不僅有“相對剝奪”，還有“生存焦慮”——中國主觀認同階層分布十年變遷的實證分析(2001—2011)

陳光金

(中國社會科學院社會學研究所，北京100732)

一、問題:客觀職業階層分布與主觀認同階層分布變化不同步

一個社會的快速發展，通常意味著人們的生存狀況不斷得到改善，追求社會經濟地位向上流動成為絕大多數社會成員努力的方向。觀察三十多年來尤其是21世紀以來的社會變遷，可以看到一個基本事實:隨著中國經濟社會的持續高速發展，不僅國民經濟總量迅速擴張，用平均指標衡量的城鄉居民收入、消費水平和生活質量也隨之不斷提升;而且，在工業化、市場化、城市化甚至全球化的影響下，以職業地位測量的社會階層結構也在持續的分化中呈現出一種向上發展的態勢，處于下層和中下層的職業地位群體規?？s小，而處于中層、中上層甚至上層的職業地位群體的規模則相應有所擴張。因此，以所謂“客觀”指標來測量的社會成員的經濟社會地位結構，也在這個意義上呈現出一種向上發展的態勢(見表1)。

從表1不難看到，國家與社會管理者、私營企業主、企業經理人員和專業技術人員這四個職業階層在全部被調查者中所占比重合計從2001年的9.3%上升到2011年的15.1%，十年中增加了5.8個百分點，增幅為62.4%。同期，辦事人員和個體工商戶所占比重合計增加5.7個百分點，增幅為39.9%;產業工人和農業勞動者所占比重合計減少12.2個百分點，減幅為19.6%。這里把這種變動趨勢稱為“高級化”趨勢，這種趨勢的出現與職業結構的“趨高級化”緊密相連［1］。

然而，我們的調查同時表明，人們對自身經濟社會地位的主觀認同卻呈現出一種不同的變化趨勢。在最近的十年中，被調查者的主觀經濟社會地位認同結構出現了前期明顯下沉，然后不穩定上揚的趨勢(見表2)。例如，與2001年的調查結果相比，在2006年調查中，主觀認同于上層、中上層和中層的被調查者比重分別下降了78.9%、50%和19.2%，總計下降14.4個百分點(或者說32.4%)，而主觀認同中下層和下層的被訪者比重分別上升了25.1%和47.5%，合計上升了14.3個百分點(或者說34.7%)。不過，2008年的調查數據表明，相對于2006年的調查結果，認同中等及以上地位的被調查者比重有所上升，而認同下等地位者所占比重則有所下降;這種趨勢在2011年的調查繼續存在，主要是認同下等者的比重減少，認同中等者的比重上升。

圖 1a

不過，這種轉變并非特別顯著，中等及以上地位認同比重的時間分布只是形成一種底部相當平坦的U型曲線，而中下等與下等地位認同比重的時間分布則形成一種開口很大的倒U型曲線(見圖1a);如果把中上等認同并入上等認同，把中下等認同并入下等地位認同，這種趨勢則稍微明顯一些(見圖1b)。但是，即使到2011年，地位認同的分布結構與2001年相比仍有不小的差距，例如，從圖1b可以看出，2011年調查中，中下等與下等地位認同合并后所占比重，仍然高出2001年調查中的相應比重7.7個百分點。

圖 1b

從國際上看，人們的主觀認同階層分布曲線，一般都會隨著經濟社會發展和職業階層結構向上調整而不斷上揚。例如，在美國，20世紀50年代，一項全國調查的結果顯示，被調查者的階層認同比重則分別為上層占2.9%，中層(含中上)占47.0%，工人階級占10.6%，下層占4.3%，多樣化認同者占7.7%，不做自我認同的占27.5%(Haer，1957)。1975年的一項調查揭示，認同貧困階層的占7.6%;認同工人階級的占36.6%，認同中層的占43.3%，認同中上層的占8.2%，認同上層的占1.0%，還有3.3%的人的認同選擇超出這五個類別(Jackman，1979)。1979年，蓋洛普國際組織的一項調查表明，美國社會的地位認同分布結構為:上層占1.9%，中上層占15.7%，中層占60.7%，中下層占17.4%，下層占3.6%［2］。在日本，1955年時，大約60%的人認為自己屬于“下上”和“下下”層;而到1975年，日本“社會分層與流動”調查(SSM)結果顯示，已有75%的人認為自己屬于中等(含“中上”與“中下”)。這時距日本戰敗投降剛好過去30年，日本經濟也快速增長了近30年。1975—1995年的20年間日本社會的“中產”認同比例穩定在75%左右［3］。日本社會“中產”認同比例如此高，甚至被日本學界視為“過度中產歸屬”。顯然，與美國和日本社會的主觀認同階層分布結構變化趨勢相比，最近十年中國社會的主觀認同階層分布結構變動趨勢頗有不同。雖然我們調查的時間跨度僅為十年，但中國經濟社會的快速發展也經歷了三十多年，但中層及以上認同的比重到2011年時僅為51.2%，而在大抵同樣長的時期中，美國社會的中層及以上認同的比重達到78.3%，日本社會光是中層認同比例就達到75%，由此也可以看出，中國社會的主觀認同階層結構不僅在變動趨勢上與發達國家不同，而且明顯呈現出整個認同結構水平顯著偏低的特點。與美國、日本比較是這樣，與其他國家(包括經濟發展水平大體相當的國家)相比也是如此。①但也有一些國家的情況與中國相似。例如，在英國，大約2/3的英國人在回答調查人員時聲稱自己是工人階級，這一比例在五十多年中極少變化，盡管職業結構已經發生了急劇變化(Savage，2008)。

這樣，我們就可以從上述簡單數據對比中發現三個值得高度關注的問題。第一，主觀認同階層分布結構變化為什么與“客觀”職業階層結構變化不同步?第二，主觀認同階層分布結構的變化在最近十年中出現先下沉然后上揚這一趨勢的原因和機理是什么?第三，在大抵同樣長的時期中，中國社會中的中層及以上認同的比重遠遠低于美國和日本，如何理解這種差異?這三個問題，正是本文關注的焦點。本文的結構是，第一部分，提出問題并對問題的形成背景進行簡要梳理;第二部分，對相關問題的已有研究和相關理論學說進行評述，在此基礎上提出可能對問題構成解釋的相關理論命題;第三部分，給出相關實證分析結果，并加以解釋;第四部分，做出簡要結論和討論。

二、文獻綜述與研究策略

階層認同是所謂階層意識的表現形式或重要組成部分。階層意識不同于階級意識。在馬克思的階級理論中，階級意識的基礎是生產資料的私人所有和不同社會群體之間的尖銳利益沖突，或者說就是對這種占有關系和利益沖突的主觀認識［4］［5］。階層意識則是與社會分層相聯系的一種主觀意識，即居于一定社會階層地位的個人對社會不平等狀況及其自身所處社會經濟地位的一種主觀意識、評價和感受，其基礎不僅僅是物質經濟利益的差別，還與經濟、權力、文化等各種資源的不平等分配相關［6］［7］。作為階層意識的一個組成部分，主觀階層認同反映的是“個人對其自身在階層結構中所處位置的感知”［6］。

但是，階層意識與階級意識之間也存在著一定的聯系，畢竟階層意識的客觀基礎仍然是資源分配或占有的不等以及物質經濟利益的差別。因此在文獻中，經常能夠看到同時使用階層意識和階級意識概念甚至把兩者等同起來的做法。奧索夫斯基以另一種方式揭示了階層意識與階級或階級意識之間的關系，如果人們在社會不平等結構的認知上傾向于階梯式的分層模式而非兩級對立的階級模式的話，則表明社會成員的大多數居于中間階級/階層位置上［8］。劉欣據此做了一個反向引申:當大多數成員認同中間階層時，他們所處社會的階級/階層結構也不太可能是兩級對立的［7］。按照這種邏輯，還可以進一步引申:如果大多數成員的階層認同不是中間階層，那就意味著他們所處的階級或階層結構具有兩極對立的可能性。劉欣自己根據對武漢的一項調查發現被調查者認同中等偏下階層的比例明顯偏高，并因此判斷，中國城市社會中還存在著一定程度的階級分化，甚至沖突和對立。

按照這樣的理論邏輯，對人們的主觀認同階層分布及其變遷狀況進行考察，是把握社會分化和潛在社會沖突狀況的重要路徑。從我們的調查結果來看，直到2011年，認同中下層和下層的被調查者所占比重仍然達到48.9%，而在現實社會生活中，社會矛盾和沖突，包括以群體性事件為形式的矛盾沖突，在近十年中始終處于多發狀態。從上述理論分析看，社會階層認同偏低與社會矛盾沖突多發的同期并存，不是偶然的。一個社會中近乎一半的人自認為處于社會中下層或下層，這無疑是不利于社會秩序以及社會和諧穩定的重大隱患。要盡可能地消解這樣的隱患，首先就要深入研究和理解一個社會的主觀認同階層分布形成的原因和機理。

關于人們的主觀階層認同的影響因素，不少研究文獻進行了考察。大量研究表明，人們的客觀社會地位對主觀階層意識或階級意識有著一定的影響，但對于這種影響的強度則存在不同看法。具體地說，據認為影響人們的主觀階層認同的客觀因素，包括收入水平、教育水平、職業、性別、年齡、權力、資源和財富占有水平等。在不同國家或不同時期，這些客觀因素對人們的階層認同的影響有所不同。例如，根據日本的SSM調查，在20世紀70年代，日本人的階級認同很少受到他們的社會經濟地位影響;80年代，收入是階級認同的最顯著影響因素之一，職業和教育沒有什么影響;到90年代，教育、職業和收入對階級認同有顯著影響［9］。在美國，職業在傳統上被認為是人們如何評價他們的社會地位的一個關鍵因素，受到更多地強調，這意味著對于美國人來說，把職業與階級聯系起來，既輕而易舉又耳熟能詳［10］［11］。然而，不同的研究顯示，教育和收入是比職業更加重要的階級認同預測因素［11］［12］。在英國、美國和挪威進行的幾項研究發現，教育是影響社會階級認同的重要因素。在美國［13］和希臘［14］，一個人的收入越高，就越可能認同于中產階級。另外，經驗研究表明，在西方國家，年齡增長會提高認同于較高階級的概率。年齡大常常意味著更好的經濟狀況和更高的生活滿意度。至于性別因素的影響則不確定。一般而言，男性與女性的階級認同差異，在西方國家并不顯著［12］。而馬什利用中國臺灣地區1992年社會變遷調查數據所做研究發現，性別是對階層認同有顯著影響的因素之一［15］。

在國內的研究中，被識別出來的影響階層認同的客觀因素，除了上面提到的之外，資源和財富占有水平、地區/城鄉分布、戶籍、工作單位性質、權力占有狀況，被認為對主觀階層認同具有重要影響。馬什對中國臺灣地區的研究發現，權力對階層認同的影響是顯著的［15］。而劉欣對武漢市的研究甚至發現，權力是僅次于收入的重要影響因素，而職業則不具有重要性，究其原因，該項調查是1996年進行的，其時城市職業分化并不突出［16］;按照這樣的解釋，隨著職業分化的日益凸顯，職業的作用可能會變得日益重要起來。

除了諸多客觀因素會影響人們的主觀階層認同外，還有一些重要的主觀因素也會產生不可忽視的影響。生活滿意度是較多地進入研究者視野的一個重要影響因素。在日本，根據SSM調查結果，從20世紀80年代起，生活滿意度就成為對階級認同具有顯著影響的重要因素之一［9］。此外，在中國學者的研究中，被調查者對自己在最近一個時期(一般是最近五年)的生活水平升降狀況，對社會公平狀況的評價，對父輩社會階層地位的評價，也被當做影響被調查者自己的階層認同的重要因素，引入解釋模型之中［17］［18］［19］。

識別出影響人們的階層認同的因素，是研究階層認同分布結構形成機理的第一步。更重要的是要解釋，為什么這些因素會對人們的階層認同具有這樣或那樣的影響。從研究文獻來看，針對中國社會主觀階層認同結構下沉的趨勢，最受歡迎的解釋模型是所謂“相對剝奪”論題［16］［17］［18］?！跋鄬儕Z”(Relative deprivation)概念最早由美國學者斯托弗等人提出，其后經羅伯特·默頓發展，成為一種關于群體行為的理論［20］。當人們將自己的處境與某種標準或某種參照物相比較而發現自己處于劣勢時所產生的受剝奪感，就是相對剝奪感，這種感覺會產生消極情緒，可以表現為憤怒、怨恨或不滿。默頓認為，當個人將自己的處境與其參照群體中的人相比較并發現自己處于劣勢時，會覺得自己受到了剝奪。這種剝奪因為不是與某一絕對的或永恒的標準相比，而是與某一變量相比而產生的，因此是相對的，這個變量可以是其他人，其他群體，也可以是自己的過去。有時，即使某一群體本身的處境已有所改善，但如果改善的程度低于其他參照群體的改善程度，相對剝奪感也會產生。相對剝奪感會影響個人或群體的態度和行為，并可造成多種后果，其中包括壓抑、自卑，引起集體的暴力行動，甚至革命。相對剝奪感往往產生于相對剝奪地位，后者指的是某一個人或社會群體與同一社會的其他成員或者群體相比較，所處的對有價資源占有較少或不占有的狀態。

盡管“相對剝奪”理論被廣泛用來解釋包括水平偏低的社會階層認同在內的各種類似社會現象和問題，但是看起來這一解釋論題并不足以讓我們透徹理解，目前中國社會的階層認同水平何以顯著偏低并且經歷著首先明顯下降然后緩慢上揚的趨勢。況且，根據我們的調查，在2006年和2008年，認同中下層和下層的被調查者所占比重分別達到55.5%和52.3%。可以肯定，幾乎全社會的每一個職業群體、每一個階層，在最近十年中，都有相當比例的成員認同中下層和下層，或者都經歷了階層認同水平下沉(不僅包括認同中層的比例下降，也包括認同中上層和上層的比例下降)的過程。如果認為只需“相對剝奪”論題就能解釋一切，豈非意味著每一個職業群體、每一個社會階層都在某種程度上感覺自己處于“相對剝奪”地位?由此可見，中國社會的階層認同結構水平偏低以及近十年來與客觀社會階層結構變遷的不同步，有著更多的社會學意涵。

中國是一個處于快速現代化進程之中的社會，也是一個從計劃經濟向市場經濟轉軌的社會，與這個轉型過程相伴隨的是社會體制和政策安排的快速變革。人們在這種急劇轉型的過程中廣泛經歷著工作單位性質、身份、地位、機會和資源結構等各方面的顯著變化，這些變化不僅影響人們的生存發展機遇，也不斷重塑人們置身其中的整個經濟社會環境和情勢。盡管在經濟社會快速發展的時期每一個人的生存狀況都至少在理論上蘊涵著上升發展的潛力(或者直接就是一種現實)，但國內經濟社會環境和全球化背景下國際經濟情勢的不確定的變化，卻會或者阻礙這種人們的潛力的實現，或者威脅著人們已經實現的潛力，這會讓相關的人們感到不滿意或者憂慮(Runciman，1966)。就業艱難和職位不穩定，收入增加在相當長的時期里跟不上經濟增長，社會公共服務和社會保障體系不完善以及由此造成的上學貴、看病貴和住房貴等民生問題，更是不斷加大人們尤其城市居民的生存和發展壓力。另外，中國的改革往往不是系統地、整體地推進，而是局部地、漸進地進行的，以致同樣職業群體內部，也會出現分化。例如，即便國家與社會管理者階層成員，如果置身于非強勢部門，往往也會面臨實際社會經濟地位縮水的尷尬困局。所有這些具有中國特色的情勢和因素匯聚在一起，在現階段中國社會造就了一種普遍焦慮的社會情緒。①李友梅在考察上?！鞍最I”群體時發現，由于職業危機感的不斷增強、市場領域的種種不規范操作以及西方導向的生活消費方式與現有收入水平之間的緊張關系，使得上海白領尤其是面向市場的白領群體普遍有一種焦灼感和壓力感(參見李友梅《社會結構中的“白領”及其社會功能——以20世紀90年代以來的上海為例》，載《社會學研究》2005年第6期)。現代社會對于社會分層的集體想象往往是這樣的，即對于中層及以上的社會階層來說，生活即便不是富有的也可以說得上是富足和穩定可靠的。而現實卻并非完全如此。可以預期，處于這種境況下，人們會傾向于低估其社會經濟地位。應該說，一些具有此等內涵的社會情勢變化，早在20世紀90年代中后期已經開始發生，但它們的社會后果則是進入21世紀以來的這些年凸顯起來的。在經濟高速發展的同時，基本民生卻面臨日益加重的壓力和越來越多的挑戰，這確實是中國特有的現象。作為應對措施，進入“十一五”規劃時期以來，政府加大了改善民生的工作力度，起到了緩解民眾的生活壓力和生存焦慮的作用。在我們的調查中，被調查者的認同階層分布曲線從2008年起開始上揚，這未嘗不是民生改善的一種社會反映。

總之，在思考對于本文第一部分提出的幾個問題的解答之時，我們認為，“相對剝奪”論題可能仍然是有效的，但還需要其他論題加以補充?；谏鲜龇治?，我們提出一個新的論題，即“轉型期生存焦慮”論題，以便更好地解讀總體經濟社會情勢尤其是民生情勢對人們的階層認同的影響。這樣，本文的研究策略，就是運用定量數據同時檢驗兩個論題，來獲取對中國民眾的階層認同結構及其變動趨勢的理論解讀。為了定量分析的需要，需要分別對兩個論題加以操作化。具體說來，就是基于已有研究文獻提供的啟示，用下述研究變量來檢驗“相對剝奪”論題與“轉型期生存焦慮”論題。

(1)性別。從經驗上看，女性總是處于某種弱勢地位，因而容易產生相對剝奪感。作為一個變量，因為我們主要想觀察女性的認同選擇，故令女性=1，男性=0。從某種邏輯出發，我們預期女性會比男性更多地認同較低的社會階層。如果經驗數據支持這一預期，那么就可以用“相對剝奪”論題來解釋男性與女性的階層認同差異;否則就可以認為，“轉型期生存焦慮”論題更具有解釋力。

(2)年齡。根據國外已有研究，隨著年齡的增加，人們傾向于認同更高的社會階層，而這可能意味著年輕時代有一種“相對剝奪”意識。但是，在中國，20世紀90年代中期以來的改革，使得年齡較高者處于不利的市場處境，年輕時代的市場處境反而相對更為有利一些。在這種情況下，年齡的影響就變得難以預判。這里假定，如果年齡的影響確實顯著，那么“相對剝奪”論題就更可取;否則，“轉型期生存焦慮”論題更加可取。

(3)教育。根據國際經驗，人們的教育水平越高，則其認同較高社會階層的可能性也越大。反過來，教育水平越低的人，認同較低社會階層的可能性越大——這在某種程度上表明，在人們確定其階層認同時存在“相對剝奪感”的影響。但在轉型期的中國，情況可能并不完全如此。如果經驗數據顯示，教育水平的高低對人們的階層認同的影響程度，隨著時間的推移而減弱，那么就表明，“轉型期生存焦慮”確實也產生了影響。

(4)政治面貌。政治面貌分為中共黨員與非中共黨員。一般認為，中共黨員政治地位相對更高，他們的社會地位也會相應更高一些。因此，在這個意義上，非中共黨員的被調查者就可能潛在地處于所謂“相對剝奪”地位。據此預期，中共黨員的階層認同會相對高于非中共黨員。

(5)城鄉。中國存在顯著的城鄉差距，城鎮居民的經濟社會狀況和相應的權利和機會享有水平總體上遠遠高于農村居民，所以一般預期，在以城鎮居民為參照時，農村居民會產生相對剝奪感，因而傾向于較低的階層認同。進入21世紀以來，農村居民的遷移大幅增長，許多農村勞動力進入城鎮尋找工作和發展機會，但大量研究表明，他們在內心深處仍然保留著自己的農民身份意識。因此，以戶籍身份替代居住地劃分城鄉更加準確。在這里，令農業戶籍=1，非農業戶籍=0，亦即以非農業戶籍被調查者作為參照群體。我們預期，擁有農業戶籍身份的被調查者將會更多地認同較低的社會階層。如果經驗數據支持這一預期，則意味著“相對剝奪”論題具有更強的解釋力;否則，“轉型期生存焦慮”論題就更加可取。

(6)地區。中國的地區差距也是眾所周知的。地區差距的形成，除了歷史的原因外，改革開放前期的政策差異等因素也是重要的原因。因此，中西部地區的居民在與東部地區居民比較時是可能產生“相對剝奪感”的。在具體進行量化分析時，中部地區和西部地區為虛擬變量(即=1)，東部地區為參照變量(即=0)。我們預期，相對于東部地區的被調查者，中西部地區的被調查者會較多地認同較低的社會階層。如果經驗數據支持這一預期，則意味著“相對剝奪”論題具有更強的解釋力;否則，“轉型期生存焦慮”論題就更加可取。

(7)資產。由生產性資產、財產性資產和金融性資產組成。從理論上說，資產占有差異是最易于產生“相對剝奪感”的變量。我們預期，家庭人均資產量越小，被調查者認同較低社會階層的可能性越大。如果經驗數據支持這一預期，則意味著“相對剝奪”論題具有更強的解釋力;否則，“轉型期生存焦慮”論題就更加可取。

(8)收入。研究表明，家庭收入對主觀社會階級的估計的影響要比個人收入的影響更大［12］，因此，我們在這里將采用家庭人均收入作為自變量。按照“相對剝奪”論題，家庭人均收入水平越低，人們認同較低社會階層的可能性越大;而從“轉型期生存焦慮”論題來看，人均收入水平對階層認同的影響并不會很顯著。

(9)消費。消費對人們的階層認同是有一定影響的，但不同消費項目的影響是不同的［18］。但本文仍以恩格爾系數作為消費的結構性特征的指標，考察其對人們的階層認同的影響。從“相對剝奪”論題角度看，可以預期的是，恩格爾系數越高，被調查者認同較低社會階層的可能性就越大。而從“轉型期生存焦慮”論題來看，恩格爾系數的影響應當不具有統計上的顯著性。

(10)權力。權力對于階層認同的影響受到重視［16］?；镜募僭O是，與不掌握任何權力的人相比，掌握權力的人傾向于認同更高的社會階層。這是劉欣的“相對剝奪”論題的一個重要含義。那么，動態地看，這種影響是否在十年中始終一樣重要;若非如此，便意味著需要用“轉型期生存焦慮”論題做補充解釋。在我們的調查中，權力是用被調查者在管理等級中的地位以及是否有權決定一定事務來測量的。我們將綜合出一個二分變量，即有權者(=1)與無權者(=0)。

(11)職業。盡管個別研究顯示職業對階層認同的影響不顯著［7］，但其他研究無不表明，職業的影響是顯著的，職業地位較低的人認同較低社會階層的可能性較大，反之，職業地位較高的人更可能認同較高社會階層。這也是“相對剝奪”論題的題中之義。不過，從動態變化角度看，根據對調查數據的初步分析，職業地位較高的被調查者的階層認同結構同樣存在下移的趨勢，例如，從上層認同轉向中上層認同，或者從中上層認同下移到中層認同;對于這種變化，很難用“相對剝奪”論題來解釋的，用“轉型期生存焦慮”論題來解釋可能更為合適。在本研究中，以經濟資源、組織資源和文化資源為標準，有就業的被調查者被聚合為9個職業階層，加上無業失業半失業人員，總共形成10個階層［21］。以無業失業半失業人員為參照，其他9個職業階層被建構為9個虛擬子變量。

(12)體制。在討論工作單位對人們的經濟社會地位的影響時，國有單位與非國有單位的區分廣受關注。在兩類不同單位中工作，意味著在兩種不同的體制中生存。國有單位仍然保有較多的計劃和再分配體制的特征，工作穩定，待遇較高，社會保障比較健全，因而被稱為“體制內”;而非國有單位則相應被稱為“體制外”?；凇跋鄬儕Z”論題，可以預期，“體制外”的人們的主觀階層認同層次可能會低于“體制內”的人們。但如果兩者之間沒有統計上顯著的差異，那么，“轉型期生存焦慮”論題可能就更為合適。這里，我們把所有在非國有單位工作的人、國有單位雇用的非正式工(主要是農民工)、農業勞動者以及無業失業半失業人員都歸類為“體制外”人員，其余就是“體制內”人員。

(13)最近五年生活水平變化。這個變量也被一些研究基于“相對剝奪”論題引入對階層認同影響因素的分析［17］［18］。調查采用五級測量尺度反映被調查者關于最近五年生活水平變化的判斷(上升很多、略有上升、沒有變化、略有下降、下降很多)，為便于分析，本文將給這五級尺度相應地賦值為2、1、0、-1、-2，然后將其視為一個定距變量納入分析模型。如果這個變量的影響下降甚至不顯著，那么可以認為，這在一定程度支持“轉型期生存焦慮”論題。

(14)生活壓力感。這實際上是最能夠直接反映人們的生存焦慮狀況的變量。我們的調查涉及多方面的生活壓力。為了簡化模型，我們將把它們綜合為一個總體生活壓力感指數。如果該指數對被調查者的階層認同確實產生了影響，并且生活壓力感指數越大，人們的階層認同越低，那么“轉型期生存焦慮”論題便能得到有力的支持。

(15)社會公平感。一般而言，人們越是認為社會不公平，越有可能產生“相對剝奪感”。然而，在我們的調查中，絕大多數被調查者都認為中國社會不太公平或很不公平。因此，如果在實際分析中社會公平感對階層認同的作用不顯著，便可以視之為對“轉型期生存焦慮”論題的一種支持。由于本文使用的調查數據中有個別年份的調查沒有設置專門針對社會公平感的問題，為統一變量起見，我們選擇另一個最有代表性的問題，即對現實存在的收入差距的公平性進行評價，作為研究變量。

上述15類變量無疑都是自變量。而因變量則是被調查者的階層認同。如上所述，各種調查一般都設置五個階層，即上層、中上層、中層、中下層和下層，供被調查者選擇。在分析時，可以把階級認同視為一種可測量的因變量而不只是類別變量，在社會學中，這樣處理不是沒有先例的。不過，我們同時也關心人們的階層認同是屬于中層及以上還是中下層及以下，所以在具體分析時，我們還將其改造為一個二分變量，令中層及以上的選擇均為1，中下層和下層的選擇為0，在此基礎上，運用logistic回歸模型，對被調查者的階層認同的決定因素進行分析。本研究使用的數據，分別為中國社會科學院社會學研究所“當代中國社會結構變遷研究”課題組2001年的全國抽樣問卷調查，亦即中國社會科學院社會學研究所“綜合社會調查研究”課題組在2006、2008和2011年進行的全國綜合社會調查(CSS)。

三、數據結果與解析

本文使用的四個年份的全國抽樣調查數據，在基本結構上具有可比性，限于篇幅，這里不做展示。在處理數據時，我們構建了兩個模型。一是將因變量階層認同視為定距變量，以上述15類變量作為自變量，構建簡單的多元線性回歸模型，據以分析主觀階層認同的決定因素;二是將中下層和下層認同合并，中層及以上認同合并，改造為一個二分變量，以之為因變量，并且同樣以上述15類變量為自變量，構建一個Logistic回歸模型，以更加準確地分析較低階層認同的影響因素。

表3是第一個回歸模型的數據呈現，表4則是第二個回歸模型的數據呈現。下面我們結合兩表的結果，對15類變量影響或決定階層認同水平的作用和社會學意涵進行分析和說明。

地區變量對西部地區被調查者的階層認同的影響是不顯著的。從表3看，回歸系數的符號，除了在2006年為正外，在其他三個年份卻都是負的，表明相對于東部地區被調查者，西部地區被調查者會更多地選擇更低的階層認同，但這一結果在統計上并不顯著。這表明，西部地區被調查者的階層認同并未受到與東部地區比較的多大影響，從地區層面討論西部被調查者在階層認同方面的相對剝奪感便沒有多少意義。表4的結果與此相同。與西部地區不同，中部地區的影響在2001和2011年兩個年份里具有高于5%的統計顯著性，在表3中，這種影響的方向是，相比于東部地區的被調查者，中部地區被調查者的階層認同水平會更低一些;在表4中，2001年和2008年被調查者認同中下層和下層的可能性更大一些，2006年和2011年沒有統計上顯著的影響。這表明，東部地區與中部地區的發展差距對于解釋兩個地區被調查者的階層認同差異只是部分有意義。這樣，“相對剝奪”論題在部分年份里對于解釋中部地區被調查者的階層認同分布有效，而“轉型期生存焦慮”論題可能對于解釋西部地區被調查者的階層認同分布以及中部地區的另外兩個年份里有效。

性別對被調查者的階層認同的影響，在2001年和2006年都不顯著;而在2008年和2011年，則變得非常顯著了。不過，有點奇特的是，在表3中，從符號來看，與男性相比，在2008年，女性的階層認同水平傾向于更低一些;而在2011年，女性的認同水平卻傾向于更高一些。這可能與2008年突然爆發的國際金融危機有關，危機對中國就業市場產生了一定沖擊，其對女性的影響可能更大一些。不同的是，在表4中，其影響具有顯著性的回歸系數在兩個年份都是負號，表明女性選擇中下層或下層認同的幾率在這兩年低于男性。這與其他國家性別沒有什么影響的情況有所不同。看起來，在這里本文考察的兩個論題都不是好的解釋。按照朗西曼的理論，在快速發展的社會，如果人們的期望很高卻沒有多少實現期望的機會，那么他們的不滿意程度也會很高［22］。相對而言，女性在這方面總體上可能會比較“低調”，因而她們的主觀階層認同就有可能不會低于男性的認同水平。

年齡的影響，在表3中，在2008年是顯著的，回歸系數的符號為負，即年齡的增長會導致認同階層水平降低;在其余年份都不顯著。在表4中，有兩年不顯著，有兩年顯著，值得注意的是，在2008年，被訪者年齡每增長1歲，其選擇中下層或下層認同的可能性就增加0.9%。盡管如此，但在多數情況下，年齡變量的影響還是不那么重要，相應地，“轉型期生存焦慮”論題是更好的解釋論題。教育年限的影響，基本上符合“相對剝奪”論題的意涵，受教育年限越少，被調查者的階層認同水平就可能越低。尤其是，從表4看，教育年數每增加1年，被調查者認同中下層或下層的概率的程度，在2006年達到5.5%，在2011年也達到2.7%。不過，在2001年，這一變量的影響并不顯著。

戶籍的影響比較獨特。其在四個調查年份里都是高度顯著的，但在方向上，在表3中只在2001年是負號，在表4中也只在2001年是正號。也就是說，在2001年，農業戶籍的被調查者的階層認同水平傾向于比非農業戶籍被調查者更低，而在2006、2008和2011年，則剛好相反，農業戶籍被調查者的階層認同傾向于比非農業戶籍被調查者更高。具體地說，從表4的結果看，與非農業戶籍被調查者相比，農業戶籍被調查者不選擇中下和下層認同的概率，在這三年里，分別高出32.2%、31.4%和25.3%。這表明，2005年以后國家改變農村政策的行動，包括免除農業稅費以及提供各種農業補助的措施是讓農民感到滿意。另外，許多研究表明，農民在考慮生存狀況的變化時，更多的是基于自身的縱向比較，而不是橫向地與比如城鎮居民比較，因而他們的相對剝奪感也不強烈。因此，“相對剝奪”論題看來不適用于解釋農業戶籍被調查者的主觀階層認同。反過來，由于非農業戶籍被調查者的階層認同水平與農業戶籍被調查者相比可能更低，也不能用“相對剝奪”論題來加以解釋，反倒是“轉型期生存焦慮”論題應當是更合適的解釋。確實，近年來，具有非農業戶籍的城鎮居民在就業、住房等方面面臨的壓力要比農民更大。

中共黨員身份對被調查者的階層認同水平的影響一直是顯著的，影響的方向，也一直是使得他們的階層認同層次傾向于比非中共黨員的認同層次更高，或者減少他們認同中下和下層的概率。從表4看，減少中下和下層認同的概率也相當可觀，2008年達到38%;換句話說，非黨員被調查者認同中下層和下層的概率要比黨員高出38%，即使在2011年，這一概率也仍然達到28%。看來，在這個方面，“相對剝奪”論題是有效的。

除了在2001年之外，在其他年份，權力變量的影響，卻并不像一些學者如劉欣認為的那樣顯著，在2006、2008和2011年，雖然回歸系數的符號為負，但都不具有統計顯著性。可見，進入21世紀以來，無論是有權的人還是無權的人，在其階層認同的分布上，并沒有顯著的差別。由此可知，在這方面，“轉型期生存焦慮”論題比“相對剝奪”論題更適用。

體制內外的影響，從回歸系數的符號來看，相對于體制外的被調查者，體制內的被調查者的階層認同水平傾向于更高一些;但是，從顯著性上看，這種影響2001年和2008年顯著，在2006年和2011年卻不顯著。2001年的時候，“體制內”對于人們生存發展的影響還是非常強大的，近年來，隨著改革開放的不斷深化，“體制外”的人們的生存和發展條件不斷改善，因而“體制內”與“體制外”之間的反差對照也有所壓縮。但是這種狀況看來并不穩定，2008年的國際金融危機對“體制外”生存的沖擊明顯大于對“體制內”的沖擊，這在當年被調查者的社會經濟地位認同上獲得了反應?？傮w上，進入21世紀以來，轉型期的生存焦慮對體制內和體制外的人們都有影響，但經濟社會發展一旦發生大的波動，體制外的人們會首當其沖，因而相對剝奪感便會增強。

職業階層的影響總體上來看確實不算突出。相對于無業失業半失業人員，國家與社會管理者的階層認同水平傾向于更高一些，從表4看，在2001年，這個階層認同中下層和下層的概率，要比無業失業半失業人員低77.2%，即使到2011年也達到52.2%。其次是私營企業主階層和個體工商戶階層，分別在兩個年度里對被調查者的階層認同產生了影響，其作用都是提升他們的階層認同水平。其中，個體工商戶階層的影響在2008年及以后就沒有統計顯著性了，而私營企業主階層的影響則在2001年和2008年具有顯著性，在2006年和2011年沒有顯著性。至于其他階層的影響，基本上不重要?；蛟S正是因為如此，盡管從2008年起主觀階層認同分布結構比2006年有所上揚，但上揚幅度極為有限?？偟膩碚f，就客觀職業階層的影響來說，“相對剝奪”論題的解釋力非常有限，普遍的“轉型期生存焦慮”論題更加靠譜。

人均家庭資產、家庭人均收入和家庭人均生活消費的恩格爾系數這三個變量的影響，倒是在多數年份都具有統計顯著性。資產和收入的影響是，它們的增加會提升被調查者的階層認同水平;而恩格爾系數的作用是，它的提高會降低被調查者的階層認同水平。資產的這種影響比較穩定，收入的影響存在波動，恩格爾系數的影響在2001年和2006年的調查中不顯著，而在此后兩年的調查中具有顯著性。另外，從表4可以看到，資產和收入的實際影響幅度都不大，而恩格爾系數的影響幅度則比較可觀，例如，在2008年，恩格爾系數增加一個百分點，被調查者選擇中下層和下層的概率會增加0.8%。總的來說，在這三個變量上，“相對剝奪”論題具有較大適用度。

至于三個主觀變量，幾乎在所有調查年份都具有顯著影響。被調查者對接受調查時的生活水平與五年前相比的變化情況的評價越高，其階層認同水平也傾向于更高，相應地，從表4看，生活變化評價每提升一個等級，被調查者選擇中下層或下層認同的幾率就會下降40%以上。生活壓力則是降低被調查者的階層認同水平的變量，其在兩個模型中的回歸系數，符號相反，含義相同;從表4的結果看，相對于沒有生活壓力，感受到有生活壓力的被調查者認同中下層或下層的幾率高出1.5倍到2.8倍，當然，隨著時間推移，這種幾率是在下降的。社會公平感變量的影響看起來小一些，但仍然不可忽視。對于五年生活變化評價的影響，可以用“相對剝奪”論題來解釋。對于生活壓力的影響，則主要可以用“轉型期生存焦慮”論題來解釋，但其中也包含著“相對剝奪”論題的意涵，以2011年為例，以收入五等分分組與生活壓力評價做交叉的結果顯示，盡管所有收入分組都有不少被調查者有著生活壓力感，但是認為存在生存壓力的被調查者所占比例，是從最低分組到最高分組逐步降低的，在最低收入組有58%的人感到有生活壓力，而在最高收入組只有15.2%到人感到有生活壓力。至于對社會公平感的影響的解釋，原本也可以充分借重“相對剝奪”論題，但是，以2011年調查為例，用社會公平感與收入分組做交叉分析后發現，各收入組的被調查者中感覺到社會不公的人所占比重，在從最低到最高的五個收入組中，分別為 41.0%、39.3%、39.8%、45.4%和46.5%，差距不大，因此，兩個變量間的Gamma系數僅為0.07，這就是說，各個收入階層感受到社會不公的程度幾乎是相同的。這種情況，在其他年份也基本相似，其Gamma系數在2001年為0.166，2006年為0.099，2008年為0.240，相關度都不高。社會不公平感與客觀社會階層的關系也不大，同樣的交叉分析顯示，從2001年到2011年，兩個變量間的Gamma系數依次為0.047、0.043、0.109 和0.107。因此，本文認為，這種廣泛存在的不公平感，同時也與“轉型期生存焦慮”導致的不滿意密切相關。

結 論

本文基于全國抽樣調查的經驗數據，從靜態和動態兩個角度，分析了中國城鄉居民的主觀階層認同分布及其變化，探究了這種分布和變化的影響因素和機制，并根據“相對剝奪”與“轉型期生存焦慮”兩個論題進行了理論解釋。從兩個回歸模型的結果來看，在本文引入模型的15類變量中，戶籍身份、黨員身份、近五年生活變化以及生活壓力感這四個變量，在所有調查年份里都對被調查者的階層認同產生了顯著的影響(可以相信，如果2001年的調查也設置了有關生活壓力感的問題，其影響也會是顯著的)。按照本文的理論邏輯，對于其中的生活壓力感的影響可以用“轉型期生存焦慮”論題解釋，而對于其余三個變量的影響則可以用“相對剝奪”論題解釋。

在三個調查年份中有影響的變量，有人均家庭資產、社會公平感以及職業階層變量中的子變量國家與社會管理者階層，但其影響沒有統計顯著性的年份卻各不相同?？偟膩碚f，對于這些變量的顯著影響，大體可以用“相對剝奪”論題加以解釋;而對于其影響不顯著的情況，則大致可以用“轉型期生存焦慮”論題來解釋。另外，教育年限和恩格爾系數的影響在表3中僅在兩個年份具有顯著性，但在表4中在三個調查年份有顯著性。

在兩個調查年份里對被調查者的階層認同選擇產生顯著影響的變量，有性別、體制內外、家庭人均收入以及客觀階層變量中的子變量私營企業主階層。其中，體制內外和私營企業主階層的影響分別在2001年和2006年顯著，家庭人均收入的影響分別在2006年和2011年顯著，性別的影響在2008年和2011年顯著。粗略地說，對于這些變量在這些年份的顯著影響，可以用“相對剝奪”論題來解釋，而對于在其他年份的不顯著影響，則似可用“轉型期生存焦慮”論題來解釋。此外，年齡變量的影響在表3中僅在一個年份有顯著性，而在表4中在兩個年份有顯著性。

其余10個變量或子變量，基本上沒有產生顯著影響，或者僅在一個調查年份產生了顯著影響。對此，我們很難用“相對剝奪”論題來解釋，而用“轉型期生存焦慮”論題解釋可能更合適。

換一個角度來看，在表3和表4中，包括一級變量和二級子變量，總計24個變量(2001年為23個)，其中其影響具有顯著性的變量，在2001年有12個，占52.2%;在2006年有10個，占41.7%;在2008年有13個，占54.2%;在2011年有11個，占45.8%。

因此，總的來說，即使我們完全用“相對剝奪”論題來解釋這些變量的具有顯著性的影響，該論題總體上也只是在一半左右的情況下有效;相應地，按照本文的理論邏輯，“轉型期生存焦慮”論題也至少在一半情況下有效。這種情況，基本上回答了本文第一部分提出的幾個問題。例如，至少在某種程度上，正是相當廣泛地存在的“轉型期生存焦慮”，使得中國社會的主觀階層認同分布結構及其變化趨勢與其他國家不同，也導致這種主觀階層認同結構與客觀階層結構的變化不同步。

上述研究結果，有著重要的政策含義。從宏觀目標上說，中國必須做出充分努力，改變近半數的人自我認同于社會中下層和下層的格局，顯著提升至少是社會中層認同的比重，大幅度降低中下層和下層認同的比重，這對于凝聚人心、促進社會團結與和諧具有十分重要的意義。從基本路徑上說，一方面，要充分關照客觀存在的社會中下層和下層民眾的民生改善，向他們開放發展的機會結構，使他們擺脫沒有希望、無可奈何的心態，最大程度地降低過大的社會分化和不平等造成的社會不公平感，最大程度地減少各種“相對剝奪”意識;另一方面，更要從整體上深化制度改革創新，擴大社會各群體、各階層對國家經濟、社會和政治發展的參與，最大限度地消減社會流動的體制機制障礙，從而減少在各個社會群體和階層中廣泛存在的“生存焦慮”感。從主要措施上說，要真正有效地落實目前提出的各項重要的公共政策，尤其是居民就業促進和收入增長政策、公共服務均等化政策、城鄉和區域統籌發展政策、推進社會組織發展和公民參與的政策，社會保障體系建設要在基本實現制度全覆蓋的基礎上加快提高統籌層次以及與經濟社會發展相適應的保障水平。此外，確保宏觀經濟社會發展穩定，建設好有效應對地區性和全球性經濟風險的能力，也是應有之義。

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表1 2001—2011年中國社會的職業階層結構(%)

表2 2001—2011年中國城鄉居民主觀經濟社會地位認同分布結構(%)

表3 主觀認同階層分布的決定因素的線性回歸分析