轉型期農村青年階層認同的影響因素分析
——基于2013CGSS①的一項經驗研究

李向健

（河海大學 公共管理學院，江蘇 南京 211100）

·思想政治工作研究

轉型期農村青年階層認同的影響因素分析
——基于2013CGSS①的一項經驗研究

李向健

（河海大學 公共管理學院，江蘇 南京 211100）

基于中國綜合社會調查（CGSS）2013年的數據，利用多元線性回歸模型檢驗社會經濟地位、居住空間等結構主義變量和家庭背景、相對剝奪感等建構主義變量對農村青年階層認同的影響。研究結果表明：當前中國農村青年的階層認同特點為“中層及以下階層認同”；社會經濟地位越高、居住境況越好、家庭經濟地位評價越高，其認同的階層地位越高；而相對剝奪感越強，其認同的階層地位越低。從建構主義視角出發，通過完善社會主義市場分配機制，以及提升農村青年獲得財富的能力，從而提升農村青年階層的階層認同。

階層認同；社會經濟地位；居住；家庭背景；相對剝奪感

一、問題的提出

隨著當前城鄉一體化和新型城鎮化進程的快速推進，以往由市場轉型而導致的社會結構變遷過程中逐步滑向整體社會分層底端的農民階層的生存狀況，以及他們對當今政治經濟發展的態度和參與顯得格外重要。相比于其他年齡段的人，農村青年群體作為城市建設重要勞動力來源和農村社會建設的核心力量，他們在社會分層結構中處于什么樣的層級，他們如何看待日益擴大的社會不平等及其結構和文化因素，這些都將成為社會分層理論和經驗研究關注的重點。

為了回應傳統社會分層研究多從“客觀層面揭示分層結構特征和探討分層機制變化”，［1］（p8-17）國內學者在借鑒西方階級/階層意識（社會分層的主觀建構）研究的基礎上，利用大規模的社會調查，形成一批關于階層存在意識、階層沖突意識和階層認同等方面的研究成果，其中，階層認同作為階層意識研究脈絡中最基礎最根本的階段，受到特別的重視。不過，對于農村青年群體的階層認同的研究尚不多見，已有文獻中并沒有專門關于當前農村青年階層認同現狀的描述與解釋，說明影響階層認同影響因素的相關理論假設在農村青年群體中的適用性還有待檢驗。因此，本文將重點描述當前農村青年階層認同的現狀，探討其影響因素，發現如何提升作為個體意識的階層認同的一些思路，以避免農村青年群體過低的階層認同風險。

二、文獻回顧和假設

階層認同，或階層地位認同，又稱“階層歸屬感”，是指個人對自己在社會階層結構中所占據的位置的感知，［1］（p8-17），［2］（p86-92），［3］（p53-57）也就是人們從主觀上認同自己是屬于什么社會階層，［4］（p114-124），［5］（p64-72）通過階層認同可以分析出人們關于社會不平等的觀念和意識與社會現實存在何種聯系。對于階層認同的測量，多數學者通過設置五個、七個或十個層級答案，詢問被調查者自己或其家庭處在社會分層中的哪一層，特別是在中國綜合社會調查中，在預先提示“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層”幫助被調查者建立階層認知，然后給出1-10分逐漸遞增的階層得分選擇，詢問被調查者目前處于哪一層。盡管劉欣指出，在考察階層認同時，人們有必要區分經濟地位認同、聲望地位認同、權力地位認同，［1］（p8-17）羅忠勇和陳琦在研究轉型期的青年工人階層認同時，還強調了教育地位認同和機會地位認同，［6］（p8-13）李春玲強調基于職業的身份認同，［7］（p108-112）但多數學者仍在綜合的意義上使用階層認同。本研究采用綜合意義上的階層認同。

轉型時期中國社會各群體的階層認同存在什么樣的結構特征？對于此問題的研究，李春玲［7］（p108-112）發現在基于職業的客觀分層基礎上，處于社會頂層的階層和處于社會的底層的階層內部身份認同率較高，處于社會中間位置的階層（如辦事人員階層），其階層成員的內部身份認同則較低。不同于刁鵬飛關于當前多數公眾認同自己處在社會的中層及以上［8］（p107-113）的研究結果，“當代中國人民內部矛盾研究”課題組、［9］（p19-35）趙延東、［2］（p86-92）陸益龍、［4］（p114-124）馬廣海、［5］（p64-72）馬繼遷［10］（p159-162）在研究中國城市居民或農民的階層認同時均發現，當前中國公眾的主觀階層認同表現出一種“向下”偏移以及“中間階層認同缺乏或模糊”的特點，陸益龍形象地稱之為“寶塔型”階層認同結構——認同中上層的人數很少，為寶塔的頂部和塔尖，而中層、中下層和底層比例較高且基本相當，構成寶塔的主體。筆者整理2013CGSS中的青年階層認同數據時也發現，當前大多數農村青年認同自己處于社會的中下層。

人們的階層認同受到哪些因素的影響？對于這個問題的回答，主要存在兩種理論解釋：一是結構主義視角，多從集體主義的觀點出發，認為人們的階層認同是其客觀社會的反映；二是建構主義視角，多從個體主義觀點出發，認為人們的階層認同主要受到個人的實踐經歷的影響。中國學者在總結借鑒國外階層認同研究的成果，基本上都采取了用結構主義變量和建構主義變量共同解釋人們的階層認同的做法。在結構主義的解釋模型中，存在社會經濟地位假設、居住空間假設（空間測量應從社會經濟地位測量分離出來）、制度分割假設等；在建構主義的解釋模型中，主要存在相對剝奪假設、社會交往（含社會資本）假設、生活方式假設、家庭背景假設等等。

制度分割假設。李飛在梳理和驗證城鎮居民階層認同的影響因素時發現，制度分割假設中，戶籍、區域和單位級別都對主觀階層認同影響顯著，說明國家政策的分割效應非常明顯，而單位性質對階層認同的影響更多是通過單位級別來實現的。［11］（p69-83）雖然制度分割假設在解釋城鎮居民的階層認同時具有很強的說服力，但對于本研究的具體對象——農村青年，其職業、單位、戶籍等制度分割因素基本一致，不太適用，因此制度分割假設的驗證不在本研究的考慮范圍。

社會經濟地位假設。個人的受教育程度、收入、職業地位指數，通常是學者用來測量被調查者的社會經濟地位。盡管考察收入、教育和職業與主觀階層認同的相關關系時，“當代中國人民內部矛盾研究”課題組發現上述客觀社會分層變量并非影響最大的自變量，不過在階層認同的模型中仍通過了顯著性檢驗，［9］（p19-35）即社會經濟地位較高的城市居民，其階層認同也相對較高。劉精明、李路路發現在基于個人的受教育程度、收入和職業的客觀分層位置導致了城鎮居民認同的階層化趨勢。［12］（p52-81）侯志陽，孫瓊如發現職業狀況和文化程度正面影響城鄉青年的階層認同，收入對農村青年的階層認同影響較為微弱。［3］（p53-57）陸益龍更為精細地指出，農村居民“中下層以下”的認同與個人收入有較高程度的對應關系，而“下層”認同與受教育水平的關聯較為突出。［4］（p114-124）本研究考察農村青年的社會經濟地位對其階層認同的影響，由于職業地位的相似性，故主要驗證以下兩個假設——假設1.1：農村青年的受教育程度越高，其認同的階層地位越高；假設1.2：農村青年的年收入越高，其認同的階層地位越高。

居住空間假設。盡管居住空間水平也可以作為個體社會經濟地位的衡量標準，但是，隨著社會學研究的空間轉向，空間作為一個獨立且重要的變量出現在社會分層研究中。陸益龍和李飛檢驗了區域和地域類型對階層認同的影響，［4］（p114-124），［11］（p69-83）但張文宏、劉琳專門就住房問題與階層認同的研究得出，住房產權、住房數量、住房面積和質量等對上海市民的階層認同發揮著非常顯著的作用。［13］（p91-100）本研究考察農村青年的居住空間水平對其階層認同的影響，由于居住地域類型的相似性和數據限制，故主要驗證以下三個假設——假設2.1：擁有居住房屋產權的農村青年認同的階層地位比沒有居住房屋產權的農村青年高；假設2.2：住房面積較大的農村青年認同的階層地位比住房面積較小的農村青年高；假設2.3：居住較發達區域的農村青年認同的階層地位比居住在不發達區域的農村青年高。

社會資本假設與生活方式假設。張順、陳芳認為社會資本通過影響人們的社會經濟地位，進而影響人們社會經濟地位的主觀評價，基于“拜年網”的縱向和橫向社會資本的存量與類型會顯著影響城市居民的階層認同。［14］（p95-100）劉精明、李路路發現基于“討論網”的社會交往與居民階層認同的突出關聯；而生活方式的階層化趨勢更是導致了處于客觀階層的不同人群較高的本階層認同度。［12］（p52-81）李飛發現在生活方式或生活經歷假設中，城鎮居民的消費水平越高、生活品位越高，其認同的階層地位就越高。［11］（p69-83）本研究并未將社會資本和生活方式作為研究重點。

家庭背景假設。通常學者在考察被研究者的家庭背景時，多采用父親的職業地位、收入和受教育水平等客觀指標（即父輩的社會地位）來衡量，很少采用個人對家庭背景或社會經濟地位的主觀判斷。馬繼遷發現父親的職業聲望、家中的藏書量與階層認同的相關關系，［10］（p159-162）李飛認為父輩職業聲望越強，其主觀認同的階層也就越高。［11］（p69-83）本研究考察家庭背景對農村青年階層認同的影響，由于父親職業的相對一致性，且農村青年對父親收入回答數據的缺乏，故主要驗證以下兩個假設——假設3.1：農村青年父親的受教育水平越高，其認同的階層地位越高；假設3.2：農村青年的自評家庭經濟地位越高，其認同的階層地位越高。

相對剝奪感假設。農村青年的相對剝奪感與其階層認同的關系是本研究的解釋重點。“當代中國人民內部矛盾研究”課題組發現個人的“相對剝奪感”強度越大，城市居民認同的階層地位越高。［9］（p19-35）侯志陽、孫瓊如將相對剝奪感操作化為生活預期因子、生活變化感知因子，發現此類社會態度變量與城鄉青年的階層認同顯著相關。［3］（p53-57）本研究選取農村青年“與同齡人相比的社會經濟地位”和“與三年前相比的社會經濟地位”，從橫向比較和綜合比較兩個方面測量農村青年的相對剝奪感，二者都屬于局部比較。同時用“總體社會公平感”來測量相對剝奪的總體比較維度。故主要驗證以下三個假設——假設4.1：農村青年的社會經濟地位的橫向比較得分越高，其認同的階層地位越高；假設4.2：農村青年的社會經濟地位的縱向比較得分越高，其認同的階層地位越高；假設4.3：農村青年的總體社會公平感得分越高，其認同的階層地位越高。

三、數據和變量

（一）數據來源。

CGSS是一項連續性的中國基本社會狀況調查項目，主要目的是了解改革開放30多年來，中國城鄉居民的就業、教育、社會關系、生活方式和生活環境等方面的狀況。本文所用數據來自于中國人民大學社會學系主持、與全國多家高校及社會科學院合作完成的中國綜合社會調查（China General Social Survey，CGSS）項目2013年的調查數據，調查采用分層四階段概率抽樣方法，以全國（含22個省、3個自治區、4個直轄市；不含新疆維吾爾自治區、西藏自治區、港澳臺地區）人口為調查總體，實際完成樣本量10724，其中符合本次分析條件的農村青年（17-40）樣本量為1176。

（二）變量的測量（見表1）。

圖1　農村青年的階層認同

1.因變量。農村青年①關于農村青年的年齡段界定，借鑒侯志陽、孫瓊如的做法，將周歲為18-40歲、居住在農村的居民都稱為農村青年。見侯志陽，孫瓊如：城鄉青年階層認同現狀及影響因素分析，中國青年研究，2010年第3期。的階層認同。變量的測量來自于CGSS2013調查問卷中“在我們的社會里，有些人處在社會的上層，有些人處在社會的下層，‘10 分'代表最頂層，‘1分'代表最底層，您認為您自己目前在哪個等級上”這一問題，根據回答情況，將階層認同操作化為連續性的定距變量。當前我國農村青年的階層認同狀況如圖1所示：

表1　農村青年階層認同相關變量描述統計（N=1176）

從圖1的結果來看，農村青年的階層認同的基本特點是中下階層認同，這一點與學者們的研究結果相一致。

2.自變量。

（1）控制變量。性別。

（2）結構主義變量。收入——由于CGSS2013的個人年收入存在嚴重的偏態分布狀況，故取用農村青年個人年收入的自然對數來代替個人年收入。教育程度——變量的測量來自于“您最終完成的最高受教育程度是”這一問題。筆者將答案合并成小學及以下、初中、高中及大專以上四個屬性，分別編碼為1，2，3，4。居住區域——根據調查對象居住的省份，將居住區域劃分為東部、中部和西部，分別編碼為3，2，1。住房狀況——變量的測量分為兩個問題，一是居住面積，而是居住房屋的產權歸屬（產權是否歸自己所有，編碼為0，1）。

（3）建構主義變量。一是家庭背景變量，分為父親的受教育程度、家庭經濟地位的判斷、婚姻狀況與政治面貌。關于農村青年對自己所在的家庭經濟地位的判斷來自于問卷中的“您家的家庭經濟狀況在所在地屬于哪一檔？”，答案分別為“遠低于平均水平、低于平均水平、平均水平、高于平均水平、遠高于平均水平”五個檔次，編碼為1，2，3，4，5。婚姻狀況，編碼為1=有穩定的兩性生活，0=無穩定的兩性生活。政治面貌，編碼為1=黨員，0=非黨員。

二是相對剝奪感變量，分為局部比較變量和整體比較變量。相對剝奪感變量的測量來自問卷中的兩個問題，一是社會經濟地位的橫向比較，即“與同齡人相比，您本人的社會經濟地位是”，答案編碼為1-較高，2-差不多，3-較低；二是社會經濟地位的縱向比較，即“與三年前相比，您的社會經濟地位是”，答案編碼為1-上升了，2-差不多，3-下降了。而總體的社會公平感來自問題“總的來說，您認為當今的社會公不公平？”，答案分別為“完全不公平、比較不公平、說不上公平但也不能說不公平、比較公平、完全公平”，編碼為1，2，3，4，5。

四、數據分析和假設回應

多層回歸分析（Hierarchical regression analysis）是將重要預測變量的單一作用逐次納入回歸模型中，以了解各階段的回歸模型對因變量的總解釋變異能力以及各個變項的個別預測與解釋變異能力。本研究將考察受教育程度、收入等結構性因素和家庭背景、心理感受、生活方式和社會交往等建構性因素考察對農村青年階層認同的影響，故采用階層回歸分析法來驗證相關假設。以下是數據分析結果：

（一）模型結果解釋。

表2是對農村青年階層認同影響因素的階層回歸模型擬合結果，其回歸結果顯示性別、結構主義變量和建構主義變量等不同因素對農村青年階層認同的影響，在結構主義模型的基礎上分別增加家庭背景變量和相對剝奪感等心理因素變量，共形成三個模型。

表2　農村青年階層認同的影響因素（N=1176）

模型一呈現的是基于結構主義視角選取的相關變量對農村青年階層認同的影響，統計結果顯示調整的R2=0.041，F=9.011，P＜0.001，在99.9%的置信度下，性別、居住區域通過了顯著性檢驗，在99%的置信度下，收入（自然對數）通過了顯著性檢驗。在99.5%的置信度下，受教育程度和所居住房屋的產權歸屬通過了顯著性檢驗。住房面積未能通過顯著性檢驗。模型二在模型一的基礎上加入兩個后致性變量和家庭背景變量，統計結果顯示調整的R2=0.120，F=16.170，P＜0.001，在95%的置信度下，婚姻狀況通過了顯著性檢驗，在99.9%的置信度下，自評的家庭經濟地位通過顯著性檢驗。政治面貌和父親的受教育程度未能通過顯著性檢驗。模型三在模型二的基礎上加入了包含相對剝奪感和總體社會公平感等心理因素變量，統計結果顯示R2=19.6，F，20.226，P＜0.001，在99.9%的置信度下，社會經濟地位的橫向比較、社會經濟地位的縱向比較和總體社會公平感均通過了顯著性檢驗。

（二）假設回應。

經檢驗，每個模型在增加不同自變量后，整體模型均達到顯著性水平。各自變量經過不同模型的回歸數據顯示，從控制變量看，性別對農村青年的階層認同有顯著性影響，女性比男性認同的階層地位要高。

在結構主義變量方面，受教育程度、個人年收入（自然對數）、居住區域和房屋產權對農村青年的階層認同均有顯著性影響，四者對模型解釋力的貢獻分別為9.1%、6.3%、10.7%和7.8%。不過住房面積變量未能通過顯著性檢驗。數據結果表明，受教育程度越高以及個人年收入越高的農村青年，其認同的階層地位越高，提升農村青年的受教育水平、增加其收入是提升其階層認同水平的有效途徑。由此可見，假設1.1和1.2均通過驗證，即社會經濟地位假設通過驗證。同時居住在我國東部地區的農村青年比居住在中西部的農村青年認同的階層地位要高，擁有居住房屋產權的農村青年比沒有居住房屋產權的農村青年認同的階層地位要高，因此，國家和政府通過縮減不同區域農村的住房水平差距可以有效地提升農村青年的階層認同水平。由此可見，假設2.1和2.3通過驗證，假設2.2未能通過驗證，即居住空間假設得到部分驗證。

在建構主義變量方面，模型3的驗證結果如下：

一是婚姻狀況對農村青年的階層認同有顯著性影響，它對模型解釋力的貢獻為8.2%，即擁有穩定的兩性生活的農村青年比沒有穩定的兩性生活的農村青年認同的階層地位要高；而政治面貌未能通過顯著性檢驗。

二是自評家庭經濟地位對農村青年的階層認同有顯著性影響，它對模型解釋力的貢獻為15.4%，不過父親的受教育水平未能通過顯著性檢驗。數據結果表明，自評家庭經濟地位越高的農村青年，其認同的階層地位越高，假設3.2通過驗證，假設3.1未能通過驗證。即家庭背景假設的主觀方面通過驗證，而客觀方面未能通過驗證，這可能是由于筆者在選取農村青年家庭背景客觀變量方面，未能發現測量父輩社會經濟地位更好的變量。

三是相對剝奪感對農村青年的階層認同有顯著性影響，社會經濟地位的橫向比較、社會經濟地位的縱向比較和總體社會公平感對模型解釋的貢獻分別是22.7%、12.7%和11.5%。數據結果表明，認為自己的社會經濟地位比同齡人高的農村青年，其認同的階層地位高；認為與三年前相比，自己的社會經濟地位有提升的農村青年，其認同的階層地位高；總體社會公平感強的農村青年，其認同的階層地位高。因此，假設4.1、假設4.2和假設4.3都通過了驗證，即相對剝奪感假設通過驗證。

依據上述回歸模型，筆者認為，農村青年的階層認同水平受到結構主義因素和建構主義因素的雙重影響，因此，在調整關于農村青年生存發展的政策措施時，不僅考慮從整體上提升其客觀的社會地位，而且要特別重視對中下階層的政策傾斜，控制和縮減各階層權力和財富差距，減少相對剝削對農村青年階層認同的影響。

五、結語

（一）基本結論。

本文通過提煉CGSS2013中農村青年的階層認同及其影響因素的數據，利用階層回歸分析法具體考察了農村青年社會經濟地位、居住狀況、家庭背景和相對剝奪感等對其階層認同水平的影響。從總體上說，當前農村青年的階層認同特點是“中層及以下階層認同”，社會經濟地位越高、居住境況越好、家庭經濟地位評價越高，其認同的階層地位越高；而相對剝奪感越強，其認同的階層地位越低。具體來說，在所選的十三個變量中，有十個變量在進入模型中，表現出對農村青年階層認同的顯著影響。其中，受教育水平和個人年收入、居住區域的發達程度、是否擁有房屋產權和穩定的兩性生活對農村青年的階層認同水平呈正相關關系；自評家庭經濟地位和總體社會公平感與農村青年的階層認同水平呈正相關關系；而相對剝奪感中的社會經濟地位橫向與縱向比較導致的剝奪感則與農村青年的階層認同水平呈負相關關系，即相對剝奪感越是強烈，農村青年認同的階層地位越低。

（二）進一步討論。

在當前農村社會需要穩步改革和漸進發展的趨勢下，多數關于階層研究的社會學指向，都在于討論如何提升農民的階層認同水平，避免市場體制中原本處于較低社會階層的農民形成與其實際地位相一致或更加趨下的階層認同。經典馬克思主義的階級行動理論指出了從“自在階級”到“自為階級”過程中，一致的階級意識的中介作用。因此，通過提升農村青年的階層認同水平，化解一致性的階層意識可能導致的集體行動，為國家對農村政策的調整和實施贏得時間和穩定的治理空間，十分必要。從本文建構的模型來看，通過降低農村青年的相對剝奪感，進而提升其整體的階層認同水平，是一條可行的路徑。

改革以來，由于國家的經濟和社會政策的調整及實施，中國已經由一個平均盛行的國家變成一個由貧富差距、城鄉差距和地區差距引發社會不安的國家。利益分配規則造成不同群體的實際差異和低階層群體的相對剝奪地位，而利益協調機制又受制既得利益群體資本和權力的限制，公眾的相對剝奪感迅速發酵，成為社會沖突的來源之一。

本文在統計當前農村青年對不同階層之間的差異與矛盾沖突的判斷時，發現74.9%的農村青年認為窮人和富人之間的差距、當官的和老百姓之間的差距最大，并且67.8%的農村青年認為窮人和富人、當官的和老百姓之間最容易出現沖突。這說明了絕大多數的農村青年都認為財產分配和權力分配的雙重不平等是導致當前階層差異與沖突的根本原因。盡管農村青年更加認同吃苦、技術、學歷、機會等后致性因素在收入獲得上的作用，但他們仍然做出了“全面市場化以來高權力階層獲利最大”的判斷。因此，通過降低農村青年的相對剝奪感來提升其階層認同，需要從以下兩個方面進行考慮：一是進一步完善社會主義市場分配機制，減少或控制權力在財富獲得中的作用，讓農村青年在提升自己的社會經濟地位時排除不平等權力的干擾；二是改善農村青年的居住狀況，通過再分配政策的傾斜增加其收入，提升農村青年獲得財富的能力。

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［13］張文宏，劉琳.住房問題與階層認同研究［J］.江海學刊，2013，（4）.

［14］張順，陳芳.社會資本與城市居民社會經濟地位認同 ［J］.西安交通大學學報（社會科學版），2012，（3）.

責任編輯 張 豫

C915

A

1003-8477（2016）07-0172-07

李向健（1985—），男，河海大學公共管理學院社會學系博士研究生。

國家社會科學基金項目“社會現代化視野中大學生思想政治教育系統整合研究”（13BKS086）；江蘇省河海大學中央高校基本科研業務費項目“居住空間分異與社區治理”（2013B28014）。

①本文使用數據全部來自中國國家社會科學基金資助之“中國綜合社會調查（CGSS）”項目。該調查由中國人民大學社會學系與全國多家高校和社會科學院等單位合作完成。作者感謝上述機構提供的數據協助，文責自負。