陳煜婷

一、問題的提出

改革開放40多年來，我國正處于飛速發(fā)展的轉(zhuǎn)型時期，社會的各方面都正經(jīng)歷著前所未有的深刻變化，其中以利益格局的變化最為顯著。學(xué)術(shù)界和民眾對于改革開放40多年來利益格局變動關(guān)注的實質(zhì)是對改革過程中利益分配的公平性問題的關(guān)注，即在改革過程中，哪些人獲益、哪些人受損是民眾關(guān)注的核心問題。民眾對于改革的損益感關(guān)乎民生大計、社會穩(wěn)定和政府公信力，是一個不容忽視的問題。關(guān)于利益格局變化過程中改革損益感問題的研究，學(xué)術(shù)界主要是從以下三個層面展開的：其一，不同社會群體對于改革獲益或受損的主觀感知研究；其二，民眾對于改革損益感的主觀認同程度研究；〔1〕其三，感知獲益群體和感知受損群體內(nèi)部及彼此之間的公平意識問題?！?〕

從國家社會治理角度出發(fā)，無論是改革獲益群體低估自身在改革中的獲益，還是改革受損群體高估自身在改革中的受損，無疑都不利于社會各階層的融合和社會整體的發(fā)展，甚至導(dǎo)致無論其是否在改革過程中真的受損，民眾都會產(chǎn)生不同程度的相對不公平感。中共十九大報告指出，我國社會主要矛盾已轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。社會結(jié)構(gòu)形態(tài)構(gòu)建上要實現(xiàn)從富到仁，“挨打”和“挨餓”的問題基本解決，還有一個“挨罵”的問題尚待解決。〔3〕因此，研究中國民眾對于改革獲益或受損的感知將有助于發(fā)現(xiàn)民眾不公平感的分布情況，從而為如何減輕由改革利益分配造成的社會不公平感帶給社會穩(wěn)定和發(fā)展的沖擊提供學(xué)術(shù)依據(jù)，同時也為更好地促進經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型發(fā)展及提升民眾獲得感、幸福感和安全感提供理論支持。

對于改革損益感的解釋可以從兩個研究視角出發(fā)：一個是“地位決定論”視角，該研究視角認為民眾的客觀社會經(jīng)濟位置會對其階層意識產(chǎn)生重要的影響①參見鄭杭生的《“社會結(jié)構(gòu)與社會公平”研究》一文。，即不同階層群體對于改革損益的感知會有所差異；另一個是“地位過程論”視角，該研究視角認為民眾的相對階層位置變動會對其階層意識和認同產(chǎn)生重要的影響〔4〕，即對于改革損益的感知在很大程度上會受到其相對社會位置變動的影響。上述兩種視角分別從個體的客觀社會位置和個體的相對社會位置出發(fā)，揭示了改革損益感與社會階層之間流動的關(guān)系。根據(jù)第一種觀點，社會階層是客觀社會位置的直接反映，已有研究也較多地關(guān)注了個體的客觀社會階層對改革損益感的影響；根據(jù)第二種觀點，個體客觀社會位置的變動或是地域流動也可以反映出個體相對社會位置的變動，已有學(xué)者從地域流動的角度進行了相關(guān)研究，但對于從職業(yè)階層流動視角出發(fā)的研究相對較少。因此，本文將分別從上述兩種研究視角出發(fā)，以第一種視角中的關(guān)于客觀社會階層位置對民眾改革損益感知影響的研究成果為基礎(chǔ)，著重探討第二種視角中職業(yè)階層流動和戶籍流動對改革損益感的影響。

二、文獻回顧

（一）自利理論和比較理論的解釋框架

社會改革的過程也是社會利益關(guān)系重新劃分和調(diào)整的過程，社會利益的重新劃分將不可避免地改變部分民眾在原有利益格局中的優(yōu)勢或劣勢位置，從而使民眾形成對于改革損益感的差異性認同。以自利理論和社會比較理論作為理論支撐能夠?qū)γ癖姷纳鐣恢萌绾斡绊懫潆A層意識和階層認同提供較為深入的解釋。

自利理論從理性人假設(shè)出發(fā)，認為人們通常是以自我為中心來評價在整個利益分配過程中自身獲取利益的方式和最終結(jié)果的，如果人們所處的社會位置越有利，那么對待利益分配的態(tài)度就越積極；如果人們所處的社會位置越不利，對待利益分配的態(tài)度就越消極，即人們會根據(jù)自身在利益分配中所處的社會位置而形成自身對利益分配的態(tài)度?！?〕那么基于自利理論，我們可以認為人們的改革損益感是由其客觀社會經(jīng)濟地位所決定的。

比較理論認為，不僅人們的客觀社會經(jīng)濟位置會影響其對利益分配的態(tài)度，人們的相對社會經(jīng)濟位置也會對其態(tài)度產(chǎn)生重要影響。人們基于現(xiàn)存社會位置而產(chǎn)生的對于利益分配的感知，不僅來源于其實際獲得的社會資源或是實際所處的社會位置，也可能來源于他們所參照的社會群體，這一社會群體既可以是他們的家人、朋友、同事，也可以是他們過去所處的社會位置?！?〕那么基于比較理論，如果人們處于資源和層級都更具劣勢的社會位置時，便會產(chǎn)生相對剝奪感，并且會對現(xiàn)有位置感到焦慮，從而對社會利益分配產(chǎn)生消極態(tài)度；相反，如果人們通過比較認為自身處于一個相對較高的社會位置時，便會產(chǎn)生相對獲得感，就可能會對社會利益分配產(chǎn)生積極態(tài)度。

綜上所述，從自利理論視角出發(fā)，個體的位置決定了其所能獲得資源的多少與優(yōu)劣，那么基于其所處社會經(jīng)濟位置而產(chǎn)生的對于社會利益分配的感知就是基于個體在社會中獲得了什么而衍生出的社會態(tài)度。〔7〕從比較理論視角出發(fā)，個體的階層軌跡對人們的階層意識會產(chǎn)生明顯的影響，即人們過去的社會經(jīng)歷對現(xiàn)在的階層意識有形塑作用，即人們對于現(xiàn)有階層的相關(guān)認知在很大程度上會受到相對位置變動的影響?！?〕本文基于上述兩個理論研究視角，首先在自利理論的基礎(chǔ)上，認為人們的客觀社會經(jīng)濟位置會對其階層意識的形成產(chǎn)生重要影響，從而形成不同的改革損益感；其次，基于比較理論認為人們的相對社會經(jīng)濟位置變動也會對其階層意識的形成產(chǎn)生重要影響，從而造成改革損益感的分化。

（二）改革損益感影響因素的實證研究

目前針對改革損益感的調(diào)查數(shù)據(jù)分析相對較少，但對于分配公平感的實證調(diào)查數(shù)據(jù)分析能提供一些有益的參考。然而現(xiàn)有的客觀階層位置與改革損益感和分配公平感關(guān)系的實證研究結(jié)論并不統(tǒng)一。第一類研究認為，客觀階層位置與改革受損感呈負相關(guān)，如社會上層和中間階層更支持改革，對未來樂觀的人更支持改革①參見孫明的《階層分化、利益得失與民眾的改革態(tài)度研究》一文。，支持在某種程度上代表了感知的認同；教育程度越高，收入分配公平感越強?！?〕第二類研究認為，客觀階層位置與改革受損感呈正相關(guān)，如教育程度高的民眾對收入分配不公平感也更高〔10〕，城市戶籍居民對改革獲益的認同相對更低?！?1〕第三類研究認為，客觀階層位置與改革受損感沒有顯著相關(guān)性，將不平等歸因于個人內(nèi)在因素的民眾分配公平感更強，將不平等歸因于社會外在因素的民眾分配不公平感更強；〔12〕民眾的收入水平與結(jié)果公平感相關(guān)，民眾的教育水平與機會公平感相關(guān)，且體制外員工比體制內(nèi)員工的機會公平感更強?！?3〕從個體位置流動的角度出發(fā)，對改革損益感和分配公平感的實證研究結(jié)果顯示，社會流動對民眾的收入公平感有著顯著的影響。②參見胡建國的《社會流動對收入分配公平感的影響——中國公眾收入分配公平感的再探討》一文。并非社會經(jīng)濟地位越高的民眾對社會分配公平感的認同也越強，而是在與自己的過去或者與他人的比較之后相對的地位變動更影響著人們對于社會分配公平感的認知?！?4〕

（三）社會流動與改革損益感的關(guān)系

眾所周知，我國自改革開放以來，一方面市場經(jīng)濟的發(fā)展推動了職業(yè)分層體系的多樣化，勞動力就業(yè)的職業(yè)世襲率下降，工作流動率明顯提高；另一方面戶籍制度的松動與改革為農(nóng)村剩余勞動力的非農(nóng)化就業(yè)和勞動力區(qū)域性轉(zhuǎn)移就業(yè)提供了更多的機會。因此，在職業(yè)流動和地域流動的雙重社會流動影響下，民眾對于改革損益感的認知應(yīng)得到學(xué)者們的重視。

職業(yè)流動方面，個人的職業(yè)流動尤其是職業(yè)的代內(nèi)向上流動受職業(yè)生涯的起步階段優(yōu)勢或劣勢影響時間較長〔15〕，因此在日益激烈的社會競爭中，能夠?qū)崿F(xiàn)職業(yè)的向上流動要么需要突破自身的先賦性限制，要么需要更合理地利用自身的先賦性優(yōu)勢。歸因理論認為個體的自致性因素和先賦性因素會影響人們對于利益分配的判斷。當(dāng)人們傾向于使用自致性因素作為衡量利益分配的標準時，更容易感知到積極的一面；當(dāng)人們傾向于使用先賦性因素作為衡量利益分配的標準時，會更容易感知到消極的一面?！?6〕社會的客觀分層結(jié)構(gòu)和分層機制的變化，會對人們的主體意識產(chǎn)生深刻影響〔17〕，因此職業(yè)分層及職業(yè)流動都會對人們的社會態(tài)度及意識產(chǎn)生一定的影響。

城鄉(xiāng)戶籍流動方面，如果說職業(yè)階層流動是個體在職業(yè)歷程中的一種個體行為，那么城鄉(xiāng)戶籍流動則體現(xiàn)的是在戶籍制度背景下的一種群體行為。戶籍制度的最初功能是戶口登記和戶口管理，但是中國的戶籍制度卻演變?yōu)橐环N社會成員的利益分配機制。③參見辛寶海的《戶籍制度利益分配功能的形成及改革思路探討》一文。我國的戶籍制度本身就是一種利益分配機制，擁有城市戶籍和農(nóng)村戶籍意味著在身份認同、社會保障、公共參與以及勞動就業(yè)等多個方面存在顯著差異〔18〕，因此戶籍制度背后形成了城鄉(xiāng)分割的利益分化格局。那么，城市戶籍居民和農(nóng)村戶籍居民受戶籍制度的影響，在改革進程中對利益分配感知也存在顯著的差別。

綜上所述，本文將從社會分層與流動的角度出發(fā)，分析民眾對于改革損益感的主觀認同，并分別從職業(yè)流動和戶籍流動的角度出發(fā)，考察不同群體改革損益感的差異情況。

三、研究假設(shè)

自利理論認為人們所處的客觀社會位置會影響改革損益感，比較理論認為人們社會位置的變動也會影響改革損益感，基于上述理論觀點本文主要關(guān)注兩個問題：其一，職業(yè)階層、城鄉(xiāng)分割與民眾改革損益感的關(guān)系；其二，職業(yè)階層流動、城鄉(xiāng)戶籍流動與民眾改革損益感的關(guān)系。

針對問題一：基于自利理論，職業(yè)分層方面，職業(yè)階層位置越高，其階層位置相對應(yīng)的資源也就越多，那么個體對于改革獲益感的認同就應(yīng)該越強；戶籍分割方面，不可否認城鄉(xiāng)居民在住房、醫(yī)療和社會保障等方面仍然都存在一定的差距①參見陳光金等的《新型城鎮(zhèn)化與社會治理》一文。，城市居民相對更具有優(yōu)勢，那么城市居民對于改革獲益感的認同就應(yīng)該比農(nóng)村居民更強，由此提出：

假設(shè)1—1，職業(yè)階層越高，改革獲益感越強。

假設(shè)1—2，城市戶籍居民比農(nóng)村戶籍居民改革獲益感更強。

針對問題二：基于比較理論，職業(yè)流動方面，相比于職業(yè)沒有發(fā)生過流動或者發(fā)生了向下流動的群體而言，職業(yè)發(fā)生向上流動的群體更有可能感知到改革帶來的獲益感；戶籍流動方面，實現(xiàn)了戶籍農(nóng)轉(zhuǎn)非的群體相比于一直身處農(nóng)村的居民而言，主觀認同感會提高，因此比一直是城市戶籍的群體能夠更強烈地感受到改革帶來的獲益感。由此提出：

假設(shè)2—1，相對于代內(nèi)職業(yè)未向上流動的居民，向上流動居民的改革獲益感更強。

假設(shè)2—2，農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍居民比城市戶籍居民的改革獲益感更強。

四、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于全國六省市實施的“社會發(fā)展與社會建設(shè)”大型社會調(diào)查。②本調(diào)查數(shù)據(jù)來源于上海大學(xué)上海社會科學(xué)調(diào)查中心2012年在全國六省市實施的“社會發(fā)展與社會建設(shè)”大型社會調(diào)查。調(diào)查在全國（不含港澳臺）六大行政區(qū)中各抽取一個有代表性的省市作為調(diào)查總體，分別是甘肅省、廣東省、河南省、吉林省、上海市和云南省。為盡可能降低設(shè)計效應(yīng)、提高抽樣精度，在可操作的前提下，采用三階段不等概率抽樣。以18—69歲的常住人口為調(diào)查對象，因各省市人口總量有較大差異，故通過不等比率均勻分配的方式確定樣本量，最終獲得有效樣本5745個，各省市樣本分布百分比介于15.04%—20.89%之間。本研究在具體分析過程中根據(jù)加入變量的情況剔除了不符合要求的樣本，最終進入模型分析的樣本量為5346個。

（二）研究變量

改革損益感是本文使用的因變量，在問卷中的問題為“中國改革30多年，綜合考慮各方面，比如醫(yī)療、住房、教育、工作與收入等，您認為自己是改革的受益者嗎？”回答的五個選項分別是“受益很多、有一些受益、很難說、有一些吃虧、吃虧很多”。被訪者的回答比例依次為23.3%、55.7%、13.8%、5.0%、2.2%。數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果顯示，有79%的被訪者認為自己在改革中或多或少是受益的，而另外21%的受訪者認為說不清楚或是在改革中吃虧了。本文重點關(guān)注認為自身在改革進程中獲益的被訪者和不認為自己獲益的被訪者之前的差異性，因此將因變量設(shè)置為二分變量納入模型，認為自身獲益很多和有一些獲益合并取值為1，認為很難說、有一些吃虧和吃虧很多的合并取值為0。

職業(yè)階層及其流動自變量，本文使用職業(yè)分層八分類，以農(nóng)民為參照類。其中，黨政機關(guān)企事業(yè)單位負責(zé)人管理者=1，中高級專業(yè)技術(shù)人員=2，一般專業(yè)技術(shù)人員=3，自雇自辦者=4，辦事人員=5，技術(shù)工人=6，一般工人=7，農(nóng)民=8。本文的職業(yè)階層流動指的是被訪者代內(nèi)職業(yè)流動，即被訪者目前或最后一份工作的職業(yè)階層與第一份工作職業(yè)階層的流動情況。其中初職和最后的職業(yè)階層按照八分類進行了排序，將被訪者的初職得分與最后職業(yè)得分相減，負分為向下流動，0分為沒有流動，正分為向上流動。最后將向上流動編碼為1，將沒有流動和向下流動合并為未向上流動編碼為0。

城鄉(xiāng)戶籍流動自變量，本文使用的城鄉(xiāng)戶籍流動變量指的是被訪者戶籍變化情況，因為從城市戶籍轉(zhuǎn)變?yōu)檗r(nóng)村戶籍并不是社會流動的主流，并且在本次調(diào)查數(shù)據(jù)中樣本量也非常少，因此將這種情況剔除。被訪者農(nóng)村戶籍=1，被訪者從農(nóng)村戶籍轉(zhuǎn)變?yōu)槌鞘袘艏崔r(nóng)轉(zhuǎn)非=2，被訪者是城市戶籍=3。

控制變量為性別，將男性編碼為1，女性編碼為0；年齡，本文所使用的數(shù)據(jù)中年齡為18—69歲，在進行數(shù)據(jù)分析時本文使用的是年齡的分類變量，分為四類：18—29歲為第一類，30—44歲為第二類，45—59歲為第三類，60—69歲為第四類；教育年限，本文使用的教育變量為連續(xù)變量，其中，未受過正式教育=3，私塾=4，小學(xué)=6，中學(xué)=9，高中=12，中專／職高／技校=13，大專=15，本科=16，研究生及以上=20；黨員身份，將中共黨員編碼為1，非中共黨員編碼為0。如表1所示。

表1 變量描述

（三）研究方法

本文使用相關(guān)分析進行描述性統(tǒng)計分析，使用二分邏輯回歸建立模型進行統(tǒng)計分析。根據(jù)本文的研究設(shè)計，本文采用相關(guān)分析來判斷職業(yè)階層、職業(yè)階層流動和城鄉(xiāng)戶籍流動與民眾改革獲益認同之間的相關(guān)性，使用了皮爾森卡方檢驗的方法。

本文采用二分邏輯回歸模型來分析民眾對于自身在改革中的獲益認同。方程如下：

Ln（pi/1-pi）= α+βX+εi

其中，pi為改革中獲益的概率，1-pi為改革中未獲益的概率；X是自變量矩陣，α是截距；β是回歸系數(shù)向量，衡量了預(yù)測變量對因變量的效應(yīng)；ε為殘差項。變換上述公式，可得民眾在改革中獲益和未獲益的概率比（odds ratio）為：

pi/1-pi=e（α+βX+εi）

五、研究發(fā)現(xiàn)

（一）職業(yè)階層與改革損益感的相關(guān)分析

為了更直觀地分析民眾客觀社會位置與其改革獲益認同態(tài)度之間的關(guān)系，圖1將被訪者的職業(yè)階層與改革獲益認同進行了相關(guān)性分析。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，被訪者的職業(yè)階層與其改革獲益認同之間存在顯著的相關(guān)性。首先，農(nóng)民群體認為自身在改革中獲益的比例最高為84.98%，其次是小業(yè)主自雇者群體比例為82.91%，技術(shù)工人的比例最低為72.7%，中高級專業(yè)技術(shù)人員的比例次低為74.25%，一般工人、負責(zé)人及管理人、一般專業(yè)技術(shù)人員和辦事人員相近分別為77.44%、77.06%、76.29%和76.23%。上述數(shù)據(jù)結(jié)果初步說明，并不是職業(yè)階層越高，改革獲益認同感越高。

（二）改革損益感的回歸分析

1.社會流動與改革損益感的回歸分析

為了進一步驗證本文提出的研究假設(shè)，表2建立了關(guān)于改革損益感的二分邏輯回歸嵌套模型。模型一是只有控制變量的基準模型，模型二至四是分別加入了職業(yè)階層變量、職業(yè)階層流動變量和城鄉(xiāng)戶籍流動變量的嵌套模型。所有模型均具有高度的統(tǒng)計顯著性。

模型一顯示，男性與女性在改革獲益認同方面的差異不具有統(tǒng)計顯著性。不同年齡段對于改革獲益認同具有高度的統(tǒng)計顯著性（p＜0.001），其中，30—44歲年齡段民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的1.65倍；45—59歲年齡段的民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的1.43倍；60—70歲年齡段的民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的1.69倍。教育年限的效應(yīng)為0.955，這表明隨著教育年限的增長，民眾改革獲益認同會下降。黨員身份的效應(yīng)具有高度的統(tǒng)計顯著性，黨員認為在改革中獲益的概率大約是非黨員的1.60倍。

圖1 職業(yè)階層與改革獲益認同

模型二加入了職業(yè)階層變量，性別、年齡、教育年限、黨員身份和收入的效應(yīng)都沒有發(fā)生明顯變化。職業(yè)階層的效應(yīng)說明，相比于農(nóng)民階層，只有小業(yè)主雇主階層認為其改革獲益的概率略高于農(nóng)民階層，但并沒有通過顯著性檢驗；其余所有職業(yè)階層的被訪者均在不同程度上認為自身在改革中獲益的概率要低于農(nóng)民階層。上述數(shù)據(jù)結(jié)果進一步否定了假設(shè)1—1。

模型三加入了職業(yè)階層流動變量，性別、年齡、教育年限、黨員身份和收入的效應(yīng)也都沒有發(fā)生明顯變化。職業(yè)階層效應(yīng)發(fā)生了些許變化，國家機關(guān)、黨群組織、事業(yè)單位負責(zé)人及企業(yè)管理人員階層與農(nóng)民階層之間的差別消失了，數(shù)據(jù)結(jié)果沒有通過顯著性檢驗。職業(yè)流動變量與改革獲益認同具有高度的統(tǒng)計顯著性（p＜0.001），相比于職業(yè)階層沒有發(fā)生流動或是發(fā)生向下流動的被訪者，發(fā)生向上流動的被訪者認為自身在改革中獲益的比率反而更低，向上流動群體認為自身在改革中獲益的比率只占未向上流動群體的66.7%。上述數(shù)據(jù)結(jié)果否定了假設(shè)2—1。

模型四加入了城鄉(xiāng)戶籍流動變量，性別、年齡、黨員身份和收入的效應(yīng)都沒有發(fā)生明顯變化，但是教育變量沒有通過顯著性檢驗。職業(yè)階層效應(yīng)也繼續(xù)發(fā)生了一些變化，負責(zé)人及管理人、中高級專業(yè)技術(shù)人員、一般專業(yè)技術(shù)人員、辦事人員、技術(shù)工人和一般工人與農(nóng)民之間的差異都沒有通過顯著性檢驗，雖然這其中負責(zé)人及管理人、一般專業(yè)技術(shù)人員和辦事人員相比于農(nóng)民對于改革獲益的認同比率更高；值得關(guān)注的是，小業(yè)主、自雇者認為自身在改革中獲益的比率是農(nóng)民群體的1.5倍，并且通過了顯著性檢驗。上述數(shù)據(jù)結(jié)果否定了假設(shè)1—2，肯定了假設(shè)2—2。

2.戶籍流動與改革損益感的分樣本模型

上文的模型分析結(jié)果說明了職業(yè)階層流動和城鄉(xiāng)戶籍流動與民眾改革獲益態(tài)度之間的關(guān)系，為了進一步說明不同戶籍背景下民眾改革獲益具體情況的差異，表3根據(jù)被訪者的戶籍類型將樣本拆分為農(nóng)村（農(nóng)業(yè)）戶籍樣本、農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本和城市（非農(nóng)）戶籍樣本，針對不同城鄉(xiāng)戶籍流動樣本中民眾對于改革獲益認同的態(tài)度建立了二分邏輯回歸模型。模型一至模型三分別是農(nóng)業(yè)戶籍樣本、農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本和城市戶籍樣本的分析結(jié)果。

模型一農(nóng)業(yè)戶籍樣本顯示，男性與女性在改革獲益認同方面的差異不具有統(tǒng)計顯著性。不同年齡段對于改革獲益認同具有高度的統(tǒng)計顯著性（p＜0.001），其中：30—44歲年齡段的民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的2.23倍；45—59歲年齡段民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的2.48倍；60—70歲年齡段的民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的2.81倍。教育年限變量沒有通過顯著性檢驗。黨員身份的效應(yīng)通過了顯著性檢驗，中共黨員比非中共黨員認為自己在改革中獲益的概率高1.8倍。職業(yè)階層變量沒有通過顯著性檢驗。職業(yè)階層流動變量也沒有通過顯著性檢驗。

表2 改革損益感認同模型

模型二農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本顯示，男性認為自己在改革中獲益的比率是女性的0.74倍，即相比于男性而言女性更傾向于認為自身在改革中獲益。年齡、教育年限、黨員身份和職業(yè)階層均沒有通過顯著性檢驗。職業(yè)階層流動變量通過了顯著性檢驗，發(fā)生向上流動相比于沒有發(fā)生向上流動認為自身在改革中獲益的比率是0.54，即沒有發(fā)生向上流動的民眾反而更容易感受到改革中獲益。

模型三城市戶籍樣本顯示，男性認為自己在改革中獲益的比率是女性的1.41倍，即相比于女性而言男性更傾向于認為自身在改革中獲益。不同年齡段對于改革獲益認同具有高度的統(tǒng)計顯著性，其中：30—44歲年齡段民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的1.59倍；45—59歲年齡段民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的1.48倍；60—70歲年齡段的民眾認為在改革中獲益的概率是17—29歲年齡段民眾的2.89倍。教育年限變量通過了顯著性檢驗，城市居民受教育程度越高，越能感知在改革中獲益。黨員身份和職業(yè)階層均沒有通過顯著性檢驗。職業(yè)階層流動變量通過了顯著性檢驗，發(fā)生向上流動相比于沒有發(fā)生向上流動認為自身在改革中獲益的比率是0.67，即沒有發(fā)生向上流動的民眾反而更容易感受到在改革中獲益。

表3 戶籍流動與改革獲益認同分樣本模型

六、結(jié)論與討論

（一）職業(yè)地位的向上流動并不能提高改革獲益感

根據(jù)歸因理論，個體越認可通過自致性因素實現(xiàn)向上流動，對于社會利益分配的得失認知將越敏感；個體越認可通過先賦性因素實現(xiàn)向上流動，對于社會利益分配的得失認知將會越不敏感。已有研究發(fā)現(xiàn)先賦性因素對于職業(yè)流動過程中人們的現(xiàn)職沒有影響〔19〕，那么實現(xiàn)了代內(nèi)職業(yè)向上流動的個體相比于代內(nèi)職業(yè)沒有向上流動的個體在自身的人生軌跡中體現(xiàn)出了更多的自致性努力因素，實現(xiàn)了代內(nèi)職業(yè)向上流動的個體會對在改革中利益的得失更為敏感。根據(jù)地位過程論可知，個體過去的社會位置與現(xiàn)在社會位置的變動會產(chǎn)生階層意識的變動，實現(xiàn)了代內(nèi)職業(yè)向上流動的個體將會更敏感地感知到改革帶來的利益，因此前文提出研究假設(shè)1—1，相對于代內(nèi)職業(yè)沒有發(fā)生向上流動的個體而言，發(fā)生向上流動的個體感知到改革獲益的程度更高。

然而，表2模型三所示的數(shù)據(jù)分析結(jié)果并沒有支持假設(shè)1—1。結(jié)果顯示，職業(yè)流動變量與改革獲益認同變量之間具有高度的統(tǒng)計顯著性（p＜0.001），相比于代內(nèi)職業(yè)階層沒有發(fā)生流動或是發(fā)生向下流動的被訪者而言，代內(nèi)職業(yè)發(fā)生向上流動的被訪者認為自身在改革中獲益的比率反而更低，向上流動群體認為自身在改革中獲益的比率只占未向上流動群體的66.7%。表2模型四所示的數(shù)據(jù)分析結(jié)果也沒有支持假設(shè)1—1。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，在加入了戶籍流動變量之后，職業(yè)流動變量與改革獲益認同變量之間仍然具有高度的統(tǒng)計顯著性（p＜0.001），相比于代內(nèi)職業(yè)階層沒有發(fā)生流動或是發(fā)生向下流動的被訪者而言，代內(nèi)職業(yè)發(fā)生向上流動的被訪者認為自身在改革中獲益的比率竟然更低，這一比例僅從66.7%下降為65.2%。

上述數(shù)據(jù)分析結(jié)果說明實現(xiàn)了代內(nèi)職業(yè)向上流動的群體對于改革中利益獲得的感知反而更低。本文認為產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因很可能是實現(xiàn)了代內(nèi)職業(yè)向上流動的群體對于自身在改革中利益的獲得相比于職業(yè)沒有發(fā)生流動的群體或是職業(yè)發(fā)生向下流動的群體有著更高預(yù)期，自身預(yù)期利益與實際獲利之間的差距產(chǎn)生了相對剝奪感。當(dāng)然除了關(guān)于利益分配預(yù)期和實際差值所產(chǎn)生的負面影響之外，職業(yè)向上流動是否獲得了收入的提高也可能是產(chǎn)生相對剝奪感的另一個原因。如果民眾認為自身實現(xiàn)了職業(yè)地位的向上流動卻沒有帶來收入的預(yù)期變動，可能相對于那些職業(yè)沒有發(fā)生流動的民眾而言，反而對于改革獲益的感知相對更低。產(chǎn)生這一現(xiàn)象還有可能是實現(xiàn)了向上流動的群體其參照群體并不是曾經(jīng)的自己，而是一直處于更高職業(yè)階層的新“同級”群體，并看到了自身與他們的差距，從而產(chǎn)生了焦慮感，進而降低了其改革獲益的認同。

（二）城鄉(xiāng)分割背景下民眾的改革損益感顯著不同

根據(jù)地位決定理論，不同生活環(huán)境下的民眾將會產(chǎn)生相異的利益分配感知并且不同社會位置的民眾對于利益分配感知的理性思維途徑也不同程度地受到自身自致性因素和先賦性因素的影響，因此在中國城鄉(xiāng)二元分割體制下，農(nóng)村居民和城市居民對于改革獲益的感知會存在一定的差異，并且影響農(nóng)村居民和城市居民判斷自身在改革中是否獲益的因素也會有一定的差異。根據(jù)地位決定論，本文認為城鄉(xiāng)二元分割體制對民眾的利益分配認知產(chǎn)生了顯著的影響，性別、年齡、教育年限、黨員身份對個體改革獲益認同的影響存在城鄉(xiāng)差異。

表2的模型四結(jié)果顯示，相比于農(nóng)村戶籍居民而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍居民和城市戶籍居民對于改革獲益的感知都有顯著差異。在進一步拆分樣本的分析中，表3的數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示性別因素在不同類型戶籍樣本中存在顯著差異：農(nóng)業(yè)戶籍樣本中男性與女性在改革獲益認同方面的差異不具有統(tǒng)計顯著性；農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本中，相比于男性而言，女性更傾向于認為自身在改革中獲益；城市戶籍樣本中，相比于女性而言，男性更傾向于認為自身在改革中獲益。這說明在實現(xiàn)了戶籍農(nóng)轉(zhuǎn)非的群體中女性相比于男性獲益更多，這很可能是因為有一部分女性是通過婚姻獲得了城市戶籍，而相比通過“跳農(nóng)門”等方式獲得城市戶籍的男性而言，其改革獲益感知更明顯。城市戶籍女性相比于城市戶籍男性在勞動力市場中可能受到一定程度的性別職業(yè)隔離，因此與男性相比，改革獲益感知較低。年齡因素在不同戶籍樣本中也存在顯著差異：農(nóng)業(yè)戶籍樣本中對改革獲益認同由高至低的年齡段依次為60—70歲、45—59歲、30—44歲和17—29歲；農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本中不同年齡段對于改革獲益認同并沒有顯著差異；城市戶籍樣本中對改革獲益認同由高至低的年齡段依次為60—70歲、30—44歲、45—59歲和17—29歲。農(nóng)村居民隨著年齡段的增高，改革獲益感知越來越高，這可能是年齡越大，經(jīng)歷改革開放的時間越久，感知的獲益也就越多。而城市居民在45—59歲這一年齡段的改革獲益感出現(xiàn)了回落，這很可能是由于這一年齡段的群體中有一部分是當(dāng)年下崗職工，因此獲益感出現(xiàn)了下降。教育年限因素在不同戶籍樣本中也存在顯著差異：農(nóng)業(yè)戶籍樣本和農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本中教育年限對于改革獲益感都沒有產(chǎn)生顯著的影響；城市戶籍樣本中教育程度與改革獲益認知呈正相關(guān)關(guān)系。教育年限對于改革獲益感知的正向影響已經(jīng)在城市居民樣本中通過了顯著性檢驗說明，教育對于農(nóng)村居民改革獲益的感知尚未顯示出足夠的效應(yīng)。黨員身份因素在不同戶籍樣本中也存在顯著差異：農(nóng)業(yè)戶籍樣本和城市戶籍樣本中黨員身份對于改革獲益感知都產(chǎn)生正向顯著的影響；而農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本中黨員身份與改革獲益認知之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。職業(yè)向上流動因素在不同戶籍樣本中也存在顯著差異：農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍樣本和城市戶籍樣本中職業(yè)代內(nèi)流動對于改革獲益感知都產(chǎn)生負向顯著的影響；但農(nóng)業(yè)戶籍樣本中代內(nèi)職業(yè)流動與改革獲益認知之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。農(nóng)業(yè)戶籍樣本的居民很可能一直從事務(wù)農(nóng)工作，因此職業(yè)流動率較低。

上述數(shù)據(jù)結(jié)果說明在城鄉(xiāng)二元分割體制下，民眾對于改革利益分配的感知存在不同程度的差異，無論是個體的先賦性因素如性別，還是自致性因素如教育、黨員身份以及職業(yè)流動，都在城鄉(xiāng)分割的背景下對于改革利益獲得的認知產(chǎn)生了不同的影響。既然城鄉(xiāng)戶籍流動作為社會流動的又一個重要組成部分，城市戶籍個體、農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍個體與農(nóng)村戶籍個體對于改革感知確實存在顯著差異，那么根據(jù)地位過程論和社會比較論，民眾對于自身是否在改革中獲益，往往會從自身所處的社會位置、過去與現(xiàn)在社會位置的變動、周圍群體資源獲得位置變動的情況來進行判斷。那么對于實現(xiàn)了農(nóng)村戶籍轉(zhuǎn)為城市戶籍的居民而言，在改革開放過程中他們逐漸脫離了農(nóng)村，扎根城市，其生活工作空間會出現(xiàn)巨大的變化。因此，相比于出生就擁有城市戶籍的居民而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍居民對于改革獲益的感知更強烈。因此相對農(nóng)村戶籍個體而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍個體比城市戶籍個體感知到改革獲益的程度更高。

表2的數(shù)據(jù)分析結(jié)果也顯示在控制了性別、年齡、教育年限、黨員身份、職業(yè)階層、職業(yè)流動等相關(guān)影響因素之后，農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍居民依舊比城市居民的改革獲益感更高。上述結(jié)果也驗證了地位過程論和社會比較理論對于中國民眾改革獲益感知的解釋力。農(nóng)轉(zhuǎn)非戶籍居民比城市居民更多地感知到改革帶來的好處，這也說明戶籍制度改革確確實實得到了民眾的認可。

基于地位過程論和社會比較理論，人們在判斷自身利益分配狀況時，往往會從自身所處的社會位置出發(fā)，并且與自身所在社會環(huán)境中的參照群體進行有選擇的對比〔20〕，對于那些原本是農(nóng)村戶籍、在改革開放過程中通過各種途徑獲得了城市戶籍的群體而言，其社會生活空間與社會交往范圍逐漸轉(zhuǎn)移到城市，相比于過去的農(nóng)村空間，會提高其主觀認同感受；而對于那些一直是城市戶籍的群體而言，其社會生活空間與社會交往范圍一直在城市，并且伴隨著中國與國際的不斷接軌，城市居民更多地感受到全球化的沖擊。全球化通過重構(gòu)文化進程和社會制度的相互關(guān)系，影響著社會不平等的程度和形式?！?1〕相比于過去一直處于城市空間的城市居民而言，對于改革利益分配的平等性也會產(chǎn)生不同的認識，可能會產(chǎn)生相對剝奪感。因此相對于一直是農(nóng)村戶籍的居民而言，實現(xiàn)了戶籍農(nóng)轉(zhuǎn)非的群體比一直是城市戶籍的群體能更強烈地感受到改革帶來的利益。

（三）農(nóng)民、社會流動與改革獲益認同的關(guān)系

中央黨校于2004年、2005年和2007年的問卷調(diào)查結(jié)果均顯示，在民眾眼中，改革獲益最少的群體是農(nóng)民群體；中國社科院2007年的調(diào)查報告也顯示，城鄉(xiāng)居民在近十年來獲益最多的群體中農(nóng)民得票率最低，僅為0.5%?！?2〕雖然在民眾眼中農(nóng)民群體是改革獲益最少的群體，但是在農(nóng)民群體自我認同中，他們對于改革獲益的認同卻保持著較高的水平。在農(nóng)村，以務(wù)農(nóng)為主的農(nóng)民群體，其生活環(huán)境較為單一，參照群體的多樣性也較低，對于自身農(nóng)民的身份感認同較高。隨著改革開放的深入，農(nóng)民的生活水平大幅提升，農(nóng)民對改革獲益的認同感進一步提高。

表2的模型二數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，相比于農(nóng)民階層而言，負責(zé)人及管理人、中高級專業(yè)技術(shù)人員、一般專業(yè)技術(shù)人員、辦事人員、技術(shù)工人和一般工人的改革獲益感都相對較低，只有小業(yè)主雇主階層認為其改革獲益的概率略高于農(nóng)民階層，但并沒有通過顯著性檢驗；其余所有職業(yè)階層的被訪者均在不同程度上認為自身在改革中獲益的幾率要低于農(nóng)民階層。但是值得關(guān)注的是，表2的模型四加入了職業(yè)流動和戶籍流動變量之后，農(nóng)民群體與其他群體之間的顯著性差異消失了，但是小業(yè)主雇主階層的獲益感依舊顯著高于農(nóng)民群體。上述結(jié)果說明在不考慮社會流動因素時，農(nóng)民群體的改革獲益感在全社會中處于較高水平，但是如果控制了職業(yè)和戶籍流動因素之后，農(nóng)民群體的改革獲益感被消解，小業(yè)主雇主階層在改革過程中對自身的改革獲益表現(xiàn)出明顯的提升。

綜上所述，民眾關(guān)于社會貧富差距的心態(tài)會進一步影響到其對于社會公正的信念，同樣地，民眾對待改革利益分配中是否獲益的心態(tài)也會影響到其對社會公正的態(tài)度，因此改革獲益感知問題將最終關(guān)系到民眾是否認為改革富有成效。通過對前文的數(shù)據(jù)分析及理論驗證，本文得到以下結(jié)論：第一，代內(nèi)職業(yè)向上流動群體受相對剝奪感影響，并沒有感知到更強烈的改革獲益感。改革獲益認知與人們在社會等級中位置的客觀變化是不同步的，因此代內(nèi)職業(yè)的向上流動并不一定能帶來改革獲益感的同步增強。職業(yè)流動和戶籍流動消減了農(nóng)民群體與除自雇者階層等其他職業(yè)階層之外群體之間改革獲益感知的差別。在俄羅斯的社會分層研究也發(fā)現(xiàn)，改革的獲益者無疑是企業(yè)家〔23〕，本文的結(jié)論與這一發(fā)現(xiàn)有相似之處，自雇階層相對更多地感知了改革所帶來的利益。第二，城鄉(xiāng)二元分割背景導(dǎo)致不同戶籍類型的居民對于改革獲益認知及其影響機制產(chǎn)生差別。戶籍農(nóng)轉(zhuǎn)非群體比城市群體更多地感知了改革帶來的益處。戶籍制度在建立之初并不是城鄉(xiāng)居民利益博弈的產(chǎn)物，而是國家工業(yè)化戰(zhàn)略的產(chǎn)物?！?4〕但是戶籍制度的建立確實在利益分配格局上是存在城市偏向的。近年來，伴隨著一系列戶籍改革制度的實施，戶籍農(nóng)轉(zhuǎn)非群體切身感受到了改革帶來的好處，相比于城市居民更多地感知了改革帶來的利益。