黃雪琴 張云礦

(南京財經(jīng)大學經(jīng)濟學院 江蘇南京 210023)

一、問題的提出

（一）理論背景

社會地位是經(jīng)濟學、社會學領域的一個重要概念，是研究社會分層的一個重要的理論工具。社會分層(social stratification)是指社會成員、社會群體因社會資源的占有不同而產(chǎn)生的層化或差異現(xiàn)象，這種差異的一個重要表現(xiàn)就是人們社會地位的差異。社會地位包括財富、權力和聲望等多個維度，是對社會成員在社會系統(tǒng)中所處位置的綜合衡量指標［1］。某一時期人們社會地位的分布和差異狀況可以綜合反映該時期社會的分層狀況［2］，對研究社會公平問題具有重要意義。代際間的社會地位流動情況，可以反映代際之間在職業(yè)、收入、財富等方面的長期動態(tài)關系，進而反映社會的階層流動性，對研究代際的公平性問題具有重要意義。

社會地位有三種衡量方法，主觀法、客觀法和綜合法［3］，實際應用中主要采用主觀法和客觀法。主觀法是指讓被調(diào)查對象自我報告他的社會地位，一般會給被調(diào)查者一個選擇范圍，比如讓被調(diào)查者在1～10之間進行選擇，其中1代表社會最底層，10代表社會最頂層，一般只取整數(shù)。用主觀法測算出來的社會地位即主觀社會地位。客觀法是依據(jù)一些客觀的評價標準，根據(jù)被調(diào)查對象的相關信息進行社會地位測算，用這種方法測算出來的社會地位指數(shù)具有客觀性，可以綜合地反映被調(diào)查者實際所處的社會地位?？陀^法一般利用被調(diào)查者的收入、職業(yè)、受教育狀況、聲望等信息來構(gòu)建模型進行測算?？陀^法運用的測算方法有多種，比如國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)(ISEI)，這是Blau＆Duncan提出的計算公式，主要根據(jù)各種職業(yè)的群體社會經(jīng)濟特征，以每種職業(yè)的平均收入和教育水平乘以相應的權數(shù)來計算［4］。用客觀法測算出來的社會地位即客觀社會地位。

客觀社會地位反映人們的實際階層歸屬，主觀社會地位反映人們對自身所處階層的主觀認知(階層歸屬感)［5］。個人在進行主觀社會地位評價時，會參照自身的收入、職業(yè)、受教育狀況等因素，因而主觀社會地位會反映客觀社會地位；同時，人們還會考慮其他一些因素［6］，比如社會環(huán)境、個人遭遇、主觀感受等因素［7］。因而，兩者在信息含量上既有交集又有差異。在信息的豐富程度上，主觀社會地位要優(yōu)于客觀社會地位，因為主觀社會地位既能在一定程度上反映客觀社會地位的情況，又包含了客觀社會地位無法考察的因素。這也導致了主觀社會地位和客觀社會地位可能不一致［7］，即人們并沒有正確地認知自己所處的階層這種不一致表現(xiàn)為人們會高估或者低估自身的社會地位，而在我國當前的環(huán)境下，低估是比較常見的，即主觀社會地位一般低于客觀社會地位［8］。這種社會地位的認知錯覺會讓人們認為社會缺乏公平，個人的努力和所得不對稱，這顯然會影響人們通過自身努力來提升自身社會地位的積極性，對社會生產(chǎn)力的發(fā)展也是不利的。因而，研究個人主觀社會地位及其影響因素，對于提升人們的階層歸屬感、提高社會的活力都是有價值的。

（二）文獻述評

目前對社會地位的研究主要集中在客觀社會地位上，對主觀社會地位的研究相對欠缺，這主要是由于客觀社會地位的研究范式豐富而成熟。因而研究主觀社會地位，也是為了彌補理論的欠缺。

已有研究主觀社會地位的文獻可以分為三類。(1)研究影響主觀社會地位的因素。吳瓊(2014)研究了主觀社會地位評價標準的群體差異，她利用錨定法分析影響主觀社會地位評價標準的因素，得出教育程度收入、性別、戶口性質(zhì)等都會影響個人主觀社會地位的評價標準［9］。于鐵山(2015)基于CLDS數(shù)據(jù)，采用OLS的方法對主觀社會地位的影響因素進行分析，將主觀社會地位當作連續(xù)變量處理，但是主觀社會地位是一個只取整數(shù)的離散變量，因而文章存在局限性［8］。劉妍良(2001)利用中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)，考察性別對青年群體主觀社會地位評價的影響，得出女性相較于男性具有一定程度的內(nèi)在優(yōu)越感［10］。(2)研究主觀社會地位的基本事實和分布特征。相關的文獻主要集中在研究人們社會地位的差異和分層，分析社會階層的分布與社會的公平性［11-13］。(3)將主觀社會地位作為工具進行相關的一些研究。陽義南(2015利用父代和子代主觀社會地位的關聯(lián)性來研究我國社會的代際流動性，并分析了父代對子代社會地位的影響機制，發(fā)現(xiàn)我國整體上的社會流動性是在上升的［2］。張明等(2016)借助主觀社會地位研究高等教育是否能夠打破階層的固化問題，發(fā)現(xiàn)高等教育對社會階層流動性的提升并不明顯［14］。

我們通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，學者們一般將主觀社會地位作為工具來進行相關的研究，而很少研究影響主觀社會地位的因素，這是理論上的缺失。本文的目的就是研究影響主觀社會地位的因素。由于主觀社會地位是一個只取整數(shù)的有序離散變量，相較于以往的研究，本文采取更適合研究有序離散變量的Ordered Probit模型來進行相關的分析。本文首先選取影響主觀社會地位的潛在因素，并對這些變量進行統(tǒng)計性分析，然后利用Ordered Probit模型識別影響因素，最后分析這些影響因素對主觀社會地位的邊際效應，并進行經(jīng)濟意義上的解讀。

二、數(shù)據(jù)與相關變量說明

（一）數(shù)據(jù)說明

本文使用來自中山大學社會科學調(diào)查中心的“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”(CLDS)2014年的全國抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)。該項目樣本覆蓋全國除港澳臺、西藏和海南之外的29個省市，調(diào)查對象為樣本家庭中年齡為15～64歲的全部勞動力，并分別在個體、家庭和社區(qū)的三個層次上收集數(shù)據(jù)。本文主要關注個人層面的問題，所以采用的是CLDS(2014)個體數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫共有23594個個體樣本。

（二）主要變量說明

基于以往人們的研究和數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇了以下一些變量作為主要研究內(nèi)容。

首先是被解釋變量——主觀社會地位，它是一個1—10的離散變量，由被訪者自己進行評判、選擇，其中1代表社會最底層，10代表社會最頂層，選擇并沒有對錯，主要是反映被訪者的社會地位認同感。

解釋變量的選擇是依據(jù)以往學者的相關研究，從調(diào)查問卷中選取的，分為四類。

(1)客觀因素，包括人力資本因素和收入［2］。主觀社會地位是被訪者對自己客觀社會地位的主觀評價，個人在進行主觀社會地位評價時，會參照自身的收入、受教育狀況等客觀因素，因此本文將那些衡量客觀社會地位的因素加入到模型中。依據(jù)國際社會經(jīng)濟地位指數(shù)(ISEI)的構(gòu)建方式，本文選取人力資本因素和收入作為客觀因素。其中，人力資本用被訪者的受教育年限和是否創(chuàng)業(yè)(老板、個體戶和自由職業(yè)者，是＝1，否＝0)來衡量；收入用被訪者上一年總的收入來衡量，在實證模型中，借鑒其他學者的做法，我們對收入作取對數(shù)處理，以降低收入的過大差距對估計結(jié)果穩(wěn)健性的影響。

(2)主觀因素，包括公平感和自由感。人們對自身社會地位的評價會受到個人情感和境遇的影響，因此主觀社會地位與個人的主觀感受密切相關。根據(jù)相關研究，我們選取公平感和自由感來作為主觀因素。其中公平感(選項為1—5，數(shù)值越高代表公平感越強烈)是個人對社會公平的主觀認知，即個人的努力和結(jié)果之間是否匹配，強烈的不公平感一般會讓人低估自己的社會地位［8］；自由感(生活自由度，選項為1—10，數(shù)值越大選擇權越大)用來衡量被訪者是否有能力選擇自己想要的生活方式，自由感越強烈越傾向于選擇更高的社會地位。

(3)社會環(huán)境因素，包括朋友數(shù)量和社區(qū)關系。被訪者在進行自身社會地位評價的時候，很自然地會受到身邊人的影響，因為社會地位本身就是對比產(chǎn)生的。朋友數(shù)量又細分為關系密切的朋友數(shù)量和愿意借錢(以5000元為標準)給自己的朋友數(shù)量，這兩個變量分別反映了被訪者的人際關系狀況和人際關系所帶來的金融約束狀況，因為社會關系也是一種融資的渠道，這個渠道的通暢性會影響個人對社會地位的主觀認同；社區(qū)關系變量(選項1—5，數(shù)值越高代表與鄰里的熟悉度越高)主要衡量被訪者對社區(qū)居民的熟悉程度。

(4)政治因素，包括黨員身份和是否參與選舉。黨員(是＝1，否＝0)的政治身份對個人的主觀社會地位評價是有影響的［15］；是否參與選舉(參加村/居委會或人大選舉，是＝1，否＝0)反映被訪者的政治參與熱情，而政治參與能夠提升個人的主人翁意識，從而影響個人對自身社會地位的評價。

為了減少遺漏變量誤差，參照其他學者的計量模型，我們在模型中加入了一些控制變量。包括被訪者的性別(男＝1，女 ＝0)、年齡、戶籍(非農(nóng) ＝1，農(nóng)業(yè) ＝0)、是否流動人口(是 ＝1，非 ＝0)、宗教信仰(有 ＝1，無 ＝0)和14歲時家庭社會地位。其中，14歲時家庭社會地位這個變量也是由被調(diào)查者主觀評價的，是讓被調(diào)查者回憶在自己14歲時家庭所處的社會地位，加入這個變量是為了考察我國社會階層的代際流動性問題，這在后面的實證部分會具體分析。

（三）變量描述性統(tǒng)計分析

表1是相關變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。個人自評主觀社會地位的均值是4.52，其中，自評1～3(社會底層)的占25.13%，4～6(社會中層)的占65.59%，7～10(社會頂層)的占9.28%。而14歲時家庭社會地位(父代社會地位)的均值是3.42，其中，自評1～3(社會底層)的占55.36%，4～6(社會中層)的占38.88%7～10(社會頂層)的占5.76%。總體上來看，父代社會呈現(xiàn)明顯的“金字塔形社會結(jié)構(gòu)”，社會底層占大多數(shù)，中間階層和社會頂層占比較少數(shù)；而子代社會(當前社會)處于由“金字塔形社會”向“橄欖型社會”的過渡階段，中間階層占絕大部分，底層仍然有較大的比重，這也說明當前我國社會仍然存在分層現(xiàn)象。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

為了進一步考察社會地位的代際變動規(guī)律，我們將主觀社會地位分為五級，即1級(社會地位＝1、2)、級(社會地位＝3、4)等等，依次類推。表2是社會地位的代際流動表，反映被訪者14歲時家庭社會地位和當前社會地位的關系情況。父代和子代社會地位的關系有三種，子代社會地位高于父代(向上流動)、子代社會地位等于父代(不流動或階層固化)和子代社會地位低于父代(向下流動)，這三種關系分別對應表2的對角線上方、對角線區(qū)域和對角線下方。從表2可以看出，(1)中間社會地位的流動率較低(不流動率為60.51%)，而兩端社會地位的流動率較高，社會整體的不流動率是34.34%?？梢钥闯觯A層固化主要出現(xiàn)在中產(chǎn)階級階層，而不是出現(xiàn)在社會底層和頂層，即沒有出現(xiàn)嚴重的貧富兩極分化現(xiàn)象(富者越富，貧者越貧)，我國的階層固化問題并不是十分嚴重。(2)社會地位的流動主要發(fā)生在中下層，而且以向上流動為主社會具有一定的活力。(3)我國的社會地位流動以短距離流動為主，主要是流向附近的社會層級。結(jié)合第二點可以看出，我國的中產(chǎn)階級隊伍在不斷壯大。

表2 社會地位代際流動表

三、實證結(jié)果

（一）回歸結(jié)果分析

本文的數(shù)據(jù)來源是CLDS(2014)個體數(shù)據(jù)庫，共有23594個樣本，在排除缺失數(shù)據(jù)后，納入本次分析的有效樣本為12746個。我們使用最大似然法(MLE)來估計Ordered Probit模型，并采用了異方差穩(wěn)健標準誤來進行相關的統(tǒng)計推斷。建模策略采用的是“由大到小”(general to specific)，即先將所有相關變量都包含進模型，經(jīng)過統(tǒng)計檢驗后將不顯著的變量剔除，這種做法可以在一定程度上避免出現(xiàn)遺漏變量誤差。同時，為了檢驗Ordered Probit回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們估計了線性回歸模型，并將兩者的結(jié)果進行對比?；貧w結(jié)果見表3，其中模型1—模型3是Ordered Probit回歸，模型4是為了對比而進行的線性OLS回歸。

表3 主觀社會地位的所有回歸結(jié)果

模型1中，沒有包含14歲時家庭社會地位這個變量，而模型2中包含了所有的解釋變量，這樣做是為了檢驗社會地位的代際流動性。根據(jù)以往的研究，社會地位一般具有代際的傳遞性，而它的傳遞是通過一系列的中介變量［16］進行的，比如人力資本因素、教育等。一般社會地位高的家庭，擁有更高的收入、受教育水平和其他一些先賦性的優(yōu)勢，所以子代更有可能具有更高的社會地位。由于我們研究的是主觀社會地位，1歲時家庭社會地位對當前主觀社會地位的影響就會存在兩種機制。第一，通過客觀中介變量的傳遞機制主觀社會地位的傳遞機制會反映客觀社會地位的傳遞機制，而客觀社會地位的傳遞是通過父代的先賦性因素作用于子代的客觀中介變量(教育、收入、職業(yè)選擇等)，進而影響子代的社會地位，這就是通過客觀中介變量的傳遞機制。第二，其他作用機制，比如主觀作用機制和其他不可觀測的作用機制。由于兩種社會地位都是由被訪者主觀評價得到的，二者之間就會受到相同主觀因素和其他不可觀測因素的影響。

社會地位的代際流動性存在兩種可能性。第一，社會地位的代際流動性很差。父代社會地位可以在很大程度上決定子代當前的社會地位，具體就是父代的一些先賦性因素會通過決定那些客觀中介變量(收入教育、創(chuàng)業(yè)、戶籍等)進而決定子代的社會地位。這表現(xiàn)在我們研究的主觀社會地位傳遞中，即通過客觀中介的傳遞機制占主導，而其他傳遞機制是次要的，因為主觀社會地位傳遞會反映客觀社會地位的傳遞。表現(xiàn)在模型中，即模型2中14歲時家庭社會地位變量不顯著，因為14歲時家庭社會地位這個變量的主要信息已經(jīng)傳遞到那些客觀中介變量中了，其本身就會顯得多余。而且，這種變量間高度的信息重合還會引起多重共線性問題，導致模型1和模型2系數(shù)估計值差異非常大。第二，社會地位具有代際流動性，社會并沒有固化此時，父代的社會地位并不能決定子代的社會地位，而僅僅是子代社會地位的潛在影響因素。這樣，父代的一些先賦性因素仍然會通過那些中介變量影響子代的社會地位，但并不會決定那些中介變量，即這些中介變量更多地是由其他因素，特別是個人自致因素決定。表現(xiàn)在主觀社會地位的傳遞中，即客觀中介作用機制仍然存在，但不是主導因素，其他作用機制的重要性得到提升。表現(xiàn)在模型中，即模型2中的14歲時家庭社會地位變量顯著，而那些中介變量的系數(shù)會和模型1有差異，因為14歲時家庭社會地位變量和那些中介變量所包含的信息雖有關聯(lián)但信息重合度不高。

由表3可以看出，模型2中的14歲時家庭社會地位變量顯著，其他變量的顯著性并沒有變化，具有中介性質(zhì)的變量系數(shù)估計值有所變動，其他變量的系數(shù)估計值變動非常小，實證結(jié)果更加符合社會地位具有代際流動性的情況。

模型1沒有包含14歲時家庭社會地位變量，因而它是作為遺漏變量進入隨機誤差項，而它和具有中介性質(zhì)變量的關系又導致模型1中變量系數(shù)估計的偏誤(相較于模型2)，偏誤的方向和大小取決于它和這些變量的關系(正相關，偏大；負相關，偏小。相關程度越大，偏誤越大)。相較于模型1，模型2加入14歲時家庭社會地位后，收入、教育和戶籍變量的系數(shù)估計值變小，其中收入系數(shù)由0.116變?yōu)?.104，教育系數(shù)由0.018變?yōu)?.009，戶籍系數(shù)由0.183變?yōu)?.105，教育和戶籍的系數(shù)變動比較大；而創(chuàng)業(yè)變量的系數(shù)估計值幾乎沒有變化，其系數(shù)由0.197變?yōu)?.199。這說明，父代的先賦優(yōu)勢主要是通過提升子代的收入、教育和戶籍等因素來提升子代的社會地位；通過教育和戶籍的社會地位傳遞強度要高于通過收入；而子代的創(chuàng)業(yè)傾向與父代關聯(lián)不大，更多地是由個人自致因素決定。總體而言，個人通過后天的努力是可以提升社會地位的，社會階層并沒有固化。

模型2包含了所有的解釋變量，其中可借錢朋友數(shù)量、社區(qū)關系和宗教信仰的系數(shù)估計值不顯著。模型4所進行的OLS回歸是為了檢驗Ordered Probit模型的穩(wěn)健性，由回歸結(jié)果可以看出，模型4和模型2中各解釋變量的顯著性水平完全一致，因而模型2的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。依據(jù)“由大到小”的建模策略，我們將模型2中不顯著的變量剔除，并確定模型3為最終的模型。對于Ordered Probit模型，我們主要關注變量的邊際效應而不是回歸系數(shù)，因而接下來將詳細分析模型3中各變量的邊際效應情況。

（二）邊際效應分析

1.邊際效應圖形分析

對于本文研究的主觀社會地位，變量的邊際效應是該變量對被訪者選擇某一分值社會地位概率的影響由于主觀社會地位是一個有序離散型的變量，取值為1—10，對應于每一個分值的社會地位選項，各變量都會存在不同的邊際效應值。為了更加直觀地分析各變量的邊際效應及其隨社會地位取值變動的情況，我們將其繪制成圖形，見圖1。

圖1 各變量邊際效應及其隨主觀社會地位變動趨勢圖

從各變量邊際效應隨社會地位變動的模式看，可以將影響因素分為三類。第一類，性別和是否流動人口。這兩個變量都是虛擬變量，取值為1時，會提高個人選擇低分段社會地位的概率，而降低選擇高分段社會地位的概率。第二類，上一年總收入、是否創(chuàng)業(yè)、公平感、自由感、是否參與選舉和14歲時家庭社會地位，這些變量的提升(或取1)都會降低個人選擇低分段社會地位的概率而提高選擇高分段社會地位的概率。第三類，教育年限、朋友數(shù)量、黨員身份、年齡和戶籍，這些變量對主觀社會地位的影響在方向上和第二類變量一致，但影響程度非常緩和，在圖形上，邊際效應線幾乎和橫坐標線持平。

此外，由圖1可以看出，各變量邊際效應的變動存在明顯的拐點。第一個拐點出現(xiàn)在3處；第二個拐點出現(xiàn)在6處。而且，各變量邊際效應的符號在5處發(fā)生變化，5之前和之后的邊際效應符號相反。

2.邊際效應數(shù)值分析

由圖1分析可知，各變量邊際效應的拐點在3和6處，3和6又分別代表社會的中下層和中上層，而且被訪者選擇3和6的占比也是非常高的，因此，本文主要在3和6處分析各變量的邊際效應。具體邊際效應的數(shù)值及統(tǒng)計檢驗見表4。

表4 變量的邊際效應計算結(jié)果

續(xù)表4

首先分析客觀因素。(1)收入提升會降低個人選擇1～4社會地位的概率，提升選擇5～10社會地位的概率。由于模型中收入取了對數(shù)，收入邊際效應的解讀類似于半對數(shù)模型。以3和6為例，收入每提升1%，個人選擇3的概率會下降1.014%，而選擇6的概率會提升1.213%。(2)創(chuàng)業(yè)的人相較于未創(chuàng)業(yè)的人傾向于選擇更高的社會地位，選擇3的概率會下降1.957%，選擇6的概率會上升2.341%。(3)受教育年限的增加會讓個人更加傾向于選擇更高的社會地位，教育年限增加一年，個人選擇3的概率會下降0.084%選擇6的概率會上升0.1%。

主觀因素方面。(1)公平感每提升一個等級，個人選擇3的概率會下降2.435%，選擇6的概率會上升2.913%。公平感是個人對社會公平、公正的主觀感受，感覺社會公正的人，一般會對自己的社會地位形成比較正確的認知；相反，感覺社會不公的人，一般會低估自己的社會地位。(2)自由感每提升一個等級，個人選擇3的概率會下降1.163%，選擇6的概率會上升1.391%。提升生活自由度是人們追求更高社會地位的一個方面，因而，更高的自由度會提升個人選擇高社會地位的概率。

社會環(huán)境因素方面。模型最初選取關系密切的朋友數(shù)量、可借錢朋友數(shù)量和社區(qū)關系這三個社會環(huán)境因素變量，但可借錢朋友數(shù)量和社區(qū)關系回歸不顯著，因此最終進入邊際效應分析的只有關系密切的朋友數(shù)量。個人在進行主觀社會地位評價時，會選擇一定的參考系，不僅會參照整個社會的大環(huán)境，還會參照身邊的人，特別是那些自己熟悉的人?，F(xiàn)代社會鄰里關系的淡化，讓社區(qū)關系很難左右個人的主觀社會地位評價，人們更多地選取關系密切的朋友作為參照系，而不管其是否愿意借錢給自己。關系密切的朋友數(shù)量每增加一個，個人選擇3的概率會下降0.027%，選擇6的概率會上升0.033%。

政治因素方面。(1)黨員身份對個人主觀社會地位評價具有正面的影響。相較于非黨員，黨員選擇的概率會下降1.18%，選擇6的概率會上升1.411%。(2)參加選舉會使個人選擇3的概率下降1.45%，選擇6的概率上升1.735%。這說明政治參與會提升個人的社會認同感，使他們認識到自己對于社會的價值進而提高他們的社會地位認同感。

控制變量方面。(1)性別變量的回歸結(jié)果顯示，男性相較于女性自評社會地位更低，男性選擇3的概率比女性高1.332%，而選擇6的概率低1.594%，這和陽義南等人(2015)的結(jié)論一致。這個差距可能是因為男性一般比女性背負更多的經(jīng)濟壓力，因而在社會地位歸屬感上比女性要差［2］。(2)隨著年齡的增加，人們的主觀社會地位也是在提升的。年齡增加一歲，選擇3的概率會下降0.028%，選擇6的概率會上升0.034%。這反映了主觀社會地位的提升是一個時間積累的過程。(3)我國特殊的戶籍政策使得城市居民和農(nóng)村居民的社會經(jīng)濟地位存在差距。相較于農(nóng)村居民，城市居民選擇3的概率要低0.997%，選擇6的概率要高1.192%。這是中國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡在主觀社會地位上的體現(xiàn)［17-18］。(4)流動人口相較于非流動人口主觀社會地位更低。流動人口選擇3的概率要高1.011%，選擇6的概率要低1.209%。以往研究表明，流動人口的社會融合度是偏低的［19］，他們享受的福利、待遇和當?shù)厝艘彩怯胁町惖?，這也導致了他們對自身社會地位的認同感不足。(5)14歲時家庭社會地位每提升一個等級，個人選擇3的概率會下降1.687%，選擇6的概率會上升2.018%。可以看出，父代的先賦性優(yōu)勢對提升子代的社會地位是有幫助的。

綜合以上對邊際效應的分析，我們發(fā)現(xiàn)客觀因素和主觀因素在影響個人主觀社會地位的程度上比較接近，這說明主觀社會地位既反映客觀社會地位，又受到個人主觀因素的影響。其他因素方面，社會環(huán)境因素的影響程度非常小，這說明人們在評價自身社會地位時，雖然參照了身邊的社會環(huán)境，但更多地是從自身角度來評價。政治參與會顯著提升個人社會地位認同感，因此提升公民的政治參與意識不僅是建設法治社會的基本要求，也會提升公民的主人翁意識與社會地位認同感?？刂谱兞糠矫妫四挲g對主觀社會地位的影響較小之外，其他變量的影響程度和主、客觀因素的影響程度類似。

四、結(jié)論

本文利用CLDS(2014)數(shù)據(jù)庫，結(jié)合Ordered Probit模型來研究個人主觀社會地位及其影響因素。相較于已有的研究，本文借鑒了既有研究的指標選取方法，并進行了更加細致的分類，而且在實證模型選擇上，選取了更加適合有序離散變量的Ordered Probit模型來作為實證模型，因此得出的結(jié)論更加可信。

本文研究得出如下結(jié)論。(1)在分析個人主觀社會地位的分布特征時，發(fā)現(xiàn)個人主觀社會地位的均值是4.52，選擇1～3(社會底層)的占25.13%，選擇4～6(社會中層)的占65.59%，選擇7～10(社會頂層)的占9.28%，社會結(jié)構(gòu)處于由“金字塔形社會”向“橄欖型社會”的過渡階段。為了詳細研究個人主觀社會地位的變動規(guī)律，結(jié)合14歲時家庭社會地位，本文繪制了社會地位代際流動表，結(jié)果表明，我國社會整體的不流動率是34.34%，而不流動主要發(fā)生在中間階層，社會整體上具有一定的活力。(2)利用Ordered Probit模型來識別和分析影響個人主觀社會地位的因素，結(jié)果表明客觀因素和主觀因素在影響個人主觀社會地位的程度上比較接近，并遠大于社會環(huán)境因素的影響程度；政治參與會顯著提升個人社會地位認同感；控制變量方面，除了年齡對個人主觀社會地位的影響較小之外，其他變量的影響程度和主、客觀因素的影響程度類似。(3)為了更深入地分析各變量對個人主觀社會地位的影響機制，本文利用14歲時家庭社會地位構(gòu)造兩個對比模型，發(fā)現(xiàn)父代的先賦優(yōu)勢通過提升子代的收入、教育和戶籍等因素來提升子代的主觀社會地位，而子代的創(chuàng)業(yè)傾向與父代關聯(lián)不大，更多地是由個人自致因素決定。同時我們也證實了社會具有流動性，個人通過后天的努力是可以提升社會地位的，社會并沒有固化。

客觀社會地位反映個人實際社會經(jīng)濟地位情況，而主觀社會地位反映人們對自己所處階層的認知狀況。主觀社會地位會反映客觀社會地位，同時也會受到主觀因素、社會環(huán)境因素等影響，因而二者是有差異的，而這種差異一般表現(xiàn)為主觀社會地位低于客觀社會地位。偏低的主觀社會地位表明人們的階層歸屬感偏弱，讓人們覺得社會缺乏公平、社會階層差距過大，這會影響人們通過努力來提升社會地位的積極性。結(jié)合本文的研究結(jié)論，為了提升人們的主觀社會地位，增強人們的階層歸屬感，本文提出以下建議:完善收入分配體系，保障社會的公正；改善教育環(huán)境，加大教育投資，推進教育均衡發(fā)展；提高人們的政治參與度，推進社會主義法制建設，讓人們更好地行使當家作主的權利；改革戶籍制度，取消由于戶籍差異所帶來的權益的差異，這也是推進城鎮(zhèn)化建設的必然要求；切實保障以農(nóng)民工為代表的流動人口的權益，完善相關政策法規(guī)，提升流動人口的社會融入感，進而提升他們的階層歸屬感。

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