在中国市场化改革的背景下，公众的地位层级认同发生了什么变化？哪些因素成为决定公众地位认同的重要力量？其中的社会机制又是什么？从20世纪90年代开始，中国的社会学者已对此进行了大量调查研究和理论探索，积累了丰富的学术资源(卢汉龙，1996；边燕杰、卢汉龙，2002；赵延东，2005；李培林，2006；冯仕政，2011)。通过比较，研究者发现了一个在学理和政策上都非常重要的现象，即地位层级认同的“向下偏移”。早期研究发现，中国公众的地位层级认同在国际横向比较中具有“向下偏移”的特点；近期的研究发现，中国公众的地位层级认同在时间维度上也呈现出“下移”的态势。在学界对于“中产阶层”的成长寄予热望的背景下，上述现象令人忧虑，有学者认为已经出现了中产阶级认同急剧流失和下层认同急剧增长的警讯(冯仕政，2011：130)。上述现象对学理也提出了挑战，即在市场化改革不断深入，公众收入不断提高的情况下，地位层级认同为什么反而会不断下移？

地位层级认同是在一定的参照系前提下建构起来的，这样的参照系构成了地位层级认同的基础。因此，要解释地位层级认同在量上的下移，就必须同时关注地位层级认同的参照系基础，关注哪些因素会成为地位认同的主导影响力量。在某些情况下，共同体的归属感和在共同体中的身份感受可能会成为地位认同的主导影响因素；在另一些情况下，在整体社会中对市场机遇的感知和对市场要素的占有情况也可能会成为地位认同的主导影响因素。本文将首先通过数据分析确认地位层级认同的“向下偏移”态势，然后通过群际比较和模型分析探求地位层级认同“参照系”的变动情况，最后将两者在理论上勾连起来，力图解释地位认同下降成为一种普遍感受的深层原因。

中国学者对地位层级认同的研究最早可以追溯至卢汉龙1991年在上海和1994年在上海、广州进行的调查。他们的研究显示：第一，收入、教育和职业声望对地位层级认同的解释力相对很低；第二，有近1/6的人没有明确的地位层级认同；第三，单位类型等因素对地位层级认同具有重要影响，而收入在引入单位类型之后，在统计上变得不再显著(卢汉龙，1996；边燕杰、卢汉龙，2002)。

刘欣(2001)最早明确提出中国城市居民地位层级认同偏低的观点，他发现，与其他国家相比较，中国城市居民中认同中间层的比例偏低，而认同中等偏下层的人却明显偏高(见表 1)。这一发现在李培林、赵延东等人的研究中得到了进一步证实(中国社会科学院“当代中国人民内部矛盾研究”课题组，2004；赵延东，2005；李培林，2006)。他们通过国际比较，同样发现中国城市公众中中层认同的人口比例较低，“中国公众自认为处于社会中层的人数比重明显偏低，而自认为处于社会低层的比重则明显偏高，表现出一种自我阶层认同向下偏移的倾向”(赵延东，2005：87)。

表 1

表 1 不同研究者的“地位层级认同”调查结果 研究者 卢汉龙 刘欣 “当代中国人民内部矛盾研究” CGSS2003 “社会和谐稳定问题全国抽样调查” 调查年份 1991 1994 1994 1996 2002 2003 2006 高层 1.0 1.36 1.85 0.8 1.6 0.4 0.5 中高层 7.6 6.20 11.32 7.2 10.4 4.2 5.4 中层 41.0 39.28 47.11 47.3 46.9 28.2 39.6 中低层 25.4 34.45 26.57 31.2 26.5 27.1 29.1 低层 9.2 13.38 5.66 12.6 14.6 23.7 24.5 不清楚 15.7 5.3 5.50 - - 16.3 - 调查总体 上海居民 上海居民 广州居民 武汉居民 中国城市居民 中国城市居民 中国城乡居民 样本量N 1 001 807 813 740 11 094 5 894 7 061    数据来源：卢汉龙，1996；刘欣，2001；中国社会科学院“当代中国人民内部矛盾研究”课题组，2004；李培林、陈光金、李炜，2006；中国人民大学中国调查与数据中心，2009。

表 1 不同研究者的“地位层级认同”调查结果

从表 1可以看出，与其他国家比较，中国城市公众的地位层级认同不仅在横向上有“向下偏移”的特点，而且在纵向上也呈现出不断“向下偏移”的态势。在卢汉龙1991年的调查中，自我认同属于“下层”的比例不到10%，而在卢汉龙1994年的调查和刘欣1996年的调查中，这一比例上升到12－14%，在2002年“当代中国人民内部矛盾研究”的调查数据中，这一比例为14.6%，到了CGSS(2003)和2006年“社会和谐稳定问题全国抽样调查”，这一比例又上升到了23.7%和24.5%。

可能因为缺乏纵贯性数据的支持，早期的研究者关注的主要还是国家之间横向比较中的“向下偏移”，没有关注到“向下偏移”程度不断增强的纵向趋势。直到最近，才有研究者利用一些纵贯性数据观察到这种趋势。例如，冯仕政(2011)通过对“中国综合调查数据”(CGSS2003、CGSS2005、CGSS2006)的分析，发现地位层级认同自认为属于“下层”或“中下层”的比例不仅特别高，还逐年攀升，2003-2006年间增加了至少10%以上。“从城镇居民关于家庭地位的认同看，自认为属于‘中下层’和‘下层’的人的比例从2003年的50.8%迅速上升到2006年的63.3%，增加了12.5%；从农村居民关于家庭的认同来看，这个比例从2005年的45.9%上升到2006年的69.7%，大幅攀升23.8%。如果城乡合计，这个比例也从52.5%上升到66.5%，增加了13.9%”(冯仕政，2011：130)。基于此，冯仕政认为，近年来中国已经出现了中层认同急剧流失，下层认同急剧增加的警讯。

本文所使用的数据来自中国社会科学院重点课题“中国社会变迁调查”。此次调查共进行了两期，第一期2001年11-12月入户，第二期2005年3-6月入户。每次调查均在6个城市(上海、广州、成都、兰州、南宁和沈阳)抽样，其中，大连、上海和广州位于沿海发达地区，兰州、成都和南宁位于西部地区，它们大体代表了中国改革开放过程中不同经济和社会发展水平的城市状况。¹调查中每个城市均抽取800个有效样本，总样本为4 800个。每一个城市均被看做是一个独立的总体，因此城市以下的抽样是独立进行的，各城市的抽样方案都是“与规模成比例的概率抽样”(PPS)。用作总体规模的指标是抽样单位的年末人口数，调查对象是6个城市中市辖区内的20-65岁的常住人口。两次调查对地位层级认同的测量方式完全相同，即“如果整个社会由下到上分为十层，第一层代表最低，第十层代表最高，您认为您的社会地位属于第几层”。两次调查的抽样方法完全相同，执行团队也基本相同，因此这两次调查之间的对比具有说服力，调查结果见图 1。

图 1

图 1 2001年和2005年地位层级认同的比较

从图 1可以看出，2001年选择最低一层的比例为15.7%，选择最下面三层的比例为42.7%，选择第5层(即中间层)的比例最多，选择第6层及以上的人数加总起来也只有13.69%。这一结果与以往调查结果基本一致。2005年发生了很大的变化，最低一层聚集了超过三分之一的人(36.33%)，最下面三层聚集了超过三分之二的人(66.93%)，选择第5层(中间层)的比例则下降为15.50%，选择第6层及以上的比例下降为8.80%。从2005年的地位层级认同分布图中，可以明显看到一个明显的尖顶(第4-10层)和一个巨大的基座(第1-3层)。比较两次调查结果，以及进一步对照表 1中的数据，可以清晰地看出地位层级认同“向下偏移”的纵向态势。

上述结果不能简单地用收入结构变动等解释。数据中两年的收入结构基本稳定：2001年数据的基尼系数为0.413，2005年为0.41，两者相差无几。数据中被访者的职业结构也基本稳定。从宏观层面看，2000年之后中国城市收入增长的速度总体上还是很可观的，中国城市也并没有发生如20世纪90年代后期工人下岗那样的剧烈社会变动。因此，地位层级的向下偏移不能归咎于收入结构的变化，那么原因究竟何在？在回答这个问题前，可以先从地位认同变动情况的群际比较出发，更为细致地看一下地位认同变化的图景。

表 2列出了2001年和2005年收入五等分²的地位认同分布的均值，可以看出：第一，无论是低收入者，还是高收入者，地位层级认同都出现了下降。第二，低收入者地位层级认同下降的幅度大于高收入者。从2001年到2005年，低收入者的地位层级认同均值下降了1.2，高收入者的地位层级认同均值同样下降，但幅度仅为0.5。第三，伴随着地位认同的普遍下降，高收入者和低收入者的认同差距拉大了。2001年，两者的认同均值差距为1.4，到了2005年，均值差距达到2.1。

表 2

表 2 收入各层级的地位认同均值的变化 年份 收入五等分 低 中低 中等 中高 高 2001年 3.5 3.8 4.0 4.4 4.9 2005年 2.3 2.7 3.1 3.5 4.4 两年差异 1.2 1.1 0.9 0.9 0.5

表 2 收入各层级的地位认同均值的变化

从同收入层级中的地位层级认同分布(见表 3)看，2001年到2005年，低收入者认同自己为第一层(即最低层)的比例上升了31.2%，而中低收入者、中等收入者、中高收入者和高收入者认同最低层的比例分别上升了26.4%、13.9%、11.2%和3%。

表 3

表 3 2001/2005年数据中不同收入层级的地位层级认同分布(%) 地位层级认同 收入五等分 低 中低 中等 中高 高 1 19.8(51.0) 11.4(37.8) 11.6(25.5) 5.3(16.5) 3.5 (6.5) 2 17.3(18.3) 13.9(18.2) 8.7(18.4) 9.3(17.3) 3.5(11.4) 3 15.5(9.6) 18.6(15.7) 15.8(20.5) 13.0(19.1) 9.4(15.1) 4 11.4(8.1) 14.3(9.2) 18.4(11.7) 15.4(13.6) 14.4(11.4) 5 25.1(7.5) 30.0(14.1) 30.6(16.6) 39.1(22.5) 39.8(30.4) 6 6.7(1.3) 5.8(1.4) 8.9(2.9) 9.9(5.6) 16.2(14.8) 7 1.4(1.9) 3.3(1.0) 3.2(1.6) 4.1(2.6) 7.5(6.0) 8 1.3(1.0) 2.2(1.0) 1.7(1.6) 2.8(1.7) 4.0(3.6) 9 0.2(0.4) 0.4(0.4) 0.2(1.0) 0.6(0.7) 0.9(0.3) 10 1.4(0.8) 0.4(1.4) 1.0(0.3) 0.6(0.4) 0.7(0.5) 合计 100.0(100.0) 100.0(100.0) 100.0(100.0) 100.0(100.0) 100.0(100.0) 个案数(N) 555(480) 554(511) 474(385) 507(462) 425(385)    注：括号内为2005年数据。

表 3 2001/2005年数据中不同收入层级的地位层级认同分布(%)

值得注意的是，在2001年，各收入层认同自己是中间层的比例差距并不太大，均在1/3到1/4浮动：低收入者、中收入者、中等收入者、中高收入者和高收入者认同自己为第五层(中间层)的比例分别为25.1%、30.0%、30.6%、39.1%和39.8%。高收入者认同中间层的比例是低收者的1.59倍。但在2005年，认同中间层的比例均呈现下降趋势，而且不同收入层认同中间层的比例差异迅速拉大：低收者、中低收入者、中等收入者、中高收入者和高收入者认同中间层的比例分别下降了17.6%、15.9%、14.0%、16.6%和9.4%，高收入者认同中间层的比例是低收入者的4.05倍。

不同收入层级者的地位层级认同比较表明，一方面，地位层级认同的下移是普遍性的，而非限于某一特殊群体；另一方面，由于低收入者日益自觉地将自己归为最低层，各收入层级的地位认同之间的差距变得更大。认同的普遍下移与收入对认同的影响加大之间有无内在关系？它们是不是反映了地位层级认同的一种根本性变化？

表 4是从2001到2005年，不同单位类型者的地位层级认同的变化情况。由于“三资企业”和“集体企业”的个案数较少，其地位层级认同的均值变动比较不稳定，下面的分析中不再考虑这两种单位类型。此外，由于“党政群团”和“事业单位”的地位认同情况较为接近，笔者将这两种类型合并为“党政事业单位”。

表 4

表 4 不同单位类型者的地位层级认同的均值变化 年份 单位类型 收入五等分 低 中低 中等 中高 高 2001年 党政事业 3.9 4.4 4.3 4.7 5.2 国有企业 3.2 3.6 3.7 4.3 5.2 私营个体 3.1 3.8 4.2 4.3 4.5 2005年 党政事业 2.2 2.9 3.2 3.9 4.6 国有企业 2.1 2.6 2.9 3.2 4.2 私营个体 2.2 2.6 2.8 3.4 4.3

表 4 不同单位类型者的地位层级认同的均值变化

为了更直观地看出变化趋势，笔者根据表 4中的信息绘制了图 2，显示的结果与前面的结论基本类似。一方面，地位层级认同的下降是普遍性的。与左图相比，右图中的曲线均有下移，这说明，无论是何种单位类型，2001-2005年间地位层级认同均出现了不同程度的下移，这种下移尤其表现在较低的收入层级当中。这进一步证明，地位层级认同下移是一种跨群体和跨层级的普遍现象。另一方面，单位类型与地位层级认同之间的关系已经大为减弱，收入的影响在不断加大。左图中三条曲线彼此间的距离较大，而右图中三条曲线距离大大缩小，其中国有企业的曲线和个体私营的曲线几乎重叠在一起，说明在2001年，即使在同等收入水平上，不同单位类型的地位层级认同也不相同。而在2005年，只要是在同等收入水平上，不同单位类型的地位层级认同已经几乎相同了。左图中曲线较为平缓，右图中曲线较为陡峭，说明在2001年，即使收入层级不同，但只要处于同一单位类型中，个体的地位认同还是较为接近的。在2005年，即使处于同一单位类型中，只要收入层级不同，个体的地位认同差距就会较大。在这样的变化趋势下，处于国有企业和党政事业单位中的中低收入者的地位认同下降程度最大，既大于国有企业和党政事业单位中的高收入者，也大于个体私营单位中的中低收入者。上述结果与中国社会转型的机制和特点有密切关系。

图 2

图 2 不同单位类型、不同收入层级者的地位层级认同均值

通过前述的群际比较，笔者提出如下假设：地位层级认同的基础已经从单位类型和社会归属等属性转换到收入等市场机遇的占有上来。下面将通过构建回归模型对此假设进行进一步检验。

地位层级认同(Y)如前所述，数据中用一个十层的自我地位评定测量地位层级认同，其中第一层代表最低，第十层代表最高。

本文选择收入、职业和收入满意度作为与市场机遇相关的自变量。应当指出，收入并非完全由市场决定，许多人的职业也不属于市场部门，但这里的关键不在于什么决定了收入和职业，而在于收入和职业极大地影响着人的市场机遇，进而影响到人的生活保障和社会尊重。在上述变量中，收入和职业都是与市场机遇直接相关的变量，而收入满意度则是个体对自身市场地位的一种主观评判。

收入层级(I)  调查中询问了被访者当前的月收入。样本中不同城市间的收入水平差距较大，广州和上海的收入水平明显高于其他几个城市。地位层级认同应当与被访者在所在城市中的收入层级相关，需要考虑被访者在所在城市中的收入层级，而非其绝对收入水平。因此，收入层级的划分是在每个城市内部划分的。笔者按月收入将被访者再进行五等分，³第一层为最低，第五层为最高，由此得到变量“收入层级”。例如，2001年数据中上海市某被访者的收入层级被划分为第一层，即意味着他在2001年上海市收入数据中处于五等分中的最低一层。

收入满意度(S^I)  题项为“您对自己目前的收入满意吗”，选项为5度量表：极不满意、不太满意、无所谓满意不满意、比较满意和非常满意。

职业(O)  笔者将职业分为三大类：管理类、技术类和非管理非技术类，引入模型时，每一类型均按二分类虚拟变量处理，以“非管理非技术类职业”为参照组。管理类职业包括“党政机关、群众团体、企事业单位领导干部”，技术类职业包括“专业技术人员”、“经济业务人员”和“教师”，其他职业均归为非管理非技术类职业。

本文选择单位类型、工作满意度和户籍三个变量作为与共同体归属相关的自变量。单位类型和户籍是对共同体归属的直接测量，而工作满意度则是试图从主观层面测量共同体中的生活经验。

单位类型(D)  笔者将单位类型分为六大类：党政群团机构、国有事业单位、国有企业、集体企业、三资企业和私营个体企业。引入模型时，每一类型均按二分类虚拟变量处理，以“私营个体企业”为参照组。

工作满意度(S^J)  题项为“您对您目前的工作满意吗”，选项为5度量表：极不满意、不太满意、无所谓满意不满意、比较满意和非常满意。

户籍(H)  二分类虚拟变量，农村户籍为0，城镇户籍为1。

性别(S)  二分类虚拟变量，女性取值为0，男性取值为1。

年份(T)  二分类虚拟变量，2001年取值为0，2005年取值为1。

由于模型中涉及收入和职业等因素，在下面分析中，只涵盖数据中目前有工作的那部分被访者，失业和离退休等被访者被去除。最终2001年数据样本量为2 169个，2005年数据样本量为1 920个。

在变量测量中，“地位层级认同”是取值从1-10的定序变量，为简便起见，下面分析中将其视作定距变量处理，⁴进而构建了如下多变量回归模型：

其中Y为因变量“地位层级认同”，其他自变量的意义参见前面的变量测量部分。笔者将分别对2001年和2005年数据进行上述回归模型的拟合，从而得到模型1和模型2。

为了对两年间参数的变动进行估计和显著性分析，笔者将两年数据合并。除了上述自变量外，再将年份以及年份与每个自变量的交互项引入模型，得到模型3：

本文把2001年和2005年数据分别拟合的模型1和模型2，和汇总数据拟合的模型3是完全等价的。但模型3中的交互项估计参数可以更直接地显示两年间各个影响因素作用的变动及其显著性检验结果。

表 5中，模型1和模型2分别是对2001年和2005年数据拟合的模型参数。模型3中只显示了年份与各变量交互项的估计值，它表明了这一变量在两年间作用大小的变化。

表 5

表 5 2001年和2005年拟合模型参数估计值 模型1(2001年) 模型2(2005年) 模型3 系数 标准误 系数 标准误 系数 标准误 收入：   收入层级 0.28**** 0.03 0.37**** 0.03 0.09* 0.05   收入满意度 0.05 0.04 0.25**** 0.04 0.20*** 0.06 职业   管理类职业 0.39* 0.14 0.57**** 0.13 0.19 0.20   技术类职业 0.22* 0.10 0.57**** 0.11 0.35* 0.15 单位类型   党政群团机构 0.48**** 0.15 0.28* 0.14 -0.20 0.21   国有事业单位 0.58**** 0.12 0.19 0.13 -0.39* 0.18   国有企业 0.14 0.10 -0.03 0.10 -0.17 0.14   集体企业 0.13 0.13 -0.15 0.15 -0.28 0.20   三资企业 0.31 0.21 0.04 0.22 -0.27 0.31 工作满意度 0.17**** 0.05 0.05 0.05 -0.12 0.07 户籍 -0.43**** 0.11 0.02 0.12 0.45*** 0.16 性别 0.26**** 0.08 -0.10 0.08 0.16 0.11 年份 - - - - -2.18*** 0.37 截距项 3.15 0.25 0.98 0.27 - - N 2 169 1 920 4 089 R2 0.12 0.20 0.22    注：1.模型3中非交互项的估值与模型1(2001年)完全相同，故而略去。           2. *p≤0.05;**p≤0.01;***p≤0.005;****p≤0.001。           3.职业的参照组为“非管理类非技术职业”，单位类型的参照组为“私营个体企业”，年份的参照组“2001”。

表 5 2001年和2005年拟合模型参数估计值

收入的效应在两年都很显著，在控制其他因素后，2001年在所在城市的收入五等分中每上升一个层级，地位认同就上升0.28个层级，2005年这一效应上升为0.37，由此可见，收入的效应提升了。收入满意度的效应也提升了，从2001年的0.05上升为2005年的0.25。检验结果表明，两年之间参数差异在统计上非常显著。2001年数据中“目前月收入”和“地位层级认同”的皮尔逊相关系数为0.12，2005年这一相关系数迅速提升到0.28。在2001年，管理类职业者的地位层级认同比非管理类非技术类职业者高出0.39，在2005年，这一优势扩大为0.57，但是由于管理类职业者的人数较少，这一变动在统计上并不显著。技术类职业者也具有明显优势，在2001年，技术类职业者的地位层级认同比非管理类非技术类职业者高出0.22；在2005年，这一优势扩大为0.57，而且这种变化在统计上显著。和笔者预料的一样，收入、职业与市场机遇相关的自变量作用都进一步扩大了。

在控制其他因素的条件下，2001年党政群团机构和国有事业单位的工作者的地位层级认同均大大高于私营个体企业的工作者，这种优势分别为0.48和0.58；三资企业的工作者的地位层级认同也显著高于私营个体企业的工作者，优势为0.31；在国有企业和集体企业的工作者的地位层级认同略高于私营个体工作者，优势为0.14和0.13。但在2005年，在其他因素相同的条件下，各种单位类型之间的地位层级认同差异迅速缩小。党政群团机构和国有事业单位的工作者相对于私营个体企业的工作者在地位层级认同上的优势分别缩小为0.28和0.19；在三资企业和国有企业的工作者的地位层级认同几乎和私营个体企业的工作者没有显著差别；集体企业的工作者的地位层级认同低于私营个体工作者，但在统计上并不显著。效应同样缩小的还有工作满意度，在其他因素相同的前提下，2001年工作满意度每上升一级，地位层级认同会上升0.17，但这一效应在2005年缩小为0.05，已经不再显著。

2001年数据中，户籍和性别的效应尤为独特，它们的参数估计值均为负值。为什么农村户籍者的地位认同反而高于城镇户籍者？女性的地位认同高于男性？但如果注意到“其他因素相同”的前提条件，这一结论就容易理解了。相同的收入水平，对农村户籍者已经是高地位的表征了，但对城镇户籍居民来说，仅仅是中等水平。正因为这种效应，在控制了其他变量后，户籍呈现出反向作用。这一逻辑同样适用于性别变量，即同样的收入，女性看来已经是较高地位的表征，而男性看来则差强人意，故而在其他因素相同的条件下，性别效应为负值。

同样值得关注的是2001-2005年间户籍和性别效应的变化趋势。户籍效应从-0.43变为0.02，几乎变得不再有任何作用；性别效应从-0.26变为-0.10，在统计上不再显著。这一变化趋势同样符合“市场化影响论”的预测，即地位认同日益与市场要素的占有密切相关，而与传统的群体归属日益脱离。在利益关系市场化的背景下，农村户籍者认定自身地位的基准不再是自身所属的农村户籍者群体，与其他农村户籍者相比的相对优越感已经不能再使地位的提升，在城市中生存，每天都要面对的“市场化处境”才是自己对于自身地位的主要认知来源。性别效应的变化也值得深思，但情况可能更为复杂，其中有可以用“市场化影响论”解释的部分，也可能有“性别意识”变迁的影响。

2001-2005年，上述回归方程的R²从0.12上升到0.20，这说明以上变量的总体解释能力变得更强了。这一结果也是与“市场化影响论”相符合的，即随着市场化的推进，与市场要素密切相关的变量对人们地位层级认同的解释能力变得更强。模型3中年份虚拟变量的参数估计值为-2.18，这正是在控制了其他结构性因素之后地位层级认同向下偏移的有力证据。

上述分析结果印证了笔者的判断，即以往作为地位认同基础的种种社会单元(如单位类型、户籍类型、工作荣誉感和满意度等)的作用日益衰减，与市场要素占有密切相关的收入、收入满意度和职业类别的作用则日益上升。

面对地位层级认同在国际横向比较和时间纵向比较中呈现出来的“向下偏移”特征，研究者基于各自的理论偏好和经验证据，提出了“相对剥夺论”和“认同碎片论”两种不同的解释。基于前文分析得到的结论，笔者对这两种解释进行简要地评述。

个体的主观感受与群体之间的关系结构有密切的关系，这是社会学传统中“相对剥夺论”的重要洞见。相对剥夺概念是由斯托福及其合作者(Stouffer, et al., 1949)提出，经过默顿的拓展和深化之后，与“参照群体”理论结合起来，大大加强了概念的社会结构意蕴。“相对剥夺论”认为，要理解个体的主观感受，就必须理解个体所处的群体关系结构，其中最重要的就是“参照群体”，因为“人们在塑造自己行为、形成各种态度时，所取向的常常不是自己的群体，而是别的群体”(默顿，2006：396)。“相对剥夺感”概念揭示了个体主观感受与群体关系结构之间的联系，在许多经验研究中颇具解释力。⁵受到“相对剥夺感”概念的启发，研究者注意到，中国市场化转型背景下群体关系结构发生了重要改变，某些群体相对于自身的“参照群体”而言，在生活机遇上有“相对剥夺感”，因此地位层级认同发生下移。刘欣(2001)最早用“相对剥夺论”来解释中国城市居民的地位层级认同。他认为，“人们在社会转型时期生活机遇的变化，尤其是社会经济地位的相对变动，相对于人们所处的客观阶层地位来说，对阶层认知的差异会有更大的解释力”，他称其猜想为“阶层意识的相对剥夺论命题”(刘欣，2001：10)。“当代中国人民内部矛盾研究”课题组(2004：23)也认为，“处于相对剥夺地位的人确实更可能对自己处所的阶层有着更低的认同，同时更不可能有中层以上的阶层认同”。

“相对剥夺论”认为，群体关系结构的改变使某些群体的“参考点”发生改变，从而产生严重的“相对剥夺感”，进而地位层级下移的现象。“相对剥夺论”解释的高明之处在于，它认识到地位认同的建构过程是依托于某个参照物。然而，参照物的改变既可能是某些个体或群体的具体“参照点”发生改变，也可能是整个社会地位认同的“参照系”发生改变。传统的“相对剥夺论”解释过多地将关注点放在了具体“参照点”的改变上，忽略了中国转型背景下社会地位认同的整体“参照系”的改变。在这样一种认知范式下，容易使人们误认为地位层级认同的决定因素一直是收入，只是由于“收入参照系”中不同群体的相对位置发生了改变，所以很多群体的地位认同下降了。但是，前述数据分析表明，真正发生的过程并非是在固定的参照系中个体的地位“参照点”发生了变动，而是社会整体的地位“参照系”都发生了重大变动，其基础从单位类型和社会归属等转换为市场机遇的占有。当然，在参照系转变为市场机遇占有之后，参照点的变动就会非常重要。例如，收入不平等程度的加剧导致的顶层与一般民众的距离加大，也会使地位认同出现下降，但其前提是人们已经在依据市场要素而不是共同体归属来建构自己的地位认同。参照系的变动要比参照点的变动更为基础，影响范围也更广，只有放在这样一种整体“参照系”的转换背景下，才能更深刻地理解地位层级认同出现普遍性下移的真正原因。

地位层级认同与客观地位结构并不完全一致已成为众多研究者的共识。王春光和李炜(2002：96)认为，“阶层的客观存在与主观建构既存在相互一致的可能，也存在不相一致的可能，彼此之间存在着复杂的关系”，“阶层的主观建构与阶层的客观实在之间存在着的不一致性大于一致性”(王春光、李炜，2002：99)。李培林(2005：19)也发现，“收入、教育、职业和消费等各项主要的客观分层指标，与主观阶层认同之间存在着一定的联系，但关联强度不大”。基于这一事实，他推断在中国社会变迁背景下，主观阶层认同和客观状况之间的距离会越来越大，其原因在于：“①人们生活方式上的阶层趋同现象越来越弱化，而生活品位上的个体主义化倾向越来越强烈；②伴随着阶层流动加快，出现了社会身份认同的断裂，即主观的阶层认同并不完全受收入、教育、职业等状况的决定；③在当前的中国社会中，社会客观阶层结构的相对固定化和主观阶层意识的碎片化趋势同时发生。”(李培林，2005：20)上述“主观阶层意识的碎片化趋势”的论述暗示，如果地位认同的基础不再依托于收入、教育和职业等，而是和价值取向及观念态度更为相关，那就可能会出现收入不断增长，但个人的认同层级反而下降的现象。这种分析思路敏感地洞察到了地位认同本身并不等同于客观实在，而是一种主观的社会建构过程，我们称之为“认同碎片论”。

本文前述数据分析的结果表明，“认同碎片论”对于地位层级认同基础的起点和变化方向都有误判。首先，在原有的地位层级认同中，在工作单位等社会共同体中的感受会更强烈地影响地位层级认同的建构过程。因此，阶层认同“不受客观收入、教育、职业等状况的决定”并不是伴随变迁过程而出现的，而是在变迁之前就已如此。其次，地位层级认同基础的变迁方向也并非逐渐脱离客观基础，而是更强烈地受到包括收入在内的市场要素的影响。在市场化转型背景下，收入等市场要素对于人们生活的影响越来越大，客观地位要素的竞争日益激烈，因此地位认同不仅没有越来越“不受客观收入、教育、职业等状况的决定”，反而是受其决定的程度不断加大。“认同碎片论”认为，认同下降和碎片化的原因在于地位认同不受客观收入等要素决定，但前述数据分析结构暗示，认同下降和碎片化的原因恰恰在于地位认同日益更强烈地受到客观收入等市场要素决定，地位只有建立在共同体或阶层等社会归属的基础上，才可能避免这种下沉和碎片化的命运。

行文至此，本文的核心观点已呼之欲出，即地位认同的下降与地位认同基础的转变关系密切。地位认同的基础“参照系”从单位类型等共同体归属转换为个体对于市场机遇的占有(如收入)，是地位层级认同下降的最主要原因。在这种“参照系”变动的背后是深刻的社会变迁背景，即社会利益关系的市场化趋向。李路路(2012)认为，“利益关系市场化”与“社会结构阶层化”构成了新的历史时期社会群体矛盾和冲突的基本特征，人们的“市场地位”而非“身份地位”将成为决定社会地位的主要因素，而市场关系最重要的特征就是兼具交易性和对抗性。正是在这样的利益关系市场化的过程中，人们的价值取向开始裂变，群体关系结构发生变革。

中国转型背景下的利益关系市场化，不同于西方社会在经历了波兰尼所谓的“双向运动”之后形成的市场与社会相对平衡的利益关系市场化格局，而是有自身的重要特点，即一度形成了利益关系的“单向度市场化”。王绍光(2008：131)指出，在1993－1999年，市场化开始席卷非经济领域，大有成为整合社会生活机制的势头。伴随着这种利益关系的“单向度市场化”，单位的社会职能被剥离出去，演化为纯粹的经济组织；个体的福利待遇和基本安全感都要从市场获取。在此背景下，决定地位层级认同的主导因素发生了改变，不再是人们在各种具体的社会共同体中的感受，而是如韦伯(2010：1064)所言的，“在商品或劳动力市场条件下”得到表现的“占用货物或收入机会”的“市场机遇”。

地位层级认同并非天然地以市场要素和市场机遇为基础，诸多社会结构要素也决定着地位层级认同的建构过程。在利益关系市场化之前，由于利益关系很大程度上是在工作单位等生活共同体中产生的，人们的地位层级认同的参照系也主要还是生活共同体。人们根据自己的生活共同体，以及从中获得的生活保障和社会尊重来确定自己的地位层级认同，在此情形下就形成了“中层认同”的倾向，即，虽然身处不同的工作单位，收入和地位有一定差距，但在考虑地位层级时，却会基于自身在各自生活圈中的具体生活感受认为“还不错”，从而把自身定位为“中层”。但是，宏观结构变迁已经改变了地位层级认同的主导决定因素。在利益关系市场化之后，社会成员的生活保障和社会尊重都与市场关系日益直接相连，地位层级认同的划分基础转变为对市场机遇的获取。社会运行机制的改变迫使社会成员必须在整体社会的市场机遇结构中看待自己的位置，从收入等市场要素角度来看待社会地位被视为理所当然。所处的共同体如何，以及在共同体中的地位感受如何，都逐渐成为次要的影响因素。一旦地位层级认同的基础转变为整体社会中市场机遇的分配，原来建立在社会单元归属基础上的“中层认同”趋向就会开始瓦解。

为什么在新的参照系下，“中层认同”没有能够建立起来？为什么收入影响力度加大，那些中等收入者的地位层级并没有形成“中层认同”？原因是，只有建立在共同体归属或阶层归属等社会属性的基础下，地位的“中层认同”才有可能建立起来。如果地位认同的“参照系”仅仅是收入等与市场密切相关的经济属性，地位的“中层认同”就不太可能建立起来。以收入等经济属性为基础的地位认同“参照系”将具有如下几个重要特征：

第一，参照系没有具体边界。以共同体归属为基础的地位认同“参照系”是具体可见的由各个群体构成的，因此它是有具体边界的，但是以市场机遇感知为基础的地位认同“参照系”是由抽象的“富人”与“穷人”构成的，而这样的构成并不具有明确的社会边界。在这种没有具体边界的参照系中，即使在自身生活圈中生活感受还不错，但只要面对整体社会的收入分配和市场秩序，往往就会感到强烈的差距和无力，因此个体在地位比较过程中不太容易形成“中层认同”。⁶

第二，参照系变动不居。首先，收入等市场机遇本身就是变动不居的，它很难带来如同共同体认同或者阶层认同那样的归属感和稳定性。这种归属感和稳定性的缺失本身就会降低人们的地位认同。其次，利益关系的市场化是全方位的，每一个人在每一件具体的生活事件中都可能被卷入到市场利益关系中，而个体在各种关系维度中的情境是不断变化的，某一情境中的强势者完全可能成为另一情境中的弱势，因此多数人都能够感受到市场性的不平等关系，进而降低自己的地位认同。

第三，参照系中的不平等感知具有整体性的特点。在利益关系市场化之前，由于地位层级认同基础是在具体共同体中的感受，不同共同体中的不平等感受往往也局限于共同体内部。但在利益关系市场化之后，由于地位层级认同基础是在整体社会中对市场机遇的感知，不平等感受往往可以突破群体边界，形成不同群体共享的迪尔凯姆意义上的“社会思潮”和“社会精神”(迪尔凯姆，1996)，这种整体性的感受反过来又影响每一个社会成员。由于上述原因，单纯寄希望于收入的中层化来建立地位的“中层认同”是不太可能的，因为地位的“中层认同”需要的恰恰是收入上有所差异的人能够基于其社会归属感的共识而选择认同于中层。

如前分析，这种“参照系”的变化是社会整体性的，不能等同于个体或群体的“参照点”的变动，其影响范围也更广。正是这种“参照系”的变化，导致不仅低收入者的地位认知会出现下降，甚至中等收入者和部分高收入者的地位认识也出现了下降；也正是因为“参照系”的上述变化，才产生了经济条件的改善与社会地位感知的下移并行不悖的现象。

本文分析中仍然存在一些局限，需今后逐步解决。首先是资料的局限。2005年之前，关于地位层级认同的主要数据都来源于城市调查。本文所用的“中国社会变迁调查”数据同样来自城市调查，这使其分析和结论具有一定局限性。与城市居民相比，农村居民不仅面临的制度结构条件不同，在日常生活情境和个体互动交流模式上也均有不同，其地位层级认同的影响机制也应当有独特之处。农村居民与城市居民在地位层级认同影响机制上的差异性，有待进一步的研究。其次，本文在分析上提出了以收入等经济属性为基础的地位认同“参照系”具有的几个重要特征，如没有具体边界、变动不居和整体性等，但这仍然还是一种理论判断，如何用更为丰富的经验论据来检验，尚需要进一步探索。

地位曾经一度是社会学的核心概念，它很容易被等同于资源在个体层面上的分配，但其内涵远不止于此。在经典社会学家的论述中，它包括了不同地位群体之间相互冲突和相互竞争的特性，也包括了个体对于整体社会的归属和认同的含义。美国的早期研究发现，人们的阶层认同不仅取决于个体自身特征，也取决于所属群体(朋友圈、交往圈)的特征(Hodge and Treiman, 1968)，甚至取决于家庭配偶的状况(Davis and Robinson, 1988)。在中国，对地位概念的认知仍有待深化，特别是需要重视宏观结构变迁与个体社会感知之间的密切关系。如米尔斯(2001：1)所言：“人们只有将个人的生活和社会的历史这两者放在一起认识，才能真正地理解它们”。宏观上收入水平的提高与微观上地位认同的下降看似矛盾，但只要看到利益关系市场化使地位层级认同的“参照系”发生本质改变，就能够在两者之间建立起逻辑上的联系。

本文的实践意蕴在于，要想在市场化转型背景下建立起新的地位“中层认同”，仅依靠进一步提升个体收入虽然必要，但远远不够。更重要的工作应该是构建起个体对于社会共同体的稳定归属感和认同，并逐渐将地位认同的基础再次扎根于此。市场化转型并不必然带来地位认同的下降，只要能够与此同时建构起新的社会归属与认同，新的“中层认同”就可以得以重建。不仅在物质层面上提升收入和福利，而且在社会生活层面上通过种种制度方式建立起社会归属和认同，这也许应该是当下进行的“社会建设”中的重要内容。

注释

1.因为调查对象是按居住区域，而不是按户籍状况选取的，所以调查对象为所有在城市区域居住的居民，既包括城镇户籍，也包括农村户籍。

2.如前所述，这里的收入五等分仍然是所在城市中的收入层级。

3.每一等分中的被访者数量尽可能占20%，但是由于存在分组边界的划分问题，每一等分中的人数事实上并不完全相同。

4.笔者也尝试了其他处理方式。定序因变量的回归一般采用次序Logit或Probit模型，但是此模型的前提是比率成比例假定(the Proportional Odds Assumption)，Brant检验显示数据严重违背比率成比例假定。笔者还尝试了“比率部分成比例模型”(Partial Proportional Odds Model)或者多项Logit或Probit模型，此模型分析结果中的参数十分复杂，难于分析。Tobit回归可适用于因变量存在截删的情况，笔者将“地位层级认同”视为在1和10处存在截删的定距变量进行了Tobit回归分析，结果与一般线性回归分析结果没有明显差别。经过权衡之后，文中最终采用了目前虽然略显粗糙但更易解释的模型。

5.需要特别提及的是，许多应用“相对剥夺感”进行解释的研究恰恰忘记了这一概念的初衷，根本没有关注到群体关系结构这一社会学维度，而把“相对剥夺感”泛化为简单化的心理感受。在测量相对剥夺感的过程中，一些研究者根本不去确定回答者所处的群体关系和其参考群体，而直接采用心理层面的测量，相对剥夺概念的社会结构意蕴因此丧失。“相对剥夺感”命题中个体心理感受与群体关系结构之间的关联，在此被偷换成为个体的两种心理要素之间的相关，貌似合理的解释背后可能是一种同义反复。例如，“认为自己近年来生活变得更差的人地位层级认同也更低”，这种发现只是常识的重复，而非“相对剥夺感”命题的严格内涵。这种概念的泛化是不严谨的。

6.在近年的调查中，都发现了这一现象：公众对于越具“抽象性”的关系，越倾向于认为其矛盾非常激烈。例如在CGSS2003中，被调查者普遍认为“穷人和富人”之间的差异很大(仅次于“当官的人和老百姓”)，而且越是年轻人越倾向于认为“穷人和富人”之间的差异更大。但是，当问及对自身的定位是富人还是穷人时，高达44.46%人表示说不清楚(中国人民大学中国调查与数据中心，2009：209-213)。多数人对于穷人和富人之间的差异感受强烈，但是同时又有近一半的人说不清楚自己是穷人还是富人，这一反差深刻地表明了利益关系市场化背景下普通公众的复杂感受。