不仅有“相对剥夺”，还有“生存焦虑”——中国主观认同阶层分布十年变迁的实证分析(2001—2011)

陈光金

(中国社会科学院社会学研究所，北京100732)

一、问题:客观职业阶层分布与主观认同阶层分布变化不同步

一个社会的快速发展，通常意味着人们的生存状况不断得到改善，追求社会经济地位向上流动成为绝大多数社会成员努力的方向。观察三十多年来尤其是21世纪以来的社会变迁，可以看到一个基本事实:随着中国经济社会的持续高速发展，不仅国民经济总量迅速扩张，用平均指标衡量的城乡居民收入、消费水平和生活质量也随之不断提升;而且，在工业化、市场化、城市化甚至全球化的影响下，以职业地位测量的社会阶层结构也在持续的分化中呈现出一种向上发展的态势，处于下层和中下层的职业地位群体规模缩小，而处于中层、中上层甚至上层的职业地位群体的规模则相应有所扩张。因此，以所谓“客观”指标来测量的社会成员的经济社会地位结构，也在这个意义上呈现出一种向上发展的态势(见表1)。

从表1不难看到，国家与社会管理者、私营企业主、企业经理人员和专业技术人员这四个职业阶层在全部被调查者中所占比重合计从2001年的9.3%上升到2011年的15.1%，十年中增加了5.8个百分点，增幅为62.4%。同期，办事人员和个体工商户所占比重合计增加5.7个百分点，增幅为39.9%;产业工人和农业劳动者所占比重合计减少12.2个百分点，减幅为19.6%。这里把这种变动趋势称为“高级化”趋势，这种趋势的出现与职业结构的“趋高级化”紧密相连［1］。

然而，我们的调查同时表明，人们对自身经济社会地位的主观认同却呈现出一种不同的变化趋势。在最近的十年中，被调查者的主观经济社会地位认同结构出现了前期明显下沉，然后不稳定上扬的趋势(见表2)。例如，与2001年的调查结果相比，在2006年调查中，主观认同于上层、中上层和中层的被调查者比重分别下降了78.9%、50%和19.2%，总计下降14.4个百分点(或者说32.4%)，而主观认同中下层和下层的被访者比重分别上升了25.1%和47.5%，合计上升了14.3个百分点(或者说34.7%)。不过，2008年的调查数据表明，相对于2006年的调查结果，认同中等及以上地位的被调查者比重有所上升，而认同下等地位者所占比重则有所下降;这种趋势在2011年的调查继续存在，主要是认同下等者的比重减少，认同中等者的比重上升。

图 1a

不过，这种转变并非特别显著，中等及以上地位认同比重的时间分布只是形成一种底部相当平坦的U型曲线，而中下等与下等地位认同比重的时间分布则形成一种开口很大的倒U型曲线(见图1a);如果把中上等认同并入上等认同，把中下等认同并入下等地位认同，这种趋势则稍微明显一些(见图1b)。但是，即使到2011年，地位认同的分布结构与2001年相比仍有不小的差距，例如，从图1b可以看出，2011年调查中，中下等与下等地位认同合并后所占比重，仍然高出2001年调查中的相应比重7.7个百分点。

图 1b

从国际上看，人们的主观认同阶层分布曲线，一般都会随着经济社会发展和职业阶层结构向上调整而不断上扬。例如，在美国，20世纪50年代，一项全国调查的结果显示，被调查者的阶层认同比重则分别为上层占2.9%，中层(含中上)占47.0%，工人阶级占10.6%，下层占4.3%，多样化认同者占7.7%，不做自我认同的占27.5%(Haer，1957)。1975年的一项调查揭示，认同贫困阶层的占7.6%;认同工人阶级的占36.6%，认同中层的占43.3%，认同中上层的占8.2%，认同上层的占1.0%，还有3.3%的人的认同选择超出这五个类别(Jackman，1979)。1979年，盖洛普国际组织的一项调查表明，美国社会的地位认同分布结构为:上层占1.9%，中上层占15.7%，中层占60.7%，中下层占17.4%，下层占3.6%［2］。在日本，1955年时，大约60%的人认为自己属于“下上”和“下下”层;而到1975年，日本“社会分层与流动”调查(SSM)结果显示，已有75%的人认为自己属于中等(含“中上”与“中下”)。这时距日本战败投降刚好过去30年，日本经济也快速增长了近30年。1975—1995年的20年间日本社会的“中产”认同比例稳定在75%左右［3］。日本社会“中产”认同比例如此高，甚至被日本学界视为“过度中产归属”。显然，与美国和日本社会的主观认同阶层分布结构变化趋势相比，最近十年中国社会的主观认同阶层分布结构变动趋势颇有不同。虽然我们调查的时间跨度仅为十年，但中国经济社会的快速发展也经历了三十多年，但中层及以上认同的比重到2011年时仅为51.2%，而在大抵同样长的时期中，美国社会的中层及以上认同的比重达到78.3%，日本社会光是中层认同比例就达到75%，由此也可以看出，中国社会的主观认同阶层结构不仅在变动趋势上与发达国家不同，而且明显呈现出整个认同结构水平显著偏低的特点。与美国、日本比较是这样，与其他国家(包括经济发展水平大体相当的国家)相比也是如此。①但也有一些国家的情况与中国相似。例如，在英国，大约2/3的英国人在回答调查人员时声称自己是工人阶级，这一比例在五十多年中极少变化，尽管职业结构已经发生了急剧变化(Savage，2008)。

这样，我们就可以从上述简单数据对比中发现三个值得高度关注的问题。第一，主观认同阶层分布结构变化为什么与“客观”职业阶层结构变化不同步?第二，主观认同阶层分布结构的变化在最近十年中出现先下沉然后上扬这一趋势的原因和机理是什么?第三，在大抵同样长的时期中，中国社会中的中层及以上认同的比重远远低于美国和日本，如何理解这种差异?这三个问题，正是本文关注的焦点。本文的结构是，第一部分，提出问题并对问题的形成背景进行简要梳理;第二部分，对相关问题的已有研究和相关理论学说进行评述，在此基础上提出可能对问题构成解释的相关理论命题;第三部分，给出相关实证分析结果，并加以解释;第四部分，做出简要结论和讨论。

二、文献综述与研究策略

阶层认同是所谓阶层意识的表现形式或重要组成部分。阶层意识不同于阶级意识。在马克思的阶级理论中，阶级意识的基础是生产资料的私人所有和不同社会群体之间的尖锐利益冲突，或者说就是对这种占有关系和利益冲突的主观认识［4］［5］。阶层意识则是与社会分层相联系的一种主观意识，即居于一定社会阶层地位的个人对社会不平等状况及其自身所处社会经济地位的一种主观意识、评价和感受，其基础不仅仅是物质经济利益的差别，还与经济、权力、文化等各种资源的不平等分配相关［6］［7］。作为阶层意识的一个组成部分，主观阶层认同反映的是“个人对其自身在阶层结构中所处位置的感知”［6］。

但是，阶层意识与阶级意识之间也存在着一定的联系，毕竟阶层意识的客观基础仍然是资源分配或占有的不等以及物质经济利益的差别。因此在文献中，经常能够看到同时使用阶层意识和阶级意识概念甚至把两者等同起来的做法。奥索夫斯基以另一种方式揭示了阶层意识与阶级或阶级意识之间的关系，如果人们在社会不平等结构的认知上倾向于阶梯式的分层模式而非两级对立的阶级模式的话，则表明社会成员的大多数居于中间阶级/阶层位置上［8］。刘欣据此做了一个反向引申:当大多数成员认同中间阶层时，他们所处社会的阶级/阶层结构也不太可能是两级对立的［7］。按照这种逻辑，还可以进一步引申:如果大多数成员的阶层认同不是中间阶层，那就意味着他们所处的阶级或阶层结构具有两极对立的可能性。刘欣自己根据对武汉的一项调查发现被调查者认同中等偏下阶层的比例明显偏高，并因此判断，中国城市社会中还存在着一定程度的阶级分化，甚至冲突和对立。

按照这样的理论逻辑，对人们的主观认同阶层分布及其变迁状况进行考察，是把握社会分化和潜在社会冲突状况的重要路径。从我们的调查结果来看，直到2011年，认同中下层和下层的被调查者所占比重仍然达到48.9%，而在现实社会生活中，社会矛盾和冲突，包括以群体性事件为形式的矛盾冲突，在近十年中始终处于多发状态。从上述理论分析看，社会阶层认同偏低与社会矛盾冲突多发的同期并存，不是偶然的。一个社会中近乎一半的人自认为处于社会中下层或下层，这无疑是不利于社会秩序以及社会和谐稳定的重大隐患。要尽可能地消解这样的隐患，首先就要深入研究和理解一个社会的主观认同阶层分布形成的原因和机理。

关于人们的主观阶层认同的影响因素，不少研究文献进行了考察。大量研究表明，人们的客观社会地位对主观阶层意识或阶级意识有着一定的影响，但对于这种影响的强度则存在不同看法。具体地说，据认为影响人们的主观阶层认同的客观因素，包括收入水平、教育水平、职业、性别、年龄、权力、资源和财富占有水平等。在不同国家或不同时期，这些客观因素对人们的阶层认同的影响有所不同。例如，根据日本的SSM调查，在20世纪70年代，日本人的阶级认同很少受到他们的社会经济地位影响;80年代，收入是阶级认同的最显著影响因素之一，职业和教育没有什么影响;到90年代，教育、职业和收入对阶级认同有显著影响［9］。在美国，职业在传统上被认为是人们如何评价他们的社会地位的一个关键因素，受到更多地强调，这意味着对于美国人来说，把职业与阶级联系起来，既轻而易举又耳熟能详［10］［11］。然而，不同的研究显示，教育和收入是比职业更加重要的阶级认同预测因素［11］［12］。在英国、美国和挪威进行的几项研究发现，教育是影响社会阶级认同的重要因素。在美国［13］和希腊［14］，一个人的收入越高，就越可能认同于中产阶级。另外，经验研究表明，在西方国家，年龄增长会提高认同于较高阶级的概率。年龄大常常意味着更好的经济状况和更高的生活满意度。至于性别因素的影响则不确定。一般而言，男性与女性的阶级认同差异，在西方国家并不显著［12］。而马什利用中国台湾地区1992年社会变迁调查数据所做研究发现，性别是对阶层认同有显著影响的因素之一［15］。

在国内的研究中，被识别出来的影响阶层认同的客观因素，除了上面提到的之外，资源和财富占有水平、地区/城乡分布、户籍、工作单位性质、权力占有状况，被认为对主观阶层认同具有重要影响。马什对中国台湾地区的研究发现，权力对阶层认同的影响是显著的［15］。而刘欣对武汉市的研究甚至发现，权力是仅次于收入的重要影响因素，而职业则不具有重要性，究其原因，该项调查是1996年进行的，其时城市职业分化并不突出［16］;按照这样的解释，随着职业分化的日益凸显，职业的作用可能会变得日益重要起来。

除了诸多客观因素会影响人们的主观阶层认同外，还有一些重要的主观因素也会产生不可忽视的影响。生活满意度是较多地进入研究者视野的一个重要影响因素。在日本，根据SSM调查结果，从20世纪80年代起，生活满意度就成为对阶级认同具有显著影响的重要因素之一［9］。此外，在中国学者的研究中，被调查者对自己在最近一个时期(一般是最近五年)的生活水平升降状况，对社会公平状况的评价，对父辈社会阶层地位的评价，也被当做影响被调查者自己的阶层认同的重要因素，引入解释模型之中［17］［18］［19］。

识别出影响人们的阶层认同的因素，是研究阶层认同分布结构形成机理的第一步。更重要的是要解释，为什么这些因素会对人们的阶层认同具有这样或那样的影响。从研究文献来看，针对中国社会主观阶层认同结构下沉的趋势，最受欢迎的解释模型是所谓“相对剥夺”论题［16］［17］［18］。“相对剥夺”(Relative deprivation)概念最早由美国学者斯托弗等人提出，其后经罗伯特·默顿发展，成为一种关于群体行为的理论［20］。当人们将自己的处境与某种标准或某种参照物相比较而发现自己处于劣势时所产生的受剥夺感，就是相对剥夺感，这种感觉会产生消极情绪，可以表现为愤怒、怨恨或不满。默顿认为，当个人将自己的处境与其参照群体中的人相比较并发现自己处于劣势时，会觉得自己受到了剥夺。这种剥夺因为不是与某一绝对的或永恒的标准相比，而是与某一变量相比而产生的，因此是相对的，这个变量可以是其他人，其他群体，也可以是自己的过去。有时，即使某一群体本身的处境已有所改善，但如果改善的程度低于其他参照群体的改善程度，相对剥夺感也会产生。相对剥夺感会影响个人或群体的态度和行为，并可造成多种后果，其中包括压抑、自卑，引起集体的暴力行动，甚至革命。相对剥夺感往往产生于相对剥夺地位，后者指的是某一个人或社会群体与同一社会的其他成员或者群体相比较，所处的对有价资源占有较少或不占有的状态。

尽管“相对剥夺”理论被广泛用来解释包括水平偏低的社会阶层认同在内的各种类似社会现象和问题，但是看起来这一解释论题并不足以让我们透彻理解，目前中国社会的阶层认同水平何以显著偏低并且经历着首先明显下降然后缓慢上扬的趋势。况且，根据我们的调查，在2006年和2008年，认同中下层和下层的被调查者所占比重分别达到55.5%和52.3%。可以肯定，几乎全社会的每一个职业群体、每一个阶层，在最近十年中，都有相当比例的成员认同中下层和下层，或者都经历了阶层认同水平下沉(不仅包括认同中层的比例下降，也包括认同中上层和上层的比例下降)的过程。如果认为只需“相对剥夺”论题就能解释一切，岂非意味着每一个职业群体、每一个社会阶层都在某种程度上感觉自己处于“相对剥夺”地位?由此可见，中国社会的阶层认同结构水平偏低以及近十年来与客观社会阶层结构变迁的不同步，有着更多的社会学意涵。

中国是一个处于快速现代化进程之中的社会，也是一个从计划经济向市场经济转轨的社会，与这个转型过程相伴随的是社会体制和政策安排的快速变革。人们在这种急剧转型的过程中广泛经历着工作单位性质、身份、地位、机会和资源结构等各方面的显著变化，这些变化不仅影响人们的生存发展机遇，也不断重塑人们置身其中的整个经济社会环境和情势。尽管在经济社会快速发展的时期每一个人的生存状况都至少在理论上蕴涵着上升发展的潜力(或者直接就是一种现实)，但国内经济社会环境和全球化背景下国际经济情势的不确定的变化，却会或者阻碍这种人们的潜力的实现，或者威胁着人们已经实现的潜力，这会让相关的人们感到不满意或者忧虑(Runciman，1966)。就业艰难和职位不稳定，收入增加在相当长的时期里跟不上经济增长，社会公共服务和社会保障体系不完善以及由此造成的上学贵、看病贵和住房贵等民生问题，更是不断加大人们尤其城市居民的生存和发展压力。另外，中国的改革往往不是系统地、整体地推进，而是局部地、渐进地进行的，以致同样职业群体内部，也会出现分化。例如，即便国家与社会管理者阶层成员，如果置身于非强势部门，往往也会面临实际社会经济地位缩水的尴尬困局。所有这些具有中国特色的情势和因素汇聚在一起，在现阶段中国社会造就了一种普遍焦虑的社会情绪。①李友梅在考察上海“白领”群体时发现，由于职业危机感的不断增强、市场领域的种种不规范操作以及西方导向的生活消费方式与现有收入水平之间的紧张关系，使得上海白领尤其是面向市场的白领群体普遍有一种焦灼感和压力感(参见李友梅《社会结构中的“白领”及其社会功能——以20世纪90年代以来的上海为例》，载《社会学研究》2005年第6期)。现代社会对于社会分层的集体想象往往是这样的，即对于中层及以上的社会阶层来说，生活即便不是富有的也可以说得上是富足和稳定可靠的。而现实却并非完全如此。可以预期，处于这种境况下，人们会倾向于低估其社会经济地位。应该说，一些具有此等内涵的社会情势变化，早在20世纪90年代中后期已经开始发生，但它们的社会后果则是进入21世纪以来的这些年凸显起来的。在经济高速发展的同时，基本民生却面临日益加重的压力和越来越多的挑战，这确实是中国特有的现象。作为应对措施，进入“十一五”规划时期以来，政府加大了改善民生的工作力度，起到了缓解民众的生活压力和生存焦虑的作用。在我们的调查中，被调查者的认同阶层分布曲线从2008年起开始上扬，这未尝不是民生改善的一种社会反映。

总之，在思考对于本文第一部分提出的几个问题的解答之时，我们认为，“相对剥夺”论题可能仍然是有效的，但还需要其他论题加以补充。基于上述分析，我们提出一个新的论题，即“转型期生存焦虑”论题，以便更好地解读总体经济社会情势尤其是民生情势对人们的阶层认同的影响。这样，本文的研究策略，就是运用定量数据同时检验两个论题，来获取对中国民众的阶层认同结构及其变动趋势的理论解读。为了定量分析的需要，需要分别对两个论题加以操作化。具体说来，就是基于已有研究文献提供的启示，用下述研究变量来检验“相对剥夺”论题与“转型期生存焦虑”论题。

(1)性别。从经验上看，女性总是处于某种弱势地位，因而容易产生相对剥夺感。作为一个变量，因为我们主要想观察女性的认同选择，故令女性=1，男性=0。从某种逻辑出发，我们预期女性会比男性更多地认同较低的社会阶层。如果经验数据支持这一预期，那么就可以用“相对剥夺”论题来解释男性与女性的阶层认同差异;否则就可以认为，“转型期生存焦虑”论题更具有解释力。

(2)年龄。根据国外已有研究，随着年龄的增加，人们倾向于认同更高的社会阶层，而这可能意味着年轻时代有一种“相对剥夺”意识。但是，在中国，20世纪90年代中期以来的改革，使得年龄较高者处于不利的市场处境，年轻时代的市场处境反而相对更为有利一些。在这种情况下，年龄的影响就变得难以预判。这里假定，如果年龄的影响确实显著，那么“相对剥夺”论题就更可取;否则，“转型期生存焦虑”论题更加可取。

(3)教育。根据国际经验，人们的教育水平越高，则其认同较高社会阶层的可能性也越大。反过来，教育水平越低的人，认同较低社会阶层的可能性越大——这在某种程度上表明，在人们确定其阶层认同时存在“相对剥夺感”的影响。但在转型期的中国，情况可能并不完全如此。如果经验数据显示，教育水平的高低对人们的阶层认同的影响程度，随着时间的推移而减弱，那么就表明，“转型期生存焦虑”确实也产生了影响。

(4)政治面貌。政治面貌分为中共党员与非中共党员。一般认为，中共党员政治地位相对更高，他们的社会地位也会相应更高一些。因此，在这个意义上，非中共党员的被调查者就可能潜在地处于所谓“相对剥夺”地位。据此预期，中共党员的阶层认同会相对高于非中共党员。

(5)城乡。中国存在显著的城乡差距，城镇居民的经济社会状况和相应的权利和机会享有水平总体上远远高于农村居民，所以一般预期，在以城镇居民为参照时，农村居民会产生相对剥夺感，因而倾向于较低的阶层认同。进入21世纪以来，农村居民的迁移大幅增长，许多农村劳动力进入城镇寻找工作和发展机会，但大量研究表明，他们在内心深处仍然保留着自己的农民身份意识。因此，以户籍身份替代居住地划分城乡更加准确。在这里，令农业户籍=1，非农业户籍=0，亦即以非农业户籍被调查者作为参照群体。我们预期，拥有农业户籍身份的被调查者将会更多地认同较低的社会阶层。如果经验数据支持这一预期，则意味着“相对剥夺”论题具有更强的解释力;否则，“转型期生存焦虑”论题就更加可取。

(6)地区。中国的地区差距也是众所周知的。地区差距的形成，除了历史的原因外，改革开放前期的政策差异等因素也是重要的原因。因此，中西部地区的居民在与东部地区居民比较时是可能产生“相对剥夺感”的。在具体进行量化分析时，中部地区和西部地区为虚拟变量(即=1)，东部地区为参照变量(即=0)。我们预期，相对于东部地区的被调查者，中西部地区的被调查者会较多地认同较低的社会阶层。如果经验数据支持这一预期，则意味着“相对剥夺”论题具有更强的解释力;否则，“转型期生存焦虑”论题就更加可取。

(7)资产。由生产性资产、财产性资产和金融性资产组成。从理论上说，资产占有差异是最易于产生“相对剥夺感”的变量。我们预期，家庭人均资产量越小，被调查者认同较低社会阶层的可能性越大。如果经验数据支持这一预期，则意味着“相对剥夺”论题具有更强的解释力;否则，“转型期生存焦虑”论题就更加可取。

(8)收入。研究表明，家庭收入对主观社会阶级的估计的影响要比个人收入的影响更大［12］，因此，我们在这里将采用家庭人均收入作为自变量。按照“相对剥夺”论题，家庭人均收入水平越低，人们认同较低社会阶层的可能性越大;而从“转型期生存焦虑”论题来看，人均收入水平对阶层认同的影响并不会很显著。

(9)消费。消费对人们的阶层认同是有一定影响的，但不同消费项目的影响是不同的［18］。但本文仍以恩格尔系数作为消费的结构性特征的指标，考察其对人们的阶层认同的影响。从“相对剥夺”论题角度看，可以预期的是，恩格尔系数越高，被调查者认同较低社会阶层的可能性就越大。而从“转型期生存焦虑”论题来看，恩格尔系数的影响应当不具有统计上的显著性。

(10)权力。权力对于阶层认同的影响受到重视［16］。基本的假设是，与不掌握任何权力的人相比，掌握权力的人倾向于认同更高的社会阶层。这是刘欣的“相对剥夺”论题的一个重要含义。那么，动态地看，这种影响是否在十年中始终一样重要;若非如此，便意味着需要用“转型期生存焦虑”论题做补充解释。在我们的调查中，权力是用被调查者在管理等级中的地位以及是否有权决定一定事务来测量的。我们将综合出一个二分变量，即有权者(=1)与无权者(=0)。

(11)职业。尽管个别研究显示职业对阶层认同的影响不显著［7］，但其他研究无不表明，职业的影响是显著的，职业地位较低的人认同较低社会阶层的可能性较大，反之，职业地位较高的人更可能认同较高社会阶层。这也是“相对剥夺”论题的题中之义。不过，从动态变化角度看，根据对调查数据的初步分析，职业地位较高的被调查者的阶层认同结构同样存在下移的趋势，例如，从上层认同转向中上层认同，或者从中上层认同下移到中层认同;对于这种变化，很难用“相对剥夺”论题来解释的，用“转型期生存焦虑”论题来解释可能更为合适。在本研究中，以经济资源、组织资源和文化资源为标准，有就业的被调查者被聚合为9个职业阶层，加上无业失业半失业人员，总共形成10个阶层［21］。以无业失业半失业人员为参照，其他9个职业阶层被建构为9个虚拟子变量。

(12)体制。在讨论工作单位对人们的经济社会地位的影响时，国有单位与非国有单位的区分广受关注。在两类不同单位中工作，意味着在两种不同的体制中生存。国有单位仍然保有较多的计划和再分配体制的特征，工作稳定，待遇较高，社会保障比较健全，因而被称为“体制内”;而非国有单位则相应被称为“体制外”。基于“相对剥夺”论题，可以预期，“体制外”的人们的主观阶层认同层次可能会低于“体制内”的人们。但如果两者之间没有统计上显著的差异，那么，“转型期生存焦虑”论题可能就更为合适。这里，我们把所有在非国有单位工作的人、国有单位雇用的非正式工(主要是农民工)、农业劳动者以及无业失业半失业人员都归类为“体制外”人员，其余就是“体制内”人员。

(13)最近五年生活水平变化。这个变量也被一些研究基于“相对剥夺”论题引入对阶层认同影响因素的分析［17］［18］。调查采用五级测量尺度反映被调查者关于最近五年生活水平变化的判断(上升很多、略有上升、没有变化、略有下降、下降很多)，为便于分析，本文将给这五级尺度相应地赋值为2、1、0、-1、-2，然后将其视为一个定距变量纳入分析模型。如果这个变量的影响下降甚至不显著，那么可以认为，这在一定程度支持“转型期生存焦虑”论题。

(14)生活压力感。这实际上是最能够直接反映人们的生存焦虑状况的变量。我们的调查涉及多方面的生活压力。为了简化模型，我们将把它们综合为一个总体生活压力感指数。如果该指数对被调查者的阶层认同确实产生了影响，并且生活压力感指数越大，人们的阶层认同越低，那么“转型期生存焦虑”论题便能得到有力的支持。

(15)社会公平感。一般而言，人们越是认为社会不公平，越有可能产生“相对剥夺感”。然而，在我们的调查中，绝大多数被调查者都认为中国社会不太公平或很不公平。因此，如果在实际分析中社会公平感对阶层认同的作用不显著，便可以视之为对“转型期生存焦虑”论题的一种支持。由于本文使用的调查数据中有个别年份的调查没有设置专门针对社会公平感的问题，为统一变量起见，我们选择另一个最有代表性的问题，即对现实存在的收入差距的公平性进行评价，作为研究变量。

上述15类变量无疑都是自变量。而因变量则是被调查者的阶层认同。如上所述，各种调查一般都设置五个阶层，即上层、中上层、中层、中下层和下层，供被调查者选择。在分析时，可以把阶级认同视为一种可测量的因变量而不只是类别变量，在社会学中，这样处理不是没有先例的。不过，我们同时也关心人们的阶层认同是属于中层及以上还是中下层及以下，所以在具体分析时，我们还将其改造为一个二分变量，令中层及以上的选择均为1，中下层和下层的选择为0，在此基础上，运用logistic回归模型，对被调查者的阶层认同的决定因素进行分析。本研究使用的数据，分别为中国社会科学院社会学研究所“当代中国社会结构变迁研究”课题组2001年的全国抽样问卷调查，亦即中国社会科学院社会学研究所“综合社会调查研究”课题组在2006、2008和2011年进行的全国综合社会调查(CSS)。

三、数据结果与解析

本文使用的四个年份的全国抽样调查数据，在基本结构上具有可比性，限于篇幅，这里不做展示。在处理数据时，我们构建了两个模型。一是将因变量阶层认同视为定距变量，以上述15类变量作为自变量，构建简单的多元线性回归模型，据以分析主观阶层认同的决定因素;二是将中下层和下层认同合并，中层及以上认同合并，改造为一个二分变量，以之为因变量，并且同样以上述15类变量为自变量，构建一个Logistic回归模型，以更加准确地分析较低阶层认同的影响因素。

表3是第一个回归模型的数据呈现，表4则是第二个回归模型的数据呈现。下面我们结合两表的结果，对15类变量影响或决定阶层认同水平的作用和社会学意涵进行分析和说明。

地区变量对西部地区被调查者的阶层认同的影响是不显著的。从表3看，回归系数的符号，除了在2006年为正外，在其他三个年份却都是负的，表明相对于东部地区被调查者，西部地区被调查者会更多地选择更低的阶层认同，但这一结果在统计上并不显著。这表明，西部地区被调查者的阶层认同并未受到与东部地区比较的多大影响，从地区层面讨论西部被调查者在阶层认同方面的相对剥夺感便没有多少意义。表4的结果与此相同。与西部地区不同，中部地区的影响在2001和2011年两个年份里具有高于5%的统计显著性，在表3中，这种影响的方向是，相比于东部地区的被调查者，中部地区被调查者的阶层认同水平会更低一些;在表4中，2001年和2008年被调查者认同中下层和下层的可能性更大一些，2006年和2011年没有统计上显著的影响。这表明，东部地区与中部地区的发展差距对于解释两个地区被调查者的阶层认同差异只是部分有意义。这样，“相对剥夺”论题在部分年份里对于解释中部地区被调查者的阶层认同分布有效，而“转型期生存焦虑”论题可能对于解释西部地区被调查者的阶层认同分布以及中部地区的另外两个年份里有效。

性别对被调查者的阶层认同的影响，在2001年和2006年都不显著;而在2008年和2011年，则变得非常显著了。不过，有点奇特的是，在表3中，从符号来看，与男性相比，在2008年，女性的阶层认同水平倾向于更低一些;而在2011年，女性的认同水平却倾向于更高一些。这可能与2008年突然爆发的国际金融危机有关，危机对中国就业市场产生了一定冲击，其对女性的影响可能更大一些。不同的是，在表4中，其影响具有显著性的回归系数在两个年份都是负号，表明女性选择中下层或下层认同的几率在这两年低于男性。这与其他国家性别没有什么影响的情况有所不同。看起来，在这里本文考察的两个论题都不是好的解释。按照朗西曼的理论，在快速发展的社会，如果人们的期望很高却没有多少实现期望的机会，那么他们的不满意程度也会很高［22］。相对而言，女性在这方面总体上可能会比较“低调”，因而她们的主观阶层认同就有可能不会低于男性的认同水平。

年龄的影响，在表3中，在2008年是显著的，回归系数的符号为负，即年龄的增长会导致认同阶层水平降低;在其余年份都不显著。在表4中，有两年不显著，有两年显著，值得注意的是，在2008年，被访者年龄每增长1岁，其选择中下层或下层认同的可能性就增加0.9%。尽管如此，但在多数情况下，年龄变量的影响还是不那么重要，相应地，“转型期生存焦虑”论题是更好的解释论题。教育年限的影响，基本上符合“相对剥夺”论题的意涵，受教育年限越少，被调查者的阶层认同水平就可能越低。尤其是，从表4看，教育年数每增加1年，被调查者认同中下层或下层的概率的程度，在2006年达到5.5%，在2011年也达到2.7%。不过，在2001年，这一变量的影响并不显著。

户籍的影响比较独特。其在四个调查年份里都是高度显著的，但在方向上，在表3中只在2001年是负号，在表4中也只在2001年是正号。也就是说，在2001年，农业户籍的被调查者的阶层认同水平倾向于比非农业户籍被调查者更低，而在2006、2008和2011年，则刚好相反，农业户籍被调查者的阶层认同倾向于比非农业户籍被调查者更高。具体地说，从表4的结果看，与非农业户籍被调查者相比，农业户籍被调查者不选择中下和下层认同的概率，在这三年里，分别高出32.2%、31.4%和25.3%。这表明，2005年以后国家改变农村政策的行动，包括免除农业税费以及提供各种农业补助的措施是让农民感到满意。另外，许多研究表明，农民在考虑生存状况的变化时，更多的是基于自身的纵向比较，而不是横向地与比如城镇居民比较，因而他们的相对剥夺感也不强烈。因此，“相对剥夺”论题看来不适用于解释农业户籍被调查者的主观阶层认同。反过来，由于非农业户籍被调查者的阶层认同水平与农业户籍被调查者相比可能更低，也不能用“相对剥夺”论题来加以解释，反倒是“转型期生存焦虑”论题应当是更合适的解释。确实，近年来，具有非农业户籍的城镇居民在就业、住房等方面面临的压力要比农民更大。

中共党员身份对被调查者的阶层认同水平的影响一直是显著的，影响的方向，也一直是使得他们的阶层认同层次倾向于比非中共党员的认同层次更高，或者减少他们认同中下和下层的概率。从表4看，减少中下和下层认同的概率也相当可观，2008年达到38%;换句话说，非党员被调查者认同中下层和下层的概率要比党员高出38%，即使在2011年，这一概率也仍然达到28%。看来，在这个方面，“相对剥夺”论题是有效的。

除了在2001年之外，在其他年份，权力变量的影响，却并不像一些学者如刘欣认为的那样显著，在2006、2008和2011年，虽然回归系数的符号为负，但都不具有统计显著性。可见，进入21世纪以来，无论是有权的人还是无权的人，在其阶层认同的分布上，并没有显著的差别。由此可知，在这方面，“转型期生存焦虑”论题比“相对剥夺”论题更适用。

体制内外的影响，从回归系数的符号来看，相对于体制外的被调查者，体制内的被调查者的阶层认同水平倾向于更高一些;但是，从显著性上看，这种影响2001年和2008年显著，在2006年和2011年却不显著。2001年的时候，“体制内”对于人们生存发展的影响还是非常强大的，近年来，随着改革开放的不断深化，“体制外”的人们的生存和发展条件不断改善，因而“体制内”与“体制外”之间的反差对照也有所压缩。但是这种状况看来并不稳定，2008年的国际金融危机对“体制外”生存的冲击明显大于对“体制内”的冲击，这在当年被调查者的社会经济地位认同上获得了反应。总体上，进入21世纪以来，转型期的生存焦虑对体制内和体制外的人们都有影响，但经济社会发展一旦发生大的波动，体制外的人们会首当其冲，因而相对剥夺感便会增强。

职业阶层的影响总体上来看确实不算突出。相对于无业失业半失业人员，国家与社会管理者的阶层认同水平倾向于更高一些，从表4看，在2001年，这个阶层认同中下层和下层的概率，要比无业失业半失业人员低77.2%，即使到2011年也达到52.2%。其次是私营企业主阶层和个体工商户阶层，分别在两个年度里对被调查者的阶层认同产生了影响，其作用都是提升他们的阶层认同水平。其中，个体工商户阶层的影响在2008年及以后就没有统计显著性了，而私营企业主阶层的影响则在2001年和2008年具有显著性，在2006年和2011年没有显著性。至于其他阶层的影响，基本上不重要。或许正是因为如此，尽管从2008年起主观阶层认同分布结构比2006年有所上扬，但上扬幅度极为有限。总的来说，就客观职业阶层的影响来说，“相对剥夺”论题的解释力非常有限，普遍的“转型期生存焦虑”论题更加靠谱。

人均家庭资产、家庭人均收入和家庭人均生活消费的恩格尔系数这三个变量的影响，倒是在多数年份都具有统计显著性。资产和收入的影响是，它们的增加会提升被调查者的阶层认同水平;而恩格尔系数的作用是，它的提高会降低被调查者的阶层认同水平。资产的这种影响比较稳定，收入的影响存在波动，恩格尔系数的影响在2001年和2006年的调查中不显著，而在此后两年的调查中具有显著性。另外，从表4可以看到，资产和收入的实际影响幅度都不大，而恩格尔系数的影响幅度则比较可观，例如，在2008年，恩格尔系数增加一个百分点，被调查者选择中下层和下层的概率会增加0.8%。总的来说，在这三个变量上，“相对剥夺”论题具有较大适用度。

至于三个主观变量，几乎在所有调查年份都具有显著影响。被调查者对接受调查时的生活水平与五年前相比的变化情况的评价越高，其阶层认同水平也倾向于更高，相应地，从表4看，生活变化评价每提升一个等级，被调查者选择中下层或下层认同的几率就会下降40%以上。生活压力则是降低被调查者的阶层认同水平的变量，其在两个模型中的回归系数，符号相反，含义相同;从表4的结果看，相对于没有生活压力，感受到有生活压力的被调查者认同中下层或下层的几率高出1.5倍到2.8倍，当然，随着时间推移，这种几率是在下降的。社会公平感变量的影响看起来小一些，但仍然不可忽视。对于五年生活变化评价的影响，可以用“相对剥夺”论题来解释。对于生活压力的影响，则主要可以用“转型期生存焦虑”论题来解释，但其中也包含着“相对剥夺”论题的意涵，以2011年为例，以收入五等分分组与生活压力评价做交叉的结果显示，尽管所有收入分组都有不少被调查者有着生活压力感，但是认为存在生存压力的被调查者所占比例，是从最低分组到最高分组逐步降低的，在最低收入组有58%的人感到有生活压力，而在最高收入组只有15.2%到人感到有生活压力。至于对社会公平感的影响的解释，原本也可以充分借重“相对剥夺”论题，但是，以2011年调查为例，用社会公平感与收入分组做交叉分析后发现，各收入组的被调查者中感觉到社会不公的人所占比重，在从最低到最高的五个收入组中，分别为 41.0%、39.3%、39.8%、45.4%和46.5%，差距不大，因此，两个变量间的Gamma系数仅为0.07，这就是说，各个收入阶层感受到社会不公的程度几乎是相同的。这种情况，在其他年份也基本相似，其Gamma系数在2001年为0.166，2006年为0.099，2008年为0.240，相关度都不高。社会不公平感与客观社会阶层的关系也不大，同样的交叉分析显示，从2001年到2011年，两个变量间的Gamma系数依次为0.047、0.043、0.109 和0.107。因此，本文认为，这种广泛存在的不公平感，同时也与“转型期生存焦虑”导致的不满意密切相关。

结 论

本文基于全国抽样调查的经验数据，从静态和动态两个角度，分析了中国城乡居民的主观阶层认同分布及其变化，探究了这种分布和变化的影响因素和机制，并根据“相对剥夺”与“转型期生存焦虑”两个论题进行了理论解释。从两个回归模型的结果来看，在本文引入模型的15类变量中，户籍身份、党员身份、近五年生活变化以及生活压力感这四个变量，在所有调查年份里都对被调查者的阶层认同产生了显著的影响(可以相信，如果2001年的调查也设置了有关生活压力感的问题，其影响也会是显著的)。按照本文的理论逻辑，对于其中的生活压力感的影响可以用“转型期生存焦虑”论题解释，而对于其余三个变量的影响则可以用“相对剥夺”论题解释。

在三个调查年份中有影响的变量，有人均家庭资产、社会公平感以及职业阶层变量中的子变量国家与社会管理者阶层，但其影响没有统计显著性的年份却各不相同。总的来说，对于这些变量的显著影响，大体可以用“相对剥夺”论题加以解释;而对于其影响不显著的情况，则大致可以用“转型期生存焦虑”论题来解释。另外，教育年限和恩格尔系数的影响在表3中仅在两个年份具有显著性，但在表4中在三个调查年份有显著性。

在两个调查年份里对被调查者的阶层认同选择产生显著影响的变量，有性别、体制内外、家庭人均收入以及客观阶层变量中的子变量私营企业主阶层。其中，体制内外和私营企业主阶层的影响分别在2001年和2006年显著，家庭人均收入的影响分别在2006年和2011年显著，性别的影响在2008年和2011年显著。粗略地说，对于这些变量在这些年份的显著影响，可以用“相对剥夺”论题来解释，而对于在其他年份的不显著影响，则似可用“转型期生存焦虑”论题来解释。此外，年龄变量的影响在表3中仅在一个年份有显著性，而在表4中在两个年份有显著性。

其余10个变量或子变量，基本上没有产生显著影响，或者仅在一个调查年份产生了显著影响。对此，我们很难用“相对剥夺”论题来解释，而用“转型期生存焦虑”论题解释可能更合适。

换一个角度来看，在表3和表4中，包括一级变量和二级子变量，总计24个变量(2001年为23个)，其中其影响具有显著性的变量，在2001年有12个，占52.2%;在2006年有10个，占41.7%;在2008年有13个，占54.2%;在2011年有11个，占45.8%。

因此，总的来说，即使我们完全用“相对剥夺”论题来解释这些变量的具有显著性的影响，该论题总体上也只是在一半左右的情况下有效;相应地，按照本文的理论逻辑，“转型期生存焦虑”论题也至少在一半情况下有效。这种情况，基本上回答了本文第一部分提出的几个问题。例如，至少在某种程度上，正是相当广泛地存在的“转型期生存焦虑”，使得中国社会的主观阶层认同分布结构及其变化趋势与其他国家不同，也导致这种主观阶层认同结构与客观阶层结构的变化不同步。

上述研究结果，有着重要的政策含义。从宏观目标上说，中国必须做出充分努力，改变近半数的人自我认同于社会中下层和下层的格局，显著提升至少是社会中层认同的比重，大幅度降低中下层和下层认同的比重，这对于凝聚人心、促进社会团结与和谐具有十分重要的意义。从基本路径上说，一方面，要充分关照客观存在的社会中下层和下层民众的民生改善，向他们开放发展的机会结构，使他们摆脱没有希望、无可奈何的心态，最大程度地降低过大的社会分化和不平等造成的社会不公平感，最大程度地减少各种“相对剥夺”意识;另一方面，更要从整体上深化制度改革创新，扩大社会各群体、各阶层对国家经济、社会和政治发展的参与，最大限度地消减社会流动的体制机制障碍，从而减少在各个社会群体和阶层中广泛存在的“生存焦虑”感。从主要措施上说，要真正有效地落实目前提出的各项重要的公共政策，尤其是居民就业促进和收入增长政策、公共服务均等化政策、城乡和区域统筹发展政策、推进社会组织发展和公民参与的政策，社会保障体系建设要在基本实现制度全覆盖的基础上加快提高统筹层次以及与经济社会发展相适应的保障水平。此外，确保宏观经济社会发展稳定，建设好有效应对地区性和全球性经济风险的能力，也是应有之义。

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表1 2001—2011年中国社会的职业阶层结构(%)

表2 2001—2011年中国城乡居民主观经济社会地位认同分布结构(%)

表3 主观认同阶层分布的决定因素的线性回归分析