摘要：基于一手調查數(shù)據(jù)，對我國西部高校青年教師可能存在的地位不一致性與相對剝奪感問題進行實證分析。主觀評估與卡方分析結果表明，該群體確有地位不一致性與相對剝奪感，且前者對后者具有正相關影響；二元logistic回歸分析進一步表明，影響該群體橫向相對剝奪感的顯著因素有戶籍、政治面貌、收入水平、與上級人際關系以及基于地位不一致性產(chǎn)生的交互影響因素；影響縱向相對剝奪感的主要因素則主要來自職稱與個人能力。上述結論反映出我國高校在青年教師收入分配、職稱評聘、行政化管理等方面的問題，應在今后的高校體制改革過程中予以重視。

關鍵詞：地位不一致性；相對剝奪感；高校青年教師

中圖分類號：C913

文獻標識碼：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2017.06.0008

一、問題的提出

首先，對比幾位學者在不同時段對我國職業(yè)聲望的調查可知[14] “大學老師”這一職業(yè)自改革開放來一直擁有極高職業(yè)聲望，屬高社會地位職業(yè)。但據(jù)教育部高校教師薪酬調查結果顯示，當前我國高校青年教師群體收入水平卻普遍不高[5]。那么，高職業(yè)聲望且年富力強的高校青年教師群體是否會基于高聲望與低收入的矛盾而產(chǎn)生地位不一致性，這是本文探討的第一個問題。

其次，據(jù)一項覆蓋京、滬、穗、漢、鎬五市高校青年教師思想動態(tài)的調查結果可知，高校青年教師群體對當前社會公平的認知較為負面[6]。即是說高校青年教師普遍存在對當前社會的不公平感受，這些不公平感除了來自經(jīng)濟收入、權力大小等客觀因素外，還主要來自其自身在選擇參照群體進行社會比較時觸發(fā)的負面情緒或抱怨心理；這種主觀負面心理用相對剝奪理論解釋，就是相對剝奪感。那么，應如何描述或解釋高校青年教師群體的相對剝奪感，就是本文研究的第二個問題。

再次，回顧文獻未能發(fā)現(xiàn)地位不一致性與相對剝奪感的關系，而綜合考慮高校青年教師的群體特征不難發(fā)現(xiàn)，該群體所具有的高職業(yè)聲望、低經(jīng)濟收入以及整體相對負面的社會心態(tài)之間似乎有因果聯(lián)系。

筆者認為，地位不一致性作為社會分層的結果形式之一，其反映出的是某一社會群體在所屬階層中未能獲得相應社會資源的客觀事實；而相對剝奪感作為一種主觀社會感受，是社會成員在與他成員進行比較后產(chǎn)生的一種自我需求未得滿足的主觀負面感受。前者是社會事實，后者為社會心態(tài)，二者作為社會結構非常態(tài)化的產(chǎn)物，從理論層面講應該具有聯(lián)系。

所以筆者嘗試通過一次關于高校青年教師的實證調查檢驗上述思考：地位不一致性與相對剝奪感是否顯著相關？并進一步分析究竟是哪些因素在影響高校青年教師相對剝奪感的產(chǎn)生？

二、文獻回顧與研究假設

（一）地位不一致性

“地位不一致性”是指某些階層的社會成員在其所屬階層內存在權力、財富、聲望等社會資源的地位水平不均衡的狀況[7]。一般來說，社會階層劃分暗含著相應的社會資源擁有量，而處于某一社會階層中的個體，通常也具有該階層的地位一致性。但凡事總有例外，比如人們常認為清官就應該是位高權重但收入微薄的，而商人作為高收入群體卻多半名聲慘淡。韋伯的社會分層理論認為，劃分人類社會各階層的主要原則應該是由經(jīng)濟地位、政治地位與聲望地位這三種稀缺資源共同組成的一種多元分層體系，但他同時指出這三種資源并非在所有時候都匹配一致，有些時候可能會出現(xiàn)地位不一致的情況[8]。斯穆爾安在一項關于社會階層的研究中也提及相似觀點并舉例說明：在前蘇聯(lián)國家體系中擁有高政治地位并不能保證同等水平的經(jīng)濟地位；同時聲望地位也不同于經(jīng)濟和政治地位，因為擁有高聲望地位的學者往往經(jīng)濟和政治地位卻很低[9]。與斯穆爾安的觀點類似，筆者認為當前我國高校青年教師群體亦存在與其所說的地位不一致的狀況。那么基于上述觀點，筆者提出以下假設：

假設1：高校青年教師存在地位不一致性，具體指該群體存在“高職業(yè)聲望、低收入水平、低職位權力”類型的地位不一致性。

（二）相對剝奪感

相對剝奪感的概念可界定為個體通過與參照群體比較而產(chǎn)生的一種自我需求得不到滿足的主觀負面感受[10]。而基于參照群體理論，學者們通常認為相對剝奪感的產(chǎn)生來源于兩個維度：一是來自與當前社會成員的比較中，二是與自身過去進行對比后[11]。在相對剝奪感的測量方面，鄭杭生與李強等學者認為，相對剝奪感雖是一種社會事實，但其本質上仍是一種主觀感受，故需以主觀評價法為主[12]。基于此，多數(shù)學者在測量相對剝奪感時會采用自評量表形式：橫向維度上包括從社會地位、經(jīng)濟收入、生活滿意度、道德水平或社會風氣、人際關系、官員廉政等方面進行自評量表打分[13]；而縱向維度上多以過去的自己作為比較對象，截取時間維度上的某一節(jié)點作為參照標準，得出與橫向維度的差值即為其縱向剝奪感受。在相對剝奪感的影響因素研究方面，國外學者大多認為人口學屬性、個體特征以及社會環(huán)境這三大原因是相對剝奪感產(chǎn)生的最主要因素。例如Zhang和Tao對中國5925名大學生的調查表明，性別、年齡、父母婚姻狀況、獨生與否、家庭來源以及學生的貧困狀況與相對剝奪感顯著相關[14]；而Pettigrew等學者對歐洲的調查顯示，受教育程度會對群體相對剝奪產(chǎn)生影響，進而對群際偏見產(chǎn)生影響[15]。此外，國內學者以王思斌、聶正安、羅桂芬為代表，大多偏好從主客觀視角對相對剝奪感產(chǎn)生的原因進行分析，比較有新意地提出了如我他認知偏差、自我估計的非理性傾向、主仆觀念等具有代表性的研究成果[1618]?；谝陨衔墨I回顧，筆者提出以下假設：

假設2：高校青年教師存在相對剝奪感。從測量內容上至少包括經(jīng)濟地位、聲望地位、權力地位、生活滿意度、人際關系、社會保障六方面主觀負面感受之一，從測量維度上這種主觀負面感受至少來自于橫向或縱向任一維度。

（三）地位不一致與相對剝奪的關系假說

一方面，學界大致認為地位不一致性會造成個體產(chǎn)生包括心理疾病、社會偏見、社會孤立在內的多種后果[1920]。而這些作為負面影響的后果無不與個體的不公平或被剝奪感受有關。另一方面，相對剝奪感作為個體的主觀負面感受，其實質是一種社會心態(tài)，且這種社會心態(tài)的產(chǎn)生是基于個體對某一社會事實進行比較后的自我感受。那么從邏輯上講，個體的地位不一致性就可能會引發(fā)其產(chǎn)生相對剝奪感。所以，可以提出設問：評價個體是否具有地位不一致性的權力地位、經(jīng)濟地位與聲望地位這三種標準是否也對應著影響相對剝奪感產(chǎn)生的職位權力、收入水平與職業(yè)聲望此三種社會環(huán)境變量呢？基此提出以下假設：

假設3：地位不一致性與相對剝奪感之間具有相關關系，具體指地位不一致性是相對剝奪感產(chǎn)生的充分條件之一。

假設4：如果在地位不一致性視角下考察高校青年教師相對剝奪感產(chǎn)生的原因，那么除了部分人口學屬性因素外，個人能力、人際關系、職業(yè)聲望、收入水平與職位權力等因素，以及由此造成的交互作用也是顯著影響因素。

三、數(shù)據(jù)與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自筆者2017年進行的一項關于重慶市高校青年教師社會心態(tài)的調查研究。該調查采用配額抽樣方法，在重慶市31所普通高等院校（不含?？圃盒＃┕灿?2 071名專任教師中，按事先預知總體性別比與高校層次比發(fā)放調查問卷共計250份，剔除年齡在45歲及以上不適用研究范圍的樣本后，共獲得有效樣本205份，有效回收比為82%。數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析采用SPSS18.0版本，顯著水平設置為0.05。

（二）變量設計

本研究的因變量之一是地位不一致性。具體將其操作化為對職業(yè)聲望、收入水平、職權大小的分別測量，測量方法采用主觀評估法：第一步，收集受訪者在“職業(yè)聲望”“收入水平”“權力大小”三方面的自評態(tài)度量表，選項從低到高分為五個維度；第二步，根據(jù)語義法將選項中的“最高”“比較高”合并為“高”，將“最低”與“比較低”合并為“低”，“差不多”選項等于“中”保持不變；第三步，根據(jù)“高聲望—低收入—低權力”的原假設，分別將“職業(yè)聲望”的“高”選項賦值為1分，“中”和“低”選項賦值為0分，將“收入水平”“權力大小”的“高”和“中”選項賦值為0分，“低”選項賦值為1分；第四步，對每個樣本的“職業(yè)聲望”“收入水平”“權力大小”進行算術求和，可知只有分值為3的樣本才符合地位不一致性的原假設，即標記為“有地位不一致性”（=1），而其余樣本均為“無地位不一致性”（=0）。綜上可得到樣本地位不一致性的主觀評估結果。

本研究的因變量之二是相對剝奪感。其中橫向相對剝奪感采用主觀評估法：第一步收集受訪者在“經(jīng)濟收入”“政治地位”“職業(yè)聲望”“生活滿意度”“人際關系”“社會保障”這六方面的群內比較（與教師同事比較）和群間比較（與非教師人員比較）的主觀感受，選項分為五個維度；第二步對五個選項進行賦值：“非常高（好）”賦值-2分，“比較高（好）”賦值-1分，“差不多”賦值0分，“比較低（差）”賦值1分，“非常低（差）”賦值2分；第三步對每個樣本的五個題項進行算術求和，可知每個樣本的總得分為正數(shù)時表明該樣本“存在橫向相對剝奪感”（=1），而樣本得分為非正數(shù)（≤0）時表明該樣本“不存在橫向相對剝奪感”（=0）。縱向相對剝奪感方面，本研究將受訪者過去相對感受的時間限制設定為其剛入職成為高校教師時，基于此的縱向相對剝奪感測量方法與橫向方法基本相同，只是在提問時設置時間限制為“剛任職高校教師時”，那么所得測量結果賦值后與同一樣本橫向測量結果相減即得到該樣本的縱向相對剝奪感，“存在縱向相對剝奪感”（=1），“不存在縱向相對剝奪感”（=0）。最后，我們綜合樣本的橫向與縱向相對剝奪感可知，受訪者的總體相對剝奪感即為其橫向與縱向相對剝奪感之和：兩項相加之和為0分表示該樣本“不存在相對剝奪感”（=0），相加之和為1或2分表示該樣本“存在相對剝奪感”（=1）。綜上可得樣本相對剝奪感的評估結果。

“收入水平”“職位聲望”“職位權力”“個人能力”“人際關系”，以及由前三者交互作用構成的“地位不一致性”均為本研究的核心自變量。這些自變量除了來自于受訪者的主觀評估外，“收入水平”還按月收入劃分了“4000元以下”“4000～5999元”“6000～7999元”“8000元以上”四個客觀等級水平；“人際關系”進一步劃分為“與上級關系”“與同事關系”“與同學關系”三個方面。

樣本的性別、年齡等人口學屬性，任職情況、家庭背景、婚姻狀況等社會環(huán)境變量均作為控制變量引入分析模型中，具體變量的描述性統(tǒng)計見表1。

（三）分析策略與變量描述

假設1與假設2分別需要驗證樣本是否具有地位不一致性與相對剝奪感。依據(jù)本文采用的主觀評估法，可以通過上文具體步驟獲取樣本態(tài)度，并賦值與計算得出統(tǒng)計結果。

假設3需要驗證地位不一致性與相對剝奪感是否具有相關關系，依據(jù)這兩組變量均為二分定類數(shù)據(jù)的性質，可知使用卡方分析法建立兩組數(shù)據(jù)的2*2列聯(lián)表交互分析模型，并通過卡方檢驗判斷二者是否具有相關性，進一步描述其具體指向性。

假設4需要驗證造成高校青年教師橫向或縱向相對剝奪感的顯著影響因素有哪些，即“收入水平”“職位聲望”“職位權力”“個人能力”“人際關系”等自變量，以及“地位不一致性”交互作用變量與些許控制變量對相對剝奪感這個二分定類性質的因變量是否有顯著影響?？芍猯ogistic回歸分析模型即可驗證一組二分因變量與多組自變量之間的顯著關系，故本文將采用此分析策略，嘗試建立控制變量模型、個人能力與人際關系模型、地位不一致性模型、地位不一致交互模型這四組回歸模型，采用逐步引入四組自變量的方法具體分析其對樣本產(chǎn)生橫向相對剝奪感與縱向相對剝奪感的影響機制。

四、結果分析

（一）高校青年教師的地位不一致性

首先采用Cronbach’s Alpha系數(shù)和驗證性因子分析分別檢驗了此部分涉及變量的內部一致性水平與結構效度。表2數(shù)據(jù)表明所涉及變量數(shù)據(jù)的Cronbach’s Alpha系數(shù)值為0.626，KMO值為0.622，二者均大于0.6，說明此部分變量的信度與效度均在可接受范圍內。

據(jù)表4結果可知，在筆者調查的205個樣本范圍內，有113個樣本存在地位不一致性，占比55.1%。也即是說該部分樣本存在所謂“高聲望—低收入—低權力”的自我地位不一致感受。綜上可證實假設1，高校青年教師存在地位不一致性。

（二）高校青年教師的相對剝奪感

對高校青年教師相對剝奪感的主觀評估，將從橫向與縱向維度分別統(tǒng)計。首先進行相關變量的信度與效度分析。從表5可知此部分變量的Cronbach’s Alpha系數(shù)與KMO值均十分接近0.9，說明此部分變量具體極高的內部一致性信度與結構效度。

據(jù)表6結果，在205個有效樣本中，分別有139個樣本具有橫向相對剝奪感，84個樣本具有縱向相對剝奪感；而從進一步的交互分析表明，在具有縱向相對剝奪感的84個樣本中，有68個樣本同時具有橫向相對剝奪感，占縱向相對剝奪感比重的81.0%。此外，根據(jù)卡方檢驗結果知P=0.001﹤0.05說明二者具有顯著相關性。

基于表6結果，可進一步推論高校青年教師的整體相對剝奪感分布情況。根據(jù)相對剝奪感對橫向與縱向相對剝奪的包含意義可知，只要樣本具有橫向或縱向相對剝奪感其中之一，或二者同時具有，那么就可以推論該樣本具有相對剝奪感。所以筆者對上述數(shù)據(jù)進行再賦值與求和計算，最終得出高校青年教師有無相對剝奪感的頻數(shù)分布表7。

據(jù)表7可知，205個樣本中有155個樣本具有相對剝奪感，占比75.6%，遠超過50%的判斷比例。所以基于上述結果分析，筆者證實了假設2，即認為高校青年教師存在相對剝奪感，有超過50%的樣本在橫向或縱向維度上，至少存在某一方面的測量指標呈現(xiàn)負面態(tài)度。

（三）高校青年教師的地位不一致性與相對剝奪感

在證實假設1與假設2的基礎上，繼續(xù)分析樣本所具有的地位不一致性與相對剝奪感之間的相關關系。首先，表8是對樣本地位不一致性與相對剝奪感所建構的一個交互分析模型，以及二者相關性的卡方檢驗。

從表8可知，205個樣本中有113個具有地位不一致性，占比55.1%；有155個樣本具有相對剝奪感，占比75.6%；同時在具有相對剝奪感的155個樣本中，有95個樣本同時具有地位不一致性，占比61.3%；相反，在不具有相對剝奪感的50個樣本中，有32個同時不具有地位不一致性，占比64.0%。這足以說明地位不一致性與相對剝奪感成正相關趨勢，即具有地位不一致性會增加其具有相對剝奪感的可能性。所以，可以說高校青年教師的地位不一致性是其產(chǎn)生相對剝奪感的充分條件之一。此外，卡方檢驗結果P=0.002<0.05也證明二者顯著相關關系的成立。綜上證實假設3，高校青年教師的地位不一致性與相對剝奪感成顯著相關關系，且地位不一致性對相對剝奪感產(chǎn)生具有正向影響關系。

（四）高校青年教師相對剝奪感的影響因素分析

前文將地位不一致性定義為因變量，原因在于需要通過“職業(yè)聲望”“收入水平”“權力大小”等自變量來驗證地位不一致性這一相對整合的概念。而在此部分，筆者在原有自變量基礎上，同時將“地位不一致性”也當作解釋相對剝奪感的自變量加入影響因素分析中，目的在于更好地解釋其對相對剝奪感的具體影響機制。

在執(zhí)行回歸分析之前，筆者將可能會造成樣本橫向或縱向相對剝奪感的影響因素，即全體控制變量和自變量，都與樣本是否具有相對剝奪感進行了卡方檢驗，目的在于事先明晰具體是哪些變量與相對剝奪感的產(chǎn)生有顯著的相關關系，從而在后期引入回歸模型時有所取舍，增強模型的解釋力度。首先在控制變量方面，與橫向相對剝奪感有顯著相關性（P<0.05）的控制變量主要包括“戶籍性質”“政治面貌”“月收入水平”，與縱向相對剝奪感有顯著相關性的控制變量有“職稱類型”“是否有房”“月收入水平”，那么在后續(xù)的回歸分析中，上述控制變量將被引入模型，而其他控制變量略去不用。其次在自變量方面，與橫向相對剝奪感有顯著相關性（P<0.05）的自變量主要有“收入水平”“權力大小”“自身能力”“與上級關系”、“與同事關系”等五個變量，而卡方檢驗并未發(fā)現(xiàn)與縱向相對剝奪感有顯著相關性（P<0.05）的自變量，所以筆者將進一步考慮這幾個自變量自身之間因交互作用而形成的新變量，即“地位不一致性”這一自變量的影響作用。此外，因上述自變量具體數(shù)據(jù)均來自五等分李克特量表，所以均以“非常高”選項作為參照組引入回歸分析模型。

因是否具有相對剝奪感本身就是二分定類變量，故采用二元logistic回歸分析方法。具體執(zhí)行回歸的步驟為：首先引入模型1（控制變量模型），直接分析上述控制變量對相對剝奪感產(chǎn)生的影響機制；其次在模型1的基礎上引入模型2（個人能力與人際關系模型），在控制變量的前提下，分析“個人能力”與“人際關系”對相對剝奪感產(chǎn)生的影響；第三步在控制前兩步變量的基礎上引入模型3（地位不一致性模型），著重分析“收入水平”“職業(yè)聲望”“權力大小”三個自變量對其產(chǎn)生的影響機制；最后引入模型4（地位不一致性交互模型），分析“收入水平”“職業(yè)聲望”“權力大小”三個自變量在交互綜合作用下對相對剝奪感產(chǎn)生的影響機制。具體內容見表9與表10。

表9是針對樣本橫向相對剝奪感影響因素的二元logistic回歸分析。從表尾的三個檢驗值可以看出，當不斷引入新模型進入回歸分析時，無論是Cox Snell R2值還是Nagelkerke R2值都在不斷上升，這說明模型的擬合程度在不斷優(yōu)化，后進入的變量如“地位不一致性”等因素具有一定的解釋力。

首先引入模型1，可知戶籍類型、政治面貌、月收入水平對樣本是否有橫向相對剝奪感具有顯著相關性。具體如下：（1）戶籍類型為非農業(yè)的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是農業(yè)戶籍的2.738倍；（2）政治面貌為中共黨員的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是政治面貌為群眾的2.216倍；（3）月收入4000元以下的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是月收入8000元及以上的3.079倍。

其次加入模型2，發(fā)現(xiàn)戶籍類型、政治面貌對樣本的橫向相對剝奪感仍具有顯著影響，但影響程度有所變化；而月收入水平的影響消失了。此外個人能力因素與樣本橫向相對剝奪感并無顯著影響關系，但與上級關系因素與橫向相對剝奪感間具有顯著影響。具體如下：（1）引入模型2后，戶籍類型對樣本橫向相對剝奪感的影響力度有所下降，即戶籍類型為非農業(yè)的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是農業(yè)戶籍的2.400倍，相比模型1下降了12.3%；（2）引入模型2后，政治面貌對樣本橫向相對剝奪感的影響力度有所上升，具體指政治面貌為中共黨員的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是群眾的2.469倍，相比模型1上升了11.4%；（3）認為自己與上級關系為中等的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是認為自己與上級關系非常好的樣本的14.691倍；同理比較好是非常好的5.633倍。

進一步加入模型3后，戶籍類型、政治面貌以及收入水平對樣本橫向相對剝奪感的影響全部都消失了，而與上級關系因素對樣本橫向相對剝奪感的影響力度也有所下降。此外職業(yè)聲望與權力大小因素與樣本橫向相對剝奪感并無顯著影響關系，但與收入水平（自評）因素具有顯著相關性。具體如下：（1）引入模型3后，認為自己與上級關系為中等的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是認為自己與上級關系非常好的樣本的6.995倍，相較模型2下降了52.4%；（2）認為自己與他人相比收入水平較低的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是認為自己與他人相比收入水平較高的樣本的2.076倍。

最后加入模型4，發(fā)現(xiàn)與上級關系因素對樣本橫向相對剝奪感的影響力度有所上升。收入水平（自評）因素的影響力消失，反而是職業(yè)聲望與權力大小因素與樣本橫向相對剝奪感的顯著關系出現(xiàn)。此外地位不一致性交互影響因素與樣本橫向相對剝奪感之間具有顯著關系。具體如下：（1）引入模型4后，認為自己與上級關系為中等的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是認為自己與上級關系非常好的樣本的8.385倍，相較模型3上升了19.9%；（2）具有地位不一致性交互影響因素的樣本具有橫向相對剝奪感的可能性是不具有此因素的樣本的1.206倍。

綜上可知，在樣本橫向相對剝奪感影響因素的回歸分析方面，本研究部分證實了假設4。即認為戶籍性質、政治面貌與月收入水平等因素對高校青年教師橫向相對剝奪感具有顯著影響；在將其作為控制變量后繼續(xù)引入其他自變量，發(fā)現(xiàn)與上級關系因素，以及地位不一致性交互影響因素對高校青年教師產(chǎn)生橫向相對剝奪感也具有顯著影響。

表10為高校青年教師縱向相對剝奪感影響因素的二元logistic回歸分析。此部分運用的分析策略與橫向相對剝奪感一致，具體不再重復，直

接對結果進行分析。根據(jù)表尾兩個檢驗值可以看出，當引入模型2和3進入回歸分析時，無論是Cox Snell R2值還是Nagelkerke R2值都在不斷上升，這說明地位不一致性與個人能力等自變量具有一定的解釋力。但引入模型4后檢驗值未發(fā)生變化，說明地位不一致性的交互影響因素對高校青年教師縱向相對剝奪感不具有解釋力。

首先引入模型1，可知職稱類型、是否擁有房產(chǎn)、月收入水平對樣本是否有縱向相對剝奪感具有顯著相關性。具體如下：（1）職稱類型為助教（初級）的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是暫無職稱的2.738倍；且當職稱類型越高，具有縱向相對剝奪感的可能性越大；其中具有教授（正高）職稱的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是暫無職稱的26.880倍；（2）沒有房產(chǎn)的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是擁有房產(chǎn)的樣本的3.287倍；（3）月收入4000元以下的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是月收入8000元及以上的19.983倍。

其次加入模型2，發(fā)現(xiàn)職稱類型、是否擁有房產(chǎn)、月收入水平對樣本的縱向相對剝奪感仍具有顯著影響，但影響程度有所變化。此外人際關系因素與樣本縱向相對剝奪感并無顯著影響關系，但與個人能力因素與縱向相對剝奪感間具有顯著影響。具體如下：（1）引入模型2后，職稱類型對樣本縱向相對剝奪感的影響力度在各個指標中均有升降且幅度不大，但具體影響力仍十分顯著；（2）引入模型2后，是否擁有房產(chǎn)對樣本縱向相對剝奪感的影響力度有所上升，具體指沒有房產(chǎn)的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是擁有房產(chǎn)的3.660倍，相比模型1上升了11.3%；（3）月收入4 000元以下的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是月收入8 000元及以上的21.966倍，相比模型1上升了10.0%；（4）認為自己個人能力較好的樣本具有縱向相對剝奪感的可能性是認為自己個人能力較差的樣本的0.578倍。

進一步加入模型3后，我們發(fā)現(xiàn)職稱類型、是否擁有房產(chǎn)、月收入水平，以及個人能力對樣本縱向相對剝奪感的影響力均開始下降，說明地位不一致性因素具有一定解釋力。但進一步分析發(fā)現(xiàn)，涉及地位不一致性相關的職位聲望、權力大小與收入水平因素與樣本縱向相對剝奪感的相關性均不顯著。說明引入地位不一致性因素的解釋力不足。

最后加入模型4，與模型3對比發(fā)現(xiàn)，相關系數(shù)均無本質上的變化，說明地位不一致性交互影響因素與樣本縱向相對剝奪感之間基本沒有相關關系，不能用以解釋該群體產(chǎn)生縱向相對剝奪感的原因。

綜上可知，在高校青年教師縱向相對剝奪感影響因素的回歸分析方面，本研究也部分證實了假設4。即認為職稱類型、是否有房與月收入水平等因素對高校青年教師縱向相對剝奪感有顯著影響；在將其作為控制變量后繼續(xù)引入其他自變量，發(fā)現(xiàn)個人能力因素對高校青年教師縱向相對剝奪感的產(chǎn)生有顯著影響，但地位不一致性交互影響因素對高校青年教師產(chǎn)生縱向相對剝奪感則毫無解釋力。

五、結論與思考

基于數(shù)據(jù)分析，本文探討了高校青年教師可能存在的地位不一致性與相對剝奪感問題，測量結果表明該群體確實存在著“高聲望—低收入—低權力”類型的地位不一致性，同時也存在著不同程度的橫向與縱向相對剝奪感。交互分析表明，高校青年教師的地位不一致性對其產(chǎn)生相對剝奪感具有顯著正向影響。而進一步的回歸分析表明，造成高校青年教師產(chǎn)生橫向或縱向相對剝奪感的顯著因素，除了戶籍、政治面貌、職稱與月收入水平等控制變量之外，職業(yè)聲望、收入水平、權力大小、個人能力、人際關系等因素在不同類型相對剝奪感上也有著完全不同的影響機制。

綜上所述，無論是地位不一致的社會事實，還是由此產(chǎn)生的某種社會心態(tài)，都是基于高校青年教師作為一類社會群體受到社會制度影響而感受到的社會不平等體驗。一名高校青年教師的階層錯位或消極心態(tài)固然值得同情，但社會學研究更應該清楚地區(qū)分“環(huán)境中的個人困擾”與“社會結構中的公眾議題”，而實際上一個公眾議題往往就包含了制度安排中的某個危機[21]。所以，針對高校青年教師群體所感受到的制度性不公問題，提出相應的制度性思考，才能真正地幫助該群體形成良性地位不一致，緩解相對剝奪感。針對這一點筆者認為：首先，調整高校教師收入分配制度，提升該職業(yè)收入的外部競爭力與內部激勵機制，將有利于改善高校青年教師群體收入水平的不公平現(xiàn)狀，同時能優(yōu)化高校教師群體內部收入分配的制度性相對不公，從而提升該群體的社會經(jīng)濟地位；其次，優(yōu)化職稱評聘辦法，實施“評聘分開”的雙軌制職務聘任制度，是緩解高校青年教師縱向相對剝奪感的有效辦法；最后，平衡學術權力與行政權力，促進高校學術事務管理去行政化，對于充分體現(xiàn)教師治學，提升青年教師學術話語權有很大幫助。

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（責任編輯文格）

Abstract：Based on the firsthand data， this paper makes an empirical analysis on the possible status inconsistency and relative deprivation of young college teachers in Western China. The subjective evaluation and chisquare analysis results show that it is not consistent with the position of the group relative deprivation， and the former has positive correlation on the latter； Binary logistic regression analysis further shows that significant factors affecting the group’s horizontal relative deprivation are household registration， political appearance， income level， interpersonal relationship with superiors and interaction factors based on status inconsistency. The main factors that affect the vertical relative deprivation mainly come from professional titles and personal abilities. The above conclusions reflect the problems of young teachers’ income distribution， professional title evaluation， and administrative management in colleges and universities， which should be emphasized in the process of university system reform in the future.

Key words：status inconsistency； relative deprivation； college young teachers