主觀社會經(jīng)濟地位與城市居民的階層認同

胡 榮，葉麗玉

(廈門大學 公共事務學院，福建 廈門361005)

一、研究背景與問題的提出

隨著改革開放的不斷深入，工業(yè)化、市場化和城鎮(zhèn)化在推動經(jīng)濟發(fā)展，提高中國居民生活水平的同時，也推動著社會結構的分化。中國的社會差別及階層分化現(xiàn)象越來越明顯，現(xiàn)代化的社會階層結構正在迅速成長，日趨成熟，人們對社會階層結構的現(xiàn)代化轉變已基本達成共識。那么在社會階層結構現(xiàn)代化的轉變中，社會成員對自己所處的階層地位認知和感受又是如何呢?

正如杰克曼夫婦所說的，“階層認同是人對自己在社會階層結構中所占據(jù)位置的感知”［1］，它是處于一定社會階層地位的個體基于一定的客觀條件，并綜合個人的主觀感覺而對社會的不平等狀況和自己所處的社會經(jīng)濟地位而做出的主觀判斷。基于目前的文獻研究我們可以發(fā)現(xiàn)，中國民眾的階層認同意識依然處于十分復雜的狀態(tài)下，但主要可歸納為兩種情況:

第一，居民階層認同與客觀分層不一致。即民眾的階層認同存在高于或者低于客觀分層的情況。盧福營、張兆曙對浙江農(nóng)村居民的階層認同進行研究發(fā)現(xiàn)，客觀上處于上層和下層的農(nóng)村居民階層認同發(fā)生明顯的向下偏移與向上偏移［2］。還有的研究顯示，客觀中間階層的認同存在明顯下沉傾向［3］。這反映了中國居民在感知自己在社會中所處的位置時，除了受到收入、教育、職業(yè)等客觀因素的影響，還來源于個人對客觀地位差異的直接體驗和認知等，從而導致客觀階層和主觀階層認同的不一致。

第二，居民階層認同依然比較模糊。李培林的研究發(fā)現(xiàn)，中國民眾的階層認同存在明顯向下偏移的趨勢，認為自己處于中層的人偏少，而大部分人將自己歸入中下層或者底層［4］。李春玲的研究發(fā)現(xiàn)，處于社會頂層的階層和處于社會底層的階層內(nèi)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(nèi)部身份認同則較低［5］。中國社會科學院“當代中國人民內(nèi)部矛盾研究”課題組也指出，當前城市公眾的主觀階層認同呈現(xiàn)出“中間階層認同”相對缺乏的特點［6］。其他學者的結論也大抵得出中國民眾對自己的階層認同有低估的傾向［7］。也就是說，中國居民的階層認同呈現(xiàn)兩極分化、中間缺失的態(tài)勢，中國并未形成中間大兩邊小的“橄欖”型社會階層結構，而更像是底座雄厚上端尖小的“洋蔥”型。產(chǎn)生這種意識的原因，一方面是因為隨著中國收入差距擴大，貧富差距懸殊從而導致兩極分化清晰。少部分的富人掌握了中國大部分的資源，“官二代、富二代”無不刺激著人們階層認同的兩極分化。另一方面則是由于作為新興階層的中間階層在中國出現(xiàn)的時間還很短，發(fā)育不健全，界限不明晰，這難免導致這些中間階層在身份認同上的混亂和模糊，且社會經(jīng)濟資源和權利資源等的分配不均更是加劇了他們向下的階層認同傾向。

一個社會近乎一半的人認為自己處于社會中下層或底層，且中間階層的缺乏，這無疑不利于社會的和諧發(fā)展。要減弱并消除這種安全隱患，那么深入研究和理解階層的產(chǎn)生機制和影響因素就顯得尤為重要。關于階層認同的產(chǎn)生機制和影響分析，目前主要有兩種理論取向:具有“結構決定論”色彩的“靜態(tài)模型”和強調(diào)“相對低位變動”的“動態(tài)模型”。

“靜態(tài)模型”強調(diào)的是客觀地位特征對階層認同產(chǎn)生影響，影響因素如:城鄉(xiāng)、性別、年齡、是否黨員、職業(yè)、教育水平、收入［8］;消費、住房面積、父輩的社會地位、家庭背景變量;同時，是否處于權力位置對階層認同也具有影響力［9］。

與之相對應的是“動態(tài)模型”，強調(diào)的是人們通過與參照群體的比較以及生活機遇相對變動對階層認同的影響。如:劉欣指出，人們的階層認知，并不簡單地取決于他們當下所處的社會經(jīng)濟地位，而是在很大程度上同他們的社會經(jīng)濟地位的“相對變動”［9］，同時還提出了“相對剝奪”命題。侯志陽和孫瓊如利用CGSS2006 的數(shù)據(jù)分析得出，包括收入、職業(yè)、社會經(jīng)濟地位變動等“社會生活態(tài)度”的相關因素對階層認同有顯著影響［10］。此外，還有生活水平的變化、未來預期、公平感等都是“動態(tài)模型”考量的重要因素。

不難發(fā)現(xiàn)，無論是從“靜態(tài)模型”還是“動態(tài)模型”的角度探討階層認同的影響因素，社會經(jīng)濟地位這一因素都是學者研究的重要方面。同時，我們也應注意到社會經(jīng)濟地位既是收入、教育等客觀因素的反映，也包含了人們的自我感知和評價。也就是說，社會經(jīng)濟地位可分為客觀社會經(jīng)濟地位和主觀社會經(jīng)濟地位兩部分，二者相互聯(lián)系又是相互區(qū)別的。所以，我們在分析其對民眾階層認同的影響時不能籠統(tǒng)地討論，而應加以區(qū)別和比較。但是，從目前的文獻資料看，以往學者大都狹隘地將客觀社會經(jīng)濟地位放在一個大框架內(nèi)，來分析它及其他變量對階層認同的影響，或者有少數(shù)學者籠統(tǒng)地將社會經(jīng)濟地位的客觀和主觀方面以及其他因素放到一個模型中進行分析其對階層認同的影響。沒有在控制其他變量的情況下，專門對主觀社會經(jīng)濟地位對階層認同的影響做單獨研究，也沒有對社會經(jīng)濟地位的主觀和客觀方面進行專門比較研究。因此，本文試圖利用CGSS2010 的數(shù)據(jù)來研究主觀社會經(jīng)濟地位對階層認同的影響程度，并著重比較社會經(jīng)濟地位的主觀方面和客觀方面對階層認同的影響大小，最后提出對階層認同的新解釋。

二、數(shù)據(jù)和方法

本文的數(shù)據(jù)來源于2010 年綜合社會調(diào)查(CGSS2010)，同時考慮到研究對象，因此又從數(shù)據(jù)中剔除了在農(nóng)村接受調(diào)查的受訪者。此外，對于本文涉及的變量中出現(xiàn)的異常值和缺省值，將其作為系統(tǒng)缺失值處理，最終獲得了本文的有效樣本。

1.因變量的測量

在2010 年的CGSS 調(diào)查中，有這樣的一個問題:“在我們的社會里，有些群體居于頂層，有些群體居于底層，10 分代表最頂層，1 分代表最底層，您認為您自己目前處于哪個等級?”分別從1到10 分給自己打分。從文后圖中我們可以看出，給自己打5 分的人最多，占31.8%，接著依次是4分和3 分。給自己打6 分以上的人非常少，不到8%。也就是說，在主觀上中國并未形成“橄欖型”的理想社會階層，可描繪為“寶塔型”。其特點是認同中上層及以上的人數(shù)很少(6 分以上的占比不到8%)，為洋蔥的頂部和塔尖，而中層(5、6 分)、中下層(3、4 分)和底層(1、2 分)比例較高且基本相當，構成寶塔的主體。其中，中層的比例為43.74%，不到總體的一半，這與2006 年的統(tǒng)計結果相比有了較大的提高(2006 年為35.5%，2008 年為37. 5%)［11］。也就是說，雖然中國城市居民的中間階層還沒達到理性規(guī)模，但這個中間力量正在慢慢增長。中下層的比例占了近50%，根據(jù)陳光金的統(tǒng)計顯示，中國認為自己處于下層的比例在2006—2011 年間的比例有所下降，居民的階層認同總體上有所提高，特別是中間階層［12］?？梢?，中國城市居民的階層認同正逐步提高，特別是中間階層的認同比例在明顯增加。

2.控制變量

在模型中，一共控制了性別、年齡和政治面貌3 個變量，其中將性別和政治面貌進行了0 -1 的虛擬編碼，年齡是將2010 減去受訪者出生年份，從而得到年齡控制變量。

3.預測變量客觀社會經(jīng)濟地位的測量

最常用衡量客觀社會經(jīng)濟地位(SES)的指標來源于布勞和鄧肯的社會經(jīng)濟指數(shù)(Socioeconomic Index，SEI)。布勞和鄧肯根據(jù)每個職業(yè)的收入和教育程度估計出人們的社會經(jīng)濟地位，即收入代表人們的經(jīng)濟地位，教育代表人們的社會地位，從而計算出各職業(yè)的SEI = - 6.0 + 0.59 ×各職業(yè)的教育水平 +0.55 ×各職業(yè)的收入［13］。此后，許多社會學家都采用布勞和鄧肯的方法，或者在此基礎上進行改進來估計各國的社會經(jīng)濟地位指數(shù)的回歸方程。其中，中國社會學界關于社會經(jīng)濟地位的研究也只是從近20 年來開始的。由于中國社會的復雜性和特殊性，社會學家對于社會經(jīng)濟地位的評價也更為復雜，為了能更好地測量中國的社會經(jīng)濟地位指標，林南和謝文在布勞和鄧肯的基礎上加入了“是否非體力勞動者”這一變量，許欣欣則加入了權力變量，改進的方程都不同程度提高了方程的解釋力［14］。而李春玲本人則采用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”課題組在12 個省份及直轄市所收集到的數(shù)據(jù)，推算出中國社會經(jīng)濟地位指數(shù)的計算公式:職業(yè)聲望Y = 11.808 +3. 349 ×平均教育年限+ 0. 573 × 平均月收入(百元)+16.075 ×最高管理者+11.262 ×中層管理者+3.738 ×基層管理者+8. 1942 × 黨政機關+6.841×事業(yè)單位-5.694 ×企業(yè)單位-26.655 ×受歧視職業(yè)。即:李春玲在方程中增加了3 個新的因素:(1)權力因素，包括3 個虛擬變量:是否是單位的最高管理者、是否是單位的中層管理者、是否是單位的基層管理者;(2)部門因素，包括3 個虛擬變量:是否就業(yè)于黨政機關、是否就業(yè)于事業(yè)單位、是否就業(yè)于企業(yè)單位;(3)社會歧視因素，包括1 個虛擬變量:是否是受歧視職業(yè)。

本文主要借鑒的是學者李春玲的測量方法來獲得社會經(jīng)濟地位指標，根據(jù)CGSS2010 的調(diào)查問卷的實際情況，最終采用收入、教育、權力和單位部門性質(zhì)來測量社會經(jīng)濟地位指標。其中，收入是取對數(shù)后的個人年總收入;本文將教育程度分為小學及以下、初中、高中大學?？啤⒋髮W本科及以上5 大類，以小學及以下為參考類別，對其余4 個分別進行0 -1 的虛擬編碼;關于職業(yè)權力變量問卷中有這樣的問題:“在目前的工作崗位，是否經(jīng)常有人希望通過您的工作便利幫他辦事?”回答分別為“沒有”“很少”“有時”“經(jīng)?！焙汀翱偸恰?，依次賦予1 -5 的分值;單位性質(zhì)的操作化，根據(jù)問卷的設置，將單位性質(zhì)分為無單位、黨政機關、事業(yè)單位、企業(yè)，同理，以無單位為參考變量，對其他3 個分別進行0 -1 的虛擬編碼。至此，客觀社會經(jīng)濟地位的操作化完成。

4.預測變量主觀社會經(jīng)濟地位的測量

主觀社會經(jīng)濟地位是個體對自己所處社會地位的主觀感知和評價。Goodman 認為主觀社會經(jīng)濟地位更能準確抓住社會地位中更敏感的方面，其提供的評定信息遠遠超過客觀指標［15］。對于主觀社會經(jīng)濟地位的測量研究以國外學者為主，國內(nèi)幾乎沒有對此的專門研究。如:Cantril(2001)從客觀SES 指標的基礎上編制了一個10等級階梯來評估SSS，并認為職業(yè)、受教育程度、收入、生活滿意度、對家里經(jīng)濟條件的安全感這5個因素對SSS 起預測作用。Goodman(2003)編制了MacArthur 主觀社會經(jīng)濟地位量表，包括成人版和青少年版，該量表分為階梯狀的10 個等級，然后讓個人在整個大社會環(huán)境中來評價自己以及自己的家庭在社區(qū)環(huán)境中的位置，此量表也是目前比較常用的量表。

考慮到CGSS2010 中問卷題目的局限性，本文從Cantril 的5 個SSS 預測因素中選擇了3 個，即從家庭收入經(jīng)濟狀況、個人收入公平感以及生活幸福度3 個方面來測量主觀社會經(jīng)濟地位。該三個變量雖然不能完全反映個人的主觀社會經(jīng)濟地位，但也具有一定的信度和效度，因此，作為測量指標有其合理性。對于家庭經(jīng)濟狀況，在問卷中是讓受訪者回答其經(jīng)濟狀況在當?shù)厥?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5 個選項中選擇，對其回答分別賦予1 -5 的分值。問卷中測量個人公平感的問題是“考慮到您的教育背景、工作能力、資歷等因素，您認為您目前的收入是否公平?”選項分為5 個等級，分別是:不公平、不太公平、一般、比較公平、公平，并分別賦予1 -5 分;同理，關于生活幸福度的測量也分為5 個等級:很不幸福、比較幸福、居于幸福與不幸福之間、比較幸福和完全幸福，同樣分別賦予1 -5 分。表1 給出了所有變量的描述性統(tǒng)計。

三、研究發(fā)現(xiàn)

本文采用多元線性回歸來考察社會經(jīng)濟地位與城市居民的階層認同，在基準模型里首先放入控制變量，目的是要與主要預測變量進入模型后所解釋的因變量方差做比較。接著我們將客觀社會經(jīng)濟地位指標放入模型，得到模型二，從而得出客觀社會經(jīng)濟地位對城市居民階層認同的影響大小。最后，在模型二的基礎上加入主觀社會經(jīng)濟地位變量，得到模型三。

表2 給出了多元回歸分析的結果，模型一是僅有控制變量的回歸分析結果，從結果可以看出性別、年齡和是否黨員這三個變量是具有統(tǒng)計顯著性的，但是從調(diào)整后的R2 可以看出該模型并不理想，解釋力微弱。

模型二是在模型一的基礎上加入了客觀社會經(jīng)濟地位，調(diào)整后的R2 為10.13%，解釋力有較明顯的提高。其中，三個控制變量依然具有顯著性，而教育程度中，只有文化水平為“初中”的有統(tǒng)計顯著性，具體來說就是與“小學及以下”的受訪者相比，“初中”文化水平的階層認同打分要相對低0.245 分;單位性質(zhì)變量中只有回答為“黨政機關”的有顯著性;收入和職業(yè)權力對階層認同的影響有高度的統(tǒng)計顯著性，標準回歸系數(shù)分別為0.259 和0.066。由此可以得出:客觀社會經(jīng)濟地位對階層認同有一定的影響，但影響不大，特別值得注意的是教育變量，它對階層認同的影響在逐漸減弱消失。

模型三是主觀社會經(jīng)濟地位模型，該模型是在控制了客觀社會經(jīng)濟地位后，而得到的統(tǒng)計結果。整個模型具有相對較強的解釋力，調(diào)整后的R2 為29.16%，相較于模型二，總體解釋力提高了19.03%，即在解釋城市居民階層認同差異的影響因素時，主觀社會經(jīng)濟地位較客觀社會經(jīng)濟地位更具有解釋力。統(tǒng)計結果顯示，主觀社會經(jīng)濟地位的三個操作化指標在模型中都有高度的統(tǒng)計顯著性，如，家庭經(jīng)濟地位的主觀評價每提高一個等級，階層認同打分就提高0.814，生活幸福感提高一個等級，階層認同的打分則提高0.363 分。同時我們還可以發(fā)現(xiàn)，在模型二中具有統(tǒng)計顯著性的職位權利變量在模型三中失去了原有的統(tǒng)計顯著性，也就是說引入主觀社會經(jīng)濟地位后，職位權利這一變量與因變量的關系是一種偽相關，而始終保持統(tǒng)計顯著性的是收入的自然對數(shù)變量，可見收入的高低依然是人們衡量自己所處階層的重要參考變量。

從整個回歸模型看各個變量的變化我們可以看出:

(1)在3 個控制變量中，“是否黨員”變量無論在哪個模型中始終保持統(tǒng)計顯著性，且中共黨員的階層認同要高于非黨員，張翼(2011)、陸益龍(2010)等人的研究也同樣驗證了該變量的統(tǒng)計顯著性。這反映了在中國黨員依然是重要的身份象征，黨員的政治地位相對更高，因此他們可能擁有較高的社會聲望和權力資本，相應地就擁有了更高的社會經(jīng)濟地位，從而對自己的階層地位做出較高的評價。根據(jù)國外已有的研究表明，年齡的增加有助于公民階層認同的提高［12］。從本文的研究結果看，年齡變量對階層認同的影響是不確定的，模型一中年齡產(chǎn)生的是負向影響，模型二中是正向影響，模型三中無統(tǒng)計顯著性。而對于性別變量，研究結果表明男性的階層認同要低于女性，而劉欣(2001)、陸益龍(2010)的研究剛好相反，從傳統(tǒng)的經(jīng)驗看女性相對于男性處于弱勢地位，相應的階層認同應該也是低于男性的。本次卻得出相反的結果。

(2)教育無論在國內(nèi)還是國外都是人們衡量個人社會經(jīng)濟地位的重要指標，且學者們的研究大都是支持教育資本對階層認同有正向顯著的影響。從本文的研究中，我們可以發(fā)現(xiàn)，教育變量對階層認同的影響是微弱的，只有“初中”具有統(tǒng)計顯著性，且除了“本科及以上”，其他學歷對階層認同的影響是負向的，即文化水平的提高反而降低了人們的階層認同。這是偶然現(xiàn)象還是趨勢，值得在今后的研究中進一步探討。劉欣(2001)的調(diào)查顯示，權力因素是人們判定階層高低的第二大標準，在模型二中，權力因素對階層認同的影響同樣具有統(tǒng)計顯著性，但是在模型三中卻并不顯著，可見相對于主觀社會經(jīng)濟地位，客觀社會經(jīng)濟地位的權力因素對階層認同的影響是微弱的，影響人們階層判定高低的標準更多來自于主觀階層認同。收入變量無論在哪個模型中都具有統(tǒng)計顯著性。

(3)主觀社會經(jīng)濟地位的3 個指標對城市居民的階層認同的影響顯而易見，它們的加入大大提高了模型的擬合優(yōu)度?？梢姡A層認同更大程度上是受到人們主觀感受的影響，這種主觀感受來自于與自己的期望和他人的比較以及對生活滿意度的判斷?！跋鄬儕Z”理論認為，人們在將自身所處的群體和其他群體以及將自己的期望和所得相比較時會產(chǎn)生一種不平衡的主觀心理感受，這種主觀感受直接影響了人們對某一問題的主觀評價。主觀社會經(jīng)濟地位的3 個測量指標在一定程度上詮釋了“相對剝奪”命題，也就是，當自己的收入越是偏離自己的期望、家庭的經(jīng)濟水平越是低于當?shù)仄骄健⑸钚腋８性降?，人們對自己所處的階層評價就越低。劉欣(2001)是最先利用相對剝奪感命題來解釋中國民眾階層認同差異的學者，他的文章是從“靜態(tài)”的比較中得出相對剝奪命題，而本文則是從“動態(tài)”的角度出發(fā)，并基于主觀社會經(jīng)濟地位的測量，得出了與劉欣相同的結論，即人們是通過選擇社會比較標準(可以是過去、將來、周圍群體、期望等)，從而創(chuàng)造自己的主觀世界。

四、結果與討論

學者關于教育、權力、收入等客觀社會經(jīng)濟地位對階層認同的影響進行了大量的定量研究，有些學者利用全國綜合社會調(diào)查(CGSS)的數(shù)據(jù)，有些學者利用某個課題調(diào)查的數(shù)據(jù)，結果大都能得出這些指標對城市居民階層認同顯著影響。然而，現(xiàn)有文獻鮮有引入主觀社會經(jīng)濟地位對這一問題的研究。本文在現(xiàn)有研究的基礎上，利用CGSS2010 的數(shù)據(jù)探討“主觀社會經(jīng)濟地位”對中國城市居民階層認同的影響，并將其與“客觀社會經(jīng)濟地位”進行了檢驗和比較。結果發(fā)現(xiàn)，自變量收入、收入公平感、家庭經(jīng)濟地位和生活幸福感對個人的階層認同有顯著影響，且主觀社會經(jīng)濟地位對階層認同的影響高于客觀社會經(jīng)濟地位。

社會學家斯托弗等人在《美國士兵》一書中首先提出了相對剝奪感的概念，后來默頓在《社會理論與社會結構》一書中系統(tǒng)地闡釋了相對剝奪感，形成了參照群體理論。相對剝奪感的核心是參照群體的選擇，也就是說人們是在與周圍他人或自己的過去將來、期望等的比較中做出各種主觀判斷。這種比較既有橫向的也有縱向的，橫向比較強調(diào)的是在同一個時間點，人們把周圍的他人、自己的期望、能力等作為參照群體，縱向比較則是個人將現(xiàn)在所處的狀況與自己的過去、將來相比較。本文主要研究的是相對剝奪感的橫向比較。在本文的分析中，我們發(fā)現(xiàn)，作為階層認同最主要的預測指標，主觀社會經(jīng)濟地位對城市居民的階層認同有顯著的正向影響，且它的影響要明顯強于客觀社會經(jīng)濟地位。也就是說，“人們并不是客觀世界的囚徒，而是通過選擇社會比較標準而創(chuàng)造著自己的主觀世界”［16］。這一結果與國內(nèi)部分學者研究相似。與其他學者不同的是，本文則是基于客觀社會經(jīng)濟地位這一比較基礎，從“動態(tài)”的角度出發(fā)得出的結論。具體來說，“個人收入公平感”變量對城市居民階層認同的顯著影響。這種公平感來源于與自己的能力和期望比較中產(chǎn)生。當個人覺得自己的收入沒有達到預期值或沒有達到“自己應得”時，就會產(chǎn)生強烈剝奪感。當前，社會存在著較嚴重的貪污腐敗等現(xiàn)象，“裙帶關系”“官二代”“就業(yè)歧視”“競爭不公”等等都會使得人們的期望不能達到自己的預期水平，能力無法得到正常發(fā)揮，從而對自己的階層地位做出偏低的判斷。

同時，當發(fā)現(xiàn)自己周圍群體比較，存在明顯不合理差距時，剝奪感也隨之產(chǎn)生，家庭經(jīng)濟變量就是對此的最好詮釋。正如馬克思所說的，“一座小房子不管怎樣小，在周圍的房屋都是這樣小的時候，它是能滿足社會對住房的需求的。但是，一旦在這座小房子近旁聳立起一座宮殿，這小房子就縮成可憐的茅舍模樣了。并且，不管小房子的規(guī)模怎樣隨著文明的進步而擴大起來，但是，只要近旁的宮殿以同樣的或更大的程度擴大起來，那么較小房子的居住者就會在那四壁之內(nèi)越發(fā)覺得不舒適，越發(fā)不滿意，越發(fā)被人輕視”［17］。這意味著他們陷入了一種“相對剝奪地位”，因此極易產(chǎn)生相對剝奪感，從而降低對自己所處階層地位的評價也是情理之中的事情。當然，生活幸福度作為一個綜合測量指標，同樣也受社會比較標準的影響，幸福是人們的一種心理感受，是受群體影響的，如與周圍鄰里的比較、與同學的比較等。即當個體的經(jīng)濟狀況、生活水平等不如過去、不如鄰里時，他就會淪入“相對剝奪地位”，從而對生活幸福感的直接反應就是幸福感低，進而認為自己的階層地位很低。

此外，值得注意的是，收入作為個體客觀社會經(jīng)濟地位的最重要指標，對階層認同的影響也是顯著的。因為，人們的主觀評價不可能超越客觀物質(zhì)條件，而是以客觀條件為基礎?？梢?，高收入和富裕的財產(chǎn)容易使人們對自己的階層地位做出較高評價，特別是中國社會正處于轉型過程之中，人們的價值取向更多還是由物質(zhì)金錢決定。很多人認為金錢很大程度上決定了社會經(jīng)濟地位的高低、權力資源的多寡、生活幸福的強弱，所以收入的高低直接影響了個體階層高低的感知。收入的差距一方面來源于市場的競爭，另一方面來自權力、制度壁壘和壟斷。其中，最容易使人產(chǎn)生不公平感，從而導致“靜態(tài)相對剝奪感”產(chǎn)生的則是收入差距的第二個方面，即由于中國市場競爭的不完全開放性，導致很多行業(yè)利用國家給予的種種制度優(yōu)勢，形成壟斷，使用特權，從而導致許多個體在進入時遇到壁壘，失去了公平、自由競爭的機會，直接的結果就是產(chǎn)生明顯收入差距。比如，民眾普遍認為高級公務員和經(jīng)濟精英在改革中受益最多，他們獲得了高于他們應得的收入;相反，工人、農(nóng)民則處于相對剝奪地位，收入遠低于他們的應得水平?？傊?，收入高低依然是影響人們階層評價的重要因素，人們無法超越物質(zhì)客觀條件而做出主觀評價。

最后，同樣作為客觀社會經(jīng)濟測量指標的教育變量對階層認同的影響卻是微弱的，顯著性幾乎消失，這到底是偶然還是趨勢呢?毫無疑問，教育資源在國內(nèi)外都是人們改變命運的重要影響因素，更高教育資源的獲得，在中國意味著一個人可以擺脫農(nóng)村戶口的限制，進入城市工作;意味著一個人有更多的機會擺脫壁壘向上流動;意味著可以獲得更廣、更大的關系網(wǎng)等等。無論如何，教育資源作為人力資本的重要組成部分，一定程度象征著權力、地位，而本文得出的結果可以在一定程度上說明教育在衡量人們社會經(jīng)濟地位的作用正在逐漸減弱。因為，以往教育資源作為稀缺資源而存在于我們的周圍，知識改變命運的例子比比皆是，但是，現(xiàn)在由于高等教育升學率不斷上升，人們獲得教育資本的機會大大提升。學歷不再是進入高收入行業(yè)、高權力部門的唯一敲門磚，再加上近年大學生就業(yè)難、工資低等現(xiàn)象的沖擊，人們在占有教育資本的多寡上的相對剝奪感大大降低，因此，教育資本對階層認同的影響開始減弱，甚至消失。可見，隨著改革開放的不斷深入，經(jīng)濟水平的發(fā)展，教育的普及，教育在衡量客觀社會經(jīng)濟地位方面的信度和效度有待考證。

［1］ Jackman M R，Jachman R.An Interpretation Of the Relation between Objective and Subjective SocialStatus［J］.American Sociological Review，1973，138:45-49.

［2］ 盧福營，張兆曙. 客觀地位分層與主觀地位認同［J］.中國人口科學，2006，(3):43.

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表1 變量基本描述統(tǒng)計

表2 回歸模型