·社会建设研究
摘要：在社会转型过程中，个体生活空间的转换唤醒了他们心中既存的社会认同，成为他们行为选择的心理逻辑。社会认同对施压性利益表达具有显著性影响。社会公平认同越低或社会冲突认同越高的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。教育程度越高的社会个体越易参与施压性利益表达，女性较男性更不易参与施压性利益表达。年龄、政治身份、社会地位等对施压性利益表达不具有统计学意义。减少或防止施压性利益表达，达致社会和谐，必须调节收入分配以提升社会公平认同和降低社会冲突认同。
关键词：社会公平；社会冲突；施压性利益表达；社会公平认同；社会冲突认同
一、问题提出与研究假设
市场化取向的改革使社会个体获取的利益产生不平衡性与非同步性，不同阶层之间、同一阶层不同成员之间，出现了利益获取方式与效果的差异，进而造成利益冲突，并在实践的集群性行为中得到证明：社会认同与工具理性和群体愤怒合力成为社会个体参与集群性行为的重要影响变量。①参见陈浩、薛婷、乐国安《工具理性、社会认同与群体愤怒——集体行动的社会心理学研究》（《心理科学进展》2012年1期）。在利益矛盾多元化与冲突显性化境域下，一些学者关注到社会转型过程中集群性行为发生的内在逻辑，于是引用了抗争性政治概念。依法抗争就是通过对中国农村抗争的事件以及在事件中抗争活跃分子的观察后而引入的概念。与其他大众抗争不同，依法抗争彰显出集体性、公开化、机会主义与获得关注等特点，具有特定的主体诉求边界和行为发展趋势，对公民身份的催生、政治变化的促进产生影响。②参见Kevin J.O'Brien,Lianjiang Li.Rightful Resistance in Rural China,Cambridge,New York,Cambridge University Press,2006.以法抗争是将依法抗争这一抗争性政治概念应用于中国底层社会的维护抗争以及部分群体性事件中的理论发展，被一些学者视为当代中国政治社会学的基本问题。③参见于建嵘《抗争性政治:中国政治社会学基本问题》（人民出版社2010年版）。抗争性政治影响因素众多，比如作为理性与情感兼备的社会个体所具有的“气”就是抗争性政治行为发生的重要元素。①参见应星《“气”与抗争政治:当代中国乡村社会稳定问题研究》（社会科学文献出版社2011年版）。“央强地弱”的政治信任差距也对抗争性政治产生显著性影响，政治信任差距越大，抗争性政治行为发生的可能性越大。②参见谢秋山、许源源《“央强地弱”政治信任结构与抗争性利益表达方式》（《公共管理学报》2012年4期）。以上研究成果为我们揭示了底层大众在利益冲突下日常反抗行为的基本图景。但也有批评者认为抗争性政治包含有等级存在和阶层对立的关系，过分地强调了社会精英与底层大众的对立，这种造反有理的内在逻辑不太符合现时社会主义现代化建设尤其是社会主义和谐社会的需要。③参见徐勇《农民改变中国:基层社会与创造性政治——对农民政治行为经典模式的超越》（《学术月刊》2009年5期）。而且抗争性政治对于当代中国政府与底层社会的关系存在误解，由于其革命气息较重而忽略了底层社会在抗争行动中的创造性结果。④参见王可园《“底层社会与抗争性政治”还是“基层社会与创造性政治”——农民政治行为两种分析框架比较及重构》（《中国农业大学学报社会科学版》2015年3期）。实际上，对于以务实、讲求实际著称[1](p132-133)的中国底层大众来说，他们并非是真正想与政府抗争什么，他们知道凭借自己的力量也无法与基层政府进行有效抗争。但是，善于总结经验且务实的底层大众在日常生活政治实践中，看清并逐渐弄懂了社会稳定与上级认同是基层工作人员职务升迁的决定性因素。因此，被学者所认同的“抗争性行为”更多的是一种施压性行为。在本文中，我们引用施压性政治概念，以解决抗争性政治论者忽视的长期存在于中国底层大众的“民不与官斗”的基本思维。施压性利益表达是施压性政治序列中的重要行为，是指底层大众在熟知基层政府运行规则境域下，通过一定方式将自己的意见与利益诉求直接或间接地传递给决定基层领导政治晋升的对象，或通过扩大社会影响为基层政府设置人为“稳定地雷”，以此对基层政府施压，维护或实现自己的利益。按施压的程度差异，可以将施压性利益表达分为激烈施压性利益表达和温和施压性利益表达（见表1）。二者对社会的冲突和影响因行为选择的不同表现出巨大的差异性。
表1 施压性利益表达分类
类型激烈施压性利益表达温和施压性利益表达主要行为街头政治、集群性上访、罢工、示威、静坐、自杀关系网络、传统媒介、新媒体、写信
社会认同是社会群体内存在的共同的价值观和行动取向，本质上体现出社会大众对社会发展过程中的特定看法，表现了社会大众对社会的整体性评价和自我心理感受。在现实运行逻辑中，社会认同展现了群体共识的形成过程以及社会认同的基本功能，为研究者解释社会偏见和冲突的发生机理提供了心理分析视角。因此，社会大众的行为除了受制于个人的心理素质影响之外，还深受社会认同的影响。亚里士多德很早以前就分析过社会不公平与政治系统的关系：经济上的不公平深刻地影响到政治稳定，社会动乱总是可以在社会不公平中找到发生的源起。[2](p251-252)从社会认同角度来说，相对贫困是一种精神痛苦，但是明显的社会不公平则会使社会个体感觉到比这种相对贫困所带来的痛苦更加让人难以忍受，[3](p471)影响到社会群体的情绪生成。[4](p297-315)
在社会转型过程中，社会个体生活空间的转换逐渐地唤醒了他们心中已存在的社会认同，特别是他们的公平认同与冲突认同。心中既存的社会公平认同与冲突认同对社会大众行为的影响也渐渐进入到社会学学者们的研究视野中。有学者分析了社会转型期间社会个体的社会公平认同与社会冲突认同现状，探讨了二者之间的关系及历时性演变过程，追寻了不同群体间在社会公平认同与社会冲突认同存在的差异性，分析了大众社会认同的影响因素，如经济地位、收入与生活满意度等。⑤参见李路路、唐丽娜等《“患不均,更患不公”——转型期的“公平感”与“冲突感”》（《中国人民大学学报》2012年4期）。也有学者从阶层位置差异、阶层的自我定位以及成就归因等若干方面分析了城乡居民在社会冲突认同的差异化影响。⑥参见王刘飞《社会比较、成就归因与社会冲突感》（《社会科学》2015年6期）。因此，社会大众的行为除了与其所处环境相关联外，还受制于特定社会认同的影响。在社会转型加速的当代中国，各个阶层之间以及同一阶层内部之间，他们的社会认同也存在着较大差异。诱致了多元社会公平认同与社会冲突认同的产生，这是中国40年改革开放发展变迁的映射，对大众的行为选择产生重要影响。利益表达往往可以在社会不公平与社会冲突的宏观叙事背景下找到答案。①参见孙立平《切实保护弱势群体的合法权益》（《金融信息参考》2005年2期）。社会公平认同与社会冲突认同也深刻地影响到社会大众的利益表达行为。基于此，本文提出的假设为：
在对照组治疗方案的基础上，再予硫酸氢氯吡格雷片（规格为75 mg/片）75 mg，1次/d口服。治疗7 d为1个疗程，共2个疗程。
假设1：社会公平认同与施压性利益表达存在显著性关系，社会公平认同越低的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。
社会冲突认同。在CGSS2010问卷设计中，有一道题目为“在您看来，我国的下列社会群体之间的冲突情况如何？”并提供了多种选项以供抽样者选择。基于大多数社会个体的日常生活经验和日常感知，我们选择“穷人和富人之间”的冲突认同作为社会冲突认同变量。选项为“非常严重”“比较严重”“一般”“不太严重”“根本没有冲突”5级定序变量，我们分别将其编码为1、2、3、4、5。数值越小，代表社会个体的社会冲突认同越高。
二、数据、变量与模型
（一）数据来源。
模型1回归结果显示，因变量与自变量间的模型拟合度较好（Χ2=14.058，p=0.015＜0.05），说明人口变量与控制变量中至少有一个变量对施压性利益表达有显著性影响。从表3的数据来看，人口变量中的性别与教育程度对施压性利益表达有显著性影响，女性参与施压性利益表达的发生概率是男性的0.740倍，意即在相同的条件下，女性参与施压性利益表达的概率会较男性下降26%（e0.740-1）。教育程度越高的社会个体越易参与施压性利益表达，教育程度每提升一个级别，参与施压性利益表达的概率就增加17.6%（e1.176-1）。数据显示，年龄、政治面貌与社会地位对社会个体是否参与施压性利益表达没有显著性影响，这也与一些学者得出的结论完全不同。①参见冯仕政：《单位分割与集体抗争》，载《社会学研究》2006年第3期。再进一步分析基准模型中人口变量及控制变量和激烈施压性利益表达因变量的关系，我们可以看出，二者之间的模型拟合度较差（Χ2=7.219，p=0.205＞0.05）。人口变量及控制变量与温和施压性利益表达因变量间的模型拟合度较好（Χ2=14.058，p=0.000＜0.05），说明人口变量和控制变量中至少有一个对因变量有显著性影响。具体来看，女性参与温和施压性利益表达发生的概率是男性的0.714倍；随着教育程度的提升，社会个体参与温和施压性利益表达行为发生的概率会提升43.7%（e1.437-1）。其他变量对因变量没有显著性影响（见表4）。
就控制变量而言，当纳入社会公平自变量后，模型2与模型1相比，性别仍然对三种利益表达行为具有显著性影响，女性参与三种施压性利益表达的概率较男性低，发生概率减少的数值在25.9%-28.5%间。随着自变量的纳入，教育程度对不同利益表达行为的影响存在差异。随着教育程度的提升，社会个体越发参与温和施压性利益表达，教育程度每提升一个等级，参与温和施压性利益表达行为的发生概率会增长41.4%（e1.414-1）。但对于施压性利益表达和激烈施压性利益表达却没有显著性影响，这与模型1存在微小差异。
（二）核心变量与处理。
1.因变量。
施压性利益表达。在CGSS2010问卷设计中，要求被抽样者回答“在过去一年中，您在所处社区有否参加过以下活动”，提供了“参加抗议或请愿”“参加集体上访”“参加写联名信”“向新闻媒体反映”等四种主要行为，要求被调查者提供有或没有的回答。根据本文研究需要，我们将此量表更名为“是否参与过施压性利益表达”，并将变量命名为“施压性利益表达”，将参加过上述四种行为中任何一种的被调查者归类于“是”，编码为1，凡是一种也没有参与的，归类于“否”，编码为0，其他选项如“不适用”“不知道”“拒绝回答”等归类于缺失值。根据四种行为冲突程度的差异，我们将前两种行为重新命名为“是否参与过激烈施压性利益表达”量表，后两种行为重新命名为“是否参与过温和施压性利益表达”量表，按相同规则进行变量的重新命名和编码，获得两个新变量：激烈施压性利益表达与温和施压性利益表达。
2.自变量。
社会公平认同。在CGSS2010问卷设计中，要求被抽样者回答“总的来说，您认为当今的社会是不是公平的”，选项为“完全不公平”“比较不公平”“居中”“比较公平”“完全公平”5级定序变量，我们分别将其编码为1、2、3、4、5。数值越小，代表社会个体的社会公平认同越低。
假设2：社会冲突认同与施压性利益表达存在显著性关系，社会冲突认同越高的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。
3.2.3.3 补足液体 患者术后禁食期间，应给予充足的补液及营养液满足机体的需要，防止血容量不足。患者肛门排气能进食后，可指导患者进食高纤维素、高蛋白、高维生素和低胆固醇饮食，多食富含纤维素蔬菜，同时也可多喝果汁和水，使血液黏稠度降低，增加血流速度，从而预防DVT的形成［17］。
从火焰中心形成到汽缸内出现最高压力为止，这段时间称为明显燃烧期。在示功图上为汽缸压力线脱离压缩线开始急剧上升到压力达到最高点。
3.控制变量。
模型2是在基准模型1的基础上，纳入社会公平认同变量之后，考察社会公平认同变量对施压性利益表达的影响。从表5我们可以看到，社会公平认同变量与施压性利益表达的回归模型的拟合度p值等于0.000，远远小于基准模型1的拟合度0.015。意即，当模型在纳入社会公平认同自变量后，模型的拟合度大大提升。从回归结果看，社会公平认同自变量对施压性利益表达有显著性影响（p=0.000＜0.05），社会个体对社会公平认同越高，越不易参与施压性利益表达影响。即，随着社会公平认同从不公平到相当公平有序等级转换过程中，每从一个层级转到另一个层级时，社会个体参与施压性利益表达行为的发生概率会降低20.9%（e0.791-1），也就是说，社会公平认同越低的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。假设1全部通过验证。将社会公平认同变量纳入激烈施压性利益表达模型后，模型的拟合度一改基准模型1不显著结果，p值等于0.000，模型拟合度较好，说明纳入社会公平认同变量后，激烈施压性利益表达模型显著。社会公平认同对社会个体是否参与激烈施压性利益表达行为具有显著性影响（p=0.000＜0.05)。在相同条件或环境下，那些认为社会较公平的社会个体比那些认为社会不公平的社会个体参与激烈施压性利益表达行为的发生概率减少30.6%（e0.694-1）。即，社会个体越认为社会不公平，越较易参与激烈施压性利益表达行为。在考察温和施压性利益表达回归模型时，纳入社会公平认同变量后，并没有影响模型的拟合度。与基准模型1相比，模型的拟合度仍然非常好（p=0.000＜0.05）。虽然从数据中可以看出，社会公平认同变量对温和施压性利益表达具有较大影响（p=0.060＜0.1），但相对于前两种回归模型来说，这种影响减弱了很多（从0.000下降到0.060）。在相同的条件或环境下，认为社会较公平的社会个体比认为社会不公平的社会个体参与温和施压性利益表达的概率会下降12.1%（e0.879-1）。
社会地位。在CGSS2010问卷设计中，要求被抽样者回答“您认为您自己目前在哪个等级上”，选项为1-10。我们对此选项进行三等分法，将选择1-3的选项归类于社会下层，编码为1，将选择4-7的选项归类于社会中层，编码为2，将选择8-10的选项归类于社会上层，编码为3。主要变量描述性统计见表2。
为了获得被调查者在社会公平认同与社会冲突认同的总体性态度，我们按照公式对数据进行标准化处理，其中x代表变量，max为变量的最大值，min为变量的最小值。
表2 各主要变量描述性统计表
变量名是否参与过施压性利益表达否是频率11372 301未参与过施压性利益表达频率5449 5922百分比/均值97.4 2.6性别年龄政治面貌男 女参与过施压性利益表达频率169 132教育程度社会地位非党员党员初等教育中等教育高等教育社会下层社会中层社会上层253 48 170 78 53 100 195 6 9963 1398 7434 2168 1747 4079 6963 286社会公平认同社会冲突认同百分比/均值56.1%43.9%47.31/47.06 84.1%15.9%56.5%25.9%17.6%33.2%64.8%2.0%49.65/42.94 38.49/30.70百分比/均值47.9%52.1%47.31/47.31 87.7%12.3%65.5%19.1%15.4%36.0%61.5%2.5%49.65/49.86 38.49/38.77
为了研究的深入，在模型中我们分别加入激烈施压性利益表达与温和施压性利益表达等因变量，自变量仍然为社会公平认同与社会冲突认同，且为五级连续变量，1～5分别表示社会公平认同越来越高与社会冲突认同越来越低。在此基础上，建构三个模型，模型1为基准模型，用以研究人口变量与社会地位中介变量等控制变量对施压性利益表达（包括激烈施压性利益表达与温和施压性利益表达）的影响；模型2是在模型1的基础上，纳入社会公平认同变量后，自变量对施压性利益表达（包括激烈施压性利益表达与温和性施压性利益表达）的影响；模型3是在模型1的基础上，纳入社会冲突认同变量后，考察自变量对施压性利益表达（包括激烈施压性利益表达与温和施压性利益表达）的影响。
（三）模型建构。
由于施压性利益表达为二分类因变量，所以我们就利用SPSS20中的二元Logistic回归分析方法，以探求社会公平认同及社会冲突认同与被调查者参与施压性利益表达行为的关系。二元Logistic回归的中心概念是Logit，它是胜算（odds）的自然对数，用于比较事件发生的概率与不发生的概率之间的比值。其数学公式为logit(p)=α+β1x1+…βmxm，α是常数项，表示自变量取值全为0时，比数（Y=1与Y=0的概率之比）的自然对数值。Beta为Logistic回归系数，表示当其他自变量取值保持不变时，该自变量取值增加一个单位引起比数比（OR）自然对数值的变化量。
数据标准化后转换成了百分制的连续变量。表2为各主要变量的描述性统计结果，并基于是否参与施压性利益表达进行了描述性统计比较。从描述性统计量来看，我国居民对社会公平的认同处于中间位置（均值=49.65），对应量表中的“居中”选项。整体上看，我国居民认为社会公平一般。我国居民对社会冲突的认同较高（均值=38.49），大体上界于“比较严重”和“一般”中间，但又偏向于“比较严重”端。描述性统计量数据显示，参与过施压性利益表达行为的受访者的社会公平认同要明显低于未参与过施压性利益表达行为的受访者（42.94＜49.86），参与过施压性利益表达行为的受访者的社会冲突认同高于未参与过施压性利益表达行为的受访者（30.70＜38.77）。表明社会公平认同越低和社会冲突认同越高的社会个体越易采取施压性利益表达行为。初步验证了假设1与假设2的结论。就人口变量来说，男性参与施压性利益表达行为的比例高于女性，表明男性更易采取施压性利益表达行为；年龄对于是否参与施压性利益表达并没有太大影响；非党员个体参与施压性利益表达行为的比例要高于党员个体；参与施压性利益表达行为的主要为中等教育程度以下以及社会地位在中层以下的社会个体。这些结论是否具有统计学意义，尚需通过SPSS回归分析来进一步探测。
表3 纳入控制变量预测施压性利益表达的Logistic回归分析
注：*p＜0.1,**p＜0.05,***p＜0.01。
Exp（B）0.740 1.001 1.176 1.103 1.042模型1回归系数控制变量性别年龄教育程度政治面貌社会地位常量整体模型适配度检验施压性利益表达B（S.E）-0.301**（0.120）0.001（0.004）0.162*（0.085）0.098（0.178）0.041（0.115）-3.571 Χ2=14.058**Hosmer-Lemeshow检验值=13.997 n.s.Exp（B）0.735 1.004 0.880 1.182 1.062激烈施压性利益表达B（S.E）-0.308**（0.154）0.004（0.005）-0.128（0.119）0.167（0.237）0.061（0.146）-3.806 Χ2=7.219 Hosmer-Lemeshow检验值=3.434温和施压性利益表达B（S.E）-0.336**（0.150）-0.001（0.005）0.363***（0.101）0.110（0.212）0.114（0.146）-4.332 Χ2=28.019***Hosmer-Lemeshow检验值=11.888 n.s.Exp（B）0.714 0.999 1.437 1.116 1.121
中国综合社会调查（CGSS）运用严格的社会学调查方法，抽样调查了我国部分居民的行为、态度等基本信息。样本覆盖了31个省自治区直辖市，成为学者研究中国人行为、态度与思维模式以及生活、工作、社会结构变迁的重要数据源。本文所使用的数据为中国综合社会调查（CGSS）2010年的调查数据，有效样本量为11785份。
培养学生的工匠精神要从学生的专业入手，工匠精神要植根于专业的培养之中，既让学生认识到专业之于高职生的重要作用，又让学生认识到专业学习的优势与挑战。用优势吸引学生，用挑战激励学生。从学生培养方案入手，加强学生专业培养。“应根据高职学生的学情和特点，进一步改进和完善人才培养方案，选择适当的方法和途径，弘扬‘劳动光荣，技能宝贵’，形成‘崇尚一技之长，不唯学历凭能力’的良好氛围。[2]”注重学生专业的培养，是培养工匠精神之根。
表4 纳入社会公平认同变量预测施压性利益表达的Logistic回归分析
注：*p＜0.1,**p＜0.05,***p＜0.01。
激烈施压性利益表达B（S.E）-0.302*（0.155）0.006（0.005）-0.174（0.119）0.193（.237）0.159（0.146）-0.365***（0.071）-3.029 Χ2=34.387***Hosmer-Lemeshow检验值=14.075 n.s.模型2回归系数控制变量 自变量性别年龄教育程度政治面貌社会地位社会公平认同常量整体模型适配度检验施压性利益表达B（S.E）-0.299**（0.120）0.003（0.004）0.133（0.085）0.115（0.178）0.105（0.115）-0.234***（0.055）-3.045 Χ2=32.363***Hosmer-Lemeshow检验值=11.595 n.s.Exp（B）0.741 1.003 1.142 1.122 1.111 0.791 Exp（B）0.740 1.006 0.841 1.213 1.173 0.694温和施压性利益表达B（S.E）-0.336**（0.150）-0.001（0.005）0.346**（0.101）0.120（0.211）0.149（0.147）-0.129*（0.069）-4.029 Χ2=31.437***Hosmer-Lemeshow检验值=3.003 n.s.Exp（B）0.715 0.999 1.414 1.128 1.160 0.879
三、实证分析结果
（一）社会公平认同与施压性利益表达
人口变量。性别——男性编码为1，女性编码为2；年龄——按当时调查的年份（2010年）减去问卷中的“您的出生日期-年”获得一个连续性变量；政治面貌——我们将问卷中的选项“共产党员”“民主党派”“共青团员”“群众”降维为“党员”和“非党员”二分类选项，并分别赋值为1和0；教育程度——将问卷中的“没有受过任何教育、私塾、小学、初中”归类于初等教育，编码为1，“职业高中、普通高中、中专、技校”归类于中等教育，编码为2，“大学专科（成人高等教育）、大学专科（正规高等教育）、大学本科（成人高等教育）、大学本科（正规高等教育）、研究生及以上”归类于高等教育，编码为3。
从第二个模型来看，在其他情况不变的情况下，户籍、年龄、收入、学历、年均参团次数和职业对默认补偿的影响不显著。旅游者性别在10%水平上统计显著，价格因素、信息对称和搭便车因素都在1%的水平上显著影响默认补偿行为。其中，价格因素增加1个单位，默认补偿行为会增加3.224个单位。信息对称情况增加1个单位，默认补偿行为减少2.633个单位，这里存在一个“悖论”，似乎信息对称情况愈差，旅游者愈会表现出来默认补偿行为(这可能与该维度下包含了信息本身对称情况和由旅游者自身造成的信息对称情况有关)。搭便车因素增加1个单位，默认补偿行为会增加2.018个单位。
（二）社会冲突认同与施压性利益表达
模型3是在基准模型1的基础上，纳入了社会冲突认同变量后，自变量对各因变量的影响情况。回归结果显示，当模型纳入社会冲突认同变量之后，回归模型的拟合度大幅度提升，p值从基准模型1的0.015上升到0.000。说明社会冲突认同变量纳入模型后，模型的拟合度得到大幅度改善。社会冲突认同变量对施压性利益表达有显著性影响（p=0.000＜0.05)。从回归结果来看，随着社会个体对社会冲突认同从非常严重到非常不严重有序等级转换过程中，社会个体参与施压性利益表达行为的发生概率会降低23.2%（e0.768-1）。意即，社会冲突认同越高的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。假设2全部通过验证。当社会冲突变量纳入模型后，社会冲突认同与激烈施压性利益表达的模型拟合度较基准模型1有所提升（p=0.027＜0.05）。回归数据显示，社会冲突认同对激烈施压性利益表达行为有显著性影响（p=0.009＜0.05），社会个体认为社会冲突越不严重，越不易参与激烈施压性利益表达。在相同条件或环境下，社会个体从认为社会冲突非常严重到社会冲突非常不严重的层级转换过程中，每转换一个层级，参与激烈施压性利益表达发生的概率会下降16.5%（e0.835-1）。当社会冲突认同变量纳入温和施压性利益表达模型时，模型的拟合度与基准模型1相比没有太大变化。社会冲突认同变量对温和施压性利益表达有显著性影响（p=0.000＜0.05），在相同条件或环境下，社会个体从认为社会冲突非常严重到社会冲突非常不严重的有序层级转换过程中，参与温和施压性利益表达发生的概率会下降23.5%（e0.765-1）。
表5 纳入社会冲突变量预测施压性利益表达的Logistic回归分析
注：*p＜0.1,**p＜0.05,***p＜0.01。
就控制变量来看，当加入社会冲突认同变量之后，性别和教育程度仍然对施压性利益表达有显著性影响。在相同条件或环境下，女性参与施压性利益表达的发生概率较男性下降了26.8%。教育程度越高的社会个体越易参与施压性利益表达，教育程度每提高一个级别，参与施压性利益表达发生的概率会提高16.2%（e1.162-1）。从回归模型来看，教育程度对激烈施压性利益表达无显著性影响，性别对激烈施压性利益表达的影响程度显著下降（p值从施压性利益表达的0.010上升为激烈施压性利益表达的0.047）。当社会冲突认同纳入温和施压性利益表达模型后，教育程度与因变量间的显著性大幅度提升（p=0.000＜0.05），意即教育程度越高的社会个体越倾向于参与温和施压性利益表达。
2.3体征常不典型,高过清音和呼吸音减低的体征易被原发病所掩盖,加之胸膜粘连,易发生局限性气胸和多发性气胸,气管移位不明显,与原发病不易区别,及时给予胸部X线或CT检查可及早确诊。
四、结论与讨论
在社会个体日常利益表达实践中，部分基层政府及其工作人员认为社会个体的利益表达就是添乱、找事，对社会个体正常的利益诉求予以堵塞甚至打压，或者基层政府及其工作人员处理社会个体的利益诉求的周期超出了社会个体可忍受的程度，再加上社会个体与部分基层政府及其工作人员由于工作目标、工作体验以及生活环境和利益追求以及长期以来在此环境下所形成的习惯的差异性，使得他们在利益表达价值、态度以及行为方式等方面存在着差异化的认同，形成了断裂的利益表达链条。①参见姚望《转型期中国农民利益表达链条的断裂与铸合》（《中国特色社会主义研究》2010年6期）。社会个体在利益诉求受阻或失败的情况下，往往会产生只有“闹大”才能得到解决的心理认同，施压性利益表达行为因此产生。另一方面，在改革开放之前，基层政府及其工作人员关注的更多的是上级摊派的指标，除了经济发展之外，主要体现为提留的收取，计划生育的管理和控制等。这些构成了基层政府及其工作人员政治晋升的有效资源，而且只能成功，不能失败，否则就有可能影响到他们的政绩考核，甚至会影响到官职的升迁和人员的调动。随着社会主义和谐社会理论的提出，特别是十八大以来以人民为中心的发展理念和服务意识不断得以强化和固化，基层政府及其工作人员的政绩考量资源逐渐从经济层面转到社会和谐和以人民为中心的价值判断上。在政治实践中，社会个体也发现了上层关注与评价对基层政府工作人员职务晋升之影响的奥秘，②参见于群博、童辉《项目制:一种新的国家模式的文献综述》（《南京农业大学学报社会科学版》2016年3期）。通过施压性利益表达将基层政府的政治晋升的资源短板置于他们的上级领导视野中，以此解决自己的利益诉求。
当然，利益受损之后的社会个体为了实现利益的维护与增进会产生利益表达行为，但作为社会环境中的个体，社会认同也对施压性利益表达产生重要影响。已有研究也证明，社会认同不仅影响到社会个体的主观幸福感，③参见王中会《流动儿童心理韧性对主观幸福感的影响:社会认同的中介作用》（《中国特殊教育》2017年7期）。而且对社会个体的网络利他行为具有正向推动作用。④参见杨欣欣、刘勤学等《大学生网络社会支持对网络利他行为的影响:感恩和社会认同的作用》（《心理发展与教育》2017年2期）。正如本研究所得出的结论那样：社会认同中社会公平认同与施压性利益表达存在显著性关系，社会公平认同越低的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。社会冲突认同与施压性利益表达存在显著性关系，社会冲突认同越高的社会个体越倾向于参与施压性利益表达。在现实社会实践中，社会个体对社会公平和社会冲突的认同更多的直观反映在他们对既存的收入分配状况的认知上。因此，我们在坚持按劳分配这一基本原则的同时，不断完善按要素分配的体制机制，促进收入分配更合理、更有序，[5](p46)提升社会公平认同和降低社会冲突认同，减少或防止施压性利益表达。同时，个体在进行利益表达时，经常会出现“许多人往往不知道在哪或怎样同各级政府谈判以提出自己的要求”[6]的现象，必须在互助中形成合力以克服一己力量的无能为力状态。[7]（p636-637）因此，我们也应构建各种利益表达组织，增强利益表达方式的理性化，消解原子化利益表达的无序化，提升利益表达结构的效率。[8]（p71）
国内的知名高校开设了具有本校特色的开放课程。比如，清华大学的“学堂在线”上线、上海交大的“好大学在线”、爱课程网的“中国大学MOOC”、果壳网的MOOC学院、智慧树慕课、慕课网和超星慕课等，有些平台提供付费的结业证书。学习者可以凭借自己的兴趣自由选择这些开放的网络课程，这些开放课程最大的优势是世界范围的优质师资与教学课程资源的分享，一定程度上解决了教育资源不平衡的问题。
本研究揭示了年龄对于是否参与施压性利益表达并没有太大影响；非党员参与施压性利益表达行为的比例要高于党员个体；参与施压性利益表达的主要为社会地位处于中层以下的社会个体。但这些并不具有显著的统计学意义。教育程度对施压性利益表达有显著性影响，教育程度越高的社会个体越倾向于参与施压性利益表达，尤其是偏好于温和施压性利益表达。本研究也体现出了性别政治学的魅力。在结论中，女性较男性更不易参与施压性利益表达行为。如果仅以女性样本作为分析数据源的话，是否得出现有结论？对此我们不得而知。但毫无疑问，它为我们拓展性别政治学的研究范围提供了实践的路径。
当然，在本文中，我们只是从社会公平认同和社会冲突认同两个层面探讨社会个体参与施压性利益表达的影响因素。但社会认同不仅限于这两个层面，其他社会认同——如社会满意度认同、社会清廉认同——是否会对社会个体参与施压性利益表达产生影响？工具的介入——如媒介的使用，尤其是互联网的使用——会不会进一步提升社会个体参与施压性利益表达的概率？这些问题需要学者们做进一步的深入分析和研究。
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[6]Drew Hyman，Daniel Griffiths and Bruce Ungar.Pathways to Community Services:The Effect of Differential Informatio of participation[J].Nonprofit and Voluntary Sector Quarterly，1977，（6）.
[7][法]托克维尔.论美国的民主（下卷）[M].北京：商务印书馆，1988.
[8]Kenneth Lieberthal.Bureaucracy，politics，and Decision Making in post-Mao China[M].Berkeley University of California press，1992.
中图分类号：C913
文献标识码：A
文章编号：1003-8477（2019）02-0058-08
作者简介:姚望（1972—），男，政治学博士，浙江传媒学院马克思主义学院副教授。
基金项目：国家社会科学基金项目“网络集群利益表达的结构剖面、生发机理与秩序建构研究”（16BZZ026）的阶段性成果。
责任编辑 唐 伟
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