[摘要]本文从流动观与网络观的双重视角，全新解释了城市居民阶层地位认同偏移现象。我国城市居民的阶层认同主要受到两种因素影响：其一，“认同惯性”机制使得人们的地位认同偏向父代地位，即代际向上流动者地位认同偏下，向下流动者地位认同偏上。其二，人际网络中的“镜像机制”使得人们阶层认同发生偏移。当人们社会网络的平均阶层地位低于自身，意味着他们大多与低于自己阶层地位的居民交往，与低地位者交往，将降低人们对其阶层地位认同，导致阶层地位认同向下偏移；反之，则阶层认同向上偏移。因此，城市居民阶层地位认同偏移现象不但具有社会结构根源，也是反映我国城市社会开放性与稳定性的重要指标之一。
[关键词]阶层地位认同偏移；社会流动；社会网络相对位置
自20世纪70年代末以来，中国的改革开放引起社会的深刻变迁，特别是进入21世纪以来，经济社会快速发展，使得城市居民的阶层结构持续分化，阶层差异定型与阶层间社会流动逐渐提升并存[注]参见李强：《“丁字型”社会结构与“结构紧张”》，《社会学研究》2005年第2期；张顺、祝毅：《城市居民代际职业流动性变迁及其阶层差异》，《中国人口科学》2017年第3期。，阶层意识逐渐形成。在此背景下，人们的主观阶层地位认同与客观地位呈现何种关系？这成为社会学研究的重要议题之一，并由此引发了诸多关于阶层地位认同分布“趋中”与“整体下偏”的学术讨论。从微观角度看，大量文献实证研究表明，我国居民的社会地位认同往往偏离其客观地位[注]参见范晓光、陈云松：《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》，《社会学研究》2015年第5期；雷开春：《白领新移民的地位认同偏移及其原因分析》，《青年研究》2009年第4期；仇立平、韩钰：《中国居民阶层地位认同偏移研究》，《社会发展研究》2015年第1期；张兆曙、卢福营：《客观地位分层与主观地位认同》，《中国人口科学》2006年第3期。，这也是宏观上导致阶层认同整体发生偏移的微观基础。但是，何种机制使得人们阶层认同偏离客观地位？现有研究并未从理论逻辑上进行系统解析，或者说阶层认同为何偏移依然是一个“未解之谜”。
本研究从流动观与网络观的双重视角，全新解读我国城市居民阶层地位认同偏移的微观形成机制，并对阶层认同分布偏移给出合理解释。本文的核心观点是：代际社会流动中“认同惯性”与人际网络的“镜像机制”，是导致城市居民阶层地位认同偏移的重要微观机制，并进而影响了阶层认同的整体分布偏移。本文在理论分析的基础上，利用2014年西安交大“八城市社会网络与求职调查”大型调查数据对此进行实证研究，数据结果支持本文理论假设。
承德市20世纪50年代粮食总产量为493万t，到2010年达到932万t。粮食产量的提高与农田水利建设是分不开的。随着科技发展和农田节水措施实施，粮食单产用水量逐步减少。20世纪80年代，农业全年用水量16.8亿m3左右，粮食总产量在101万t左右，2010年农业用水量5.2亿m3，粮食总产量达到130万t。节水型农业的发展，使得农业用水量大大降低，单方水的粮食产量由90年代的1.4kg提高到2010年的2.5kg，效益显著。
一、阶层地位认同及认同偏移：概念溯源与文献评述
(一)从阶层地位认同到阶层地位认同偏移
在社会学的传统分析与现代研究中，社会阶级、阶层及其主观认同一直是社会学关注的基本命题。马克思主义的社会学理论认为，经济基础决定上层建筑，人们的阶级地位决定阶级意识与阶级认同，阶级的形成就是从“自在阶级”到“自为阶级”的过程。在韦伯的社会分层理论中，多元分层标准是其核心特征，揭示了客观社会分层的多维性，人们可能依据不同的客观因素判断自己的阶层地位，使得阶层地位认同呈现相对独立性，并非完全取决于自己的客观社会地位，从而预示了客观阶层与主观阶层认同之间的复杂性。在结构功能主义学派里，工业化社会分层是社会整体功能的需求，社会成员地位高低是量的差异，人们的阶层地位高低受到多种因素制约，其中经济收入与教育水平是客观阶层地位的主要决定因素，布劳邓肯模型中社会经济地位指数就是教育、收入等因素“结晶”或“聚合”的结果[注]戴维·格伦斯基编：《社会分层》(第二版)，华夏出版社2005年版，第225-229页。，客观社会地位影响因素更具多元化。不言而喻，人们将对不同因素赋予不同权重判断自己的社会地位，导致主观地位认同不同于其客观地位。曼海姆则将人们的地位认知影响因素扩展至生命周期历程，人们的地位观念不仅受到当前因素的影响，同时也与他们个人的职业生涯流动经历密切相关[注]Karl Mannheim, 1952, “The Problem of Generations”, In Paul Kecskemeti(ed), EssaysontheSociologyofKnowledge:CollectedWorks, New York: Routledge,1952, pp.276-322.。因此，阶层地位认同偏离客观地位具有其客观必然性，而非偶然的认知偏差现象。简言之，社会分层标准的多元性特征与社会变迁历程，使得个体地位认同既受制于自身客观地位，又不完全为客观地位诸因素所决定，从而呈现一定的相对独立性。那么，这种主客不一致在微观上是如何形成的？目前未有明确的理论解释。
2000年以来，伴随着社会阶层分化加深，社会不平等程度日益突出，阶层意识逐渐凸显。在国内的社会分层流动研究领域，阶层意识、身份认同、中层/中产阶级认同、社会分层认同等问题成为研究热点[注]参见刘精明、李路路：《阶层化：居住空间、生活方式、社会交往与阶层认同——我国城镇社会阶层化问题的实证研究》，《社会学研究》2005年第3期；张顺、梁芳：《城市居民网络精英关联度与主观阶层地位认同》，《吉林大学社会科学学报》2017年第5期；中国社会科学院“当代中国人民内部矛盾研究”课题组：《城市人口的阶层认同现状及其影响因素》，《中国人口科学》2004年第5期。。李培林论证了主客阶层地位差异的必然性，他认为中国居民受生活方式的个体主义化、社会身份认同的断裂化和主观阶层意识的碎片化影响，主观阶层认同和客观阶层地位之间存在明显差异[注]李培林：《社会冲突与阶级意识：当代中国社会矛盾研究》，《社会》2005年第1期。，从而引发了主客阶层地位不一致、阶层地位认同偏移与阶层地位认同偏差的研究热潮。在概念界定方面，张文宏等区分了“社会认同”和“地位认同”的边界，并将“主观阶层认同”与“地位认同”等同使用，“地位认同”是“主观阶层认同”的简称，阶层地位认同“即社会经济地位身份认同，是对‘我的社会经济地位归属于哪一个阶层’的回答”[注]张文宏、雷开春：《城市新移民社会认同的结构模型》，《社会学研究》2009年第4期。，本文将其统一为“阶层地位认同”。关于主客阶层地位不一致的现象，有“地位认同偏移”与“地位认同偏差”两种提法，二者内涵基本是一致的。由于前者较早出现在中文文献中，故本文使用“阶层地位认同偏移”表示阶层地位认同相对其客观阶层地位的偏离。在国内的现有文献中，阶层地位认同偏移已经有两种基本内涵：其一，整体主客阶层分布偏移。参照标准是国外居民的阶层认同分布或另一时期的阶层地位认同分布，关注阶层地位认同的整体相对偏移；其二，个体主客阶层偏移。以人们的客观地位为参照标准，关注个体主客观阶层地位之间的不一致问题。本文认为，个体层次上的主客偏移是最基本的，如果揭示了偏移现象个体层次上的微观机制，理解整体上的阶层地位认同的分布偏移便水到渠成。
2.1患者采取不同治疗方法后,予以常规治疗模式的常规组患者治疗有效率为72%,而予以手术治疗的观察组患者治疗有效率为92%,两组比较差异明显具有统计学意义(P<0.05),详情见表1。
(二)阶层地位认同偏移研究的两种取向及其理论逻辑
基于不同的研究目标与参照系选择，阶层地位认同偏移有两个基本的研究取向，也呈现出由整体分布到个体偏移的深化过程，下面分而述之。
代际流动假设1a ：代际向上流动的城市居民，相对于地位不流动者，地位认同低于客观地位；反之，则向上偏移。
其次，探讨个体地位认同偏离其客观地位影响因素，并依此解释主客地位偏移的整体特征。此类研究以受访者客观地位为比较对象和参照点，旨在揭示个体主客地位偏差的影响因素，并给出相应的解释。现有研究主要以主客地位偏移为因变量，重点分析不同群体阶层认同偏移的差异特征。实证研究及其理论解读可以归为三类：第一，阶层地位认同相对于客观地位向上偏移现象[注]李春玲：《社会阶层身份认同》，《江苏社会科学》2004年第6期。。对此的解释是，客观地位较高或较低的人们，主客地位一致性较高，而中间阶层的地位认同相对于自身的客观地位“向上偏移”。第二，上偏与下偏并存现象。中下层居民地位认同向上偏移，同时中上层居民地位认同向下偏移，从而导致阶层地位认同相对于客观地位主要呈现“趋中”趋势，他们认为导致阶层认同偏移的原因是多方面的，探讨了各种宏微观结构变量、主观态度因素对阶层认同偏移的影响。第三，主观地位感知论，重点用主观地位感知解释个体地位认同偏移，还分析了收入、教育与职业等结构性因素对地位认同偏移的影响及其城乡差异[注]范晓光、陈云松：《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》，《社会学研究》2015年第5期。，旨在解释我国居民地位认同相对于客观地位同时呈现出的“整体下偏”与“趋中”两种特征。总之，现有研究大多从要素决定论的视角，主要使用静态结构性因素解释主客阶层之间的“变化”，本质上是在比较阶层地位认同偏移的个体特征差异，而非个体阶层认同偏移形成的微观机制。
上述两种取向具有递进关系，第二种取向实际上是第一种取向的深化，业已取得较为丰富的研究成果，但不足之处显而易见：第一，阶层地位偏移止步于结构决定论的解释，没有从相对地位或地位变化的角度解释认同偏移；第二，虽然范晓光和陈云松通过地位过程变化理解阶层认同偏移，但影响机制尚不够清楚，在研究中仅用主观流动感知衡量地位过程，主观变量之间的内生性使其研究结果难以令人信服[注]范晓光、陈云松：《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》，《社会学研究》2015年第5期。。所以，从这个意义上说，我国居民阶层地位认同偏移仍是未解之谜，本研究将从社会流动与社会网络的视角，用受访者与父代地位、社会网络之间“相对地位关系”解释主客地位之间的“偏差”与“变化”。
二、阶层地位认同偏移：流动观与网络观的双重视角
(一)社会流动与阶层地位认同偏移
控制变量主要包括结构性变量与个体特征变量。结构性变量包括地区、户口、单位性质三个变量。(1)地区，二分变量，欠发达地区占47.9%(欠发达地区包括西安、长春、兰州、济南)。(2)户口，二分变量，其中城市户口占88.4%。(3)单位性质，二分变量，其中有56%的人在国有单位工作。个体特征变量包括：(1)性别，男性比例为47%，性别比例基本均衡。(2)年龄，连续变量，年龄范围为18至69岁，平均年龄约44.6岁，其父辈平均年龄大约在65—70之间，说明多数受访者入职之时，已是改革开放之后，职业逐渐成为人们社会地位的主要衡量指标[注]李春玲：《当代中国社会的声望分层——职业声望与社会经济地位指数测量》，《社会学研究》2005年第2期。，故本文使用EGP阶层划分方法，衡量人们的客观阶层地位。(3)党员身份，二分变量，党员比例18%。(4)教育水平，连续变量，平均值约12.9年，远高于父辈的教育水平。(5)收入，将收入取自然对数，以控制收入对因变量的影响。控制变量的详细信息如表2所示。
苗头预测法的运用需要劳动争议调解员必须有“纠纷具有复杂性、预防工作具有艰巨性和长期性、遏制纠纷继续发展和扩大的重要性”的认识，并在思想上高度重视，有意识地观察和分析苗头性问题。要做到这一点，劳动争议调解员必须具备敏锐的信息意识，要善于发现信息、搜集信息，捕捉其中的带有倾向性、苗头性的信息。在预测苗头时，还要注意对纠纷的变化有影响的因索，并区分不同的纠纷进行具体分析。
那么，代际社会流动如何影响人们的阶层认同及其偏移？本文认为，人们的“认知惯性”是导致阶层认同偏移的内在作用机制。从生命历程的角度来看，人们的客观社会地位有三个关键点：父辈的阶层地位、自己初职阶层地位、自己的现职的职业地位。因此，随着行动者进入职业生涯阶梯，人们的客观阶层地位随之发生变化：入职前的地位依附于父代地位，入职后获得了自身的阶层地位，并逐渐形成自己的阶层认知。由于人们的主观地位认同存在“认知惯性”，使其地位认同总是滞后于自己的当前客观阶层地位，并表现出向父代阶层地位的“回归现象”，导致自己阶层地位认同偏离客观地位。结合代际社会流动的三种类型：代际不流动、向上与向下流动，我们预期，无论出现那种流动情况，虽然受访者客观阶层地位是其地位认同的基本点，但“认知惯性”使得阶层出身会对地位认同有一定的定位作用，导致人们阶层认同发生偏移，即相对于代际不流动者，向上流动与向下流动者将会表现出更为显著的偏移现象。因此，本文预期，对于发生代际流动的城市居民，阶层地位认同将呈出明显的“回归”，导致阶层认同发生偏移现象。
在诊断性检查中，对食管、胃、结直肠狭窄性病变病因进行分类，分析使用鼻胃镜通过狭窄病变的通过率及狭窄病变下方病变检出率。回顾总结利用鼻胃镜进行内镜下治疗如营养管、肠梗阻导管等置管术、胃肠道支架置入术、狭窄扩张术及光动力治疗中的应用及内镜通过率。
首先，阶层地位认同整体分布偏移研究。此类研究以国内外居民的阶层地位认同分布作为参照点，旨在解释中国阶层认同为何整体偏下或趋中、或其随时间变动趋势。这类研究以居民阶层地位认同为因变量，分析各种社会结构性因素对阶层地位认同的影响。从横向比较来看，刘欣、赵延东及李培林的研究发现，我国居民阶层地位认同存在明显的“向下偏移”倾向[注]刘欣：《转型期中国大陆城市居民的阶层意识》，《社会学研究》2001年第3期；赵延东：《“中间阶层认同”缺乏的成因及其后果》，《浙江社会科学》2005年第2期；李培林：《社会冲突与阶级意识：当代中国社会矛盾研究》，《社会》2005年第1期。。但是这种“向下偏移”并不是整体结构的线性偏移，而是表现为阶层认同处于社会中层的人偏少，阶层认同处于社会中下层以下的人数相对较多。对此的理论解释有“相对剥夺论”[注]刘欣：《相对剥夺地位与阶层认知》，《社会学研究》2002年第1期。与“生存焦虑论”[注]陈光金：《不仅“相对剥夺”，还有“生存焦虑”——中国主观认同阶层分布十年变迁的实证研究(2001-2011)》，《黑龙江社会科学》2013年第5期。，相对剥夺论认为处于不利地位的居民更容易产生阶层意识，并对自己的阶层地位有较低的判断，客观上处于中层、中下层的居民更可能有如此倾向。生存焦虑论则认为，具有中国特色的情势和因素汇聚在一起，会阻碍或威胁人们上升发展的实现或潜力，从而造就了一种普遍焦虑的社会情绪，最终使人们倾向于有较低阶层地位认知。从纵向变化来看，我国居民阶层认同先趋于向下偏移，随后呈现趋中的趋势。冯仕政以“中国综合社会调查”中2003年、2005年和2006 年三年的调査数据研究，认为我国居民的“底层认同”在不断扩大，“中层认同”在不断流失[注]冯仕政：《中国社会转型的阶级认同与社会稳定》，《黑龙江社会科学》2011年第3期。。同时，高勇通过对2001年和2005 年中国社会变迁调查数据分析，也发现我国居民地位层级认同呈现“向下偏移”的纵向态势，并提出“参照系变动论”的解释逻辑[注]高勇：《地位认同为何下移：兼论地位层级认同基础的转变》，《社会》2013年第4期。。他认为中国城镇社会整体的地位“参照系”已经从单位类型(或社会归属)转换为收入等市场机遇因素。但是，陆益龙同样根据“中国综合社会调查”对2006年和2008年的数据进行比较，发现人们的阶层认同已经开始从偏“低层”的认同逐步转向中层及以下阶层认同，即越来越多的人倾向于将自己认同为“中层”[注]陆益龙：《乡村居民的阶级意识和阶级认同：结构抑或建构——基于2006CGSS的实证分析》，《江苏社会科学》2010年第1期；陆益龙：《态度、认同与社会分层的主观建构——基于2008CGSS的描述性分析》，《湖南社会科学》2011年第5期。。显然，此类研究重在描述阶层认同的基本特征与变化趋势，并试图给予合理解释，并未涉及地位认同的微观个体认同偏移的机制问题。
YU Long-juan, ZHANG Ming-fei, WANG Qin, SU Dong-ying, ZHU Xuan
值得进一步思考的问题是，向上流动者只可能进入最低阶层之外的其他较高阶层，不可能进入最底层；同理，向下流动者只可能进入最高阶层之外的其他阶层，也不可能进入最上层。同时，处于最底层、最高层者只能发生地位认同一致与向上偏移或向下偏移。因此，以全体不流动者作为参照类，可能会高估向上流动者向下偏移、向下流动者的向上偏移程度。所以，如果要确证代际流动对认同偏移的影响，应进一步比较向上流动者与中下层及以上不流动者，分析向上流动者是否仍然呈现更为明显的向下偏移？同时进一步比较向下流动者与中上层以下不流动者，看向下流动者是否还呈现明显的向上偏移？依据前文分析，本文认为，由于地位认同惯性所导致的滞后效应，流动者的偏移程度高于相应的不流动者，两者之间存在显著差异。 因此提出如下理论假设：
代际流动假设1b：代际向上流动的城市居民，相对于中下层及其以上的代际不流动者，地位认同明显向下偏移；代际向下流动的城市居民，相对于中上层及其以下的代际不流动者，地位认同则显著向上偏移。
(二)社会网络相对地位与阶层认同偏移：网络观的视角
格兰诺威特(Granovetter)[注]Mark Granovetter, “Economic Action and Social Structure: The Problem of Embeddedness”, in The American Journal of Sociology, Vol.91(November 1985), PP.481-510.关于人的经济行为“嵌入”在社会网络中的观点，极大地启迪了社会学家的思维与想象力，使得“嵌入性”成为社会学分析社会现象的基本视角。那么，人们的地位认同是否也嵌入在其人际网络中，本文认为答案是肯定的。
库利的“镜中我”[注]参见于海：《西方社会思想史》，复旦大学出版社2010年版，第243页。理论认为，人们是在社会化过程中形成自我认识与自我认同的。所谓自我认同，就是行动者对他者评价的再认知，或者说人们是通过与他人互动，并从他者的评价中形成对自我的认知，从而为自己进行社会定位。从学理上讲，人们对自己社会地位的评价也类似上述机制，即人们通过对“他者”对自己阶层地位评价进行“综合”再评价，进而形成自己的阶层地位认知。毫无疑问，自己的客观职业地位应该是人们认识自己阶层地位的基准点，那么，处于人际网络中的行动者，网络机制如何导致其阶层地位认同发生偏移？我们认为，行动者的阶层地位认同，源于行动者对感受到的他人对自己地位评价的“结晶”与“综合”。如果行动者的阶层地位低于他的社会网络平均地位，则意味他大多与比自己地位高的成员交往，这会产生什么影响？波多尼(Podolny)的地位信号理论[注]Joel M. Podolny, “A Status-Based Model of Market Competition”, in American Journal of Sociology, Vol. 98(January 1993), pp. 829-872.认为，在市场竞争场域，与资质高的企业合作，将发出高品质信号，从而提高企业的市场声誉与竞争优势，反之，则降低企业的市场声望。与此类似，张顺和梁芳的研究发现，在社会场域中，与较多阶层地位较高的人交往，高地位者所发出的高品质信号，将会使其他社会成员或其他网络成员对行动者地位有较高评价，通过对这些评价的集成，行动者就会形成较高的阶层地位认知，从而使得其阶层地位认同向上偏移，此即人际网络的“镜像”机制[注]张顺、梁芳：《城市居民网络精英关联度与主观阶层地位认同——基于JSNET 2014八城市数据的实证分析》，《吉林大学社会科学学报》2017年第5期。。生活中的例子比比皆是，与“大人物”有交往能引来大家羡慕的目光，与老师有交往的学生能得到更高的评价，与名人合影、交往会提高自己的社会声誉等等。同理，如果行动者的阶层地位高于其人际网络平均地位，意味行动者大多与比自己地位低的人交往，其他网络或社会成员将会对行动者地位有较低评价，通过对这些评价的集成与综合，行动者会对自己地位评价较低，人际网络的“镜像”机制使得阶层地位认同向下偏移。然而，是否存在“相对剥夺感”的解释逻辑？对于自身地位低于网络平均地位的行动者，会不会由于人际网络中的多数人地位高于自身而产生“相对剥夺感”，从而导致其对自己地位判断更低？本文认为这取决于对人际网络的属性评判，我们认为，对于理性行动者而言，人际网络更可能属于所属群体而非参照群体，与地位高的人有私人交往，行动者可能有心理压力，但更可能对外感到“有面子”，从而提升自己的地位认同。所以，从个体微观层面上来看，与地位高者有私人交往关系，人们更可能感觉与这些高地位者属于同类群体，并进而影响人们的阶层地位认同。同理，若与地位低的人交往，也不会形成“相对优越感”。“相对剥夺感”或“相对优越感”更可能产生于非私人交往群体之间，并影响个体对社会不平等状态的整体判断，而非自身的地位认同。所以，本文有如下研究假设：
假设2：社会网络位置与阶层地位认同偏移假设：客观地位低于社会网络平均地位的城市居民，相对于地位一致者，阶层地位认同上偏；反之，则向下偏移。
三、数据、变量测量与分析策略
(一)数据来源
表1显示了这三个重要自变量的分布状况。结果显示，有21.3%的人发生了代际向下流动，52.05%的人经历了向上流动，剩下26.2%的人未发生代际流动(其中底层不流动、中下层不流动比例占到约10%，中层不流动11.4%，其他两个阶层不流动者均不到5%)；社会网络相对地位分布情况为，低于网络平均地位或多与较高地位交往者为50.38%，高于网络平均地位或多与较低地位交往者为22.6%，网络地位一致或多与同等阶层地位交往者有27%，大约73%的受访者与其社会网络中的平均地位不一致。
(二)自变量、控制变量的选择与测量
1.自变量
那么，在控制其他变量的情况下，此结论是否依然成立？下面使用多元线性回归与多分类逻辑回归模型进一步分析。
代际流动：本文依据EGP社会分层的基本思想，将父代(地位较高一方)与个人当前的职业分成5类[注]本次调查数据详细调查了城市人口的求职状况，父母社会经济地位的数据是指被访者初职入职时父母地位较高一方的地位为基准，而不是常采用的14岁时父母亲的职业地位状况。：高级管理与专业技术人员(Ⅰ)，低级管理与专业技术(Ⅱ)，常规非体力与自雇者(Ⅲa+b，Ⅳa+b)，服务人员与技术工人(Ⅴ+Ⅵ)，体力劳动者(Ⅶa+Ⅶb)[注]Yaojun,Li, Shun Zhang,Jiaoxun Kong "Social mobility in China and Britain: A Comparative Study", in Inter-national Review of Social Research, Vol.5(January 2015), pp.20-34.，分别对应为上层、中上层、中层、中层下层及下层，赋值5、4、3、2、1。然后用被访者当前地位减去父代地位，若差值为负，表示代际向下流动；若差值为正，表示向上流动；若为0，则为不流动。根据研究需求，代际不流动又可以分为上层不流动、中上层以下不流动；中下层以上不流动、下层不流动两种情况，以便准确比较流动者与不流动者之间认同偏移之差异[注]同时本文用另一种方法衡量自变量与因变量：将受访者与父代地位的社会经济地位指数(ISEI)等距划分成5等级，从高到低分别赋值5、4、3、2、1。用这种方法衡量代际流动、社会网络相对位置、阶层认同偏移，这种方法与EGP分层测量方法的实证结果完全一致。。
社会网络相对位置：本文先计算出各阶层的社会经济地位指数(ISEI)的平均值，然后以调查年份春节拜年网[注]边燕杰：《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》2014年第3期。，算出每个受访者拜年网中关系人的社会经济地位指数(ISEI)的平均值，比较此数值与阶层社会经济地位的平均值，找出最接近的阶层，并将受访者归入该阶层，最终将人们的网络平均地位也分为5等级，结合上文受访者当前地位的 5等级，二者比较后可得到社会网络位置变量，受访者社会网络相对位置可分为三类：低于网络平均地位者、高于网络平均地位者、与网络平均地位一致者。
本研究数据来自2014年8月—2015年6月由西安交大主持的八城市“社会网络与职业经历(JSNET2014)”大型社会调查(八城市包括上海、广州、厦门、天津、西安、长春、兰州、济南)。本次调查采用多阶段抽样法，将PPS抽样和地图法相结合，随机抽取年龄在18—69岁之间的家庭成员作为调查对象。这次调查使用结构式访谈问卷收集调查信息，运用最先进的计算机辅助调查方法，进行样本管理与调查过程的监控，极大提升了调查数据的质量。对于本文研究主题，这次调查数据也显示出了最大的优越性。主要体现在三个方面：第一，这次调查了受访者入职时的父母的职业、受访者现职的职业类别，为测量代际社会流动提供了方便。第二，对城市居民的阶层地位认同有多种不同测量。第三，该数据详细测量了受访者的社会网络情况，为本文衡量社会网络相对位置奠定了基础。因此，该数据拥有本研究需要的所有变量，是其他数据难以相比的。本次调查共获取5480个有效样本，剔除不在本文研究范围、丢失值样本后，最终进入本文分析模型的样本数为4438。
首先，测量个人的客观地位与主观地位及其分布。受访者的客观社会地位采用EGP标准，如前文所述，分为5阶层。主观阶层地位认同是个人对自己当前社会地位等级的判断和认知，测量题器为：您认为自己目前在那个等级?“1”代表底层，“10”代表最顶层，取值范围是1—10。此方法与国际通行的主观阶层测量方法一致[注]Stephen Adair, “Immeasurable Differences: A Critique of the Measures of Class and Status Used in the General Social Survey”, in HumanityandSociety, vol.25(February 2001), pp.57-84; Yanjie Bian, John R. Logan, “Market Transition and Persistence of Power: The Changing Stratification System in Urban China”, in AmericanSociologicalReview. Vol.61(October 1996), pp.739-758; Carlton A. Hornung, “Social Status, Status Inconsistency and Psychological Stress”, in AmericanSociologicalReview, Vol.42(September 19-77), pp. 623-638; Elizabeth Goodman, Bin Huang et.al. “Perceived Socioeconomic Status: A New Type of Identity That Influences Adolescents’ Self-Rated Health” in JournalofAdolescentsHealth, Vol.41(November 2007), pp.479-487; Jackman Mary R, Jackman Robert W, “An Interpretation of the Relation Between Objective and Subjective Social Status”, in Americansociologicalreview, 138:45-49. 。然后将阶层地位认同的10等级转化为5等级定序变量，取值为上层、中上层、中层、中下层、下层5等级(分别赋值5、4、3、2、1)。变量分布情况如图1左所示，在EGP测量中，上层、中上层26.6%，中层占49.6%，中下、下层约占23.5%。而对于阶层地位认同变量，大约有5.8%的城市居民为上层与中上层，39.8%属于中层，54.4%属于中下层、下层。总体来说，阶层地位认同相对于客观社会地位，确实表现出“趋中”且“下偏”的趋势，下偏主要表现为上层与中上层的向下偏移现象。
表1自变量描述统计分析(N=4438)
自变量均值/百分比自变量均值/百分比代际社会流动社会网络相对位置上层不流动0.74地位一致27.02中上层不流动3.81低于社会网络平均地位50.38中层不流动11.42高于社会网络平均地位22.60中下层不流动2.05底层不流动8.63向下流动21.29向上流动52.05
2.控制变量
Sharma 1999: Rama Nath Sharma, The Aādhyāyi of Pāini Vol. IV: English Translation of Adhyāyas Four and Five with Sanskrit Text, Transliteration, Word-Boundary, Anuvtti, Vtti, Explanatory Notes, Derivational History of Examples,and Indices, New Delhi: Munshiram Manoharlal Publishers Pvt. Ltd.
代际社会流动对地位认同的影响已经受到了社会学家的关注。生命历程理论发展了曼海姆的基本观点[注]Glen H. Elder, Jr., “The Life Course as Developmental Theory”, in Child Development, Vol. 69(February 1998), pp.1-12.，认为人们的具体的、特定的历史经历至少部分地决定了他们基本认知和价值观。国外已有经验研究支持了生命周期理论的上述观点，认为代际社会流动是人们历史经历的直接衡量，代际职业流动不同，人们地位认同将发生不同的偏移[注]参见李强：《社会分层十讲》，社会科学文献出版社2011年版，第116-119页。：威伦斯基发现，与出身工人阶级家庭的体力工人相比，向下流动到体力工人队伍的人，更多还是认为他们是中层或者上层阶级；英国的研究也证明，那些来自白领阶层家庭的工人，更倾向于认为他们是中产阶级；李普赛特与戈登对于美国旧金山的研究也有类似发现，出身于中产阶层的体力工人，比较抵触工会主义，他们对未来的向上流动机会更多持乐观态度。然而，生命周期理论并未对这种地位认同“向父辈回归”的现象给出令人信服的理论解释。英国社会学家帕金对这种“回归”现象提出了微观的“心理调节论”的解释，认为这是人体对于自己社会地位向下流动的自我调节，表现为向下流动者的阶层地位认同向上偏移，但并未得到实证检验[注]李强：《社会分层十讲》，社会科学文献出版社2011年版，第117页。。范晓光、陈云松也从主观流动感知社会心理角度解释阶层地位认同偏移。他们的研究发现，流动感知向上者，阶层地位认同上偏，反之，则下偏[注]范晓光、陈云松：《中国城乡居民的阶层地位认同偏差》，《社会学研究》2015年第5期。。然而，用主观流动感知解释阶层认同偏移的不足之处在于，用主观心理变量解释主观地位认同偏移，变量之间的理论逻辑过于接近，两个变量很可能是同一现象的不同侧面，可能同时与被访者的特质有关，若被访者特质变量遗漏，就会使其实证研究结论的可信性大幅下降。但是，这些研究启示我们，可以从代际社会流动这一职业地位的相对关系，理解阶层地位认同相对客观地位的偏差，从而保证解释逻辑的连贯性。正如刘欣所说，研究阶层地位认同及其偏移，应该从社会行动者相对位置的角度去分析[注]刘欣：《相对剥夺地位与阶层认知》，《社会学研究》2002年第1期。。
秸秆直接燃烧主要障碍是灰分元素多，释放量约为秸秆的40%[43]，造成熔点下降和锅炉结焦和堵塞。生物质秸秆中硫的平均含量不到0.15%[44]，煤炭中硫的含量达到1.412%，是秸秆硫含量的9倍，秸秆能源燃烧时，避免了因产生的SO2、NO2而形成酸雨，其燃烧排放的CO2与生物质再生时吸收的CO2达到碳平衡，具有CO2零排放的作用，从根本上解决能源消耗带来的温室效应问题[45-46]。但在传统燃烧方式中，生物质燃烧效率极低，一般只有10%左右，造成能源严重浪费。所以开发一种方便高效的秸秆直接燃烧技术刻不容缓，必将具有很好的经济和社会效益[47]。
(三)实证分析策略
实证方法分三个逐渐递进的层次：首先，运用单变量分析方法，分析客观阶层地位、阶层地位认同及阶层地位认同偏移的分布特征。其次，双变量分析模型，分别分析代际流动、社会网络位置与地位认同偏移之间的相关关系。再次，多变量分析模型。第一，运用多元线性回归模型(OLS)与多分类逻辑回归模型(Mlogit模型)分析社会流动对阶层地位认同偏移的影响。第二，加入社会网络位置变量，剖析代际社会流动、社会网络位置对阶层认同偏移的影响。
表2控制变量描述统计
控制变量均值/百分比标准误变量说明收入对数10.231.97连续变量(0,19.1)教育年限12.933.23连续变量(0,18)单位性质(非公有制单位=1)44.64二分变量性别(男性=1)47.59二分变量地区(欠发达地区=1)47.90二分变量户口(非农户口=1)88.40二分变量党员身份(非党员=1)81.84二分变量年龄44.0413.48连续变量(18,69)
四、实证研究发现
(一)主客阶层地位及其偏移分布
英彻底崩溃了。她依然是害怕，害怕死亡，害怕死亡之际的疼痛，害怕死后另外一个世界人生地不熟，孤独而无助。英老在想，自己上辈子究竟造了什么孽呢？
图1左 主客阶层地位分布状况(%)(N=4438) 图1右 阶层认同偏移分布情况(%)(N=4438)
其次，阶层地位认同偏移与分布。阶层地位认同偏差是用当前地位认同等级减去相应客观社会地位等级得之，数值的大小揭示地位认同偏离客观地位的程度。由于阶层地位评价及客观社会地位为5等定序变量，阶层地位认同偏移的取值范围为[-4-4]，可以视为连续变量处理。同时，为了描述其基本分布状况，将其转变为分类变量：认同偏下(负值)、认同一致(零)、认同偏上(正值)。图1右所示在城市居民中，阶层地位认同偏下者52.1%，认同一致者29.47%，认同偏上者18.43%，其中，大约70.5%的城市居民发生阶层地位认同偏移，占到三分之二多。
(二)社会流动对地位认同偏移影响分析
表3是代际流动与认同偏移的双变量分析。代际流动与阶层地位认同偏移均为三分类变量。表中结果显示，50.12%的向上流动者地位认同向下偏移，仅有17.83%地位认同向上偏移，向上偏移的比例高出向下偏移约33个百分点。同时，36.04%的向下流动者地位认同上移，28.02%向下偏移，向上偏移的比例高出向下偏移约8个百分点。代际不流动者向上偏移与向下偏移的差异相对较小，差异明显下降，约5个百分点。但是，考虑到不流动者巨大的异质性，向上流动者不可能当前处于下层，而是进入下层以上的各阶层，其阶层偏移应与下层以上的不流动者相比才更为合理。表3结果显示，分离出下层不流动后，中下层以上不流动者认同偏下与偏上比例差距上升至28个百分点，但仍小于向上流动者33个百分点的差距。同理，分离出上层不流动者后，中上层以下不流动者认同偏下与偏上比例差距下降至3个百分点，明显小于向下流动者上偏与下偏8个百分点的差距。上述分析的基本结论是：向上流动者更可能发生地位认同下移，向下流动者地位认同更可能上移，支持本文的假设1a与假设1b。
表3代际社会流动与阶层地位认同偏移相关分析(%)
代际流动阶层地位认同偏移一致偏下 偏上行百分比代际流动向上流动32.0450.1217.83100.00向下流动35.9528.0236.04100.00代际不流动(1)不流动33.1935.9230.88100.00代际不流动(2)中上层及以下不流动33.9334.4431.63100.00上层不流动5.4191.892.70100.00代际不流动(3)下层不流动33.9512.4253.62100.00中下层以上不流动32.8047.9419.26100.00
本文自变量有两个：代际流动、社会网络位置。
表4是社会流动对认同偏移影响的多元回归分析结果。这些模型的因变量为城市居民阶层地位认同偏移，是主观与客观5等级相减的结果，作为连续变量处理，多元线性回归模型拟合度达到20%以上，拟合效果较好。表5数据分析结果显示，在控制其他变量的情况下，代际流动变量在模型中均影响显著，回归系数均是在0.001的水平上显著。模型1结果显示，在控制其他变量的情况下，相对于代际不流动，代际向下流动者阶层地位认同平均向上偏移近0.37个单位，而代际向上流动者的阶层地位认同向下偏移超过0.7个单位，相比较而言，代际流动所导致的向下偏移的程度要高于向上偏移，前者是后者的2倍之多。模型2与模型3分别以中下层以上不流动、中上层以下不流动为参照系，以消除上层不流动者的地位认同不可能上偏，下层不流动者的地位认同不可能下偏的影响。结果显示，代际向上流动者认同下偏程度减小至0.18单位，向下流动者认同上偏程度为0.32单位，变化很小，均依然显著。此结果进一步支持本文的假设1a与假设1b。
再看控制变量的影响情况，男性相对于女性地位认同向下偏移，党员相对于非党员阶层地位认同向下偏移；个人教育水平越高，阶层地位认同越是向下偏移；城乡户口的认同偏移差异较小；体制外单位人员阶层认同相对下偏。对于年龄越长的城市居民，其阶层地位认同相对向上偏移；收入对认同偏移有正向显著影响，收入的提高者，阶层地位认同偏移的程度会随之增加。
表5是多分类逻辑回归模型(Mlogit)分析结果。模型1显示，代际向上流动相对与不流动者，认同偏下相对于一致认同的几率上升89%，同时偏上相对一致认同几率下降72%[注]1-exp(0.638)=0.89，exp(-1.261)=0.283，其他计算方法相同。；代际向下流动相对与不流动者，认同偏上相对于一致认同的几率上升21%，同时偏下相对一致认同几率下降39%。下面重点比较模型1与模型2中向上流动者、模型1与模型3向下流动者的回归系数。比较模型1与模型2可以发现，剥离下层不流动对回归结果影响较为明显，向上流动者地位认同仍然更可能偏下，但偏上与一致之间无显著差异，这是由于模型1中参照类包括相当比例的下层不流动者，这些人认同偏上的可能性很大，导致低估向上流动者认同偏上的可能性。模型3剥离了上层不流动者的影响，由于上层不流动所占比例很小，故对回归结果影响相对甚微，回归系数变化很小。多分类回归模型与多元线性回归模型结果一致，显示了自变量与因变量结果的稳健性，支持本文的假设1a与1b。
正是对这些信仰的忠实崇拜，使得人们在民俗、节庆的狂欢中常常是一改往日伦理道德规范和理性限制，更多出现出于本能、情感和欲望的越轨行为，弥漫着强烈的快感和新奇，试图创造出一种非理性、乌托邦社会所应有的民族欢聚一堂的热烈与和谐。虽然，残酷的生存现实使得壮拳注重实用，呈现出简单朴实，一招致命一招致残的技击旨求，但这并不影响壮拳手孔武有力而又虔诚地将壮拳套路展示为一种宗教性或巫术性极浓的身体技术。犹如仪式中的舞蹈，“他们并不在乎表演动作是否优美，是否给人带来了艺术的享受，而是只对是否表现出了神的威仪、是否传达了神的旨意、是否展示了神的法力等等发生兴趣”[13]。
表4社会流动对认同偏移影响的回归分析
自变量模型1模型2模型3代际社会流动(不流动为参照组)代际向上流动-0.742∗∗∗代际向下流动0.371∗∗∗代际社会流动(中下层以上不流动为参照组)代际向上流动-0.183∗∗∗代际向下流动0.949∗∗∗下层不流动1.804∗∗∗代际社会流动(中上层以下不流动为参照组)代际向上流动-0.792∗∗∗代际向下流动0.320∗∗∗代际上层不流动-1.754∗∗∗教育年限-0.064∗∗∗-0.037∗∗∗-0.061∗∗∗年收入对数0.0060.021∗0.008性别(女性=0)-0.031-0.067∗-0.033年龄0.005∗∗0.004∗0.006∗∗地区(发达地区=0)-0.148∗∗∗-0.153∗∗∗-0.138∗∗∗户口(农村户口=0)0.0910.143∗0.089党员身份(党员=0)0.177∗∗∗0.151∗∗∗0.169∗∗∗单位性质(公有单位=0)-0.142∗∗∗-0.085∗-0.146∗∗∗截距0.208-0.820∗∗∗0.191样本443844384438调整R20.2050.3120.218
注：! p< 0.10, * p< 0.05, ** p< 0.01, *** p< 0.001
表5社会流动对认同偏移影响mlogit模型
模型1模型2模型3偏下/一致偏上/一致偏下/一致偏上/一致偏下/一致偏上/一致代际社会流动(不流动为参照组)代际向上流动0.638∗∗∗-1.261∗∗∗代际向下流动-0.499∗∗∗0.194!代际社会流动(中下层以上不流动为参照组)代际向上流动0.296∗∗0.069代际向下流动-0.829∗∗∗1.476∗∗∗代际下层不流动-17.2562.209∗∗∗代际社会流动(中上层以下不流动为参照组)代际向上流动0.697∗∗∗-1.260∗∗∗代际向下流动-0.436∗∗∗0.193!代际上层不流动3.048∗∗-12.341样本443844384438AIC8023.8507439.5567987.986
注：! p< 0.10, * p< 0.05, ** p< 0.01, *** p< 0.001；控制变量同表4。
(三)社会网络相对位置与阶层认同偏移
人们的社会网络位置是否影响阶层认同偏移呢？先看列联表分析结果(表6)。数据结果显示，在不控制其他变量的条件下，社会地位低于其社会网络中平均地位的居民，地位认同偏上的比例高于另外两类居民12%、18%；而社会地位高于其社会网络中平均地位的居民，地位认同偏下的比例分别高于另外两类居民12%、25%。也就是说，较多与高地位人交往，城市居民的阶层地位认同上移；反之，则下移。实证结果支持假设2。
●The sunny meadows are reserved until winter, and when snow collect deeply in winter, the snow here can melt more quickly, because of this, animals which are old, weak or sick may pull themselves through the disaster.
表6社会网络相对位置与阶层认同偏移
社会网络相对地位阶层地位认同偏移一致偏下偏上行百分比网络地位一致33.9445.5120.55100.00低于网络平均地位35.4432.5532.01100.00高于网络平均地位28.2457.1314.63100.00
表7运用多元回归模型进一步更为严谨地检验这一假设。在控制其他变量的情况下，社会网络相对位置变量进入模型，同时代际流动模式以三种不同的参照类分别进入模型，分别为模型1、模型2与模型3。在这三个模型中，社会网络变量系数基本稳定。数据结果显示，如果多与高地位者交往，阶层地位认同平均上偏大约0.5—0.7个单位，若多与较低地位者交往，阶层地位平均下偏大约0.4—0.5个单位。在加入社会网络相对位置变量后，代际流动变量系数有微小变化，但依然显著，说明了代际流动、社会网络位置对阶层偏移影响的独立性。可见，社会流动、社会网络位置均对人们的阶层认同偏移有显著影响。
表7社会流动与社会对阶层地位认同影响回归分析
模型1模型2模型3代际社会流动(不流动为参照)代际向上流动-0.472∗∗∗代际向下流动0.237∗∗∗代际社会流动(中下层以上不流动为参照)代际向上流动-0.165!代际向下流动0.728∗∗∗代际下层不流动1.458∗∗∗代际社会流动(中上层以下不流动为参照)代际向上流动-0.511∗∗∗代际向下流动0.209∗∗∗代际上层不流动-1.079∗∗∗社会网络相对位置(地位一致为参照组)低于网络平均地位0.690∗∗∗0.546∗∗∗0.675∗∗∗高于网络平均地位-0.456∗∗∗-0.419∗∗∗-0.438∗∗∗样本量443844384438调整. R20.2430.3350.252
注：!p< 0.10, * p< 0.05, ** p< 0.01, *** p< 0.001；控制变量同表4。
表8是多分类模型(Mlogit)分析结果。比较表8与表6结果，代际流动变量的影响系数大小基本一致，显示其影响稳定性。结果显示，人们的社会网络位置对其地位认同偏移有显著影响。在三个模型中，若与平均地位高者交往，其地位认同上移对一致的比率上升幅度在29.9%—60%，而下偏对一致的比率下降幅度在63%—66%，且影响显著。若与平均地位低者交往，其地位认同下移对一致的比率上升幅度在36%—43%，而上偏对一致的比率下降幅度在60%—67%，且影响显著。这一结论与表6完全一致，进一步支持假设2。
表8社会流动、社会网络相对位置对阶层地位认同偏移影响的mlogit模型
模型1模型2模型3偏下/一致偏上/一致偏下/一致偏上/一致偏下/一致偏上/一致代际社会流动(不流动为参照组)代际向上流动0.407∗∗∗-1.067∗∗∗代际向下流动-0.320∗∗0.148!代际流动(中下层以上不流动为参照组)代际向上流动0.252∗0.152代际向下流动-0.582∗∗∗1.380∗∗∗代际下层不流动-18.44∗∗∗2.051∗∗∗代际流动(中上层以下不流动为参照)代际向上流动0.447∗∗∗-1.059∗∗∗代际向下流动-0.285∗0.154!代际上层不流动2.231∗-10.936社会网络相对位置(地位一致为参照组)低于网络平均地位-1.072∗∗∗0.474∗∗∗-0.998∗∗∗0.263∗-1.055∗∗∗0.472∗∗∗高于网络平均地位0.359∗∗∗-1.103∗∗∗0.307∗∗-0.910∗∗∗0.339∗∗-1.093∗∗∗样本443844384438AIC7509.4187096.9897499.537
注：!p< 0.10, * p< 0.05, ** p< 0.01, *** p< 0.001；控制变量同表4。
五、研究结论与讨论
本文的主要研究结论有：第一，代际社会流动中的地位“认同惯性”，导致了人们阶层地位认同向其父代回归的现象，从而表现为代际向上流动者地位认同倾向于向下偏移，向下流动者的地位认同倾向于向上偏移。第二，城市居民的社会网络具有“镜像”作用，使其阶层地位认同发生偏移。多与地位较低人们交往的居民，人们对其阶层地位的评价将会下降，导致他们阶层地位认同向下偏移；同理，如果多与地位较高者交往，其阶层地位认同也会向上偏移。本文的创新意义在于，跳出了现有研究中重视纯粹社会心理解释或者关注静态结构性因素的解释思路，对于中国城市居民阶层地位认同偏移提出了新的社会学解释，揭示了心理背后的社会结构性力量。基于此发现，进一步解释了我国城市居民阶层地位认同相对于客观地位既呈现趋中又表现整体下偏之态势。这是因为，客观社会地位在中层以上的城市居民，发生代际向上流动、与较低社会地位人员交往的可能性较高，其阶层认同更可能下偏；而位于中下层、下层的居民，代际向下流动、与较高社会地位人员交往的可能性较高，其阶层认同上偏。由于下偏规模与程度均高于上偏，从而使得主观认同分布相对客观地位分布趋中且偏下。综上所述，本文从社会流动观与社会网络观的双重视角，创新性地解释中国城市居民地位认同偏移之谜，并用最新的八城市大型社会调查数据(2014)进行了实证研究，实证结果支持本文的理论假设。
本文的研究可以深化社会学对阶层认同偏移的认识。第一，相对于城市居民的客观阶层地位，阶层认同偏差或偏移的社会学意义是什么？基于本文的发现，我们认为，主客阶层认同偏移是社会变迁与社会开放的衡量指标之一。如果一个社会有较高的代际流动率，基于社会流动而形成的阶层认同偏移，必然导致主客阶层地位之间较为明显的偏差现象。因此，阶层认同偏移具有内在的必然性，并非仅仅是认识上的偏差，而是具有深刻的社会结构原因。因此，中国城市居民主客阶层地位之间的偏差现象，在很大程度上反映了中国城市社会的结构变迁与职业流动的基本状况。第二，本文的研究发现可以回应中国阶层认同的一些基本特征。为什么到20世纪90年代末以前，并未发现明显的阶层认同偏移现象，而2000年之后阶层认同及其偏移呈现出一定规律？本文认为，2000年之前中国社会还未形成较为稳定的阶层结构，人们对社会地位尚未有明确认识，2000之后利益分化导致中国社会阶层趋于定型化[注]李强：《社会分层十讲》，社会科学文献出版社2011年版，第117页。，阶层差异变得更为明显，这也是人们形成明确阶层认同及其偏移的前提条件。另一个重要的佐证就是自2000年以后，中国基尼系数开始超过0.4[注]尹虹潘、刘姝伶：《中国总体基尼系数的变化趋势———基于2000—2009 年数据的全国人口细分算法》，《中国人口科学》2011年第4期。，并基本保持稳定。第三，阶层认同分布相对于客观地位更为趋中的现象有何社会学意义？根据本文的分析框架，代际社会流动、社会网络机制促进了地位认同的趋中分布程度，虽然资源分配结果的不平等程度很大，且趋于加剧，但社会流动、社会网络能够极大缓解不平等所产生的结构性压力。这也从另一个侧面说明，虽然我国的基尼系数已超过国际警戒线，但社会流动、社会网络却稀释了收入不平等所造成的结构紧张，促进我国城市社会稳定、健康快速发展。
本文还有以下待开拓的学术空间：第一，本文所提出社会流动、社会网络对阶层地位认同偏移影响机制的边界条件是什么？正如前文所述，在美国与欧洲均已发现了社会流动与地位认同偏移的经验研究，说明阶层认同偏移现象并未为中国特有，那么本文的理论框架能否解释国外居民阶层地位认同偏移现象？第二，宏观的社会发展如何影响社会流动、社会网络与阶层地位认同偏移之间的关联性？由于数据限制，并未深入研究宏观结构性变化是如何影响微观变量之间的关系的。上述两个问题，都提供了未来的学术研究空间。
1908年，王钟声和任天知等创办了中国第一所话剧学校——通鉴学校。“戊申（1908年）春二月，王钟声和任天知合创通鉴学校于沪。春阳虽散，而王氏之雄心尚未已，因与任天知合创通鉴学校于沪北，意在养成新剧人材，故其教科，都属于戏剧者。”[2]61在通鉴学校被迫关闭后，1910年，任天知在上海成立了中国第一个职业话剧团体——进化团。“庚戌（1910年）冬十一月，任天知来沪，立进化团。通鉴亡后，任氏不知所之。是月天知忽来沪上，立进化团于上海宾馆，广登报章，征集剧者。汪优游、陈镜花、王幻身、萧天呆、钱逢辛辈多归之。进化团原名进行团，嗣恐为当道见疑，遂经团员公议，易其名曰进化。”[2]71-72
[中图分类号]C912.3
[文献标识码]A
[文章编号]1003-4145[2019]05-0065-11
收稿日期：2018-12-20
作者简介：
张 顺(1968—)，男，西安交通大学人文社会科学学院、实证社会科学研究所教授、博士生导师，主要研究方向为社会分层与流动、社会网络与劳动力市场。
梁 芳(1980—)，女，西安交通大学人文社会科学学院、实证社会科学研究所博士研究生，主要研究方向为社会分层与流动。
李姚军(1958—)，男，西安交通大学长江学者、曼彻斯特大学社会学系及Cathie Marsh Institute for Social Research 教授、博士生导师，主要研究方向为社会流动与社会分层。
基金项目：本文系国家社会科学基金重大项目“多学科视野中的社会网络分析模型”(项目编号：13&ZD177)、阐释党的十九大国家社会科学基金重大专项招标项目“实现更充分更高质量就业的机制与对策”(项目编号：18VSJ094)的阶段性成果。
(责任编辑：陆影)
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