来源：https://onlinelibrary.wiley.com/doi/full/10.1111/ijsw.12607
By Erwin Gielens, Femke Roosma, Peter Achterberg
2023-05-23
翻译：AI
摘要
近年来，随着人们对普遍基本收入（UBI）政策的兴趣达到顶峰，对公众对这种政策的支持的研究正在迅速发展。虽然最近的研究承认了UBI提案的多维性，但对于在多大程度上明确支持或拒绝对UBI的支持，我们仍然知之甚少。我们发现，公众对UBI的三个维度持有不同但相关的观点：普遍性、再分配和无条件性。受过高等教育和受教育程度较低的人对这一政策同样矛盾，这表明荷兰社会对UBI缺乏政治根深蒂固。事后比较表明，关键的人口统计和选区支持某些方面，而拒绝其他方面，从而在问题上达成妥协和分裂。然而，尽管存在这些明显的争议，但态度维度之间的强烈相关性表明，调查实验往往夸大了多维的程度，忽视了支持政策方面的强烈共性。
介绍
近年来，全民基本收入（UBI）在媒体和政治议程上占有突出地位。各国媒体定期讨论福利政策提案（例如 Gielens et al.， 2022a;Perkiö 等人，2019 年）。UBI被认真考虑为一种政策选择（Browne & Immervoll，2017），并激发了放松管制社会援助的多次实验，最明显的是在芬兰（De Wispelaere et al.，2018）和荷兰（Groot et al.，2019）。 这种普遍和无条件的社会政策提案的势头表明，既定的福利话语出现了显著的突破（见Taylor-Gooby，2008）。
UBI的复兴激发了许多关于公众对UBI政策支持的研究（De Wispelaere&Noguera，2012）。如果说有什么不同的话，那就是衡量民众对这一全面政策提案的支持率是具有挑战性的。大多数（欧洲）公众实际上并不了解政策讨论，尚未对UBI政策形成意见（Chrisp et al.， 2020： 225;Rossetti 等人，2020 年）。更糟糕的是，虽然UBI提案本身意味着对社会保障体系的重大改革，但提案本身往往是含糊不清的，有时在某些方面是矛盾的（De Wispelaere，2016; De Wispelaere&Stirton，2004）。UBI由各种政策方面组成，例如其普遍性、无条件性、再分配影响等，其中一些方面比其他方面更突出。因此，UBI支持的学者一直在努力衡量对一项定义模糊的政策的支持，该政策在公众中相对不为人知。
应对这一挑战的方法主要是从关于UBI支持的多维政策角度寻求的（Chrisp et al.，2020; Rincón，2023 年;Stadelmann-Steffen & Dermont，2020 年）。这些研究采用调查实验，这些实验提供了关于政策参数的详细细节，并改变了政策提案的特点，这使他们能够研究对不同UBI提案的支持以及这些提案的各个方面对政策支持的影响。到目前为止，多维政策视角假定，个别政策方面——福利水平、供资机制、资格要求等——对政策支持产生独特和共同的影响。
然而，不幸的是，对政策设计维度的关注是以忽视全民基本收入支持的维度为代价的。在对福利合法性的研究中，态度的维度结构被用来理解人们在形成观点时区分福利政策的哪些方面，例如社会权利与义务（Achterberg et al.，2014;Gielens et al.， 2019）和政策原则与实施 （Roosma et al.， 2013）。同样，支持UBI不同方面的共同点将显示公众区分哪些维度。评估UBI支持的维度结构在方法和理论方面都推动了文献的发展。从方法论上讲，这种方法有助于建立对UBI支持的有效衡量标准。从理论上讲，支持的维度可以被解释为代表了UBI提案背后的更广泛的福利争议。因此，我们的第一个贡献是调查（RQ1）：
哪些福利争议是民众对UBI政策提案的支持基础？
其次，UBI支持的维度也使我们能够研究对UBI提案的矛盾心理的教育差异。许多权威研究指出了政治态度的教育差异，认为对政治学说的承诺与政治和社会精英的问题立场保持一致（例如，Achterberg&Houtman，2009;匡威，1964 年;Feldman&Zaller，1992）。例如，在知情和忠诚的精英中，不太可能找到支持福利权利而反对福利义务的人。对UBI的支持可能也是如此：受过高等教育的人可能更倾向于支持或拒绝整体的UBI，而受教育程度较低的人可能倾向于接受提案的某些方面，而拒绝其他方面。教育上的差异意味着这些社会类别对UBI的理解不同。一方面，这将使UBI支持的一维测量成为问题。另一方面，在解释上建立差异将具有理论价值——它开辟了途径来解释对UBI的支持在多大程度上容易受到框架的影响，为什么存在这样的公众与精英之间的差距，等等。因此，我们额外研究了（RQ2）：
受过高等教育的人在支持和反对UBI时是否不那么矛盾？
在本文的其余部分，我们首先解释了我们期望找到哪些支持维度，以及为什么这种维度在教育类别之间会有所不同。接下来是对由荷兰受访者组成的数据集的讨论，以及一个方法部分，详细说明了验证性因素分析 （CFA） 如何检验我们的期望。作为对结构有效性的检验，我们进行了一些事后分析，以确定确定的维度是否具有不同的原因和后果。由于维度的数量是未知的，我们选择了一种归纳法，使用福利支持研究中经常使用的预测因子。最后，得出结论，为今后的研究提出建议。
UBI 支持的维度
基于文献，我们提出了UBI支持的三个可能的维度结构。一维结构检验了“概念连贯性”的假设，假设公众作为一个整体接受或拒绝UBI。二维的支持结构假定对经济平等方面的支持与对无条件方面的支持是不同的。三维模型假设经济平等的两个要素进一步区分：支持UBI的普遍性和支持UBI的再分配方面。图 1 显示了这些假设的维度结构的概念概述，我们将在下面讨论它们。
图1 UBI支持背后的理论政治争议的概念一览
一维
UBI 支持的一维模型假设人们倾向于支持或拒绝 UBI 的所有方面。这是许多关于UBI支持的初步研究中的主要实证假设。大多数初步研究实证假设UBI支持是一维的（例如Parolin&Siöland，2020;Roosma & Van Oorschot，2020 年;Vlandas，2021 年）。这些研究使用欧洲社会调查（2020 年）中的一个问题来衡量 UBI 支持。虽然在问题提出之前，我们先对UBI政策的各个方面进行了广泛的解释，包括作为最低生活水平保障的主要政策方面，对每个人来说都是一样的，无论工作如何，但受访者无法透露他们对各种政策方面的看法。只有当个人倾向于在政策方面表现出相似的支持水平时，单项方法才有效。因此，对一维模型的检验反映了早期UBI支持工作的有效性。
我们还检验了UBI的大部分工作所依据的“概念连贯性”的理论假设。UBI政策的支持者通常需要将UBI的不同方面结合起来，以实现其预期目的。例如，UBI只能等同于“真正的自由”（Van Parijs，1991），摆脱当前福利中的“生产主义”（Offe，1992），并促进性别平等（例如Robeyns，2000），如果它同时是普遍的、充分的和无条件的。从这个角度来看，支持某些方面而拒绝其他方面是没有意义的。UBI提案承诺通过一系列措施改革福利，因此支持UBI意味着支持其所有方面。
这种概念上的连贯性也可以在广大公众中找到。一些作者确实认为，政治态度——以及延伸到福利态度——是建立在对社会变革（或拒绝）社会变革的独特愿望之上的（Jost et al.， 2008;Jost 等人，2009 年）。从社会保守主义到社会进步主义，这些作者认为，人们——在极端情况下——要么想要拆除现有的社会权力结构，要么想要维持它们。如果UBI在公众心目中确实在概念上是连贯的，代表了一种独特的社会变革形式，我们预计人们倾向于在相同程度上接受或拒绝UBI政策的各个方面。这就引出了图 2a 中显示的概念模型。
图2 （a） UBI支持的一维模型。（b） UBI支持的二维模型。（c） UBI支持的三维模型。
二維
二维结构假设人们赞成或反对与经济平等有关的UBI方面，而不管他们对无条件方面的态度如何。几项研究表明，关于社会权利和社会义务的意见是不同态度维度的一部分（Achterberg et al.，2014;Gielens 等人，2019 年;但参见 Laenen & Meuleman，2019 年）。
这个模型的第一个争议是关于经济平等的。许多研究表明，福利政策支持是建立在经济平等主义的基础上的（例如，Jaeger，2006年;Svallfors，2012），包括对UBI政策的支持（Roosma&Van Oorschot，2020; Vlandas，2021 年）。这种政治价值维度体现了在经济平等问题上的对立立场，一方面认为社会财富应该得到更平等的分配——特别是要确保最低收入作为一项社会权利——另一方面认为收入再分配构成了不合理的税收负担。对经济平等的渴望往往等同于自身利益的立场——也就是说，那些从再分配中受益的人最有可能支持平等主义理想——但也有道德成分——坚信为较不富裕的人纳税是对社会的道德义务（Van Oorschot，2006）。总而言之，这场争论涉及对社会财富公正分配的态度。
第二个假设的争议是关于无条件的，无条件性被定义为福利资格的行为和情境要求。许多研究使用文化威权主义来解释对福利条件的支持（Achterberg et al.，2014，另见Lipset，1959）。 条件规定了资格规则，这些规则至少部分基于互惠规范，其中社会支持以人们的工作意愿为条件（Mau，2004：61）。文化威权主义者希望防止健全人逃避工作义务——也就是说，他们希望防止福利滥用——并支持严格的条件来执行这些互惠义务。虽然这一论点主要适用于福利条件，但经济状况调查等工具也与滥用福利的概念有关。从威权主义的角度来看，经济状况调查政策可以防止那些没有真正经济需要的人利用社会支持。在这两种情况下，支持福利附加条件的动机都是出于防止滥用福利的原则愿望。
经济平等和无条件之间的区别也适用于对UBI政策的支持。一方面，UBI提案带来了一场迈向更大经济平等的运动。提供足够的福利，所有公民的平等待遇，以及利用所得税为这些福利提供资金，都涉及经济平等问题。总之，这些方面旨在确立最低收入水平的社会权利。另一方面，UBI政策取消了领取福利的条件;例如经济状况调查、同居限制、工作申请要求和额外收入限制。因此，我们预计 UBI 支持下存在二维值冲突，如图 2b 所示。
三维模型
在经济平等中，三维模型进一步区分了普遍主义原则（即每个人都获得基本收入）和对UBI再分配设计的态度。普遍主义处理的是谁应该得到福利支持的问题，而再分配则涉及谁应该为这些福利支付的问题。换言之，该模型假设公众区分了UBI的目标维度和税收维度。
普世主义认为没有目标，认为“每个人都有权获得相同类型和程度的福利”（Reeskens&Van Oorschot，2013：1176）。Van Oorschot （2006） 认为，公众更喜欢强烈的福利目标的程度各不相同（另见 Laenen & Meuleman，2019）。 这些研究将对目标的偏好归因于目标群体认为应得的待遇：特别是那些被认为真正需要帮助的人，由于他们自己的过错，并表现出工作意愿，被认为更应该得到支持。然而，人们在这方面存在分歧：团结的条件性——很像威权主义——在受教育程度较低的人群中更为强烈，并且与对福利滥用的怀疑相吻合（例如Van Oorschot，2006）。因此，对普遍主义的支持源于人们在多大程度上区分目标群体的应得性。普遍主义也是UBI提案的一个核心组成部分。UBI通常被认可为一项公民权利，例如，作为对被剥夺的穷人的补偿（Paine，2004年）。Tideman 和 Vallentyne （2017） 同样为公民权利问题辩护 UBI，即获得最低限度规定的普遍权利。
相反，再分配处理的问题是谁做出贡献以及谁从再分配安排中受益。再分配的支持者希望减少富人和穷人之间在收入（和/或财富）上的差异，而再分配的反对者则更喜欢低税收和自由放任的经济。在那些将从这种安排中受益的人中，如穷人和受教育程度较低的人，通常对再分配的支持更强（例如，Jaeger，2006年）。因此，总而言之，穷人和受教育程度较低的人可能不喜欢UBI的普遍主义，因为它为富人服务，同时支持UBI的再分配方面，因为它为自己服务。正如 Rincón （2023） 所提到的，这很可能是 UBI 支持背后的悖论（或交叉压力）之一。根据这一观点，Van Oorschot et al. （2022） 发现团结的条件性与经济平等主义之间没有关系，这表明这些态度维度在经验上确实是相互独立的。UBI支持的三维模型如图2c所示。
对UBI的矛盾心理的教育差异
信仰体系的学生普遍发现，与社会精英相比，大众组织他们的政治价值观的方式不同（例如，Converse，1964;Feldman&Zaller，1992）。Converse（1964：9-11）最初提出的理论是，由于精英交流过程中的信息丢失，公众的问题态度较少受到政治意识形态的制约：“精英之间组织良好的信息的巨大宝库”在大众理解中转化为“几个“零”。因此，对政治意识形态的肤浅理解削弱了广大公众态度之间的认知联系。Feldman和Zaller（1992：269）强调，与精英阶层相比，公众对政策问题更加矛盾或怀疑，这不是因为缺乏理解，而是由于考虑因素冲突。另一方面，对于精英来说，态度是由对政治意识形态的承诺所塑造的，这是一种“结构原则”，为在各种问题上采取的立场提供了信息（Bartle，2000：469）。这种矛盾心理理论已经一次又一次地得到了实证验证。例如，在福利国家内部，受过高等教育的人更有可能支持或拒绝整个福利国家，而受教育程度低的人对经济问题的看法或多或少与他们在文化问题上的立场无关（例如Achterberg&Houtman，2009）。
矛盾心理理论意味着UBI支持的维度在教育阶层之间是不同的。政党必须对UBI提案采取明确的立场，即他们根据不同政策方面的综合影响，接受或拒绝整个政策。例如，支持者一方的政治精英特别认为 UBI 是一种具有成本效益且更具支持性的策略，可以激活失业者（Groot et al.，2019;Perkiö，2020 年）。基于他们更大的政治承诺，受过高等教育的人倾向于将他们的观点与他们支持的政治精英的立场保持一致：他们也成为UBI政策的明确支持者或反对者。相反，受教育程度较低的人应该更加矛盾，因此在他们支持和拒绝的UBI方面差异更大。
现有的研究指出了这一假设的有效性，并指出公众缺乏对UBI的了解。在《环境与社会标准8》中，“不知道”回答的比例超过8%。即使关于实质性意见，Roosma 和 Van Oorschot （2020： 203） 也“怀疑受访者是否完全理解引入 BI 的影响”。Rosetti 等人（2020：288）证实了这种知识的缺乏，他们在采访了随机抽样的当地公民后发现，“除了少数例外，受访者对 UBI 的态度并不成熟。许多受访者表示，他们发现这些话题很复杂，或者他们以前从未考虑过所提出的问题。因此，我们预计，在受教育程度较低的人群中，对UBI的态度更加矛盾。
数据和方法
数据
我们使用来自荷兰基本收入调查（Gielens et al.， 2022b）的数据，旨在代表一组人口统计学上平衡的荷兰受访者。尽管在大多数关键人口统计数据中具有代表性，但与荷兰统计局的人口数据（见表A1）的比较显示，65至80岁的人口、没有移民背景的公民以及家庭收入较高的人口比例过高。然而，高收入家庭的比例过高可能被高估了：与受教育程度较高的家庭（16.9%）相比，低教育程度家庭（26.9%）对家庭收入的无反应要高得多。尽管样本不具有完全的代表性，但得出无法概括的结论的风险很小。变量之间的统计关系（如相关性、因子负荷等）不太容易受到抽样误差的影响（例如Goodman&Blum，1996）。我们的样本包含 N = 1197 名受访者。
我们对UBI政策方面的衡量是基于UBI最常见的定义，即“普遍的，无条件的和个人的”（Widerquist等人，2013：xiv）：每个公民都以相等的数量获得它，没有附加条件。UBI的这一定义认为UBI足以在没有工作的情况下生存（Van Parijs，1991），并通过累进税收机制提供资金（例如Tideman&Vallentyne，2017）。 此外，我们将UBI与荷兰现有的福利政策联系起来，以澄清自由平等主义提案所隐含的政策改革。
具体而言，我们实施了表1中列出的UBI政策的七个方面。这些项目之前是以下介绍性文字：“普遍基本收入由几个方面组成，我们想听听您的意见。请说明您对以下几个方面的看法。所有指标的答案类别从 1（非常糟糕的想法）到 5（非常好的想法）不等，中间类别为 3（不好，不差）。首先，该政策被定义为普遍的，这意味着“每个荷兰公民每月都将获得基本收入”。请注意，我们选择每月现金支付，而不是一次性现金补助或实物福利。另请注意，我们通过将目标群体指定为荷兰公民来故意避免移民问题。其次，该政策被定义为足以在不工作的情况下生存，“高达贫困线（1200欧元/立方米）”。第三，该政策被定义为再分配政策，这意味着“较高的收入通过税收偿还这些基本收入”。第四，保单被定义为个人，因此“当你们住在一起时，它不会变得更高或更低”。虽然个体性标准也可能是指家庭层面的付款，但荷兰的制度已经提供了大多数以个人为基础的福利。相反，我们指的是同居惩罚，它会减少同居情况下的福利。第五，该政策没有经济状况调查，这意味着它“无论您的收入水平如何，都会支付”。我们进一步明确指出，“因此，没有必要检查人们是否有其他收入来源”。虽然经济状况调查通常与普遍主义联系在一起，但它也引发了关于福利效率和福利滥用的讨论。第六，该政策允许人们保留额外收入，这意味着人们可以“将赚取的（净）收入与此基本收入并列”。这方面与关于“贫困陷阱”的讨论有关，在“贫困陷阱”中，当领取者开始享受福利时，收入就会下降。UBI政策取消了与福利资格挂钩的收入门槛，例如，使社会援助受益人能够在不失去收入的情况下从事兼职工作。最后，我们将UBI定义为没有求职要求，因此“获得这种基本收入不需要任何服务作为回报”。我们明确指出，“领取者在失业时没有义务申请工作”。该标准将无条件提供全民基本收入与当前的社会援助要求相符。
表 1. UBI方面指标的描述性统计
| Aspect | Full phrasing | Mean | SD |
| Universal | Every adult Dutch citizen will receive a basic income each month | 3.24 | 1.138 |
| Sufficient | This basic income is as high as the poverty line (€1200/m) | 3.32 | 1.058 |
| Redistributive | Those with higher incomes pay back this basic income via taxes | 3.32 | 1.203 |
| Individual | This basic income does not become higher or lower when you live together | 3.35 | 1.036 |
| No means-test | This basic income is paid regardless of your income level. Because of this it is not necessary to check if people have other sources of income | 3.24 | 1.151 |
| Extra earnings | You can keep the (net) income earned next to this basic income | 3.70 | 0.984 |
| No job-search requirement | No service in return is required for receiving this basic income. For example, recipients are not obliged to apply for jobs when they become unemployed | 2.79 | 1.247 |
| Educational level | Low | 0.271 | |
| Middle | 0.335 | ||
| High | 0.394 |
此外，受访者被分为三个教育阶层。受过较低教育的人没有受过教育，完成了小学、初中（VMBO）或低等职业学校（MBO 1）。受过中等教育的人完成了高中教育（HAVO/VWO）或职业学校（MBO 2-4）。受过高等教育的人在（应用）大学获得传播学位，在应用科学教育（HBO）中获得学士或副学士学位，在大学水平上获得学士学位或硕士或博士学位。
方法
我们使用CFA来检验所提出的公众舆论维度的持久性（有关介绍，请参阅Brown&Moore，2012）。标准方法是通过比较各种拟合统计量，根据观察到的响应来确定哪个模型最适合。赤池信息准则 （AIC） 和贝叶斯信息准则 （BIC） 的低值表明模型与观察到的相关结构相对应。Tucker-Lewis 指数 （TLI） 和比较拟合指数 （CFI） 的低值表明与零相关零模型相比，相对改善程度较高。近似均方根误差 （RMSEA） 和标准化均方根残差是模型拟合的绝对度量，值越接近零表示拟合越好。在一项有影响力的模拟研究中，胡和Bentler（1999）提出了符合以下许多标准的足够拟合的临界值：CFI和TLI高于0.95，RMSEA和SRMR分数低于0.08表示足够拟合。然而，特别是RMSEA和SRMR往往过于保守，特别是对于自由度很少的模型。
我们通过比较教育群体之间的因素相关性来检验我们的矛盾性假设——受过高等教育的人对UBI的维度有更一致的态度。在多组 CFA 的背景下，我们首先比较了约束教育组之间因子负荷的“度量”模型的拟合度与也限制潜在变量之间相关性的“完整”模型的拟合度。如果度量模型的拟合效果优于完整模型，则相关性会显著不同。为了更详细地评估哪些相关性不同，我们提出了无约束的相关性。个体相关性中组差异的显著性也是通过模型似然比较来完成的。在本例中，我们将具有所有约束相关性的模型与具有单个无约束相关性的模型进行比较。
结果
我们从讨论表 1 中的描述性统计中的一些有趣的趋势开始分析。首先，请注意，几乎所有单个要素的平均得分都高于中值：受访者倾向于认为UBI的大多数方面是中性到好的想法。这表明UBI的支持比预期的更稳定，获得了与2018年ESS调查相似的支持水平（参见例如Roosma和Van Oorschot，2020）。特别是，考虑到政策话语的重点是针对穷人的社会供应，对UBI普遍性方面的平均支持率高得惊人（Taylor-Gooby，2008年）。 其次，某些方面仍然比其他方面得到更多支持。“额外收入”方面产生了相对较高的平均支持率（m = 3.70）和共识（s = 0.984），而放宽求职要求平均反对（m = 2.79），并且最具争议（s = 1.247）。这表明，公众普遍希望在保留工作激励的同时消除工作抑制因素。然而，与此同时，相当一部分人（33.7%）支持放宽求职要求，而45.7%的人反对。因此，这一方面是有争议的，有维持求职要求的倾向。最后，UBI政策的再分配方面具有相对较高的标准差（s = 1.203），证明了其争议性。传统上，收入的再分配在政治上分裂了左翼和右翼。
UBI 支持的维度
我们首先测试给定数据的情况下，哪个假设的维度结构最有可能。UBI 支持的一维模型被最有说服力地拒绝了。似然比检验表明，多维模型的拟合明显更好（Δχ2（1） = 126.0，p < 0.001）。 相对指数CFI和TLI均远低于拟合优度阈值，即比零模型提高90%或95%，也低于多维模型的相对拟合。绝对拟合指数也表明对该模型的拒绝，转而支持多维模型。RSMEA 和 SRMR 都超过了可接受的阈值 （<0.05），RMSEA 也明显高于 0.08 阈值。所有统计数据都表明，一维模型被拒绝作为最佳的经验拟合，这支持了UBI支持作为一种无差别态度没有得到很好的捕捉的说法。这与UBI支持领域的理论和实证假设背道而驰：归因于UBI的概念连贯性并未得到公众的普遍认同，单一项目的措施容易偏向于UBI政策的“真实”支持水平。
我们接受三维模型——对普遍主义、再分配和无条件性的态度分离——是最合适的。尽管与添加第二维相比，添加第三维带来的改进要少得多，但似然比检验仍显示模型拟合显著改善 （Δχ2（1） = 17.8，第 < 0.001）。然而，三维模型还不能满足充分模型拟合的经验法则。CFI 和 TLI 表明，与零相关限制零模型相比，改进不到 95%。RMSEA 超过了可接受拟合的 0.08 阈值，这意味着假设的相关结构与观察到的相关矩阵相差太大。基于修正指数（MI）和预期参数变化（EPC），我们提出了两种理论上合理的对原始模型的修改，以接近适当的拟合。首先，我们允许“无经济状况调查”和“额外收入”之间存在残差相关性（MI = 43.6，EPC = 0.159）。这两个方面都特别抓住了无条件的经济方面，旨在放宽现行社会救助政策中实施的收入限制。因此，毫不奇怪，这两个方面除了完全无条件的组成部分之外还有额外的差异。其次，我们允许“无经济状况调查”方面对再分配因子进行交叉加载（MI = 49.0，EPC = −0.417）。从实质上讲，经济状况调查既有无条件的组成部分——防止滥用福利——也有再分配的组成部分——帮助穷人。负交叉负荷还意味着对经济状况调查和再分配的支持是正相关的。包括这些修改大大提高了三维模型的拟合度（Δχ2（2） = 78.1， p < 0.001），并使拟合统计量接近或超过其可接受的阈值（见表2）。我们在表3中给出了改进的三维模型的参数估计。表A2列出了所有拟议测量模型的估计值。
表 2. 假设模型的拟合优度指数 （CFA）
| One-dimensional | Two-dimensional | Three-dimensional | Four-dimensional | Three-dimensional modified | |
| df | 14 | 13 | 12 | 11 | 10 |
| Χ2 | 332.8 | 206.8 | 188.9 | 187.4 | 110.8 |
| Δχ2 | 126.0*** | 17.8*** | 1.6 | 78.1*** | |
| CFI | 0.892 | 0.935 | 0.940 | 0.940 | 0.966 |
| TLI | 0.839 | 0.894 | 0.896 | 0.886 | 0.929 |
| AIC | 22,945 | 22,821 | 22,804 | 22,805 | 22,731 |
| BIC | 23,016 | 22,897 | 22,886 | 22,891 | 22,822 |
| RMSEA | 0.138 | 0.112 | 0.111 | 0.116 | 0.092 |
| SRMR | 0.058 | 0.053 | 0.051 | 0.052 | 0.039 |
*** p<0.001
表 3. 改进后的UBI支撑三维模型的因子载荷估计值及相关性
| Three-dimensional | |||
| Universal | Universalism (a) | Redistribution (b) | Unconditionality (c) |
| Sufficient | 0.875 | ||
| Redistributive | 0.505 | ||
| Individual | 0.642 | ||
| No means-test | −0.604 | 1.426 | |
| Extra earnings | 0.605 | ||
| No job-search requirement | 0.785 | ||
| Factor correlations | |||
| (a) | 0.762 | 0.785 | |
| (b) | 0.828 | ||
| (c) | |||
注：（a）Χ2（10） = 110.8;CFI = 0.966;TLI = 0.929;RSMEA = 0.092;SRMR = 0.039。（b） 因子载荷是通过约束因子方差来估计的。（c） 残差协方差“无经济状况调查”和“额外收入”：r = 0.118。
我们放弃了可以提高模型拟合度的进一步改变：排除“再分配”方面。再分配方面与每个假设因子结构中的其他项目的相关性较低——在 r = 0.121 和 r = 0.346 之间（参见表 A3 中的相关矩阵）。同样，维度结构仅占响应此项的方差的 15% 左右。虽然这些统计数据表明，再分配方面加载在单独的第四维上，但与三维模型相比，这种结构的拟合指数并未表明拟合有所改善（见表2）。然而，虽然经常被忽视，但再分配方面是UBI政策的一个有争议但不可或缺的方面（例如Chrisp&Martinelli，2019）。出于这个原因，我们选择在模型中保留这一方面，但请注意，再分配似乎是一个独特且有争议的问题，与对UBI政策的支持仅略有关联。
最后，我们注意到这三个态度维度是密切相关的。对普遍主义的态度与对再分配（r = 0.762）和无条件性（r = 0.785）的态度密切相关。对再分配的态度与无条件性之间的相关性甚至更高（r = 0.828）。尽管每个维度内的态度在维度之间的相关性比维度之间的相关性更强——因此有必要区分三个维度——但这些态度不能被认为是独立的。必须认为 UBI 支持的维度是相关的，但又是不同的。这在一定程度上证明了UBI政策在概念上的一致性。不同维度的态度可能有所不同，但可以认为表明了“普遍的”UBI支持。
UBI 支持的教育差异
我们还评估了较低教育阶层在支持UBI方面是否更加矛盾。更大的矛盾性意味着，在较低教育阶层中，UBI支持的三个维度的相关性较低。与我们的预期相反，我们没有发现任何证据表明受教育程度较低的人对UBI有更大的矛盾心理。
首先，相关性差异的综合检验表明，不同教育阶层之间的相关性存在差异。“完全”模型——将六个相关性约束为在教育群体中相等——比仅约束因子负载的“度量”模型拟合明显差1（Δχ2[6] = 23.0，p < 0.001，ΔAIC = 11，ΔBIC = 20）。 然而，表4中的个体相关性表明，相关性差异并未遵循预期的模式，即在受过高等教育的阶层中，对UBI的矛盾心理并不大。如果说有什么不同的话，那就是受过低层和中等教育的人比受过高等教育的人在态度上更加矛盾。与中等教育水平（r = 0.806）和受过较低教育程度（r = 0.806）的人相比，受过高等教育的人对再分配和普遍主义（r = 0.694）的态度更加不同。此外，与受过较高教育程度（r = 0.778）和较低程度（r = 0.735）的人相比，受过中等教育的人不太可能对普遍和无条件维度（r = 0.829）的态度保持一致。似然比检验显示普遍性与再分布之间的相关性存在统计学上的显著差异 （Δχ2[2] = 10.9， p < 0.01） 和普遍性和无条件性 （Δχ2[2] = 12.2，第 < 0.01 页）。再分配相关性和无条件相关性之间的教育差异并不显著，这也与我们的预期相反。因此，我们没有发现明确的证据表明受过高等教育的人对UBI政策的矛盾程度较低。基于这些结果，我们提出，UBI政策在政治路线上并不是非常根深蒂固，而是超越了政治意识形态的界限，在教育精英中也是如此，正如Reed和Lansley（2016）所建议的那样。或者，受过高等教育的人对任何福利国家问题都可能同样持矛盾态度，因为政党越来越多地将自己置于多重冲突线上（例如，Pellikaan et al.，2007）。
表 4. 每个教育阶层的约束因子负荷和无约束因子相关性
| Universal | Redistribution | Unconditional | |
| Factor loadings | |||
| Universal | 1.140 | ||
| Redistributive | 0.885 | ||
| Sufficient | 0.502 | ||
| Individual | 0.664 | ||
| No means-test | −0.637 | 1.450 | |
| Extra earnings | 0.604 | ||
| Unconditional | 0.780 | ||
| Factor correlations | |||
| Lower educated | |||
| Universal | 0.806 | 0.735 | |
| Redistribution | 0.832 | ||
| Middle educated | |||
| Universal | 0.806 | 0.829 | |
| Redistribution | 0.867 | ||
| High educated | |||
| Universal | 0.694 | 0.778 | |
| Redistribution | 0.796 | ||
注：约束残差协方差 r = 0.108。
UBI支持的结构基础
任何维度的区分都假定，从理论上和概念上讲，各个维度具有不同的原因和后果。我们进行了一些事后分析，以进一步加强我们对UBI支持的三个维度之间的概念区分。我们评估社会中的社会结构群体对每个维度的支持是否不同，以及对每个维度的支持是否会影响投票行为。由于这三个维度是高度相关的，因此我们必须控制其他维度，以解释每个维度所特有的支持差异。如果没有这些控制，估计将主要基于共享部分（即对多个维度的综合支持），而不是对单一维度的独特支持。表A4提供了事后分析中包括的变量的描述性统计量。
我们在表5中列出了支持的社会结构差异。我们发现，对UBI的支持维度之间存在显著差异，以及态度上的交叉压力。首先，虽然收入群体在支持普遍的UBI方面没有显著差异，但高收入家庭对再分配方面的支持较少（b = −0.171，p < 0.05），对无 条件方面的支持略高（b = 0.151，p < 0.10）。 同时，受过高等教育的人对普遍维度（b = −0.067，p < 0.10）和再分配 维度（b = −0.073，p < 0.05）的支持程度略低，而 对无条件维度的支持程度要高得多（b = 0.126，p < 0.01）。 这些观察结果表明，经济和文化动机对政策支持具有混淆作用。下层阶级往往更喜欢在严格的行为条件下进行更多的再分配，而上层阶级则对经济倒退政策有经济利益，同时对搭便车行为更宽容（Achterberg et al.，2014;Achterberg和Houtman，2009）。其次，自雇人士更赞成普遍维度（b = 0.184，p < 0.01）， 但也比雇佣工人更反对再分配维度（b = −0.161，p < 0.01）。 在家庭佣工中也发现了类似的边际趋势。相反，与雇佣工人相比，那些依赖福利的人更支持无条件维度（b = 0.125，p < 0.05 ），但同样支持其他两个维度。这表明，普遍性对不稳定就业者特别有吸引力（例如Bidadanure，2013）。此外，它表明劳动力市场的“内部人员”和“外部人员”（Rueda，2006）在普遍主义和再分配方面有不同的偏好。总而言之，这些交叉压力强烈表明，UBI支持的维度在分析上是分开的，并且具有明显的动机。
表 5. UBI 支持维度上背景特征的 OLS 回归估计。
| Universal | Redistribution | Unconditional | ||
| Intercept | −0.071 | 0.185* | −0.153 | |
| Gender | Male | |||
| Female | 0.009 | −0.028 | 0.007 | |
| Age | 0.000 | −0.001 | 0.001 | |
| Migration background | Native | |||
| First gen. | −0.053 | 0.076 | −0.044 | |
| Second gen. | 0.003 | 0.054 | −0.044 | |
| Income | <14,100 | |||
| 14,100–36,500 | 0.054 | −0.045 | 0.012 | |
| 36,500–43,500 | 0.039 | −0.011 | 0.007 | |
| 43,500–73,000 | 0.068 | −0.048 | 0.011 | |
| >73,000 | 0.057 | −0.171* | 0.151+ | |
| No response | 0.025 | −0.034 | 0.013 | |
| Education | Low | |||
| Middle | 0.029 | −0.073* | 0.033 | |
| High | −0.067+ | −0.030 | 0.126** | |
| Employment status | Employed | |||
| Student | 0.017 | −0.040 | 0.035 | |
| Self-employed | 0.184** | −0.161** | 0.028 | |
| Retired | 0.046 | −0.044 | −0.044 | |
| Benefits | −0.069 | −0.038 | 0.125* | |
| Housework | 0.146+ | −0.123+ | −0.001 | |
| Searching for job | 0.032 | −0.050 | 0.035 | |
| Other | −0.047 | 0.039 | −0.025 | |
| Controls | Universal | 0.491*** | 0.335*** | |
| Redistribution | 0.678*** | 0.519*** | ||
| Unconditional | 0.330*** | 0.370*** | ||
| R2 | 0.761 | 0.784 | 0.711 |
注：
+ p< 0.10;
* p< 0.05;
** p< 0.01;
*** p<0.001
表A5进一步说明了这些交叉压力。正如预期的那样，如果不控制其他维度，大多数社会人口统计学不会有显著差异。当社会人口统计学对政策提案的不同维度（如UBI）持有不同的意见时，就会发生这些交叉压力，也称为抑制效应（见Lazarsfeld等人，1968）。如果不控制再分配维度（见表A5），个体经营者对普遍主义维度的较高支持并不显著，因为自营职业者对普遍主义和再分配的对比观点抵消了这一点。同样，最高收入群体在支持方面也存在冲突，主要是因为他们更反对再分配，更支持无条件政策。反过来，受过高等教育的人在支持无条件性与特别是反对普遍政策之间产生了矛盾。一个值得注意的例外是，中等受过教育的人对再分配的支持率较低，这并没有被相互冲突的态度所混淆。
在我们讨论选区对UBI维度的支持之前，有必要对荷兰政党制度进行简要说明。荷兰被认为是一个“共识民主”（Lijphart，1999），这是一个支离破碎的多党制，其中决策需要在政党之间形成联盟。尽管存在差异，但政党可以根据其立场按照三条冲突线进行分组：国家干预市场、道德法则与中立国家以及集体主义-个人主义（Pellikaan et al.，2007）。自由党和工党都支持中立国家，但对干预主义和个人主义持反对意见。保守党（宗教）和工党都支持干预主义和集体主义，但在堕胎和性别等道德问题上存在分歧。绿党和民粹主义政党是新政治的一部分，在气候变化和移民问题上采取特殊立场。在其他问题上，绿党往往与工党结盟，而民粹主义政党则与自由派集团的经济观点相同。
表6显示，对UBI各个维度的支持也与投票行为有关。首先，普世维度对自由主义者的吸引力更大，尤其是与绿色左翼相比。鉴于自由派选民对UBI政策的典型左派偏好，对任何维度的支持率都很高（例如Schwander&Vlandas，2020）。尽管如此，自由派选民在实施不排斥富人和企业家的社会政策方面有着理性的兴趣。其次，对再分配维度的支持在投票行为上产生了最大的差异。那些支持再分配的人尤其不太可能投票给自由派和右翼民粹主义政党。相反，UBI的再分配部分吸引了经济左翼选民，包括那些投票给保守党的选民。这与两党家族对再分配的支持是一致的。最后，虽然再分配维度似乎将保守派和左翼选区联合起来，但无条件福利问题一方面分裂了自由派和保守派选民，另一方面分裂了进步派和左翼选民。尽管表6中没有包括这些对比的显著性，但以保守派为参照组的模型证实，那些支持无条件的人投票给保守派政党的可能性明显低于社会民主党（b = 0.660，p < 0.05）、绿 左派（b = 0.758，p < 0.05）、工党 （b = 0.572，p < 0.05）甚至右翼 民粹主义政党（b = 0.633， 第<页0.05）。总而言之，自由派选民倾向于支持普遍政策，但拒绝再分配部分，而保守派选民支持再分配部分，但拒绝无条件部分。我们的多维方法很好地解开了支持UBI政策的这些矛盾。
表 6. 对UBI维度的支持对投票行为的独特影响
| Liberal | Conservat. | Soc. Dem. | Green | Labour | Populist | Other | |
| Intercept | Ref. | −0.320** | −0.055 | −0.210+ | 0.158 | −0.353** | 0.367*** |
| Universal | Ref. | −0.185 | −0.151 | −0.497* | −0.204 | −0.023 | −0.104 |
| Redistribution | Ref. | 0.877** | 0.487+ | 0.988*** | 0.648* | 0.099 | 0.364 |
| Unconditional | Ref. | −0.359 | 0.301 | 0.399 | 0.213 | 0.273 | 0.142 |
注意：我们给出了多项式逻辑回归的对数赔率。对数赔率是相对于投票给自由派政党而言的。每个维度的效果都针对其他维度进行控制。派对家庭的编码如下。自由派（VVD，JA21）。保守型（CDA、CU、SGP）。社会民主党（D66，伏特）。绿色（GL、PvDD）。劳工（PvdA、SP）。民粹主义（PVV，FvD）。
+ p < 0.10;
* p< 0.05;
** p< 0.01;
*** p<0.001。
总而言之，这些事后比较表明，这三个维度都有不同的因果关系。普遍主义是一个更自由的问题，尤其得到企业家的支持。再分配是一个经济问题，它将保守派和左翼选民联合起来，反对自由派和民粹主义选民。相反，无条件是一个道德问题，一方面将受教育程度较低的自由保守派选民和受教育程度较高的进步左翼选民分开。
结论
UBI政策已迅速成为有针对性的激活政策的备受讨论的替代方案（例如Browne&Immervoll，2017）。UBI政策的公共合法性仍然是关键的悬而未决的问题之一，既是其政治实施的障碍，也是其政治实施的机会（De Wispelaere&Noguera，2012）。本文从多维角度阐述了UBI支持，试图理解公众对UBI支持的福利争议是哪些福利争议的基础。我们的分析表明，对UBI政策的支持是由三个相关但不同的福利争议驱动的，即普遍主义，再分配和无条件性。鉴于缺乏证据表明教育界对UBI的矛盾心理存在差异，这些争议似乎在社会精英中仍然存在。事后比较进一步表明，UBI支持存在交叉压力。与受过高等教育的人相比，受教育程度较低的人——以及保守的选民——往往更支持再分配方面，同时拒绝UBI的无条件性（例如Achterberg和Houtman，2009）。此外，自由主义者和个体经营者相对支持普遍福利，而反对再分配，这表明他们支持社会投资类型的政策（例如Gingrich&Häusermann，2015）。因此，将这些方面合并为一项政策既会产生广泛的吸引力，也会产生内部冲突。
相关但不同态度维度的发现对UBI支持的研究有三个启示。首先，不同态度维度的存在表明，支持UBI提案的背后存在一些相互竞争的考虑因素。虽然依赖于UBI支持的单一项目指标的研究强调了再分配作为支持动机的重要性（例如，Parolin&Siöland，2020;Roosma & Van Oorschot，2020 年;Schwander & Vlandas，2020 年;Vlandas，2021 年），这项研究表明，关键的人口统计数据和选区支持和反对该政策的不同方面。其次，UBI支持的复杂性是有限的，这表明了更简单的多维性方法的价值。虽然关于UBI多维性的现有工作将惠益和筹资机制的水平视为支持的不同维度（例如，Chrisp等人，2020年;Stadelmann-Steffen & Dermont， 2020），这项研究表明，这些方面是单一再分配争议的一部分。同样，对各种条件方面的态度（例如 Laenen 等人，2023 年;Rincón，2023 年）似乎受到同样的福利争议的驱动。第三，尽管支持UBI存在这些不同的争议，但态度维度之间的强烈相关性表明，UBI政策在公众心目中是一个相当连贯的政策。使用调查实验来研究政策设计如何改变政策支持——这是主要的多维方法——掩盖了维度之间支持方面的强大共性。因此，一维UBI的测量方法在重要程度上得到了证明。
令人惊讶的是，在对UBI的矛盾心理上缺乏教育差异表明，这三个福利争议在社会精英中仍然存在。这使人们对矛盾理论（Feldman&Zaller，1992;另见Converse，1964）对UBI态度的相关性产生了怀疑。在极端情况下，这可能指向更广泛的发展，其中教育阶层在区分经济和文化福利争议方面变得越来越相似，这可能是因为政党越来越多地将自己置于多重冲突路线上（例如，Pellikaan et al.，2007）。在矛盾心理上缺乏教育差异也可能是UBI政策所特有的。UBI政策在政治上仍然在多个方面存在很大争议，作为一项政策提案，它在概念上是灵活的（De Wispelaere，2016; De Wispelaere&Stirton，2004）。如果这种政治精英之间的困惑像矛盾理论所提出的那样扩散开来，就会在教育精英之间产生不同的态度。此外，精英阶层之间的矛盾心理可能部分归因于UBI话语中的“自下而上”过程。UBI通常没有得到主流政党的强烈支持，而是通过政策企业家和活动家的倡导重新进入主流（Caputo&Liu，2020）。这种议程设定的动态破坏了矛盾心理的逻辑，因为这个想法现在通过媒体和活动家公众接触到精英，而不是相反。这两种途径都可以解释为什么教育精英对UBI持有与受教育程度较低的人同样矛盾的观点。
虽然我们利用了一个独特的数据集，其中包括对UBI政策多个方面的衡量标准，但样本仅限于荷兰人口。一些研究已经指出了国家之间在支持方面的差异（Parolin & Siöland，2020;Stadelmann-Steffen & Dermont， 2020），荷兰政治似乎特别容易接受UBI式的改革（例如Groot et al.， 2019）。本文提出的结果表明具有启发性，但各国对UBI支持的维度结构可能有所不同。此外，我们的方法论将我们限制在UBI政策的特定“自由-平等主义”操作化上，尽管UBI提案存在已知的多样性（例如De Wispelaere&Stirton，2004;林孔，2023 年）。即使在单一的政策设计中，虽然对UBI各个方面的选择在理论上是有根据的，但它不能完全公正地对待UBI讨论的复杂性。普遍收入的特殊理由，例如其从工作中解放出来和经济必要性（Offe，1992年;Van Parijs，1991年）未被列为政策方面。我们还省略了移民的明确福利资格作为政策方面。减少官僚主义也是UBI政策（例如De Wispelaere&Stirton，2013）和更普遍的福利政策（例如Roosma et al.，2013）的流行论点。减少官僚主义的因素只是作为取消经济状况调查和允许额外收入的一部分而隐含地包括在内。无条件性也可以被理解为一种减少福利制度行政复杂性的实用工具。
社会类别之间支持度的差异表明，在广泛的公众支持下设计一个全面的UBI提案既有机遇也有挑战。一些选民倾向于有条件的再分配政策，而另一些选民则倾向于通过累退税提供资金的普遍或无条件政策。有趣的是，我们发现无条件性是UBI中政治两极分化最小的维度。虽然人人享有无条件福利的理念在所有选区中都得到了相似程度的支持，但再分配问题在自由派和左派之间产生了分歧，而人人享有福利的原则尤其冒犯了绿党选区。因此，对于广泛的人口统计学和选区来说，UBI政策既有喜欢的地方，也有不喜欢的地方，既有妥协的余地（例如Reed&Lansley，2016年），也有分歧（例如De Wispelaere，2016年）。 从民众合法性的角度来看，超越试点研究和更大规模实施UBI的机会在一定程度上是由联盟伙伴愿意接受的妥协所塑造的。
最后，即使实施UBI的机会仍然有限，UBI的辩论也为根据民众需求改进社会保障体系提供了指导方针。与早期的叙述相比，我们的研究结果表明，积极的社会投资原则（如允许额外收入）得到了荷兰公众的支持（Hemerijck，2018），而严格的激活原则，如求职要求（Gilbert，2002）似乎变得越来越有争议（另见Roosma，2022 ).此外，再分配、目标和激活要素似乎共同构成了福利政策的合法性。将权衡（例如 Stadelmann-Steffen & Dermont，2020 年）和政策方面的结合（例如 Chrisp 等人，2020 年）纳入福利态度的多维性，将使我们对福利合法性有更全面和细致的理解。
转载请注明：《中国社会分红/基本收入研究网》 浏览量：143 views
