本部分，笔者将呈现模型估计结果并完成以下任务：第一，检验何种参照群体会分别影响户籍移民与流动人口参照的分配公平感，并分析比较二者的异同；第二，在确定参照群体后，进一步探究相对位置距离对户籍移民与流动人口分配公平感的影响，并分析比较二者的异同。
（一）与谁参照：户籍移民与流动人口参照群体的检验和比较
反映中国社会不平等的基尼系数主要由城乡、地区差异所形塑（Xie and Zhou，2014），而跨省迁移并获得当地户口的户籍移民恰恰可以跨越原籍地与迁入地之间地区或城乡差异，并有机会享受便利性的市民权，诸如特定就业机会、贴心老年服务、优质子女教育等（Chan and Zhang，1999；Chan and Will，2008；Afridi，etal，2015；Chen and Feng，2017）。毫无疑问，获得迁入地户口，尤其是都市户口，意味着摆脱了来源地既定的结构性命运，这也成为众多国内移民挣脱既定束缚的自我奋斗理想。换言之，相较于来源地居民，户籍移民因迁移而改变了既有生活际遇（Jiang，etal，2013）。此外，虽然流动人口被视为城市的二等公民，但丝毫没有影响到农村和小城镇人口跨省流动到经济发达地区的积极性，北京、上海、广州等东部沿海城市成为主要目的地且呈现上升的趋势（Yang，2000；Shen，2012；Liang，2014：42－43）。究其原因，是因为在巨大地区经济差异背景下，与原籍地居民相比，流动人口迁移到都市则意味着获得更多的工作机会和更高的劳动报酬，进而实现生活际遇的改变（Wang，etal，2002）。
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在表2中，模型7到模型12分别检验了多种潜在参照对象对流动人口分配公平感的影响。模型8显示，与同年龄段流动人口间相对收入的影响系数为正且在0．001的置信水平上显著。换言之，与低于同年龄段流动人口平均收入水平相比，处于优势地位者的分配公平感高于前者25．7%，故同质群体（即相同年龄段的流动人口）成为流动人口分配公平感的参照对象。在模型9中，与来源地居民间相对收入同样不会显著影响流动人口的分配公平感，故来源地居民的平均收入水平同样不会影响流动人口的分配公平感。需要注意的是，这一结论与流动人口倾向于与原籍地居民比较以报告个体主观态度的研究结论有所不同（李培林、李炜，2007；李培林、田丰，2011；Zhang，etal，2018），笔者将在文末对这一差异进行讨论。模型10则考察了与同年龄段土著居民相对收入是否影响流动人口的分配公平感，其影响系数显著为正。由此可知，与低于同年龄段土著居民平均收入相比，参照优势者将持有更高的分配公平感，故同年龄段土著居民也会被流动人口视为判断分配公平与否的参照对象。
至此，同质参照（假设1a和1b）和本地参照（假设3a和3b）得到了实证支持，起源参照 （假设2a和2b）没有通过显著性检验。为进一步考察户籍移民和流动人口参照群体的差异，模型5和模型11分别检验了二者之间是否会彼此构成参照对象。模型5显示，户籍移民与同年龄段流动人口间的相对收入高低并不影响其分配公平感，故流动人口并不会被户籍移民视为参照群体。但是，模型11中与参照对象间的相对收入系数显著为正，这说明，与户籍移民相比，处于优势地位和处于劣势地位流动人口的分配公平感间存在显著差异且前者高于后者，故可推断流动人口会倾向于将同年龄段户籍移民视为参照对象。
较比和验检的择选体群照参时感平公配分告报民移市都：照参谁与：2表口人动流民移籍户住民照常居参籍民照户移参著民照土居参地源民照来居参质体照同群参线 型基 模籍民照户居参动口照流人参著民照土居参地源民照来居参质体照同群参线 型基 模21型模11型模01型模9型模8型模7型模6型模5型模4型模3型模2型模1型模08．2087．2047．2040．00－75．2021．4069．1099．4032．0086．40入收对相间象对照参与）54（0．0）45（0．0）34（0．0）99（0．0）54（0．0）52）（0．172（0．1）22）（0．199（0．1）92（0．132．0092．0022．0093．0032．0093．0000．00－12．0001．00－04．0020．0024．00）数对入收年（入收对绝）01（0．0）01（0．0）01（0．0）51（0．0）01（0．0）90（0．0）33）（0．043（0．0）33）（0．083（0．0）33）（0．023（0．0 30．00－21．0091．00－43．0020．00－43．00＋39．10－76．10－61．20－24．10－＋37．10－24．10－）0＝性女（别性）63（0．0）63（0．0）73（0．0）63（0．0）63（0．0）63（0．0）20）（0．140（0．1）30）（0．130（0．1）00）（0．130（0．1）0＝婚未（况状姻婚60．0051．0001．0011．0010．00－11．0001．0074．0082．0086．0051．0096．00婚已）94（0．0）94（0．0）94（0．0）94（0．0）94（0．0）94（0．0）61）（0．241（0．2）11）（0．271（0．2）12）（0．271（0．2 15．00－85．00－24．00－75．00－65．00－75．00－14．00－14．0046．00－89．0002．0099．00偶丧和婚离）83（0．1）14（0．1）83（0．1）14（0．1）93（0．1）04（0．1）59）（0．289（0．2）29）（0．210（0．3）80）（0．320（0．3）0＝下以及学小（度程育教58．00－67．00－88．00－18．00－88．00－18．00－33．20－51．20－27．10－89．10－31．20－69．10－中初）36（0．0）36（0．0）36（0．0）36（0．0）36（0．0）36（0．0）23）（0．243（0．2）03）（0．223（0．2）63）（0．223（0．2 45．00－72．00－46．00－52．00－35．00－52．00－97．20－93．20－61．20－91．20－81．30－71．20－中高）96（0．0）96（0．0）96（0．0）96（0．0）96（0．0）96（0．0）92）（0．203（0．2）62）（0．292（0．2）93）（0．292（0．205．10－89．00－65．10－44．00－＋44．10－34．00－15．10－76．00－10．10－22．00－30．20－91．00－学大）47（0．0）37（0．0）47（0．0）27（0．0）47（0．0）27（0．0）43）（0．213（0．2）52）（0．282（0．2）44）（0．272（0．243．3－078．20－91．30－65．10－22．30－65．10－16．00－26．0013．00－85．1032．10－95．10生究研）43（0．1）43（0．1）43（0．1）23（0．1）53（0．1）23（0．1）18）（0．267（0．2）96）（0．286（0．2）79）（0．286（0．2 91．0012．0041．0033．0042．0033．0012．00－20．0042．00－80．0080．0080．00）0＝员党共中非（貌面治政）47（0．0）47（0．0）37（0．0）57（0．0）47（0．0）47（0．0）22）（0．122（0．1）22）（0．122（0．1）02）（0．122（0．1 66．0046．0086．0027．0096．0027．0035．1033．1095．1082．1005．1072．10）0＝无（仰信教宗） ·1·25（0．0）25（0．0）25（0．0）35（0．0）25（0．0）35（0．0）84）（0．115（0．1）94）（0．115（0．1）45）（0．125（0．1
）表续（）0＝有国（质性位单作工53．0062．0054．0044．0034．0044．0094．0075．0084．0066．0051．0066．00营民和资外）26（0．0）26（0．0）26（0．0）36（0．0）26（0．0）36（0．0）61（0．1）71（0．1）51（0．1）71（0．1）41（0．1）61（0．1 12．0071．0062．0054．0072．0064．0084．10－36．10－33．10－37．10－29．10－57．10－式正非和雇自体个）56（0．0）56（0．0）56（0．0）66（0．0）56（0．0）66（0．0）45（0．1）45（0．1）35（0．1）55（0．1）75（0．1）45（0．1）0＝是（位定体群势弱观主870．2280．2970．2180．2770．218．20＋44．2061．20＋24．2069．1042．2079．10般一）75（0．0）75（0．0）75（0．0）75（0．0）75（0．0）75（0．0）83（0．1）14（0．1）73（0．1）24（0．1）14（0．1）14（0．1830．4940．4530．4750．4140．4750．4280．4100．5770．4110．5280．421．50是不）65（0．0）65（0．0）65（0．0）65（0．0）65（0．0）65（0．0）83（0．1）83（0．1）83（0．1）93（0．1）73（0．1）83（0．142．0022．0052．0042．0042．0042．0074．0014．0024．0093．0084．0083．00入融市城观主）11（0．0）11（0．0）11（0．0）11（0．0）11（0．0）11（0．0）03（0．0）03（0．0）03（0．0）13（0．0）03（0．0）13（0．0）0＝生出前年06（1 9代世民移07．0046．0065．0053．0001．1043．0022．1098．0084．1032．0082．1012．00生出年97—1 90691）10（0．1）10（0．1）10（0．1）40（0．1）30（0．1）20（0．1）53（0．1）83（0．1）33（0．1）53（0．1）53（0．1）33（0．1 73．1051．1032．1039．00＋77．1039．0071．1058．0074．1091．0075．1081．00生出后年0891）99（0．0）99（0．0）99（0．0）10（0．1）00（0．1）00（0．1）38（0．1）78（0．1）28（0．1）77（0．1）58（0．1）67（0．1）0＝下以及年（5长时移迁81．00－71．00－81．00－01．00－91．00－01．0＋－041．3＋－045．3＋－091．3－086．3＋－010．3－086．30－年—1 06）44（0．0）44（0．0）44（0．0）44（0．0）44（0．0）44（0．0）38（0．1）58（0．1）28（0．1）58（0．1）18（0．1）58（0．1 40．00－90．0080．00－61．0070．00－61．0091．00－10．00－13．00－91．0002．0081．00上以及年11）84（0．0）84（0．0）84（0．0）84（0．0）84（0．0）84（0．0）07（0．1）17（0．1）96（0．1）17（0．1）66（0．1）17（0．17．002461．9922．0642．119．9144．1200．02702．000．9114．0296．9165．02距截）06（0．1）26（0．1）95（0．1）76（0．1）16（0．1）95（0．1）86（0．4）97（0．4）76（0．4）80（0．5）27（0．4）68（0．4 873287328732873287328732144144144144144144犖47．0086．0047．0085．0027．0085．0063．1002．1034．1051．1024．1051．10犱犪狉犲狌犚狊狇66．0016．0066．0015．0046．00150．059．0087．0020．1037．0010．1057．00 2犚狌狊狋犲犱犱犼犃；误准标归回健稳为内号括，数系归回健稳为果结出输内表：1．注。）验检尾双（．10＜，＋狆5．00＜，狆1．0 0＜狆，10．0 0＜狆：平水性著显．2·2·
综合考察表2的实证结果可以发现，在评价分配公平感时，虽然同属出生在外地的都市移民，但因是否获得迁入地户口，户籍移民和流动人口的参照群体存在明显差异。对于户籍移民来说，同年龄段户籍移民与土著居民平均收入水平两种参照标准显著影响其分配公平感，但同年龄段流动人口并不构成其参照对象。对于流动人口来说，同年龄段流动人口、土著居民、户籍移民的平均收入水平等三种参照标准均会影响其分配公平感。不难发现，户籍移民与流动人口的参照标准差异由户籍身份所形塑，户籍移民倾向于将持有本地户口的都市居民视为参照对象，后者则会与所有常住居民进行参照。对此，模型6和模型12分别检验了同年龄段户籍居民（当前持有上海户口）和常住居民（上海常住人口）是否各自构成户籍移民和流动人口的参照对象。两个模型结果显示，与参照对象间相对收入系数均为正（系数分别为0．412和0．280），这进一步支持了户籍移民和流动人口基于户籍身份选择参照对象的结论。综上可知，尚未获得制度身份的流动人口在参照对象选择上较户籍移民更为多样，获得迁入地户籍身份实则缩小了户籍移民参照对象的锁定范围。
不可忽视的一点是，户籍移民和流动人口在是否将来源地居民视为参照对象上保持了一致，高于或低于来源地居民平均水平并不显著影响户籍移民和流动人口的分配公平感。因此，无论是否获得迁入地户籍，都市移民均不会将原籍地居民视为参照对象。此外，表2的实证结果说明，即便考虑到与参照群体的相对收入影响后，绝对收入仍然显著正向影响流动人口的分配公平感，但并不显著影响户籍移民的分配公平感。这也意味着，在评价分配是否公平时，户籍移民更在乎与他者的比较，而流动人口则会同时考虑相对收入与绝对收入。
就控制变量而言，认为自己是弱势群体的都市移民会报告更低的分配公平感，这与挫折经历会显著降低分配公平感（罗忠勇、尉建文，2009）的既有研究结论相似。对于流动人口来说，获得大学及以上学历者更会认为分配所得不合理，契合“教育水平越高，分配公平感越低”的既有实证结论（赵晓航，2015；孙薇薇、朱晓宇，2018）。主观城市融入正向影响其分配公平感的结论也与已有实证结果保持一致（Akay，et al，2012）。
（二）如何比较：平等主义与损失厌恶
在表2中，本文分别基于参照比较中优势和劣势地位间差异显著性检验了户籍移民和流动人口参照群体，结果显示，是否获得本地户口成为其参照群体选择的基础。需要进一步追问的是，处于相对优势和劣势地位的都市移民将如何看待自己与参照对象间相对位置呢？基于户籍移民和流动人口的不同参照对象，本文引入了相应的收入差距变量，并分别考察其对优势和劣势地位群组分配公平感的影响。
在表3中，模型1到模型6分别考察了相对收入差距对处于参照优势和劣势地位户籍移民分配公平感的影响。在模型1中，对于收入低于同质参照群体的户籍移民来说，收入差距每增加一个单位，分配公平感将降为原来的84．1%。这说明，与相同年龄段户籍移民间的负向收入差距越大，户籍移民的劣势剥夺感越强，进而会报告更低的分配公平感。与之类似，当土著居民或户籍居民为参照对象时，模型3和模型5显示，相对位置距离系数显著为负（分别为－1．453和－1．019），处于劣势地位的户籍移民同样会因为收入差距的拉大而报告更低的分配公平感。但是，无论何种主体为参照对象，与参照群体间相对收入差距的拉大虽然正向影响处于优势地位户籍移民的分配公平感，但并无统计显著性（见模型2、模型4和模型6）。
例11（2016·南京）：如图所示，是一束菊花的花顶S反射出的三条特殊光线SA、SB和SC。其中，SA平行于主光轴，SB经过光心，SC经过左焦点，请画出这三条光线通过凸透镜折射后的出射光线。
接下来再考察与参照对象间相对位置距离对流动人口分配公平感的影响。与户籍移民的参照比较逻辑类似，当参照对象分别为同年龄段的流动人口、土著居民、常住居民时，处于劣势地位的流动人口会因为与参照对象间相对位置距离的拉大而显著地报告更低的分配公平感，每增加一单位的收入差距分配公平感分别降低到原来的40．3%（模型7）、39．3%（模型9）和44%（模型11）。有意思的是，模型8、模型10和模型12的系数虽无显著性，但均为负值，相对收入差距的加大并不会显著影响处于参照优势地位流动人口的分配公平感，甚至存在负向关系。在特大城市中，本地居民与流动人口往往因为户籍身份而被区别对待，进而造成二者在部门进入、职业获得和收入分配上的不平等（李骏、顾燕峰，2011）。流动人口在户籍分层壁垒的结构约束下尚可通过个人努力获得较高的收入，却难以获得本地户籍者的同等待遇。受此影响，跨越低层次收入水平的流动人口群体可能会因自我收入的提高而增强同等待遇的诉求以期最大化实现自我价值，无法超越的制度鸿沟则可能造成其报告较低的分配公平感。上述逻辑类似于高学历者报告较低分配公平感的原因在于通过教育获得难以实现阶层跨越而产生了心理落差，进而引发了分配不公的情绪（孙薇薇、朱晓宇，2018）。
响影的感平公配分民移市都对离距置位对相：较比何如：3表口人动流民移籍户于高 于低 于高 于低 于高 于低 于高 于低 于高 于低 于高 于低住常 住常 著土 著土 质同 质同 籍户 籍户 著土 著土 质同 质同民居 民居 民居 民居 体群 体群 民居 民居 民居 民居 体群 体群21型模11型模01型模9型模8型模7型模6型模5型模4型模3型模2型模1型模01．30－04．40－17．20－39．30－32．10－30．40－51．0091．01－83．0035．41－17．0014．80－）数对距差入（收离距置位对相）9 8（0．1）13（0．1）47（0．1）04（0．1）38（0．1）0（0．1 5）15（0．3）20（0．3）89（0．3）99（0．3）46（0．3）93（0．218．4045．4035．4040．40＋92．3061．4047．2079．9082．2021．4101．0091．80）数对入收年（入收对绝）68（0．1）92（0．1）17（0．1）93（0．1）08（0．1）94（0．1）36（0．3）30（0．3）01（0．4）00（0．4）35（0．3）04（0．2 45．00－40．0007．00－90．00－33．00－30．0－069．20－50．0097．20－43．0060．40－01．00－）0＝性女（别性）96（0．0）34（0．0）46（0．0）54（0．0）07（0．0）24（0．0）04（0．1）55（0．1）62（0．1）48（0．1）55（0．1）33（0．1）0＝婚未（况状姻婚91．1004．10－＋73．1037．1－008．1034．10－53．10－02．00－11．30－19．1076．5030．30－婚已）87（0．0）56（0．0）77（0．0）76（0．0）88（0．0）06（0．0）49（0．2）03（0．3）16（0．2）55（0．3）39（0．3）28（0．2 83．1014．20－22．20＋79．20－76．1033．20－60．10－95．20－71．40－75．0034．1056．00－偶丧和婚离）75（0．3）35（0．1）69（0．2）95（0．1）33（0．3）05（0．1）20（0．4）63（0．4）55（0．3）69（0．4）50（0．5）67（0．3）0＝下以及学小（度程育教39．10－69．00－89．00－60．10－30．10－40．10－71．50－97．10－55．30－08．10－64．7018．10－中初）57（0．1）86（0．0）24（0．1）17（0．0）75（0．1）07（0．0）71（0．4）88（0．2）01（0．3）65（0．3）12（0．9）44（0．2 73．20－25．00－96．10－84．00－39．00－47．00－01．30－＋52．50－42．20－12．50－97．00－16．30－中高）38（0．1）67（0．0）94（0．1）08（0．0）56（0．1）87（0．0）50（0．4）78（0．2）90（0．3）05（0．3）42（0．9）25（0．2＋80．30－96．10－01．20－41．20－42．10－81．20－47．20－24．40－95．10－67．40－99．1024．30－学大）68（0．1）68（0．0）25（0．1）09（0．0）66（0．1）68（0．0）19（0．3）10（0．3）49（0．2）75（0．3）10（0．9）55（0．211．60－78．10－62．50－99．1＋－009．30－41．40－46．30－91．1012．20－86．10－85．3051．20－生究研）22（0．2）66（0．2）59（0．1）19（0．2）50（0．2）81（0．3）24（0．4）88（0．3）95（0．3）63（0．5）01（0．9）45（0．3 97．0085．00－96．0078．00－94．0061．00－03．0041．20－22．00－83．10－59．00－80．00－）0＝员党共中非（貌面治政）99（0．0）21（0．1）49（0．0）81（0．1）49（0．0）71（0．1）45（0．1）53（0．2）74（0．1）05（0．2）48（0．1）96（0．1 26．0064．0078．0043．0038．0044．0020．0023．2055．0010．30＋75．40－50．30）0＝无（仰信教宗）78（0．0）56（0．0）28（0．0）66（0．0）09（0．0）46（0．0）72（0．2）72（0．2）49（0．1）76（0．2）65（0．2）49（0．1·1·
）表续（）0＝有国（质性位单作工20．00－13．0032．00－45．0084．00－14．0072．00－01．10－81．0023．20－73．10－02．00－营民和资外）80（0．1）77（0．0）69（0．0）18（0．0）90（0．1）67（0．0）56（0．1）68（0．1）55（0．1）00（0．2）31（0．2）74（0．1 03．0090．0030．0032．0002．0050．0021．10－03．10－16．00－28．10－96．50－96．00－式正非和雇自体个）02（0．1）87（0．0）50（0．1）38（0．0）22（0．1）87（0．0）39（0．2）48（0．1）34（0．2）20（0．2）57（0．3）07（0．1）0＝是（位定体群势弱观主65．2087．2062．2019．2001．3046．2038．20＋21．3036．2067．3061．00－＋18．20般一）20（0．1）86（0．0）39（0．0）17（0．0）70（0．1）76（0．0）52（0．2）96（0．1）69（0．1）09（0．1）38（0．2）55（0．185．5098．3042．50680．309．5018．30＋070．344．60＋850．386．6076．2038．40是不）59（0．0）86（0．0）88（0．0）17（0．0）10（0．1）76（0．0）80（0．2）48（0．1）88（0．1）80（0．2）24（0．2）56（0．194．0021．0045．0080．0084．0011．0032．0027．0043．0095．0035．00＋36．00入融市城观主）02（0．0）31（0．0）81（0．0）41（0．0）02（0．0）31（0．0）14（0．0）74（0．0）63（0．0）05（0．0）94（0．0）73（0．0）0＝生出前年（1960代世民移70．10－29．10－42．10－04．10－43．0056．20－95．00－＋51．50－35．0＋－012．50－85．1067．50－生出年97—1 90691）20（0．2）84（0．1）98（0．1）64（0．1）40（0．2）08（0．1）01（0．3）67（0．2）50（0．3）69（0．2）46（0．3）07（0．2 51．20－28．10－04．10－91．10－90．0046．20－47．20－35．30－13．30－15．20－13．00－64．50－生出后年0891）01（0．2）45（0．1）29（0．1）94（0．1）72（0．2）19（0．1）97（0．3）84（0．3）77（0．3）59（0．3）31（0．4）83（0．3）0＝下以及年（5长时移迁63．00－73．00－75．00－92．00－06．00－52．00－65．40－14．10－92．30－27．10－04．40－33．20－年—1 06）77（0．0）25（0．0）37（0．0）45（0．0）58（0．0）15（0．0）49（0．2）81（0．2）16（0．2）13（0．2）43（0．3）80（0．2 35．10－20．00－70．10－51．00－98．00－01．00－05．00－40．00－40．0078．00－22．30－50．00上以及年11）39（0．0）65（0．0）48（0．0）95（0．0）49（0．0）65（0．0）24（0．2）63（0．2）42（0．2）15（0．2）45（0．2）31（0．2 54．32－00．12－82．12－83．51－87．01－95．51－95．3099．38－250．805．031－10．7224．36－距截）63（1．9）95（1．3）28（1．7）55（1．4）81（1．8）84（1．5）28（3．7）94（3．1）15（4．2）14（4．1）07（3．8）05（2．5 417466153834511277，6 51832302172071341892犖21．1005．0090．1094．0051．1084．0060．1031．2050．1054．2020．2014．10犪狉犲犱狌犚狊狇68．0083．0078．0073．0009．00630．042．0062．1043．0044．1017．0097．002犚狌狊狋犲犱犱犼犃；误准标归回健稳为内号括，数系归回健稳为果结出输内表：1．注。）验检尾双（．10＜，＋狆5．00＜，狆1．0 0＜狆，10．0 0＜狆：平水性著显．2·2·
上述实证结果验证了假设4b和假设5a，假设4a则未得到数据支持。总体来看，无论是户籍移民还是流动人口，相对位置距离拉大对处于参照比较劣势地位者的分配公平感影响更为显著，但并不会显著影响处于优势地位者的分配公平感。因此，一方面，处于优势地位的都市移民具有“平等主义”的倾向，并不会因处于相对获益地位而进一步寻求与他人差距的继续拉大。另一方面，处于劣势地位者则表现出“损失厌恶”的倾向，会因为与参照对象间相对收入差距的拉大而加剧自我消极情绪，这也符合行为经济学家所揭示的行为人惯常逻辑（Thaler，2015）。
另外一个不可忽视的发现是，相对位置距离对于处于参照比较优势地位和劣势地位者分配公平感的影响系数间存在显著的非对称性，且前者明显小于后者。从表3的实证结果可以发现，模型1、模型3、模型5、模型7、模型9、模型11的“相对位置距离”的系数值分别高于模型2、模型4、模型6、模型8、模型10、模型12。换言之，对分别处于参照优势地位（个人收入低于参照群体）和劣势地位（个人收入高于参照群体）的都市移民来说，相对收入差距拉大对前者的影响系数均大于后者，而户籍移民和流动人口间上述效应关系却并无差异。这说明，不管是户籍移民还是流动人口，相对位置距离的拉大给处于参照劣势者因损失带来的厌恶情绪大于参照优势者因获益而产生的满足感知。假设5b由此得到实证数据支持。
狼剩儿抽出长刀，鲜血喷射涌出，溅了他一身。好像飘下一阵紫色的花雨，我恍惚看到了那铺天盖地的紫云英。嫩绿的草茎，紫红的小花，一片连着一片，直铺到远处的天边。我的狼剩儿在草地上奔跑，身上沾满了紫花。他跑远了，消失在满眼红紫的花海中；人影归处，又跑过来我的槐生，越来越近，越来越清晰。我躺在这一片红花上，仰望高远的蓝天，眼前奔涌着川流不息的白云……
六、稳健性考察
参照群体、相对位置与都市移民分配公平感之间的关系是本文的核心研究议题，笔者在前文检验了户籍移民和流动人口多个潜在参照群体，并进一步探究了相对位置距离对其分配公平感的影响效应。为考察实证结果的可靠性，笔者分别通过更换变量操作方法、区分亚群体等方式排除潜在估计偏差，以进一步保证结论的稳健性。
（一）同质参照的稳健性检验
在前文，同质参照群体操作化时所依据的相同户籍身份仅考虑了当前户籍的所在地（本地户口与外地户口）要素，尚未纳入户口类别（城镇户口与农村户口）的影响。为检验解释稳健性，笔者重新界定了都市移民同质参照群体，将其操作化为同一现居城市、相同年龄段、相同当前户籍所在地、相同起源户口类别的其他移民。在采用新操作化方式后的表4中，模型1和模型4的“与参照对象间相对收入”变量系数显著为正，这说明，相同年龄段、相同当前户籍所在地、相同起源户口类别群体分别会被户籍移民和流动人口视为分配公平感的参照对象。进一步看，模型2和模型5中收入差距对数均显著为负，而在模型3和模型6中却无统计显著性，这与表2中同类型变量的统计显著性无根本差异。总之，更换同质群体操作化后的稳健性检验说明，无论是仅考虑当前户籍所在地属性，还是同时兼顾起源户籍类别属性的方式确定同质参照群体，均不影响同质群体被都市移民视为参照对象的结论，而且，更换操作化方式后，相对位置距离对不同处境中都市移民分配公平感的非对称性影响——优势时“平等主义”和劣势时“损失厌恶”——同样不发生改变。
（二）起源参照的稳健性检验
表2的实证结果表明，来源地居民并不会构成都市移民判断收入分配是否公平的参照对象，但这一结论与既有研究存在明显的差异。为了保证此解释的稳健性，笔者将在表5中通过多种方式排除潜在偏差的干扰。第一，排除社会网络的影响偏差。亲密关系中的他者更容易被视为参照对象，故社会网络特征成为都市移民选择参照对象所不可忽视的因素。模型1和模型4分别将研究对象锁定为社会交往外地化（即绝大多数或全部朋友为外地人）的户籍移民和流动人口，但与参照对象的相对收入仍然不具有显著性。这意味着，最有可能与原籍地居民比较的社会交往外地化的都市移民也不会视来源地居民为参照对象。第二，排除迁移时长的影响偏差。迁移时间较短的移民群体会因为与参照对象间收入差距拉大而报告更低的分配公平感，因为离开原籍地时间有限更有可能视来源地居民为参照对象。但是，当研究对象锁定为“迁移年限5年及以下”的都市移民时，模型2和模型5中与参照对象相对收入变量仍未发现统计显著性。第三，排除操作化不当引起的偏差。前文与来源地居民参照间相对收入操作化时，来源地居民收入取自省级平均收入水平，并未考虑到城乡间差异。为排除户口类别带来的偏差，模型3和模型6分别基于迁移前的城镇和乡村户口身份构建了户籍移民和流动人口与来源地居民相对收入的二分虚拟变量，但仍未发现统计显著性。第四，排除流动人口特殊亚群体的偏差。在既有研究中，老一代流动人口（龙书芹、风笑天，2015；王甫勤，2016）和农民工群体（吴菲、王俊秀，2017）作为流动人口的两类重要亚群体更倾向于将来源地居民视为参照对象。为此，模型7和模型8将研究对象分别锁定为“老一代流动人口”（1980年前出生）和“农民工群体”，但均未发现与参照对象间相对收入变量的统计显著性。综上可知，笔者通过多种方式探究了来源地居民参照的稳健性，均未发现统计显著性，故可以稳健地支持都市移民并不会视来源地居民为参照对象的结论。
察考性健稳的感平公配分民移市都与置位对相、照参质同：4表口人动流民移籍户口户源起同于高 口户源起同于低 口户源起同 口户源起同于高 口户源起同于低 口户源起同体群照参别类 体群照参别类 照参别类 体群照参别类 体群照参别类 照参别类6型模5型模4型模3型模2型模1型模75．2055．40入收对相间体群质同与）04（0．0）72（0．1 17．1030．20－74．00－03．70－）数对距差入收（离距置位对相）51（0．1）96（0．0）75（0．3）23（0．2犢犢犢犢犢犢量变制控＋26．6124．3099．9186．1176．25－55．91距截）29（0．9）61（0．7）95（0．1）90（3．9）90（2．5）27（0．4 67720618732451782144犖32．1084．0047．0064．1063．1014．10犱犪狉犲狌犚狊狇99．0063．0066．0081．0017．0000．10 2犚狌狊狋犲犱犱犼犃。）”＝1入收均平口户源起同于高“，”＝0入收均平体群质同于低“（量变拟虚分二为”入收对相体群质同与“：1．注主“”位定体群势弱观主“”质性位单作工“”仰信教宗“”貌面治政“”度程育教“”况状姻婚“”别性“”入收对绝“为量变制控．2。”长时移迁“”代世民移“”入融市城观。误准标归回健稳为内号括，数系归回健稳为果结出输内表．3。）验检尾双（．10＜，＋狆5．00＜，狆1．00＜狆，10．00＜狆：平水性著显．4·1·
察考性健稳的照参源起民移市都：5表口人动流民移籍户工民农 代一老 别类口户同 长时移迁 往交会社 别类口户同 长时移迁 往交会社体群 口人动流 照参地源来 下以及年5化地外 照参地源来 下以及年5化地外8型模7型模6型模5型模4型模3型模2型模1型模29．0085．1085．10－81．0019．00－04．2017．40－24．00－入收对相间民居地源来与）71（0．1）15（0．1）70（0．1）71（0．1）33（0．1）98（0．1）70（0．5）99（0．5犢犢犢犢犢犢犢犢量变制控21．2246．2233．2261．3256．4211．9102．5132．71距截）70（0．2）02（0．4）17（0．1）31（0．3）12（0．2）99（0．4）79（1．6）58（1．0 44711978732895434114495201犖55．0086．0095．0047．0026．0091．1094．3088．10犱犪狉犲狌犚狊狇44．0074．0025．0064．0094．0077．0097．0021．00－2犚狌狊狋犲犱犱犼犃。）”＝1入收均平民居地源来于高，“”＝0入收均平民居地源来于低“（量变拟虚分二为”入收对相间民居地源来与“：1．注”位定体群势弱观主“”质性位单作工“”仰信教宗“”貌面治政“”度程育教受“”况状姻婚“”别性“”入收对绝“为量变制控．2。）量变代世民移含包不7型模，量变长时移迁含包不5型模和2型模，中其（”长时移迁“”代世民移“”入融市城观主“。人地外为友朋部全或分部大绝指”化地外往交会社“．3。误准标归回健稳为内号括，数系归回健稳为果结出输内表．4。）验检尾双（．10＜，＋狆5．0 0＜狆，1．0 0＜狆，10．0 0＜狆：平水性著显．5·1·
（三）本地参照的稳健性检验
表2的实证研究结果表明，户籍移民和流动人口均会视土著居民为参照群体，本文通过比较不同亚群体间差异的方式厘清其前提条件，以保证结论的稳健性（详见表6）。第一，迁移时长差异与估计偏差。模型1显示，迁移时长超过10年的户籍移民会视土著居民为参照对象，但对于迁移时长10年及以下的户籍移民来说（模型2），与土著居民的相对收入并不显著，故其并不倾向于将土著居民视为参照对象。由此可推断，只有迁移时长超过10年的户籍移民才会将土著居民视为分配公平感的参照对象。但对于流动人口来说，与土著居民间相对收入均显著为正（模型6和模型7）。换言之，迁移时长差异并不能左右流动人口是否将土著居民视为参照对象，但这与迁移时间越长越可能视迁入地土著居民为参照对象的既有结论（Wang，2017）有所不同。第二，社会网络结构差异与估计偏差。一方面，对于户籍移民来说（模型3至模型5），社会交往半本地化和社会交往本地化者会视土著居民为参照对象，但社会交往外地化的户籍移民却无此倾向；另一方面，模型9和模型10显示，社会交往半本地化和社会交往外地化的流动人口会视土著居民为参照对象，但社会交往本地化者反而不显著（模型8）。上述结果说明，若朋友圈中存在部分本地人，都市移民则会倾向于视土著居民为参照对象。第三，迁移世代间差异与估计偏差。既有研究发现，与老一代流动人口相比，新生代更可能改变参照对象而视流入地居民为参照对象（龙书芹、风笑天，2015；王甫勤，2016），但模型11和模型12的实证结果显示，与土著居民的相对收入变量均显著为正，故都市中流动人口的土著居民参照并不会因迁移世代而有所差别。综上所述，除了迁移时长和社会网络结构可消磨特定都市移民亚群体本地参照倾向外，并未发现其他偏差可能。因此，都市移民的本地参照倾向解释没有受到挑战。
尹爱群握着妻子的手机，看了又看，希望能找出希望，哪怕一点点。妻子的手机里保存了关于丈夫尹爱群的四个方面的内容：1.尹爱群和扬扬赤身裸体在车内嘿咻的场面。2.尹爱群和扬扬的Q Q聊天记录，里面互称老公老婆。3.尹爱群为杨杨所购楼房的相关票据。4.保险柜内塞满现金的图片。
SPSS19.0软件分析,两组患者口腔舒适度、口腔修复体匹配程度、生活质量属于计量资料用t检验,采用(±s)表示;临床治疗效果、患者满意度计数资料用x 2检验,采用%表示,P<0.05,两组患者资料对比有差异具有统计学意义。
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七、结论与讨论
本文以经历差异性身份转换的都市移民（户籍移民和流动人口）为研究对象，通过新的研究设计对比分析了二者分配公平感形塑过程中参照群体选择和具体比较逻辑的内在机制，从而弥补了既有社会比较解释机制在细节上揭示“与谁参照”“如何比较”上的不足。就“与谁参照”而言，相较于既有研究采取模糊性主观测量而无法锚定具体参照对象的缺陷，本文运用新的研究设计检验了分配公平感生成过程中多个潜在参照群体。结果发现，户籍移民和流动人口会分别视其他相同迁移经历的同质性群体为参照对象，但也表现出与土著居民异质参照的倾向。作为第一个贡献点，本文使用了客观测量方法来检验何种参照群体发挥作用，一方面，再次支持了既有研究提出的“同质参照”的假说，即个体倾向于与“相似的他人进行比较”以判断个人分配是否公平（马磊、刘欣，2010；孟天广，2012；Kim，etal，2015；Zhang，etal，2018），另一方面，也进一步挖掘出已有研究所忽视的因环境改变而选择异质参照的新趋势。受此启发，本文认为，既有分配公平感生成机制的揭示多单纯强调从同质性角度界定参照群体的方式需要修正，特别是研究对象为经历多重身份转换的群体时，更需要细致挖掘其参照群体选择的复杂性。
本文的第二个贡献在于对“如何比较”心理活动的深入挖掘，呈现了处于不同参照处境群体在比较细节上的差异性逻辑。研究显示，处于优势地位的都市移民并不会因参照对象间收入差距拉大而表现出更高的分配公平感，体现为“平等主义”逻辑，处于劣势地位的都市移民则表现为“损失厌恶”强化逻辑。此外，相对位置距离的拉大给处于参照劣势者因损失带来的厌恶情绪大于参照优势者因获益而产生的满足感知。与既有研究多止于讨论劣势地位者较参照优势者表现出“相对剥夺感”不同，本文采用了新的操作化方式进一步揭示了相对位置距离之于二者间主观感受的差异，而且发现了敏感性差异，从而细化了“如何比较”的具体机制。上述结论提醒后续的分配公平感研究要注意社会比较过程中不同参照处境群体对相对位置敏感性的差异，尤其需关注劣势地位者“相对剥夺感极化”的可能。
本文对都市户籍移民和流动人口分配公平感生成机制的对比分析也具有现实意义，可以揭示中国特大城市移民群体心理失范的潜在影响因素，并有助于针对具体原因而规避社会风险的发生。就“与谁参照”来说，本文发现户籍身份成为都市移民参照群体选择的制度性基础，虽然持有后致性户口身份，但户籍移民仅会将当前持有都市户口的群体视为参照对象，而不会与流动人口进行参照。近年来，以新中产阶层为主的都市户籍移民社会焦虑心态的产生或许与他们参照对象本地化倾向有关，而防止其心理失范需从克服户籍因素之外的“本地—外地”间身份歧视等文化不平等因素入手。对于都市流动人口来说，他们会将土著居民和户籍移民等本地户口持有者视为参照对象，这映衬了他们试图突破户籍壁垒而追求“个体平权”的心理预期（康岚，2015；李煜、康岚，2016）。更为重要的是，本文发现，来源地居民的收入水平并不影响都市流动人口的分配公平感，这与全国层面以农民工群体为主的流动人口更倾向于与原籍地居民比较以报告主观感受的既有结论（李培林、李炜，2007；李培林、田丰，2011；吴菲、王俊秀，2017）有所不同，老一代流动人口较新生代这一倾向更为明显的既有发现（龙书芹、风笑天，2015；王甫勤，2016）也未得到证据支持。此发现一方面体现了流动到特大城市与一般跨省、省内跨市、市内跨县等流动人口群组会表现出参照群体的差异性，另一方面也可能预示着流动人口放弃将老家人视为参照群体的新趋势。18已有分配公平感的研究结论多基于2010年之前甚至更早的调查数据得出，而本文基于2017年的最新数据的研究发现或许预示着国内移民放弃老家人参照的可能趋势。与此类似，最新研究发现，近十年来（2006—2015）农民工自评社会地位受相对剥夺感所致而呈现下降的“逆成长”（Downward Movement）态势（田丰，2017），这也或许与他们参照对象由原籍地居民转为城市居民有关。但是，上述猜测仍需更多的实证数据予以检验。由此可知，提升都市流动人口相对于原籍地居民的收入水平并不能提升其公平感，这提醒特大城市流动人口政策制定的相关部门需致力于推动“本地—外地”间均等化，以促进其安居乐业与心态平衡。此外，就“如何比较”来说，本文发现户籍移民和流动人口均不仅仅在意处于劣势地位的被剥夺处境，更会因为与参照对象间相对位置距离的扩大而表现出更为消极的分配公平感。因此，消除都市土著居民对外来移民的文化歧视，提高置身底层移民群体的收入水平以致缩小常住人口间的收入差距，才是维护都市移民心态稳定和预防社会不稳定因素积累的有效路径。
当然，本文也存在一定的不足需要后续研究予以弥补和推进。第一，受问卷设计和数据采集所限，对参照群体的设定仍没有摆脱研究者自主设定的策略窠臼。本文对参照选择假设的检验基于被访者均倾向于与他人比较而报告分配公平感的逻辑前提之上，但现实生活中并非所有人都基于比较而生成个体态度。其实，与他人比较的偏好在相对收入与个体态度之间发挥调节作用，即相对剥夺在解释具有比较偏好个体的分配公平感时作用更明显（Schneider and Valet，2017）。虽然采取事后推断策略而设定参照群体已具尝试性的做法，但仍然无法精准地从主体角度出发把握参照群体的选择过程（吴菲、王俊秀，2017）。对此，笔者认为，推进性研究可以采取以下方法：其一，优化数据收集时的问卷设计，通过改变提问方法捕捉被访者主观上“我会跟谁比”的选择过程（Alderson and Katz－Gerro，2016；Van Praag，2011）；其二，借鉴心理学或行为经济学的研究方法，尝试引入调查实验方法明确个体参照选择标准；其三，借助深入的定性调查方法捕捉个体参照比较的深层次过程也是一种有效的尝试。第二，本文对都市移民参照群体的检验均建立在单一参照对象影响效应是否发挥作用基础上，但个体的参照选择往往是多个参照对象复合性的构成，故揭示综合性参照群体选择的复杂过程仍需要通过研究设计的改进予以推进。第三，本文在揭示微观分配公平感生成过程中参照比较效应时，借鉴了同为主观感受的幸福感、自评社会地位等方面的相关研究，但并未对其内在生成机制差异进行比较。李骏（2017）曾发现偏私域感受的幸福感和偏公域评价的宏观分配公平感的生成机制存在差异，至于同样偏私域感受的幸福感和微观分配公平感之间的关系如何本文并未予以探究，这为后续研究留下了拓展空间。
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Reference Groups，Relative Position and Micro－Perceptions of Distributive Justice：A Comparative Analysis between Permanent Migrants and Floating Population in Chinese Metropolis
WANGYuanteng
Abstract：By examining and comparing the specific logic of reference group selection and the effect of relative position of permanent migrants and floating population in Chinese metropolis，this paper reveals the mechanism of microperceptions of distributive justice from the perspective of social comparison theory．Three types of reference groups of homogeneous reference，origin reference and native reference are constructed for this study in order to answer the question of“to whom the reference is made”．Also by using the contrast of satisfaction desirability and loss aversion，the study explores the psychological aspect of“how the comparison is made”．To the former question，the finding indicates that in reporting distributive justice perception，hukou status is the institutional basis for reference dependence．Those holding metropolis hukou become the reference objects for permanent migrants，while floating migrants are more likely to treat all metropolis residents as one reference group．Origin reference groups are not selected by both permanent and floating migrants as a reference point even after elements like social network structures，migration years，migration intergeneration，and etc．are taken into consideration．To the question of“how comparison is made”，the study finds that the relative position gap creates an asymmetric effect among both permanent and floating migrants．Migrants with superior positions tend to show some egalitarian sentiment while those with lesser positions display “loss aversion”，whose sense of dissatisfaction is much stronger than the satisfaction felt by the former group．The comparative analysis of this study has practical implications for the management of migrant population in Chinese metropolis．
Keywords：perceptions of distributive justice，reference groups，relative position，migrants in Chinese metropolis，permanent migrants，floating population
＊作者：王元腾 上海大学社会学院（Author：WANG Yuanteng，School of Sociology and Political Science，Shanghai University）E－mail：wangyuanteng＠126．com
本文写作和修改过程中得到刘玉照、严俊、梁在、庞保庆、陈伟等师友的诸多帮助，文章的完善也得益于《社会》匿名评审专家的建设性意见，在此一并致谢。文责自负。
责任编辑：张 军
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