城市居民对社会不平等现象的态度研究_以长春市调查为例_张海东

社会学研究2004年第6期

城市居民对社会不平等现象的态度研究

———以长春市调查为例

张　海　东

　　Abstract :Thisarticle focuses on the study of attitudes toward s ocial inequality in The study based on a sam ple survey conducted in Changchun in designed to measure three types of s ocial inequalities including , health care inequality. Chinese attitudes toward s are in m odel.

　　20。之如此, 是因为此前中国社会实行的是。而80年代开始

“, 让一部分人先富起来”的多元化分配政策拉开了中国社会的收入差距。随, 造成原本无太大差别的人与人之间、不同社会群体之间的巨大差距, 造就了一批利益获得者和利益丧失者。社会不平等现象的普遍存在已经是一个不争的事实。

在这样的背景下, 学者们开始关注社会不平等现象的研究。在社会学领域, 中国大陆学者对社会不平等现象的研究主要集中在两个方面。一方面, 一部分学者主要集中探讨社会结构转型过程中作为社会不平等形式和结果的社会分层问题, 研究社会结构变化和阶层变化之间的关系(李路路、王奋宇, 1992; 李强,2000,2002; 李培林,1995; 陆学艺主编,2002) ; 另一方面, 有些学者开始注意到由于社会不平等的存在引发的社会公正问题(郑杭生,2001; 孙立平,2001; 徐梦秋,2001; 景天魁,2004; 吴忠民,2004) ; 个别学者开始关注人们对贫富差距的心态(李培林、2001) , 或者从主观层面探讨人们的满意度和相对剥夺感(李汉林、李路路,2000; 刘欣,2002) 。但整体来说对社会不平等问题的主观层面的研究还处于发轫阶段。与此同时, 海外的中国问题专家也开始较多地关注中国社会不平等问题, 但他们的研究大多从市场化转型入手, 探讨社会不平等的结构性原因(Nee , 1989,1991; S zelenyi , 1983; S zelenyi &K ostello , 1996; Walder , 1996; Zhao , 1999; Zhou , 2000; 边燕杰,2002) , 尚未涉及对社会不平等的主观层面的研究。

本研究的主旨在于研究中国人对当前社会不平等现象的态度, 客观地测量具有不同社会特征的人或人群对社会不平等的态度, 并且寻求可能的理论解释。对社会不平等现象的态度研究, 特别是对市场化转型国家居民对社会不平等现象的态度研究是各国社会学家共同关注的问题之一, 许多国家的社会学家对此都进行过深入的研究, 例如匈牙利(Simkus , 1996) 、波兰(Z ag orski ,1997) 、韩国(Seok ,1997) 、加拿大与德国(N oll &R oberts , 2002) 、英国(Runciman , 1993Π1966) 和美国(H ochschild , 1981) 等等。规模比较大的调查是由ISSP (International S ocial Survey Programme ) 组织实施的主题为《对“贫富”及“特权与非特权”的态度和意见》(Opinions and Attitudes toward Inequality in the Realm of “Rich and P oor ”as well as

) 的大型社会调查。而到目前为止, 有关中国社会对不平等的态度的研究“Privileged and Underprivileged ”刚刚起步。

一、理论回顾

　　社会结构理论和社会心理学理论都为对待社会不平等的态度研究架构了理论基础, 具有指导意义。本文所涉及的社会结构理论主要是冲突论的阶级意识和平均主义意识理论, 功能主义的地位获得意识

理论; 所涉及的社会心理学理论主要是相对剥夺理论和参照群体理论。

(一) 社会结构理论对有关社会不平等的态度的解释11冲突论的阶级意识和平均主义意识

以马克思主义为代表的冲突论在解释社会不平等现象时把阶级对立看作是一切社会不平等的总根源。由于各阶级在社会生产过程中所处的地位不同, 有的阶级占有生产资料, 有的阶级一无所有, 因而形成了一个阶级占有另一个阶级劳动的剥削现象。马克思认为, 同一个阶级中的个人如果意识到他们在社会不平等中所处的共同地位, 就会形成阶级意识。资本主义社会里, 工人阶级的阶级意识就是他们对资本家阶级剥削工人创造的剩余价值的意识, 这种意识最后导致工人阶级用一致的行动推翻资本主义制度。马克思的继承人卢卡奇(G eorg Lukacs ) 发展了阶级意识理论, 他区分了作为一般社会学问题的阶级意识和迄今为止已经出现的无产阶级的阶级意识及其实践意蕴(卢卡奇,1992) (Mills , 1956) 部分组成:其一, 对所属阶级利益的理性自觉; 其二, ; , 具有采用集体政治手段去实现自身利益的意识和准备, 阶级成员倾向于认为在社会不平等, 同时其社会地位是由社会结构决定而(Hurst ,1972) 。

。这种意识由来已久, 它建立在人们对消除社会不平等的美好愿望和理想的基础上。中国自古以来的“均贫富”“、不患寡而患不均”的观念, 西方社会的空想社会主义的理论内核都是平均主义意识的最好写照。20世纪社会主义革命胜利后在前苏联、东欧以及中国等社会主义国家, 平均主义被制度化, 实践了几十年, 平均主义意识也得到了前所未有的强化。因而, 面对伴随市场经济出现的新的社会不平等, 平均主义意识是否作为计划经济的衍生物仍然潜存在人们的观念中, 也是研究中国社会对待不平等的态度的必然要检讨的一个理论问题。根据ISSP 的研究发现, 东欧国家在社会主义体制崩溃或者转向市场经济十年后, 其居民对社会不平等还普遍具有平均主义的态度(Delhey , 1998; Redm ond et al. ,2002) 。

简言之, 无论是阶级意识理论, 还是平均主义意识理论都建立在冲突论的一个基本观点之上, 即认为社会不平等并不是社会运行必不可少的。

21功能主义的地位获得意识理论

与冲突论的观点相反, 功能主义理论的基本观点认为社会不平等不仅是不可避免的, 而且对社会的正常运行来说是必要的。戴维斯和莫尔的分析经典地表达了功能主义的这一观点“:社会不平等是一种无意识地发展出来的手段, 社会通过它来确保那些最重要的位置有意识地由那些最有资格的人承担”(Davis &Moore ,1945) 。戴维斯等认为, 社会不平等的出现是对任何人类社会都存在的两种具体需要的回应。首先, 社会需要逐步培训一些有出色能力的成员来承担一些重要和艰巨的职位, 这些位置超过人们的一般能力; 其次, 社会必须激励这些人一旦就任那些职位就要履行其职责, 因此, 必须给予这些人更多的社会报酬(财富、权力和声望) 。这就造成了社会不平等。地位获得意识理论是在功能主义关于社会不平等解释的基础上发展起来的, 它强调既然社会不平等是不可避免的, 那么对个人而言最好的办法就是要追求尽可能多地获得社会资源, 争取在社会不平等结构中处于优势地位。与阶级意识和平等意识不同, 地位获得意识的主要内涵包括:其一, 具有地位获得意识的人追求优越感而不是人皆平等; 其二, 他们的行为具有个人特征而不是呈现为群体特征(Lopreato &Hazzelrigg , 1972) 。

改革开放以来, 中国社会结构日益朝向有利于加快社会流动的方向变化, 人们追求地位的意识也普遍得到强化。那么, 地位获得意识在中国人对社会不平等的意识结构中究竟占据什么样的位置呢? 这也是研究中国人对待社会不平等的态度时应该回答的一个问题。12

(二) 社会心理学理论对有关社会不平等的态度的解释

社会心理学理论对有关社会不平等的态度的解释主要有相对剥夺和参照群体理论。

相对剥夺和参照群体理论是斯托弗等(Stou ffer et al. ,1949) 在二次世界大战期间研究士兵的士气和晋升的关系时提出的。斯托弗发现士兵不是依据绝对的、客观的标准来评价他们在生活中所处的位置, 而是根据他们相对于周围的人所处的位置来评价。他们用以与自己比较的那些人便是他们的参照群体(reference group ) , 如果比较的结果是自己处于较低地位, 他们就会有相对剥夺感(relative deprivation ) 。

但是, 斯托弗等人并没有形成系统的因果关系理论。戴维斯(Davis , 1959) 系统地解决了作为一个完备的理论需要回答的问题。他认为群体内和群体外比较导致人们不同的情绪反应。戴维斯指出, 和群体内成员比较能够产生相对剥夺感和相对满足感, 这取决于个人的所得与参照的人是更好还是更糟, 而不是取决于和群体外成员比较时产生的相对从属感还是相对优越感。这样, 。“。) 1966年发(2000) 也曾在最近的一项研究中“比自己富有的圈内人”(亲戚、、, 中国社会成员对社会不平等的态度有无变化。

二、研究设计

　　(一) 研究模型和研究假设

研究模型

根据中国社会的实际情况, 本研究主要测量人们对收入、住房和医疗等方面不平等的态度。之所以选择这几个方面, 是因为当前中国社会城市居民在这几个方面存在的差距比较明显, 人们获得这些社会

①

资源的机会不均。研究模型的设计是以上述有关不平等的态度的理论为基础, 结合国内外学者在中国社会不平等研究中已取得的理论发现, 参考已有的对社会不平等的态度研究理论做出的。图1提供了本研究完整的理论模型和全部变量(参见图1) 。

　　研究假设

人力Π政治Π社会资本假设　既有的研究揭示了人力Π政治Π社会资本三种因素在社会不平等结构中扮演重要角色。而ISSP 的研究又发现人们对社会不平等的态度和社会不平等的结构密切相关。对此, 本研究形成如下两个假设。

假设1:具有较高人力Π政治Π社会资本的人, 在意识倾向上更倾向于具有地位追求意识。假设2:具有较高人力Π政治Π社会资本的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。社会经济指标假设　根据既有的研究发现(Wang &Wang , 2002) , 中国社会不平等现象的增长呈现出明显的群体特征而非个人特征。研究表明, 具有不同社会经济特征的群体在社会不平等结构中的处境明显不同。为了考察社会经济指标对有关社会不平等的态度的影响, 与此有关的假设包括:

假设3:职业地位高的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。假设4:职业地位高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

假设5:来自于非国有经济体制的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。假设6:来自于非国有经济体制的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。假设7:个人收入高的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。

①统计中发现, 回答如何看待就业机会、收入差距、住房状况、医疗状况、教育机会和性别差异等6个方面存在的不平等现象的严

重程度的问题时, 认为在收入差距、住房和医疗方面的不平等非常严重和比较严重的比例分别为77. 6%、63. 5%和59. 1%而认

为就业机会、教育机会和性别差别方面的不平等非常严重和比较严重的比例分别为62. 5%、42. 7%和31%。

图1. 　城市居民对社会不平等的态度研究理论模型

假设8:个人收入高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

单位福利假设　90年代前, 单位是中国社会福利的主要承担者。有单位和无单位(有工作但不属于单位体制) 的城市居民的差别主要是有无单位福利(包括奖金、住房和公费医疗) 。随着改革的深入, 在奖金(包括各种实物奖励) 、住房和公费医疗方面的改革也逐渐开始, 其指导性政策之一是“老人老办法, 新人新办法”, 这使得同一单位内部的人因为进入单位的时间差异而在福利获得(尤其住房) 方面的差异加大。就单位福利因素对人们对社会不平等的态度的影响, 本研究形成了两对假设:

假设9A :享受单位福利的人, 在意识取向上更倾向于具有平均主义意识。假设9B :享受单位福利的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度。

假设10A :享受单位福利的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。假设10B :享受单位福利的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。参照群体假设　根据参照群体理论, 当人们把密切交往的人或“圈内人”作为参照群体时, 容易产生相对剥夺感(Stou ffer et al. , 1949;Runciman , 1993Π1966) 。对此, 本研究把有无比自己富有的密切交往的人(亲戚、朋友、同事、同学等) 作为参照群体指标来考察人们态度差异并形成如下假设:

假设11:和比自己富有的人有密切交往关系的人, 在意识取向上更倾向于具有平均主义意识。假设12:和比自己富有的人有密切交往关系的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度。社会地位自我评价假设　社会地位自我评价指标是和人口学特征类指标、社会经济地位指标、单位福利等客观指标不同的主观指标, 它取决于受访者的自我判断和自我评价, 但它并不就是对社会不平等的态度本身。和这一指标相关的假设有:

假设13:社会地位自我评价高的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。假设14:社会地位自我评价高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。意识倾向假设　根据ISSP 的研究发现, 东欧国家的居民对社会不平等具有平均主义的态度时, 他们消极地看待社会不平等, 认为这是社会崩溃的结果(Jan Delhey , 1998) 。鉴此, 本研究把意识倾向和对14

社会不平等的态度间的关系假设为:

假设15:具有平均主义意识的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度; 而具有地位追求意识的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

(二) 研究指标

因变量

本研究要测量的是城市居民对收入、住房和医疗等方面不平等的态度。作为主观感受的态度是一个复杂、多维的指标, 是由一系列有机结合的指标组成的评估体系。在本研究的设计中主要包括总体态度和具体态度。具体态度包括满意度(对个人的收入、住房和医疗状况的满意程度) 、公平感(对收入、住房和医疗不平等状况是否公平的判断) 、严重程度(对收入、住房和医疗不平等严重程度的判断) 、可接受程度(对当前存在的收入、住房和医疗不平等的接受程度) 5个层面15个指标。() 尺度法(Summated rating scales ) , 值。根据具体态度所测量的内容和方向, 向。在包括满意度、(例如比较满意和满意、) 给予高赋值, 而在严重程度选择了肯定回答的(。这样, 在总体态度中, 分值高就意味着对社会不平等持积极的态

度倾向, 。

通过项目分析(item analysis ) 发现, 全部15个指标的同质性信度系数(Cronbach Alpha ) 为0. 9006, 表明这些指标具有很好的内部一致性。

自变量

自变量主要由6类指标组成。包括人口学特征类指标(性别、年龄) 、人力Π政治Π社会资本指标(受教育程度、加入政党情况、社会关系是否发达) 、经济类指标(职业类别、单位性质、工资情况) 、单位福利类指标(奖金情况、住房情况以及公费医疗情况) ①、参照群体指标(有无比自己富有并密切交往的人, 包括亲戚、朋友、同事、同学等) 和社会地位自我认同指标(对自己属于社会上、中、下层的自我判断) 。

中介变量

本研究中, 人们的意识倾向被当作中介变量而引入研究模型。在这里, 意识倾向是指人们在社会不平等的结构中, 是具有积极的地位追求意识, 还是具有消极的平均主义意识。之所以把意识倾向当作中介变量来处理, 是因为它由自变量所标志的各种因素来决定, 而同时又不完全属于对不平等的态度本身。也就是说, 意识倾向上的差异能够引起人们对不平等的不同态度, 但它本身属于一种更深层的意识结构。中介变量的测量由8个问题构成, 被访问者选择对这些陈述的态度(包括非常同意、同意、不同意和非常不同意) 。这8个陈述的内容具体包括:(1) 我希望回到1980年以前人们平等生活的时代; (2) 生活在一个贫穷但平等的社会比生活在一个富裕但不平等的社会要好; (3) 社会给予个人的报酬应该按照他们的成就差别地对待; (4) 没有基于竞争基础上的报酬差别, 人们就不会努力工作; (5) 人类社会存在不平等的现象是非常正常的; (6) 为了发展经济, 我们不得不忍受社会不平等; (7) 因为个人能力的差异, 社会不平等是不可避免的; (8) 市场经济情况下, 人们必须容忍社会不平等。考虑到(1) 和(2) 两个陈述和其余6个陈述在方向上的不同, 对第一和第二个陈述选择肯定回答的给予低赋值, 而选择否定回答的给予高赋值。其余6个问题的处理与此相反。这样, 较高的得分意味着较高的地位追求意识倾向, 较低的得分意味着较高的平均主义意识倾向。

经项目分析发现,8个指标的同质性信度系数为0. 7970, 表明这些指标具有较好的内部一致性。(三) 资料来源和分析方法

①从严格意义上来说, 单位福利指标应该划入经济类指标, 但是为了分析其独立影响, 本研究将其单独列出。

本研究采用了随机抽样的问卷调查方法来收集资料。以多阶段整群抽样, 从区到家庭每个抽样步骤都按照简单随机抽样进行操作。具体的抽样方案是:从吉林省长春市的5个区中, 每个区抽取4个街道(总共20个街道) , 每个街道抽取5个居民委员会(总共100个居民委员会) , 每个居民委员会抽取5个家庭(总共500个家庭) , 每个家庭访问1人, 总共组成500个样本。在其后的入户调查阶段, 采用KISH 选择法, 每个家庭选择1名年龄在20岁到65岁的家庭成员。调查过程中有2个家庭无法访问, 资

料的整理过程中又发现有2份问卷大部分没有回答, 因此实际统计样本数为496个。

在统计分析阶段, 本研究采用SPSS 软件(11. 0版) 来处理资料。由于变量(特别是因变量) 多为定类和定序变量, 所以采用了最优尺度回归和多重回归分析①。

三、城市居民对待社会不平等的态度的决定因素

　　(一) 城市居民对社会不平等的态度的决定因素分析

表1给出了自变量对各因变量的主效应综合回归方程(。　表1　() 　

自变量

　性别　年龄人力Π政治Π社会资本指标　教育程度　参加政党情况　社会关系网络经济类指标　职业类别　所有制性质　收入情况单位福利指标　是否享受单位福利参照群体指标　圈子里是否有比自己富有的人社会地位自我评价指标　社会地位的自我评价中介变量　意识倾向决定系数R 2

ns . 092. 521ns . 078. 128ns . 093. 206. 126. 119

333333

()

ns ns . 134ns . 252. 140ns . 124. 360ns . 086. 622

[1**********]

(C )

ns ns . 149ns . 266. 139. 091. 154. 354. 082. 091. 549

333333

(D )

ns ns . 090ns ns . 181. 178. 089. 391ns . 078. 495

[1**********]

公平性(E )

ns . 134. 144. 112. 260. 154ns . 123. 229ns ns . 332

333333333

严重性(F )

ns ns . 212ns . 181. 163ns . 128. 292ns ns . 302

[1**********]

对政策的评价(G )

ns ns . 211ns . 143. 140ns . 095. 249ns . 148. 486

3333333333

[1**********]3

[1**********]33

333

333333

[1**********]3

333

333333

3333

. 628

[1**********]3

　　注:3p

11意识倾向的决定因素分析

模型A (见表1) 揭示出, 全部自变量放在一起可以解释意识倾向62. 8%的变异(R =. 628) 。除了性

别、参加政党情况、所有制性质3个因素对意识倾向没有预测力外, 其余因素对意识倾向均具有显著的效应。在全部自变量中, 受教育程度是最重要的因素, 它具有最强的影响力(Beta =. 521) , 即教育水平

①最优尺度回归也称定类回归(Categ orical Regression , 缩写为CATREG ) , 它通过给定类资料的不同类别赋值最终计算出优化的线

性回归方程。定类回归和多重回归(Multiple Regression ) 在优化数值型变量上是等价的。但是多重回归不适用于自变量为分类变量的情况, 而定类回归不适用于设定虚拟变量。所以在分析各自变量主效应时, 本研究采用最优尺度回归; 在比较不同类别的自变量的效果时(设定虚拟变量) , 本研究采用多重回归方程(详细说明请参照The Basics :SPSS for W indows 11. 0) 。

的高低是决定人们意识倾向的最主要因素。考虑到进入方程时指标的编码①, 可以说, 城市居民受教育程度越高就越倾向于具有地位追求意识。这个发现和假设1中关于人力资本部分的假设相一致。其次, 单位福利指标对意识倾向也具有较强的解释力(Beta =. 206) , 仅次于教育程度因素。可以说, 享受单位福利的人更倾向于具有地位追求意识。这一结果与假设10A 的假定相吻合, 而与假设9A 的假定相左。第三个重要的因素是职业类别(Beta =. 128) , 它对意识倾向的影响和解释能力次于单位福利指标, 但高于其他因素。考虑到职业类别是一个多分类指标, 我们在此无法断言究竟何种职业更倾向于具有何种意识倾向, 这一结果将通过后面设置虚拟变量的多重回归模型来比较不同类别的效果。参照群体指标的结果显示(Beta =. 126) , 圈子里有比自己富有的人或者和比自己富有的人有较多交往的人更倾向于具有地位追求意识。这一结果和假设11的假定相反。社会地位自我评价指标和个人收入指标在模型中的结果证实了假设13和假设7, (假设13) ; 个人收入高的人更倾向于具有地位追求意识(假设7) 向于具有地位追求意识。

21模型B (见表1) ) 。

62. 2%的变异(R =. 622) 。包括性别、年龄、, 对有关社会不。而其他指标对有关社会不平等的总体态度均具有显著解释力。在这些指标中, 意识倾向是最重要因素, 它具有最强的解释力(Beta =. 406) , 这一结果意味着:在意识倾向上, 越是具有地位追求意识的人, 对社会不平等越是倾向于持积极的态度; 反之, 具有平均主义意识的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度。这一发现和假设15的陈述完全一致。单位福利指标在模型中的影响力位居第二位(Beta =. 360) , 其结果意味着享受单位福利的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。这一发现和假设10B 的假定相吻合, 而与假设9B 的假定相左。人力资本和社会资本指标在模型中也具有相当的解释力, 结果显示和假设2中的有关叙述一致, 即具有较高人力Π社会资本的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。但是相比之下, 社会关系网络指标的影响力更大(Beta =. 252) , 在整个模型中它的解释能力远远高于受教育程度指标(Beta =. 134) 。社会地位自我评价指标和个人收入指标在模型中的结果证实了假设8和假设14, 即个人收入高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度(假设8) ; 社会地位自我评价高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度(假设14) 。职业类别(Beta =. 140) 同样是影响城市居民对社会不平等的总态度的重要因素, 但究竟发生什么样的影响还有待进一步的分析。

模型C 到G (见表1) 显示了全部自变量(包括中介变量) 对包括满意度、接受程度、公平性、严重性和对政策的评价在内的对社会不平等的具体态度的主效应回归方程。与以社会不平等的总态度模型相区别的是:(1) 在满意度和接受程度模型中, 单位福利指标的影响力最强(回归系数分别为Beta =. 354和Beta =. 391) , 超过了意识倾向的影响力(回归系数分别为Beta =. 330和Beta =. 353) 。(2) 在满意度和接

受程度模型中, 所有制性质指标具有统计上的显著性, 其结果预示着国有体制的工作人员更倾向于具有较高的满意度, 并且也更倾向于认为现存社会不平等是可以接受的。(3) 在满意度模型中, 参照群体指标具有微弱的预测力(Beta =. 082) , 意味着和富有的人有密切来往的人更倾向于对自己的收入、住房和医疗状况持满意态度。(4) 在接受程度模型中, 社会关系网络指标不再具有统计上的显著性。(5) 在公平性模型中, 年龄和参加政党情况两个指标具有明显的解释力, 其结果显示年龄大的人更倾向于认为现

①数值型变量年龄和收入状况直接以其实际数值进入模型。二分类指标进入综合回归方程时其编码为:性别(女=1, 男=2) , 参

加政党(非中共=1, 中共=2) , 社会关系网络(不广泛=1, 广泛=2) , 所有制类别(非国有体制=1, 国有体制=2) , 单位福利(不享受单位福利=1, 享受单位福利=2) , 参照群体(圈子里没有比自己富有的人=1, 圈子里有比自己富有的人=2) ; 三分类指标(社会地位) 的编码按照由低到高依次为:低=1, 中=2, 高=3; 多分类指标教育程度由低到高分别为:小学及小学以下=1, 初中=2, 高中=3, 大专=4, 大学=5, 研究生=6, 它本身也可以被看作是一个量表的分值(即数值) ; 而同属多分类指标的职业类别的编码则是随机指定的, 因此它也无法在本模型中得到解释。

存的不平等是公平的; 中共党员更倾向于认为现存的不平等是公平的。(6) 在公平性和严重性模型中, 社会地位的自我评价因素不再有显著的影响力和解释力。

(二) 不同群体的城市居民对社会不平等的态度差异比较

表2到表6提供多分类(包括三分类及以上) 自变量不同类别效应的回归模型(通过设定虚拟变量来实现) , 用以比较不同类别的自变量的效果。受教育水平因素在主效应模型中以数值型变量进入分析, 可以得到直接的解释, 因此没有被包括在这部分的分析之中。

11单位福利差别与对社会不平等的态度

主效应回归方程给出了享受与不享受单位福利对有关社会不平等的态度的影响。单位福利差别是指在享受包括奖金、住房和公费医疗在内的三种单位福利数量上的差别。有的人只有一种福利, 有的人却同时享受两种或者全部三种单位福利。那么, 响呢?

表2, 在三种类型的单位福利中, (=. 331) , 其次为是否享受公费医疗, , 是否享受公. , (Beta =. 316) , 而且是否从。, 医疗因素仍然是三种因素中影响满。但是, 影响公平性、严重性和对政策的评价的最重要的因素则是住房而不是医疗因素。值得注意的一点是, 奖金因素对有关社会不平等的具体态度没有显著影响(见表2) 。　表2　不同类型的单位福利(奖金、住房和公费医疗) 对有关社会不平等的态度的作用

自变量奖金住房公费医疗决定系数R 2

意识倾向(A )

-. 037

333

. 331. 236. 225

333

总体态度(B )

. 091

333

. 279. 316. 291

3333

满意度(C )

. 085

333

. 167. 359. 241

333

接受程度(D )

. 051

333

. 220. 287. 203

333

公平性(E )

. 029

333

. 203. 184. 113

333

严重性(F )

. 064

333

. 156. 105. 061

对政策的评价

(G )

. 081

333

. 275. 213. 199

333

　　注:3p

表3给出了单位福利的数量差别对有关社会不平等的态度的影响。在全部模型中, 享受两种类型的单位福利都作为比较类别。根据非标准化系数结果, 我们可以发现, 相对于享受两种类型的单位福利而言:(1) 享受单位福利越多的城市居民, 在意识倾向上越倾向于具有地位追求意识; 反之, 享受单位福利越少的城市居民, 在意识倾向上越倾向于具有平均主义意识。(2) 享受单位福利越多的城市居民, 对社会不平等越倾向于持积极的态度; 反之, 对社会不平等越倾向于持消极的态度(见表3) 。

21职业差别与对社会不平等的态度

主效应回归模型中已经发现不同的职业类别可以导致对社会不平等的不同态度。这里着重分析职业类别究竟如何影响城市居民对社会不平等的态度。表4给出了职业差别影响对社会不平等的态度的回归方程。在全部模型中, 产业工人都是作为比较类别。根据非标准化系数结果, 我们可以发现, 相对于产业工人而言:(1) 在意识倾向上, 职业技术人员最倾向于具有地位追求意识, 干部次之, 私营企业主再次之; 而和产业工人相比, 失业、待业和下岗人员则最倾向于具有平均主义意识, 退休人员次之, 服务人员再次之。(2) 在对社会不平等的态度上, 职业技术人员最倾向于持积极的态度, 其次是干部, 再次是私营企业主; 而和产业工人相比, 失业、待业和下岗人员则最倾向于持消极态度, 退休人员次之; 和产业工人相比较, 服务人员也倾向于持有积极的态度。(3) 在具体态度上, 干部在接受程度模型中比职业技术人员更倾向于认为现存社会不平等是可以接受的; 退休人员在满意度、公平性、严重性和对政策的评价上比失业、待业和下岗人员更消极; 其余方面与总体态度模型相仿。根据已有的关于职业地位的研究成果(李强,2002;Xu ,2001) , 可以发现:(1) 职业地位高的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识; 18

(2) 职业地位高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度(见表4) 。这与假设3和假设4的假定是一

致的。　表3　

自变量

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(单位福利数量差别)

意识倾向

(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

享受两种类型的单位福利(比较类别) a

享受一种类型的单位福利(奖金、住房和公费医疗) 不享受任何单位福利(奖金、住房和公费医疗) 享受三种类型的单位福利(奖金、住房和公费医疗) 常数决定系数2

-. 811

(. 544) c -. 105

-3. 742(. 802) -. 243

333

-1. 031(. 196) -. 266

333

-. 699(. 199) -. 183

333

-. 601(. 268) -. 165

333

-. 524(. 244) -. 122

333

-. 724(. 197) -. 201

1. 764E -02-4. 800(. 560) (1. 909) -. 0023. 975(. 554) 3-1. 346

(. 261) -. 2411. 333333

-. 921(. 255) . (7. 3313333-. 581(. -. . (. ) 6. 436333-. (. (. 260) 6. 15333333-. 854(. 260) -. 1621. 187(. 210) 6. 688333333

-. 2095. 610

333

(. ) 333

　　注:3p

　表4　

自变量

产业工人(比较类别) a 干部

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(职业差别) 意识倾向(A )

2. 658(. 533) c

. 287

333d

总体态度(B )

5. 588(1. 087) . 295

333

满意度(C )

1. 163(. 257) . 236

333

接受程度(D )

1. 465(. 256) . 300

333

公平性(E )

. 610(. 263) . 133

严重性(F )

. 385(. 305) . 072. 989(. 266) . 226. 172(. 924) . 009. 372(. 399) . 049

333

对政策的评价(G )

1. 053(. 258) . 225

333

职业技术人员

2. 951(. 473) . 397

333

6. 664(. 950) . 428

333

1. 458(. 222) . 365-. 859(. 792) -. 047-. 756(. 346) -. 104. 227(. 255) . 047. 305(. 549) . 0256. 059. 157

333

1. 376(. 221) . 348-. 260(. 870) -. 013-. 615(. 325) -. 091. 344(. 254) . 071. 567(. 503) . 0516. 510. 154

333

. 870(. 230) . 232-. 302(. 791) -. 018. 287(. 336) . 045. 147(. 263) . 032. 526(. 494) . 0525. 902. 042

333

1. 167(. 223) . 309

333

退休人员

-2. 094(1. 552) -. 063-. 302(. 759) -. 020-. 180(. 550) -. 0181. 340(1. 042) . 062

-1. 506(3. 975) -. 018-1. 786(1. 547) -. 0591. 151(1. 116) . 0583. 394(2. 266) . 07229. 506. 177

-1. 265(. 765) -. 076-. 465(. 331) -. 071

失业、待业和下岗人员

服务人员

1. 970E -025. 017E -02

(. 305) (. 257) . 001. 956(. 617) . 0755. 628. 043

. 011. 518(. 512) . 0486. 065. 126

私营企业主

常数

决定系数R 2

21. 491. 168

　　注:3p

31收入和社会地位差别与对社会不平等的态度

表5和表6分别提供了由低到高排列的不同收入和社会地位群体对社会不平等的态度差异比较。表5非标准化系数结果显示, 如果把月收入低于1000元的组别作为比较类别, 就会发现:(1) 在意识倾

向上, 收入高的群体更倾向于具有地位追求意识。但是明显的一点是, 收入在2000-2999元和3000元以上的两个群体相对于比较类别而言, 差别甚微。(2) 在对社会不平等的总态度上, 相对于月收入少于1000元的群体来说, 收入高的群体更倾向于对社会不平等持积极态度, 然而是收入次高群体(即2000-2999元组别) 而不是收入最高群体(即3000元以上组别) 最倾向于持有积极态度。(3) 在对社会不平等

的具体态度上, 除了公平性模型显示收入最高群体最倾向于认为现存社会不平等是公平的之外, 其余模型均显示出与总体态度相似的结果, 即次高收入群体最倾向于持积极态度(见表5) 。　表5　

自变量

少于1000元(比较类别) a

1000-1999元

2. 259

(. 364) c . 3044. 090(33099(. 809) . 236

333333d

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(个人收入差别)

意识倾向(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

2000-2999元

5. 539(. 727)

333

. 370110) 3898. 489(1. 528) . 25829. 178. 211

333

1. 307(. 170)

3. . ) . 1. 864(. 370)

333

. 2165. 832. 199

333

. 998333

() . 3031. 300(. 390)

. 1506. 564. 116

333

. (. 17433

. 1. (. 266) . 1811. 600(. 381) . 1975. 900. 067

333

. 1611. 355(. 313) . 2101. 278(. 448)

333

. 1345. 586. 056

333

1. 094(. 173)

333

. 3031. 609(. 268) . 2841. 306(. 367)

333

. 1645. 911. 123

333

多于333333

常数

决定系数R 2

21. 322. 173

　　注:3p

表6的数据显示, 如果以社会下层作为比较类别, 可以发现:(1) 在意识倾向上, 相对于社会下层而言, 社会中层更倾向于具有地位追求意识。(2) 在对社会不平等的总体态度上, 社会上层更倾向于持积极的态度。(3) 在对社会不平等的具体态度上, 各模型基本显示了和总体态度模型相似的情形, 即社会地位自我评价越高, 对社会不平等的具体态度越积极(见表6) 。　表6　

自变量

社会下层(比较类别) a 社会中层

2. 3365. 294

(. 727) (. 362) c

333333d

. 356. 319

6. 8142. 152

(1. 211) (. 637)

33333

. 275. 16721. 654

. 098

29. 956. 145

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(社会地位差别)

意识倾向(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

社会上层

1. 282(. 170)

333

. 3411. 647(. 295) . 2525. 995. 131

333

1. 250(. 169)

333

. 3371. 108(. 297) . 1706. 575. 111

333

. 808(. 166)

333

. 2301. 342(. 282) . 2255. 867. 074

333

. 654(. 198)

333

. 1591. 072(. 344) . 1505. 684. 035

333

1. 216(. 166)

333

. 3401. 476(. 283) . 2435. 938. 125

333

常数

决定系数R 2

　　注:3p

四、结　论

　　上述发现可以概括为以下几点作为本项研究的结论:

11影响城市居民对社会不平等的态度因素可以区分为以下三种类型:首先, 从主观层面来说, 人们

的意识倾向(包括地位追求意识和平均主义意识) 是一个重要因素。越具有地位追求意识的人, 越倾向20

对社会不平等持积极态度; 反之, 越是具有平均主义意识的人, 其对社会不平等越是倾向于持消极态度。其次, 从客观层面来看, 人们获得的物质利益(包括单位福利和工资收入) 因素也是一个重要因素。人们获得的现实物质利益越多, 其对社会不平等越倾向于持积极的态度; 反之, 更倾向于持消极态度。最后, 从同属于客观层面因素的人们的社会背景因素包括受教育程度、社会关系网络和职业等等来看, 受教育程度高、社会关系广泛和职业地位高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度; 反之, 更倾向于持消极态度。在上述三种因素中, 人们的意识倾向对其有关社会不平等的态度具有最强解释力, 物质利益特别是单位福利因素居第二位。统计数据的结果有力地支持了这一解释模型。

21作为中介变量的意识倾向既是客观因素的作用结果, 也对有关不平等的态度产生重要影响。而影响人们的意识倾向的最主要因素则是受教育程度, 其他因素包括社会关系网络、职业地位因素、个人收入和参照群体等都有显著影响。

31, 题? 这里作一些初步的探讨。

(1) 假设1和假设2向和对社会不平等的态度。有利地位, , 对普通党员群众来说则不明显。党员身份, , 通过人们获得的现实物质利益等因素。

(2) 同样没有得到证实, 表明是否来自国有体制对人们的意识倾向和对社会不平等的态度不构成影响。区段回归分析(blocked regression ) 发现①, 所有制变量的影响是一种虚假的关系(spurious ) , 当它与单位福利变量一起进入模型时, 它的显著性就消失; 当它和其他变量一起进入模型时, 它就呈现出独立的影响。因此, 可以断定它通过单位福利因素而起作用。

(3) 研究结果还发现两对对立假设9A 和10A 、9B 和10B 中, 假设9A 和9B 被否定, 而假设10A 和10B 被验证。结果表明享受单位福利(越多) 的人, 在意识倾向上越倾向于具有(更强的) 地位追求意识, 对社会不平等越倾向于持(更加) 积极的态度。为什么会出现这样的结果呢? 惟一的解释是单位内的市场化程度比单位外的市场化程度更高。90年代以来的改革加快了单位内部利益分配的差别化, 打破“铁饭碗”的结果是单位内部的市场日趋成熟和规范。在这样的背景下, 人们的意识倾向和对社会不平等的态度发生重大变化。依常识而论, 享受单位福利(越多) 的人, 在意识倾向上似乎更倾向于具有(更强的) 平均主义意识。本研究的发现虽然否定了这一常识性的思维, 但还不能对单位内市场这一论断做出验证, 这里姑且提出以作为将来研究的课题。

(4) 参照群体的两个假设中, 假设11完全得到验证, 它表明“圈内人”对人们的意识倾向有明显的影响。越是和比自己富有的人有密切交往关系的人, 越是倾向于具有地位追求意识。假设12没有得到验证, 我们可以说和不和比自己富有的人来往不对人们对社会不平等的态度产生影响。决定人们对社会不平等的态度的因素, 归根到底是人们的意识倾向和获得的物质利益。

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①主要用来分析单一变量在模型中的独立影响, 限于篇幅此处省略。

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作者系吉林大学哲学社会学院讲师, 韩国釜山大学社会学博士　　

责任编辑:张宛丽

社会学研究2004年第6期

城市居民对社会不平等现象的态度研究

———以长春市调查为例

张　海　东

　　20。之如此, 是因为此前中国社会实行的是。而80年代开始

) 的大型社会调查。而到目前为止, 有关中国社会对不平等的态度的研究“Privileged and Underprivileged ”刚刚起步。

一、理论回顾

理论; 所涉及的社会心理学理论主要是相对剥夺理论和参照群体理论。

(一) 社会结构理论对有关社会不平等的态度的解释11冲突论的阶级意识和平均主义意识

简言之, 无论是阶级意识理论, 还是平均主义意识理论都建立在冲突论的一个基本观点之上, 即认为社会不平等并不是社会运行必不可少的。

21功能主义的地位获得意识理论

(二) 社会心理学理论对有关社会不平等的态度的解释

社会心理学理论对有关社会不平等的态度的解释主要有相对剥夺和参照群体理论。

二、研究设计

　　(一) 研究模型和研究假设

研究模型

①

　　研究假设

假设3:职业地位高的人, 在意识取向上更倾向于具有地位追求意识。假设4:职业地位高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

①统计中发现, 回答如何看待就业机会、收入差距、住房状况、医疗状况、教育机会和性别差异等6个方面存在的不平等现象的严

重程度的问题时, 认为在收入差距、住房和医疗方面的不平等非常严重和比较严重的比例分别为77. 6%、63. 5%和59. 1%而认

为就业机会、教育机会和性别差别方面的不平等非常严重和比较严重的比例分别为62. 5%、42. 7%和31%。

图1. 　城市居民对社会不平等的态度研究理论模型

假设8:个人收入高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

假设9A :享受单位福利的人, 在意识取向上更倾向于具有平均主义意识。假设9B :享受单位福利的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度。

社会不平等的态度间的关系假设为:

假设15:具有平均主义意识的人, 对社会不平等更倾向于持消极的态度; 而具有地位追求意识的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度。

(二) 研究指标

因变量

度倾向, 。

通过项目分析(item analysis ) 发现, 全部15个指标的同质性信度系数(Cronbach Alpha ) 为0. 9006, 表明这些指标具有很好的内部一致性。

自变量

中介变量

经项目分析发现,8个指标的同质性信度系数为0. 7970, 表明这些指标具有较好的内部一致性。(三) 资料来源和分析方法

①从严格意义上来说, 单位福利指标应该划入经济类指标, 但是为了分析其独立影响, 本研究将其单独列出。

料的整理过程中又发现有2份问卷大部分没有回答, 因此实际统计样本数为496个。

在统计分析阶段, 本研究采用SPSS 软件(11. 0版) 来处理资料。由于变量(特别是因变量) 多为定类和定序变量, 所以采用了最优尺度回归和多重回归分析①。

三、城市居民对待社会不平等的态度的决定因素

　　(一) 城市居民对社会不平等的态度的决定因素分析

表1给出了自变量对各因变量的主效应综合回归方程(。　表1　() 　

自变量

ns . 092. 521ns . 078. 128ns . 093. 206. 126. 119

333333

()

ns ns . 134ns . 252. 140ns . 124. 360ns . 086. 622

[1**********]

(C )

ns ns . 149ns . 266. 139. 091. 154. 354. 082. 091. 549

333333

(D )

ns ns . 090ns ns . 181. 178. 089. 391ns . 078. 495

[1**********]

公平性(E )

ns . 134. 144. 112. 260. 154ns . 123. 229ns ns . 332

333333333

严重性(F )

ns ns . 212ns . 181. 163ns . 128. 292ns ns . 302

[1**********]

对政策的评价(G )

ns ns . 211ns . 143. 140ns . 095. 249ns . 148. 486

3333333333

[1**********]3

[1**********]33

333

333333

[1**********]3

333

333333

3333

. 628

[1**********]3

　　注:3p

11意识倾向的决定因素分析

模型A (见表1) 揭示出, 全部自变量放在一起可以解释意识倾向62. 8%的变异(R =. 628) 。除了性

①最优尺度回归也称定类回归(Categ orical Regression , 缩写为CATREG ) , 它通过给定类资料的不同类别赋值最终计算出优化的线

21模型B (见表1) ) 。

①数值型变量年龄和收入状况直接以其实际数值进入模型。二分类指标进入综合回归方程时其编码为:性别(女=1, 男=2) , 参

(二) 不同群体的城市居民对社会不平等的态度差异比较

11单位福利差别与对社会不平等的态度

自变量奖金住房公费医疗决定系数R 2

意识倾向(A )

-. 037

333

. 331. 236. 225

333

总体态度(B )

. 091

333

. 279. 316. 291

3333

满意度(C )

. 085

333

. 167. 359. 241

333

接受程度(D )

. 051

333

. 220. 287. 203

333

公平性(E )

. 029

333

. 203. 184. 113

333

严重性(F )

. 064

333

. 156. 105. 061

对政策的评价

(G )

. 081

333

. 275. 213. 199

333

　　注:3p

21职业差别与对社会不平等的态度

(2) 职业地位高的人, 对社会不平等更倾向于持积极的态度(见表4) 。这与假设3和假设4的假定是一

致的。　表3　

自变量

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(单位福利数量差别)

意识倾向

(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

享受两种类型的单位福利(比较类别) a

-. 811

(. 544) c -. 105

-3. 742(. 802) -. 243

333

-1. 031(. 196) -. 266

333

-. 699(. 199) -. 183

333

-. 601(. 268) -. 165

333

-. 524(. 244) -. 122

333

-. 724(. 197) -. 201

1. 764E -02-4. 800(. 560) (1. 909) -. 0023. 975(. 554) 3-1. 346

(. 261) -. 2411. 333333

-. 921(. 255) . (7. 3313333-. 581(. -. . (. ) 6. 436333-. (. (. 260) 6. 15333333-. 854(. 260) -. 1621. 187(. 210) 6. 688333333

-. 2095. 610

333

(. ) 333

　　注:3p

　表4　

自变量

产业工人(比较类别) a 干部

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(职业差别) 意识倾向(A )

2. 658(. 533) c

. 287

333d

总体态度(B )

5. 588(1. 087) . 295

333

满意度(C )

1. 163(. 257) . 236

333

接受程度(D )

1. 465(. 256) . 300

333

公平性(E )

. 610(. 263) . 133

严重性(F )

. 385(. 305) . 072. 989(. 266) . 226. 172(. 924) . 009. 372(. 399) . 049

333

对政策的评价(G )

1. 053(. 258) . 225

333

职业技术人员

2. 951(. 473) . 397

333

6. 664(. 950) . 428

333

1. 458(. 222) . 365-. 859(. 792) -. 047-. 756(. 346) -. 104. 227(. 255) . 047. 305(. 549) . 0256. 059. 157

333

1. 376(. 221) . 348-. 260(. 870) -. 013-. 615(. 325) -. 091. 344(. 254) . 071. 567(. 503) . 0516. 510. 154

333

. 870(. 230) . 232-. 302(. 791) -. 018. 287(. 336) . 045. 147(. 263) . 032. 526(. 494) . 0525. 902. 042

333

1. 167(. 223) . 309

333

退休人员

-2. 094(1. 552) -. 063-. 302(. 759) -. 020-. 180(. 550) -. 0181. 340(1. 042) . 062

-1. 506(3. 975) -. 018-1. 786(1. 547) -. 0591. 151(1. 116) . 0583. 394(2. 266) . 07229. 506. 177

-1. 265(. 765) -. 076-. 465(. 331) -. 071

失业、待业和下岗人员

服务人员

1. 970E -025. 017E -02

(. 305) (. 257) . 001. 956(. 617) . 0755. 628. 043

. 011. 518(. 512) . 0486. 065. 126

私营企业主

常数

决定系数R 2

21. 491. 168

　　注:3p

31收入和社会地位差别与对社会不平等的态度

自变量

少于1000元(比较类别) a

1000-1999元

2. 259

(. 364) c . 3044. 090(33099(. 809) . 236

333333d

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(个人收入差别)

意识倾向(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

2000-2999元

5. 539(. 727)

333

. 370110) 3898. 489(1. 528) . 25829. 178. 211

333

1. 307(. 170)

3. . ) . 1. 864(. 370)

333

. 2165. 832. 199

333

. 998333

() . 3031. 300(. 390)

. 1506. 564. 116

333

. (. 17433

. 1. (. 266) . 1811. 600(. 381) . 1975. 900. 067

333

. 1611. 355(. 313) . 2101. 278(. 448)

333

. 1345. 586. 056

333

1. 094(. 173)

333

. 3031. 609(. 268) . 2841. 306(. 367)

333

. 1645. 911. 123

333

多于333333

常数

决定系数R 2

21. 322. 173

　　注:3p

自变量

社会下层(比较类别) a 社会中层

2. 3365. 294

(. 727) (. 362) c

333333d

. 356. 319

6. 8142. 152

(1. 211) (. 637)

33333

. 275. 16721. 654

. 098

29. 956. 145

不同群体的城市居民对社会不平等的态度的差异比较(社会地位差别)

意识倾向(A )

总体态度(B )

满意度(C )

接受程度(D )

公平性(E )

严重性(F )

对政策的评价(G )

社会上层

1. 282(. 170)

333

. 3411. 647(. 295) . 2525. 995. 131

333

1. 250(. 169)

333

. 3371. 108(. 297) . 1706. 575. 111

333

. 808(. 166)

333

. 2301. 342(. 282) . 2255. 867. 074

333

. 654(. 198)

333

. 1591. 072(. 344) . 1505. 684. 035

333

1. 216(. 166)

333

. 3401. 476(. 283) . 2435. 938. 125

333

常数

决定系数R 2

　　注:3p

四、结　论

　　上述发现可以概括为以下几点作为本项研究的结论:

11影响城市居民对社会不平等的态度因素可以区分为以下三种类型:首先, 从主观层面来说, 人们

的意识倾向(包括地位追求意识和平均主义意识) 是一个重要因素。越具有地位追求意识的人, 越倾向20

31, 题? 这里作一些初步的探讨。

(1) 假设1和假设2向和对社会不平等的态度。有利地位, , 对普通党员群众来说则不明显。党员身份, , 通过人们获得的现实物质利益等因素。

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①主要用来分析单一变量在模型中的独立影响, 限于篇幅此处省略。

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作者系吉林大学哲学社会学院讲师, 韩国釜山大学社会学博士　　

责任编辑:张宛丽

城市居民对社会不平等现象的态度研究_以长春市调查为例_张海东

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