基金项目：国家社会科学基金重大项目“新社会阶层的社会流动与社会政治态度研究”（17ZDA111）；国家社会科学基金重点项目“新社会阶层的社会流动与政治态度研究”（17ASH004）。

一、问题的提出

在社会分层与社会流动领域，阶层认同或地位认同（status identification）一直是学界研究的热点与重点所在。而随着我国市场经济转型和社会结构的变迁，中产阶层（middle class）不断发展壮大，成了社会发展中一支举足轻重的力量。他们对自身地位的感知以及变化趋势，对社会的稳定以及理解相关的社会问题，具有十分重要的意义（冯仕政，2011；Krieger，et al.，1997）。因此，对于包括中产阶层的在内的阶层地位认同研究，成了学界具有重要影响和独特价值的研究领域，并取得了一系列标志性的成果（刘欣，2001，2002；李春玲，2004；李培林，2005；张翼，2005）。

回顾中国中产阶层的形成历程，其一方面秉承了工业化背景下产业结构与职业结构的分化以及教育的扩张这一条中西方共同的道路（李强，2005），另一方面，市场化转型所带来的市场经济体制和国家与社会关系的调整，以及全球化的进程为近年来中产阶层的发展提供了另一条具有中国特点的动力机制（周晓虹，2010）。区别于具有“身份继替”“权力衍生”等特点为代表的“体制内中产”来说，市场化进程使得在体制之外出现了一批以私营企业和外资企业的管理与技术人员为代表的具有强大“市场能力”的新社会阶层①群体。从职业结构来看，这一群体大致可以被归为“体制外的中产阶层”（张海东等，2017：9-12），而其在社会结构的位置、基本特征、社会政治态度上均与体制内中产阶层存在着一定的区别，呈现出自身鲜明的“新”特点（李路路、王薇，2017；李春玲，2017）。因此，我们可以推断，在地位认同层级以及影响因素方面，新社会阶层也极有可能与体制内中产阶层存在一定的差异和区别。阐释、理解这种地位认同上的区别，不仅是这一研究领域的题中之义，更为重要的是，20世纪后半期以来的兴起的“阶级撤退论”，主张从生活经历、日常体验等认知维度去解释阶层行动的主要维度、影响其态度和行为的情况下（Thompson，1963），研究地位认同并比较中产阶层内部不同群体的地位认同就具有了更为深远的意义和价值。

但是，综观现有对于中产阶层地位认同的相关研究，其大多集中于这一阶层宏观性的讨论和分析，虽然近年来部分研究聚焦了私营企业主（范晓光、吕鹏，2018）和青年白领（雷开春，2018）等特定中产群体的地位认同，但总体而言缺乏对“体制外”新社会阶层地位认同形成机制、影响因素比较等方面的具体探讨，以及体制内外不同中产阶层地位认同的比较，因此具有进一步研究的空间。此外，由于诸多研究发现当前中国中产阶层的地位认同与客观经济地位有着较大偏差，其地位认同明显“向下偏移”（范晓光、陈云松，2015；韩钰、仇立平，2015），那么这一发现是否也存在于新社会阶层群体中？这种地位认同偏差是否由于测量尺度的不同而发生改变？为此笔者将引入情境锚定法（anchoring vignettes）这一测量方式，对新社会阶层和体制内中产群体的地位认同进行比较和探讨。

二、文献回顾与研究假设

（一）参照群体：中产阶层地位认同测量的“迷思”

学界一般认为，地位认同作为阶层意识的一部分，反映的是“个人对自己在社会阶层结构中所占据位置的感知”（Jackman & Jackman，1973）。因此，地位认同应当与其所属的客观经济地位相同或相近。但是，国内众多研究却表明，作为占据社会结构中间位置的中产阶层，其地位认同却呈现出与自身社会地位不一致的现象（刘欣，2001；李培林，2005），地位认同存在着较大的偏差和偏移（范晓光、陈云松，2015；韩钰、仇立平，2015），中产阶层的认同感较为缺乏（赵延东，2005），“认同中产”在社会结构中的规模较小（李培林、张翼，2008）。就如有学者所指出的那样，尽管国内中产阶层的比例在不断增加，但人们对主观地位认同的步伐并没有完全跟上社会结构的变动（冯仕政，2011）。

面对中产阶层地位认同“向下偏移”的现象，众多学者从机制性原因的角度给出了有关的解释。例如，有研究从群体认知的角度指出，国内社会大众与学界对中产阶层所达成的一般性共识存在较大的反差，他们大多将“中产阶层”理解为“上层的工作、巨额的收入、奢侈的消费”，给中产阶层粘上了精英化的标签（李春玲，2013），这必然导致多数属于“中产阶层”的社会成员不认同自身的中产身份，从而造成了地位认同的下偏。另有的研究从阶层意识动态论的角度出发，认为转型时期生活机遇的变化尤其是社会经济地位的变动使得利益受损人们产生了“相对剥夺感”（刘欣，2001，2002），直接造成了部分利益受损的中产阶层群体地位认同的下偏（范晓光、陈云松，2015）。这种剥夺感还使得中产阶层产生了种种对自身职业、收入和生活状况的不满和不安全感，形成了一种中产阶层群体性的焦虑（李春玲，2004，2008）。

而与此同时，例如进城务工人员等一些客观社会经济地位较低的群体的地位认同却显现出明显的“趋中化”现象（李培林、张翼，2008）。这就提醒我们，社会成员对于自身地位认同的判断，不仅有宏观的机制性因素的作用，还存在着某些心理性作用的影响。在其中，“参照群体”理论就认为，人们在进行社会比较时，参照的对象往往不是“抽象的社会”，而是和自身熟悉或交往较多的群体（Evans，et al.，1992），例如同事、朋友以及处在“同一生活圈”的人。而且，这种比较时常带入了自身所处的社会境遇和对生活的期望。而对于转型时期的中国来说，这种“参照系”的另一种变化就是从具体社会单元的归属感转向了收入等市场要素的占有（高勇，2013）。因此，不同阶层由于所处不同的社会结构和环境导致了其主观地位认同判断的差异。中产阶层由于在工作环境、居住方式、社交网络等方面形成了一定的“区隔”，他们在评价自身地位时受到了身边社会经济地位相似或更高的人的影响，也就形成了所谓的“大鱼小池塘效应”（the big-fish-little-pond phenomenon）（宋庆宇、乔天宇，2017）。在这种高标准的参照群体的作用下，极有可能导致了中产阶层偏低化的地位认同。

因此，由于不同群体在地位认同评价上存在着不同的参照群体和类别，在主观感知上存在自身不同的理解，从而使这种认同结果形成了“人际不可比性”（interpersonal incomparability）（King，et al.，2004）。而如果在研究中直接运用受访者在问卷中对自身地位认同的回答去比较不同群体之间的差异，往往会形成一种测量上的评价尺度偏差，从而造成分析结果的偏误（刘小青，2012；吴琼，2014）。而发展于哈佛大学加里·金（Gary King）等人的情境锚定法可以从测量层面为解决类似于地位认同等主观评价类变量的误差提供一种新的测量工具。这种方法在问卷中为受访者回答主观评价类题目设置了虚拟的情境，从而为受访者回答此类题目锚定了具体的参照尺度（King et al.，2004；King & Wand，2006；Hopkins & King，2010）。这样，“抽象的社会”就转化成了“具体的情境”，不同参照群体转换为共同的标尺，其回答结果就具有了“人际可比性”（interpersonal comparability）。当前，情境锚定法已广泛的运用于国外政治态度、自评健康、生活满意度等相关领域的研究，而国内运用此类方法的研究仍然较少（刘小青，2012；吴琼，2014；宋庆宇、乔天宇，2017）。而对于体制内中产和新社会阶层来说，虽然他们都属于社会结构意义上的“中产阶层”，但由于他们在形成机制、职业特点、生活方式等方面可能存在的巨大差异，分析、比较他们的地位认同就亟须运用情境锚定法设置具体的参照尺度，从而减少测量上的偏差。

（二）“殊途异类”：两类中产阶层地位认同差异的相关机制

在地位认同研究领域中，“结构地位论”一直占据着主流的声音。秉承这一观点的学者从阶级分析的视角出发，引入社会经济地位假设，认为以职业、收入、教育等反映个体客观经济地位的指标与地位认同之间存在着直接的关联，客观经济地位越高，相应的其地位认同也越高（王春光、李炜，2002；胡荣、张义桢，2005）。对于体制内中产和新社会阶层来说，他们的职业地位、收入水平、教育程度均位于社会的中间或中上水平，其地位认同应当较为接近。但是，一方面由于我国长期实行的计划经济体制和“单位制”的影响，市场转型过程中再分配权力仍然对资源配置发挥着重要作用（Zhao & Zhou，2017），“干部”的身份分层给社会打下了深刻的烙印，导致了社会中普遍存在着对“体制内”职位和行业的高度评价和追求向往。每年“我为国狂”的公务员考试报名人数众多的现象即是这一机制鲜明的反映。此外，由于公有部门在工作岗位、劳动时间、社会福利保障等方面存在着一定的“体制庇护”（吴愈晓等，2015），其工作满意度也高于体制外中产阶层（张海东、杨城晨，2018），因此体制内中产的地位认同可能高于新社会阶层。而另一方面，市场经济的发展给社会带来了前所未有的活力，各类社会生产要素在改革开放后得到充分释放并创造了巨大财富和就业岗位。众多新社会阶层群体在体制外行业获得了更高的收入与财富。而近年来评价社会成员地位高低的评价体系更为多元，培训经历、从业经验、专业资格证书等人力资本在社会分层中的重要性上升（张文宏，2018）使得新社会阶层群体获得了更高的社会评价和地位认同感。两类群体的地位认同孰高孰低存在不同的经验证据，因此需要进一步的研究。由此本文提出一组竞争性假设：

假设1a：在控制参照群体的条件下，体制内中产阶层的地位认同高于新社会阶层；

假设1b：在控制参照群体的条件下，新社会阶层的地位认同高于体制内中产阶层。

而与此同时，由于新社会阶层与体制内中产的形成背景、发展路径有所不同，其地位认同极有可能存在不同的评价标准和参照尺度。首先，国家与社会作为一种“社会事实”般的存在，对社会个体的行为和态度都会产生重要的影响。“国家中心论”就引入制度分割假设，指出社会成员的地位认同受到社会结构、政治体制、国家政策等宏观性因素的作用（李飞，2013）。其中，党员②身份是一个显而易见的变量。Walder（1995）就指出，在转型之后的中国，具备党员身份的社会成员仍然在职位晋升、收入增加以及住房获得等层面具有特定的路径优势。对于体制内中产阶层来说，这种优势有助于形成较高层级的地位认同。而另有的相关研究则认为，随着市场转型的深入，党员身份等政治资本因素假的效用将逐渐减弱，流动渠道的增加使得这类政治资本逐渐贬值（Nee，1991）。对于大多具有“党外”“海外”“体制外”特征的新社会阶层来说，他们不占有再分配体制中的控制权力，因此具有党员身份对于地位认同提高的效用可能并不明显。另外，与党员身份相联系的是科层制体系中的干部身份或者管理权限。韦伯的多元阶层划分法中就明确提出了权力对于阶层地位和认同的重要影响。一些关于转型时期中国的组织研究发现，拥有管理权限的干部能够在科层体系中发挥“广泛而重要的作用”，他们能够不但可以利用资源和利益获得物质、机会和福利，而且能够在分配的过程中为下属提供一定的“庇护”，从而获得一定的政治声望和下属的认同（Walder，1995；纪莺莺，2012）。另外，新马克思主义者赖特（Wright，1996）在面对资本主义生产方式和阶层结构发生巨大变化的情况下，重构了“剥削”与“支配”的概念，指出在当代资本主义社会中，“支配权力”是生产过程分离后的产物，享有的“管理权限”成了管理技术人员的一种“组织资产”和剥削工人的方式，也构成了其“矛盾阶级”的核心特点。而随着市场经济的进一步发展，众多经济组织和企业管理制度实现了扁平化架构，而新技术的发展和变迁使得“知识一技能”因素成为一种独立性的生产要素，而劳动过程中的权力因素进一步下降，例如有研究就指出互联网的团队劳动过程中越来越多地体现了平等、自由与合作的文化（梁萌，2016）；体制外的“新中产阶层”对于权威认同的意识较弱，更具有较多的民主意识，因此管理权限对于其自身地位认同的影响可能较弱（李春玲，2011）。这种“管理权限”对于新社会阶层地位认同的影响很可能由于市场经济的发展而愈渐式微。由此本文提出“权力地位”假设：

假设2-1：对于体制内中产阶层来说，拥有党员身份的成员其地位认同较高，而这一效应对于新社会阶层来说不显著；

假设2-2：对于体制内中产阶层来说，工作中享有的管理权限越多，其地位认同越高；而这一效应对于新社会阶层来说不显著。

“历史文化论”从另一个维度解释了地位认同的形成机制。这一视角坚持从个人的生活和生活体验的过程出发，认为社会成员的地位认同形成于“日常生活中的共同经历”，“并感受到他们的利益与其他人不同”（汤普森，2001：2-5）。由此，消费、品味以及生活方式成了不同群体间构建“符号区隔”，形成地位认同差异的重要机制。对于中国而言，原先“单位制”体制下人们的休闲方式、消费方式几乎都由单位统一组织和安排，不同阶层之间很难存在生活方式的差异性（张文宏，2018），而市场化改革的进程催生了众多迎合中产阶层的高级会所、会员式俱乐部以及繁荣的旅游、健身等文化市场，不仅为中产阶层在消费和生活方式领域提供了众多选择，同时也造就了消费品位和生活方式的分层和区隔。在这里，不同中产阶层之间也可能存在着差异和区别。李路路和李升（2007）就指出，由于“内源中产阶层”和“外生中产阶层”在形成路径上的不一致性，“内源中产阶层”更有可能保持一种传统的生活方式，而“外生中产阶层”更有可能通过消费行为和生活品位等方面显示自己，以此获得他人的认同。因此，对于体制内中产和新社会阶层来说，这种“符号性消费”对于地位认同带来的影响可能存在质与量的差别。

市场化进程还使得社会网络和社会资本在社会分层中作用发生了新的变化。在计划经济体制下，社会网络往往作为一种“强关系”，对个人的求职以及社会地位获得而发生作用（Bian，1997）。而在转型时期，由市场关系和借助社会资本作用的社会网络越来越成为中产阶层生成的主要渠道，这种“业缘文化”区别于权力授予的“官场文化”，成了社会网络运作的一种新逻辑（张宛丽、李炜、高鸽，2004）。在市场化机制下，市场关联度越高的职业，其交往的对象就越多、越频繁，就越具备发展社会网络的业缘基础（边燕杰，2004）。例如有研究表明，运用网络资源的职业流向往往是由体制内部门向体制外的市场化经济实体流动（张文宏，2006，2018）；在市场关联度较高的部门和岗位，社会网络资源能够与绩效挂钩的分配制度相联系，从而转化为收入以及地位评估上的主客观优势（边燕杰，2004）。对于来源于、工作于市场部门的新社会阶层来说，拥有社会网络的优势极有可能转化为对于职业发展、职位晋升等层面的优势，从而获得自身地位认同的认可。而对于体制内中产阶层而言，政治学、管理学等学科的研究在绩效与关系何种因素成为影响官员晋升的主要渠道的争论为本文分析地位认同提供了一个重要的侧面视角③。诸多研究表明，体制内官员的晋升依靠于主政时期地方经济发展水平，个人绩效成为晋升的决定性因素，量化考核、绩效排名的“锦标赛”体制作为一种压力式的激励方式，排除了人际关系、社会网络的影响，成为官员晋升一种普遍的机制（周黎安，2004，2007）。而另有研究表明，官员晋升的决定性因素是人际关系而不是经济绩效（吴建南、马亮，2009），派系关系、政治背景、社会网络等非经济因素往往能左右官员的晋升（陈潭、刘兴云，2011）。但是，这种基于网络与关系的非经济因素大多对于省部级等较高级别的官员具有较强的影响，中层以及基层干部的晋升仍然主要取决于绩效渠道（冯芸、吴冲锋，2013）。本文所指的体制内中产属于后者。另外，相应的研究表明随着市场化水平的提升，政治纽带的正效应也随之减弱（范晓光、吕鹏，2018）。因此笔者有理由相信关系网络对于体制内中产的地位认同的效应也将减弱。由此本文提出“市场经历”假设：

假设3-1：对于新社会阶层来说，“符号性消费”数额越多，其地位认同越高；而这一效应对于体制内中产阶层来说不显著；

假设3-2：对于新社会阶层来说，拥有的社会网络规模越大，其地位认同越高；而这一效应对于体制内中产阶层来说不显著。

三、数据、变量与方法

（一）数据

本文数据来源于上海大学上海社会科学调查中心于2017年4月至10月在哈尔滨、长春、延边、沈阳、鞍山、郑州、天津、厦门、广州和长沙等10个城市统一组织进行的“城市化与新移民调查”。此调查以城市居民为受访对象，采用地图法随机抽样，在每个城市抽取20个社区，每个社区抽取25个家庭户，每个家庭抽取1名16岁-69岁的成员作为受访者，共获得5007个样本数据。其中，笔者按照相关部门对新社会阶层的定义，通过职业划分法筛选出新社会阶层样本510个；按照刘欣（2005）以再分配权力和“寻租能力”所提出的阶层分化框架，将体制内的“权力精英”“国企经理和管理人员”“专业技术人员”和“职员办事人员”划分为“体制内中产阶层”，获得1208个样本数据。本文以上述数据作为分析的依据。

（二）变量的操作化

1.因变量

本文的因变量为新社会阶层与体制内中产阶层的“地位认同”。在问卷中，其初始测量问题为“您认为您本人在本地处于哪一层级”，通过1-10分的梯度数值进行测量。而在之后，问卷还设置了两道虚拟情境题，分别是“陈先生/女士初中毕业，靠送快递生活，月收入3000元，在您看来，这位陈先生/女士在本地处于哪个等级上？”以及“周先生/女士医科大学硕士毕业，在医院工作，月收入6000元。在您看来，这位周先生/女士在本地处于哪个等级上？”。在设置有情境锚定的测量中，如果受访者对于自身主观评价的是y，对于虚拟情境题的回答分别是，则其校正后的主观评价指标S为：

根据上述转换公式，利用情境锚定法后受访者的地位认同赋值就可以校正为表1中的1-5的定序变量④，并命名为“很低”“较低”“中等”“较高”和“很高”。

根据上述转换公式，利用情境锚定法后受访者的地位认同赋值就可以校正为表1中的1-5的定序变量4，并命名为“很低”“较低”“中等”“较高”和“很高”。

表1 校正后的地位认同赋值（略）

2.自变量

本文的自变量分为“权力地位”变量与“市场经历”变量两部分。其中在“权力地位”的党员身份部分，将具有党员身份的赋值为1，其余没有党员身份赋值为0；在管理权限部分，笔者参照赖特（Wright，1996）对于“组织资产”判别中的将“管理权限”解释为制定决策、监督下属的权威，将管理权限操作为“参与单位决策”“给下属布置工作”“提拔下属职位”和“惩处下属”，并将“完全有权”“部分有权”“完全无权”的赋值对应为2、1和0，四部分加总值即为管理权限得分，根据此数值的三分位数的分布划分为“权限很大”“权限较大”和“权限很小”。

在“市场经历”部分，“符号消费论”认为消费是消费者进行意义建构、趣味区分和阶层区隔的再生产过程，是操纵符号、表现符号价值的过程。因此，消费行为与消费方式成了建构身份特点、突显阶层区分的重要标志（李路路、李升，2007）。其中旅游消费和健身消费表现得尤为明显。有研究指出，现代性与市场化促进了旅游行为的蓬勃发展，旅游成了人们对于可支配收入和闲暇时间增加的一种“庆祝”，反映了旅游者的享乐性与闲暇性。而旅游产业的扩张也使得旅游成了一种市场化与大众化的“商品”（王宁，1999）。旅游的“商品化”不仅使得其成为现代性社会下“被赋予生活意义”的一种新民俗（王宁，1999），还使得旅游者对这种“商品”的占有和消费成了影响社会成员地位认同的重要因素（梁玉成、杨晓东，2017）。而健身作为一种独特的消费实践，促使实践者在追求地位区分的同时，生成了符号操持、时间消费、道德炫耀和自我书写的独特过程（唐军、谢子龙，2019）。因此，笔者将“符号消费”操作为“过去一年家庭旅游度假/健身/娱乐文化支出”；另外，将“社会网络规模”操作为在本地经常联系的亲戚、朋友与同事的总数。

3.控制变量

本文的控制变量包含性别、年龄分布、婚姻状况、户籍类型、教育程度、职业类型以及所在地区。其中婚姻划分为已婚和未婚；户籍类型包含本地户籍与外地户籍；职业类型中，将新社会阶层划分为管理技术人员、中介与社会组织从业人员、自由职业人员和新媒体从业人员，将体制内中产划分为党政机关领导干部、国有/集体企业经理/干部、专业技术人员和办事人员；在所在地区中，将哈尔滨、沈阳、长春、吉林与鞍山的样本归为东北地区，将天津、郑州和长沙的样本归为中部地区，将厦门和广州的样本归为东南地区。相关变量的描述性统计见表2。

表2 本文所使用部分变量的描述性统计分布（略）

（三）分析方法

对于情境锚定法的分析，一般可采用非参数方法（nonparametric method）和参数法（parametric method）两种策略（宋庆宇、乔天宇，2017）。在本文中，笔者通过非参数法，即将校正前新社会阶层与体制内中产阶层的地位认同与校正后形成的地位认同进行对比，从而消除了两类群体人际不可比性的问题，以检验假设1是否成立；而对于假设2与假设3，由于定序logit模型与定序probit模型在等比率假设上过于严格，考虑到模型的稳健性，笔者通过构建校正后地位认同的广义定序对数比率回归模型（generalized ordinal logit regression，Gologit），验证“权力地位”与“市场经历”两大因素是否对两类中产阶层地位认同产生不同的影响，其基本模型方程为：

四、分析结果

（一）新社会阶层与体制内中产阶层的地位认同比较

在变量的描述性统计部分，可以看出新社会阶层与体制内中产阶层在地位认同的高低上存在一定的区别。在本部分笔者将通过非参数方法，比较两类群体在运用情境锚定法校正前后其地位认同的差异。从图1可以明显地看出，校正前即使用原始地位认同测量时⑤，新社会阶层与体制内中产在地位认同高低分布上较为接近，且均呈现出一种“趋中化”现象，以及较低层次的地位认同比例明显高于较高层次的认同比例的分布状况。具体来看，在新社会阶层中，有51.4%的受访者认同其社会地位位于“中等”水平，体制内中产阶层的比例为50.8%。在地位认同“很低”和“较低”上，新社会阶层的比例分别为7.1%和26.7%，体制内中产阶层的比例则为7.7%和26.3%。另外，有13.7%和1.2%的新社会阶层受访者认为自身的地位为“较高”和“很高”，体制内中产阶层的比例为13.6%和1.5%。新社会阶层的原始地位认同得分为2.753分，标准差为0.82；体制内中产阶层的地位认同均值为2.748，标准差为0.84。从这一结果看，新社会阶层和体制内中产阶层在地位认同的程度分布以及均值上均十分接近，假设1成立缺乏明显的证据。

图2则直观地反映了利用虚拟情境锚定题校正后新社会阶层与体制内中产阶层地位认同的分布状况。与校正前相比，虽然其“趋中化”的现象没有发生明显的变化，但两类群体中地位认同“较高”和“很高”的比例大幅增加，分别为新社会阶层的20.8%、23.4%以及体制内中产阶层的19.2%和18.1%。而地位认同“较低”的比例则明显少于校正前的数值。在地位认同的均值和标准差上，校正后新社会阶层的均值为3.407分，标准差为1.17；体制内中产阶层的均值为3.243分，标准差为1.15。其独立样本t检验的显著性水平为0.008。上述结果不但反映了利用情境锚定法可以在一定程度上原始地位认同测量“人际不可比性”的偏误，而且其校正后的结果也证明了新社会阶层的地位认同高于体制内中产阶层（P＜0.05），假设1成立。

图1 校正前两类群体地位认同的比较（略）

图2 校正后两类群体地位认同的比较（略）

（二）两类群体地位认同影响因素的比较

为了充分的厘清“权力地位”与“市场经历”因素对新社会阶层和体制内中产阶层地位认同的相关影响，笔者将地位认同因变量、上述两组自变量以及有关的控制变量纳入分样本的Gologit模型进行分析，表3与表4是相应的回归统计结果。由于每个B单位X变化等于或小于j累积发生比的对数变化的影响，因此，模型中使用发生比（odd ratios，OR）作为估计值。需要指出的是，模型中的变量均通过了多重共线性检验，统计结果具有稳健性。

表3 新社会阶层地位认同影响因素的Gologit模型估计结果（略）

模型1-模型4是影响新社会地位认同影响因素的相关统计结果。从控制变量上看，教育程度在模型2与模型4中均呈现出显著的正向影响，例如，相对于初中学历来说，拥有专科及以上学历的新社会阶层人士其“中等+较高+很高”地位认同的发生比是“很低+较低”的6.764倍。相对于东南地区来说，东北地区的新社会阶层人士拥有高层次地位认同的发生比明显偏低。在“权力地位”因素上，是否为党员以及管理权限的大小对新社会阶层均没有产生显著的影响；而市场性因素中的旅游健身支出一项对于提高地位认同具有明显的正向作用，例如，相对于最低25%一组而言，支出为中上25%的新社会阶层，其“较高+很高”地位认同的发生比是中等及以下的4.015倍。而社会网络规模对新社会阶层的地位认同的影响没有得到验证。

表4 体制内中产阶层地位认同影响因素的Gologit模型估计结果（略）     

模型5-模型8反映了体制内中产阶层地位认同的影响因素。在控制变量方面，男性受访者在模型6与模型7中均呈现出显著的正向影响，说明与体制内的女性中产相比，男性在拥有较高地位认同的可能性较大。在教育程度方面，拥有专科以上学历的体制内中产阶层，其地位认同属于“中等+较高+很高”的发生比是“很低+较低”的2.654倍。同样，相较于东南地区的体制内中产来说，生活在东北地区和中部地区的受访者其拥有较高地位认同的发生比明显偏低。在“权力地位”因素中，党员身份与权力地位对地位认同均产生了明显的正向作用，例如，相对于权限很小比较，拥有很大管理权限的体制内中产，其拥有“很高”地位认同的发生比是“很低+较低+中等+较高”的2.864倍。与新社会阶层样本类似，较高旅游健身支出能够显著提高体制内中产的地位认同，而社会网络规模大小同样对地位认同的没有产生显著的影响。

五、结论与讨论

通过上述实证研究，本文利用情境锚定法使得不同群体的地位认同有了明确的参照对象，从而更为准确地比较了新社会阶层和体制内中产阶层的地位认同状况。研究发现，在控制了参照群体的情况下，新社会阶层的地位认同均值高于体制内中产阶层，且较高层次地位认同的人数比例明显大于体制内中产。在地位认同的影响因素方面，在控制了相关的个体和地区因素以后，具有党员身份和工作中较大管理权限能够显著提高体制内中产阶层的地位认同感，而这一“权力地位”效应对于新社会阶层的地位认同作用不明显；另外，在“市场经历”效应上，旅游健身等“符号性消费”支出能够提高新社会阶层和体制内中产的地位认同，但社会网络的规模对两类群体地位认同的不产生显著影响。

本文的结论首先证明了在对类似于地位认同等主观抽象概念进行测量时，情境锚定法的应用能够有效地纠正不同群体之间由于参照群体的差异而产生的评价尺度偏差，从而为研究者在相关领域获得更为准确的结论提供一个有效的测量工具。正如本文所发现的那样，如果不对两类群体的地位认同进行校正，那么笔者就有可能得出一个偏误的结论。另外，针对学界对于当前中国中产阶层“地位认同下移”“中产认同缺失”等现象的研究和探讨，笔者认为，引入情境锚定法去测量这种由于参照群体的变动而产生地位认同变化，解释其背后隐藏着机制性因素，将更具有可信度和解释力。这一方法在社会科学领域具有广阔的发展空间（宋庆宇、乔天宇，2017）。

笔者通过结论还意图说明，地位认同在取代经济利益逐步成为解释阶层行动的主要维度的情况下，同时还成了映射社会变迁状况和阶层分化的“晴雨表”和“指南针”。改革开放以来，中国的发展道路和变迁模式伴随着西方工业化一现代化的一般进路和政治体制转轨的独特过程（李路路、石磊、朱斌，2018），相应的，在地位认同层面，市场因素和政治体制因素的双重作用机制也在发生着剧烈的变迁。在市场经济的大背景下，以旅游健身为代表的符号消费实践成了新社会阶层在内的众多中产阶层表达自我身份、体现地位区分的重要策略；而这一因素同时极大地影响了以往被认为消费较为后卫的“内源中产阶层”即体制内中产阶层的地位认同，反映了市场化对于社会的整体性渗透。而包括党员身份和管理权限在内的权力地位对于新社会阶层地位认同的弱化表明了政治体制因素的逐步式微，在这一进程中，“市场地位”逐步取代“身份地位”成为决定社会地位的主要因素将是社会发展的一大趋势（高勇，2013），本文对于两类中产阶层地位认同影响因素的研究也大致印证了这一判断。另外，这种基于市场因素所形成的地位认同观，在社会中的表现之一就是中产阶层的“利益关系市场化”（李路路，2012）以及由此所衍生了市场机遇和权利诉求问题。如何在市场转型新时期构建稳定的、整体性的“中产地位认同”，提升中产阶层的社会归属感，将是学界不可回避的一项重要议题。

综上所述，本文基于新社会阶层和体制内中产阶层地位认同作用因素的比较，试图从地位认同视角出发分析市场化转型过程中中国社会变迁的趋势，揭示“市场地位”将逐步成为今后新社会阶层群体地位认同的主要因素。而随着体制外市场中产的群体的逐步扩大，市场地位因素在社会成员的地位认同中将会发挥更为重要的作用。当然，不可否认的是，本文无疑还存在着一些需要进一步探讨的问题。其一是社会网络规模假设没有得到验证，这一方面可能是由于问卷所限笔者所使用的“经常联系亲戚、朋友与同事数量”与新社会阶层工作生活中所利用的社会网络契合度较低，另一方面是由于笔者由于设定的较为严格的显著性水平限制而拒绝了这一假设（若显著性水平放宽至0.1则新社会阶层样本的假设成立）；其二是对于“权力地位”和“市场经历”的操作化较为简单，仍有继续完备的空间。因此，中产阶层地位认同变化趋势所反映的社会地位和阶层分化的机制仍需要更多的理论探讨和经验材料的检验。

①根据《中国共产党统一战线工作条例（试行）》的规定，新社会阶层涵盖了民营与外资企业中的管理技术人员、中介与社会组织从业人员、自由职业人员和新媒体从业人员等四类群体。

②本文中的“党员”均指中国共产党党员。

③感谢匿名评审人提出的这一具有启发性的视角。

④理论上情境锚定的测量必须遵循。即在本例中，受访者对于“陈先生/女士”的地位评价必须低于“周先生/女士”的地位评价，这样才符合现实的逻辑和锚定法的测量意义。然而，仍会有部分样本出现违反上述规则的情况，对于这种情况的处理，笔者在本文中采用直接删除法剔除了这些样本。

⑤为了使校正前和校正后的地位认同比较更为直观明晰，笔者对原始地位认同进行了重编码处理，即将10分测量转化为5分测量法，这样校正前后地位认同分布均可以转化为“很低”“较低”“一般”“较高”和“很高”。

参考文献：

[1]边燕杰，2004，《城市居民社会资本的来源及作用：网络观点与调查发现》，《中国社会科学》第3期。

[2]陈潭、刘兴云，2011，《锦标赛体制、晋升博弈与地方剧场政治》，《公共管理学报》第2期。

[3]范晓光、陈云松，2015，《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》，《社会学研究》第4期。

[4]范晓光、吕鹏，2018，《中国私营企业主的“盖茨比悖论”——地位认同的变迁及其形成》，《社会学研究》第6期。

[5]冯仕政，2011，《中国社会转型期的阶级认同与社会稳定》，《黑龙江社会科学》第3期。

[6]冯芸、吴冲锋，2013，《中国官员晋升中的经济因素重要吗？》，《管理科学学报》第11期。

[7]高勇，2013，《地位认同为何下移——兼论地位层级认同基础的转变》，《社会》第4期。

[8]韩钰、仇立平，2015，《中国城市居民阶层地位认同偏移研究》，《社会发展研究》第1期。

[9]胡荣、张义桢，2005，《阶层归属与地位认同问题研究》，《东南学术》第6期。

[10]纪莺莺，2012，《文化、制度与结构：中国社会关系研究》，《社会学研究》第2期。

[11]雷开春，2018，《青年白领移民的中产身份认同及影响因素》，《青年研究》第3期。

[12]梁萌，2016，《技术变迁视角下的劳动过程研究——以互联网虚拟团队为例》，《社会学研究》第2期。

[13]梁玉成、杨晓东，2017，《特大城市中产阶层的国家认同研究——基于旅游行为的分析》，《江海学刊》第4期。

[14]刘欣，2001，《转型期中国大陆居民的阶层意识》，《社会学研究》第3期。

——，2002，《相对剥夺地位与阶层感知》，《社会学研究》第1期。

——，2005，《当前中国社会阶层分化的制度基础》，《社会学研究》第5期。

[15]李春玲，2004，《社会阶层的身份认同》，《江苏社会科学》第6期。

——，2008，《中国中产阶级的增长及其现状》，《江苏社会科学》第5期。

——，2011，《寻求变革还是安于现状：中产阶级社会政治态度测量》，《社会》第2期。

——，2013，《如何定义中国中产阶级：划分中国中产阶级的三个标准》，《学海》第3期。

——，2017，《新社会阶层的规模和构成特征——基于体制内外新中产的比较》，《中央社会主义学院学报》第4期。

[16]李飞，2013，《客观分层与主观建构：城镇居民阶层认同的影响因素——对既往相关研究的梳理与论证》，《青年研究》第4期。

[17]李路路，2012，《社会结构阶层化和利益关系市场化——中国社会管理面临的新挑战》，《社会学研究》第2期。

[18]李路路、李升，2007，《“殊途异类”：当代中国城镇中产阶级的类型化分析》，《社会学研究》第6期。

[19]李路路、石磊、朱斌，2018，《固化还是流动？——当代中国阶层结构变迁四十年》，《社会学研究》第6期。

[20]李路路、王薇，2017，《新社会阶层：当代中国社会治理的新界面》，《河北学刊》第1期。

[21]李培林，2005，《社会冲突与阶级意识》，《社会》第1期。

[22]李培林、张翼，2008，《中国中产阶层的规模、认同和社会态度》，《社会》第2期。

[23]李强，2005，《关于中产阶级的理论与现状》，《社会》第1期。

[24]刘小青，2012，《降低评价尺度误差：一项政治效能感测量的实验》，《甘肃行政学院学报》第3期。

[25]宋庆宇、乔天宇，2017，《中国民众主观社会地位的地域差异——基于对CFPS2012成人问卷数据的“虚拟情境锚定法”分析》，《社会》第6期。

[26]汤普森，2001，《英国工人阶级的形成》，钱乘旦等译，南京：译林出版社。

[27]唐军、谢子龙，2019，《移动互联时代的规训与区分——对健身实践的社会学考察》，《社会学研究》第1期。

[28]王春光、李炜，2002，《当代中国社会阶层的主观性建构和客观实在》，《江苏社会科学》第4期。

[29]王宁，1999，《旅游、现代性与“好恶交织”——旅游社会学的理论探索》，《社会学研究》第6期。

[30]吴建南、马亮，2009，《政府绩效与官员晋升研究综述》，《公共行政评论》第2期。

[31]吴琼，2014，《主观社会地位评价标准的群体差异》，《人口与发展》第6期。

[32]吴愈晓、王鹏、黄超，2015，《家庭庇护、体制庇护与工作家庭冲突——中国城镇女性的就业状态与主观幸福感》，《社会学研究》第6期。

[33]张海东等，2017，《中国新社会阶层——基于北京、上海和广州的实证分析》，北京：社会科学文献出版社。

[34]张海东、杨城晨，2018，《体制区隔、职业流动与工作满意度——兼论新社会阶层跨体制流动的特点》，《社会科学辑刊》第6期。

[35]张宛丽、李炜、高鸽，2004，《现阶段中国社会新中产阶层的构成特征》，《江苏社会科学》第6期。

[36]张文宏，2006，《社会网络资源在职业配置中的作用》，《社会》第6期。

——，2018，《改革开放四十年中国社会分层机制的变迁》，《浙江学刊》第6期。

[37]张翼，2005，《中国城市社会阶层冲突意识研究》，《中国社会科学》第4期。

[38]赵延东，2005，《“中间阶层认同”缺乏的成因与后果》，《浙江社会科学》第2期。

[39]周黎安，2004，《晋升博弈中政府官员的激励与合作》，《经济研究》第6期。

——，2007，《中国地方官员的晋升锦标赛模式研究》，《经济研究》第7期。

[40]周晓虹，2010，《全球化、社会转型与中产阶级的建构——以中国为对象的比较研究》，《江苏行政学院学报》第1期。

[41]Bian,Yanjie.1997.Bringing Strong Ties Back In:Indirect Ties,Network Bridges,and Job Searchers in China. American Sociological Review 62(3):366-385.

[42]Evans,Mariah D.R.,Jonathan Kelley & Tamas Kolosi.1992.Image of Class:Public Perceptions in Hungary and Australia. American Sociological Review 57(4):461-482.

[43]Hopkins,Daniel J.& Gary King.2010.Improving Anchoring Vignettes:Designing Surveys to Correct Interpersonal Incomparability. Public Opinion Quarterly 74(2):1-28.

[44]Jackman M.& R.Jackman.1973.An Interpretation of the Relation Between Objective and Subjective Social Status. American Sociological Review 38:569-582.

[45]King,Gary,Christopher J.L.,Murray,Joshua A.Salomon,& Ajay Tandon.2004.Enhancing the Validity and Cross-Cultural Comparability of Measurement in Survey Research. The American Political Science Review 98(1):191-207.

[46]King,Gary & Jonathan Wand.2006.Comparing Incomparable Survey Responses:Evaluating and Selecting Anchoring Vignettes. Political Analysis 15(1):1-21.

[47]Krieger,Nancy,David R.Williams & Nancy E.Moss.1997.Measuring Social Class in US Public Health Research:Concepts,Methodologies and Guidelines. Annual Review of Public Health 18.

[48]Nee,Victor,1991.Social Inequalities in Reforming State Socialism:Between Redistribution and Markets in China. American Sociological Review 56:267-282.

[49]Thompson,E.P.1963.The Making of the English Working Class.London:Victor Gollancz Ltd.

[50]Walder,Andrew G.1995.Career Mobility and the Communist Political Order. American Sociological Review 60(3):309-328.

[51]Wright,E.Olin.1996.The Continuing Relevance of Class Analysis. Theory and Society 25(5). 

来源：中国社会科学网，http://www.cssn.cn/shx/202007/t20200706_5151689.shtml 发表时间：2020年7月6日