佳文回溯｜時代之力：我國中等收入群體階層認同偏差的趨勢分析

鄒宇春

中國社會科學院

社會學研究所發展社會學研究室

主任、副研究員

時代之力：我國中等收入群體階層認同偏差的趨勢分析

來源 | 《社會學研究》2023年第3期

作者 | 鄒宇春

責任編輯 | 劉保中

在我國擴大中等收入群體比重的政策目標下，探討此群體階層認同偏差（尤其是低位階層認同偏差）的變化趨勢有助于精準施策。本研究基于CSS2008—2021年全國抽樣調查數據，運用趨勢分析模型（APC-I）研究發現：在年齡、時期、世代三個時間變量中，中等收入群體低位階層認同的時期效應最明顯；時期效應表現為隨時期推移而風險呈上升趨勢，但2017年以后開始下降；各世代在不同時期的低位階層認同有所不同，其中最特殊的是1992—1995年出生的群體，低位階層認同風險有所減小；年齡效應影響較弱，低位階層認同風險在低年齡段最低。以上發現對把握和引導中等收入群體的階層意識和行為有重要參考意義。

一、研究背景

自2002年以來，“擴大中等收入者比重”“加快構建橄欖型分配格局”被多次寫入中央相關文件中。尤其黨的二十大報告明確指出，扎實推進共同富裕需要“擴大中等收入群體”，到2035年基本實現社會主義現代化國家的總目標之一是“中等收入群體比重明顯提高”。這一系列政策變化背后有其深刻的學理依據：社會分層領域的眾多研究發現，中等收入群體是現代社會主流價值觀的基礎，起到提高社會消費力、防止各種極端主義、維護社會穩定等作用（李培林，2017）。不過，學者們同時也在研究中發現，以客觀標準識別的中等收入群體若在主觀認知上尚未形成對中等收入階層的自我認同，并不必然能發揮其相應的階層作用（李培林，2017；張海東、劉曉瞳，2019）。就此點而言，主觀階層認同是民眾自身處于客觀階層的獲得感的重要衡量指標之一。要實現擴大中等收入群體的規模并發揮其相應作用的政策目標，除了要實現其物質層面的客觀增長，還需形成與客觀水平相符的中等階層的意識。提升客觀階層與主觀階層的一致程度，在很大程度上是實現物質與精神雙富裕的共同富裕建設以及全面建設社會主義現代化國家新征程的應有之義。

與20世紀西方社會盛行的“中層認同”趨向不完全相同，學者們發現我國居民對自我階層的主觀認定存在明顯向下偏移的低位認同現象（馮仕政，2011；陳光金，2013；陳云松、范曉光，2016），中等收入群體主觀認定的階層層級低于其實際所處的層級的現象也比較明顯（趙延東，2005；任莉穎，2022）。學者們指出，這種低位階層認同現象很可能會讓他們產生更強社會沖突意識、更低社會公平感和政府信任度（張海東、劉曉曈，2019），社會兩極對立的可能性也大大增加（李煒，2020），必須予以重視。遺憾的是，盡管有關階層認同偏差以及低位階層認同的研究較為豐富，聚焦中等收入群體低位階層認同的趨勢研究卻略顯不足。

相比對單個時點的社會現象的研究，趨勢研究提供了動態研究視角，有助于宏觀認識和科學研判社會現象的變遷規律。趨勢研究從時間維度入手，認為以人為核心的社會經濟現象的變遷趨勢大體受到三大類因素的影響：一是宏觀上受到包括制度、政策、文化、社會事件等外在社會結構因素的影響；二是微觀上受到社會個體的物理年齡增長下生命周期中各種生活經歷的影響；三是不同時期出生的人群面對同樣的社會變遷時很可能會受到不同的影響，且這種影響會持續存在于他們的后續行為中（Ryder，1965）。它們恰好對應了時間維度的三個面向，表現為時期效應、年齡效應和世代效應，這是趨勢研究中三個相互聯系卻又各有不同的解釋和預測因素，是需區別對待的引起變遷的三種時間動力機制（吳愈曉等，2022）。

在此視角下，當前有關中等收入群體的低位階層認同研究存在幾個問題有待回答：（1）盡管許多研究發現中等收入群體存在低位階層認同，但這種低位認同現象存在何種變化趨勢？尤其是隨著十八大以來宏觀環境變化速度加快，中等收入群體的低位階層認同偏差程度是有所緩解、保持不變還是有所加劇？（2）由于社會個體隨著年齡的變化而生命周期有所不同，中等收入群體的低位階層認同是否會隨著年齡的增長而發生變化？（3）如把處于相同時間段出生的人定義為同一個出生世代，各世代的中等收入群體在低位階層認同上是否存在差異？若是，哪些世代的中等收入群體的低位階層認同現象最需要關注？（4）從社會變遷的動態視角來看，時期、年齡、世代三者對中等收入群體的低位階層認同的作用力是否相近抑或有所不同？

為回答以上問題，本研究采用一個不同于傳統APC趨勢分析的新模型——年齡—時期—世代交互效應模型（APC-I，Age-Period-Cohort-Interaction Model），基于對全國概率抽樣的2008—2021年的多期重復截面調查數據的分析，從年齡、時期、世代三個不同的時間維度，探索我國中等收入群體的低位階層認同的變化趨勢以及內在的時間動力機制，進而為“精準擴中”的相關研究和政策評估提供實證支撐。

二、文獻回顧和研究假設

（一）中等收入群體與低位階層認同

1.中等收入群體低位認同的理論取向

在社會分層研究中，階級結構化視角和階層分析模式均認同當前中國社會結構存在經濟資源占有差異化現象（李春玲，2019）。中等收入群體是解析這種差異化現象的重要概念之一。它指經濟收入處于全社會中等水平的群體，是組成橄欖型社會結構的重要組成部分。中等收入群體是具有較為積極、正向、溫和的態度行為的群體，其在社會結構中占比越大，橄欖型社會就越完全，社會和諧穩定的可能性也越大。為此，學界對中等收入群體的成長寄予厚望，多數研究圍繞此群體的來源、現狀、影響因素、作用等內容展開，希冀為有效擴大中等收入群體的規模提供理論依據和實證參考。這些研究取得了極為豐富的成果，其中有關我國中等收入群體的中層認同較為缺乏并且存在向下偏移現象的發現，使社會分層研究中產生了一個極其重要的議題（參見劉欣，2001；王春光、李煒，2002；趙延東，2005；李春玲，2017；陳光金，2013；高勇，2013；陳云松、范曉光，2016；李培林、崔巖，2020；李煒，2020；鄒宇春等，2020；張文宏，2022；任莉穎，2022）。

所謂階層認同，指個體對其自身在社會的階層結構中所處位置的主觀感知。目前，對于中等收入群體的低位階層認同現象的可能性后果，學者們認為，當客觀地位居中但在主觀上尚未對自我形成清晰、合理的中間階層認同時,他們應有的階層作用并不能充分發揮出來（張海東、劉曉瞳，2019），尤其當各階層都有向下的低位認同傾向時，意味著中層認同缺失，這對社會公平感、社會沖突感和沖突行為傾向都會產生顯著的影響，對中國社會的穩定和發展構成一種隱憂（劉欣，2001；趙延東，2005）。相對而言，當前學者在此現象的成因上提供了更加多元的解釋，大體包括社會事實論（許琪，2018；李駿，2021；范曉光、陳云松，2015；張海東、楊城晨，2017）、相對參照論（劉欣，2001；高勇，2013）、認同碎片論（王春光、李煒，2002；李培林，2005）、轉型生存焦慮論（陳光金，2013）、傳統文化論（李培林，2017）等理論解釋，并仍在不斷完善中。基于以上研究，低位認同的生成機制綜合而言可表述為：微觀層面社會個體的過去或當前的人力資本及結構資源（收入、教育、職業、住房、戶籍、聲望等）與自我預期的錯位（主觀標定較高的參照標準），以及宏觀層面結構因素和歷史文化的事實性壓力（如GNP、收入不平等、社會保障不足、藏拙文化等），單獨地或共同地對社會個體的自我階層認同產生向下偏差的影響。

這些研究成果為理解我國中等收入群體的低位階層認同提供了極其重要的理論指導，為如何擴大中等收入群體提供了一系列的理論洞見。不過，由于多數研究是基于橫截面數據的靜態分析，基于縱貫數據以動態視角去分析識別時期、年齡、世代三個時間因素對中等收入群體低位階層認同的影響機制的研究亟待豐富與補充。同時，在為數不多的論及階層認同下偏的趨勢分析中，使用的數據多采集于2013年及以前。比如，范曉光和陳云松（2015）發現，我國城鄉居民主觀階層低于客觀階層的下偏現象在2003—2012年呈增長趨勢。那么在此之后下偏趨勢是保持增長還是有所緩解，有待新的研究予以補充。本研究在已有研究的基礎上，采用全國調查數據，分析時段延長至2021年，運用APC-I模型聚焦中等收入群體的低位階層認同偏差的趨勢分析。

2.中等收入群體低位階層認同的測量取向

在識別低位認同偏差上，有兩個概念的測量取向需要厘定。一是如何測量主觀階層，二是如何測量客觀階層。相對而言，前者的測量方法較為簡單，研究者主要采用多級分層評價法，直接讓受訪者主觀認定自身處于哪個階層。

對于如何測量“客觀中等收入”，學界有多種方法取向。一方面，對以何種計量單位界定中等收入，存在家庭單位和個人單位兩種取向。國際上較為常見的是以購買力平價下的日人均收入/支出為計量單位。在我國，因“家本位”傳統文化的影響，家庭資源共享的社會事實很大程度上影響了個體在社會結構中的位置（許琪，2018），國內學者較多以家庭的年收入來界定個體的社會經濟地位。另一方面，不同于國際貧困線有相對明確的標準，中等收入的值域標準分為兩類：絕對標準和相對標準。前者常以世界銀行貧困線為參照系提供相對固定的收入值，以此來測定中等收入群體；后者給出了收入的區間范圍，收入落入此區間的群體為中等收入群體。對于絕對標準，隨著一個國家或地區的經濟持續發展和人均收入水平不斷提高，中等收入群體的比例和規模會持續增加，因而更常用于國際比較以分析全球中等收入群體的發展趨勢；對于相對標準，若收入結構沒有發生重大變化，中等收入群體的比重也基本不變，因而更多地被用于分析國內收入分配結構及制定社會政策（李春玲，2017；李培林，2017）。

本研究以相對標準下的家庭年收入來界定中等收入群體。對于相對標準，學者們多以收入分布的中位數或平均收入為基線，并按照一定方法測算并給出上下限區間。各區間雖有差異，但下限基本在50%至75%之間，上限在1.5倍至2.5倍之間（李春玲，2017）。眾多標準中，李培林（2017）提出以收入中位數的76%~200%區間定義中等收入群體的標準得到較多采用，本研究亦采用此相對標準界定客觀中等收入群體。

（二）中等收入群體低位階層認同的變遷維度

在趨勢分析中，年齡、時期、世代是共生的三個時間維度。它們分別代表社會現象發展變化的三個時間面向，有著不同的社會學含義（高海燕等，2022；李曉光、郭小弦，2022）。把趨勢分解為年齡、時期、世代引起的變化有助于闡明時間趨勢的重要特性，并為理解、比較隨時間變化下宏觀、微觀兩方面因素作用及其相互作用提供重要線索。

1.年齡效應

年齡效應主要反映中等收入群體的低位階層認同隨著社會個體的年齡增長而發生的變化趨勢。此效應與個體的成長經歷、生命周期相關。社會個體的生命周期可分為六個階段，分別是探索期（以父母家庭為生活重心，求學深造），建立期（擇偶結婚、生兒育女）,穩定期,維持期,高原期（努力工作、維持家庭、子女上小學直到子女獨立）和退休期（子女離家、退休終老）。從不同階段對應不同的生活內容可見，個人的生命周期在不同階段有著不同的需求和目標。本研究認為中等收入群體的低位階層認同會隨年齡的增長而有所不同。

在生命周期理論的基礎上，經濟學家莫迪利安尼與布魯姆伯格進一步提出生命周期消費理論（轉引自Deaton,2005），指出生命周期與消費水平存在顯著相關，理性的社會個體為了保證消費水平處于平衡狀態，在不同階段需有不同的資產配置。由此，前述的六個階段可簡化為三個階段：年輕時期收入低但消費高，需要貸款消費購買家庭生活品，儲蓄很少；中年時期收入日益增長且收入大于消費，在償還前期債務的同時開始儲蓄用于養老；老年時期收入變得很少，但消費支出逐漸大于收入。因此，中年人由于收入實實在在，較不容易產生向下階層認同。而青年人與老年人消費較易“入不敷出”，產生低位階層認同的可能性加大。

當前我國有關中等收入群體的研究較少關注年齡對低位階層認同的影響。在為數不多的幾篇文獻中，崔巖和黃永亮（2017）分析發現，青年人比中老年人更容易發生低位階層認同。該結果為研究年齡效應提供了有益參考。

由此，本研究提出“年齡效應”假設。

假設1.1：處于不同年齡階段的中等收入群體出現低位階層認同的傾向會發生變化。

假設1.2：相比處于中年階段的年齡組，青年階段與老年階段的年齡組出現低位階層認同的可能性更高；青年與老年兩者相比，青年階段比老年階段出現低位階層認同的可能性更高。

2.時期效應

時期效應是指某個時期的宏觀社會結構環境發生變化會對社會個體的態度和行為產生影響（Yang et al.，2008）。不同時期的宏觀社會變遷會不同程度地改變社會個體的物質世界和精神世界，很可能會對社會個體的客觀階層和主觀階層產生影響。

在過去十多年間，我國發生了很多宏觀層面的變化。這些變化顯著提升了我國民眾的生活水平。但同時基尼系數居高不下，貧富差距有待縮小，各階層內部流動空間縮小有固化風險，社會關系從熟人社會轉向陌生人社會，社會轉型帶來參照系的不斷變動以及明顯的生存焦慮。這種物質文明建設和精神文明建設不同步現象的后果之一是造成社會個體對客觀事實在主觀上難以形成理性的判斷。那么，面對如此多樣的制度、政策、文化的宏觀變遷，如何識別中等收入群體的低位階層認同的時期效應？在吉登斯（2009）看來，是否產生影響以及產生何種程度或方向的影響取決于社會變遷中發生的根本性的制度或結構的變化。基于此，本研究認為2008年以來有三類宏觀變化很可能產生顯著影響。

第一，2008年世界金融危機可能會產生消極的時期效應。2008年美國的次貸危機在全球化背景下演變為全球性的金融危機，我國為此實行了積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。在這些政策之下，我國經濟運行出現積極變化，總體形勢企穩向好，但同時寬松的貨幣政策也帶來了一些隱性的負面效果。比如加大了民眾的個體化趨勢（許琪，2018）、原子化傾向以及資本膜拜，無序擴張的資本涌入房地產市場、娛樂業，不穩定就業的風險加大（田志鵬，2022），民眾（包括中等收入群體）在逐漸上漲的房價（張棟，2011）下產生巨大的生存焦慮，并被娛樂業展現出的脫離實際的中層生活（劉相偉，2009）誤導。這些都很可能導致主觀階層與客觀階層脫節的風險被放大。

第二，黨的全國代表大會召開后可能產生積極的時期效應。中國特色社會主義最本質的特征是中國共產黨的領導。在我國，研究任何社會現象都有必要考慮黨的因素。2012年黨的十八大特別提出24字社會主義核心價值觀，并首次提出“建設廉潔政治”；2017年黨的十九大提出我國社會主要矛盾發生變化，要堅持在發展中保障和改善民生，保證全體人民在共建共享發展中有更多獲得感。兩次全國黨代會在很大程度上都“聚民心、集民智”，以黨的自我革命引導并推動全國各領域的精神文明建設，緩解了認識碎片化現象，尤其是消費領域的奢靡享樂風氣得到壓制，民眾逐漸能夠理性識別相應階層的生活方式和生活品味。由此，本研究認為主觀階層與客觀階層的向下偏差在很大程度上理應得到遏制。

第三，2020年末全面建成小康社會以及2021年上半年完成脫貧攻堅任務，理應產生更積極的時期效應。兩者都是宏觀層面事關民生的重要社會政策，對廣大民眾的社會心態產生了極為明顯的積極作用。尤其關于我國絕對貧困標準的界定和結對扶貧工作的開展，讓廣大民眾在積極參與社會建設的過程中不斷了解真實的社會階層結構并調整相應的主觀認知，理應對其自我階層評估起到積極的引導作用。

針對以上分析，本研究提出“時期效應”假設。

假設2.1：從2008年至2021年期間，我國中等收入群體的低位階層認同現象存在明顯的時期效應。

假設2.2：在2008年全球金融危機之后，中等收入群體的向下階層認同較高；其中，在2012年十八大、2017年十九大之后，尤其脫貧攻堅和全面建成小康社會的2020年之后，中等收入群體的向下階層認同現象會得到顯著改善。

3.世代效應

出生世代是指出生在同一年份（或時間段）并且經歷相同歷史事件的一群人。世代效應是指特定歷史時期的宏觀變化會對不同世代群體產生差異化且持久的影響。同世代的人因為有著共同的歷史經驗，極易對現實產生相同的感知和理解，這種曼海姆意義上的“經驗分層”使得各世代對不同時點的同樣問題的理解及行為很可能不一樣，也使得同一時期發生的社會變遷對不同的世代群體可能會產生不一樣的影響。

在消費市場研究中，劉世雄和周志民（2002）將世代作出如下區分：1945年以前為“偏愛傳統”的一代，1945—1960年為“失落”的一代，1960—1970年為“幸運”的一代，1970—1980年為“轉型”的一代，1980年及以后為“E”一代。鑒于有研究發現中高收入群體呈現較高的邊際消費傾向，擴大中等收入群體有助于擴大消費對于經濟增長的基礎性作用（李培林，2017；李培林、崔巖，2020），本研究認為從消費維度劃分的世代群體對于研究我國中等收入群體低位階層認同的世代效應同樣具有很好的社會學意義。

結合本研究使用之數據所涉及的人群結構，本研究采用上文的五世代劃分法：1945年以前出生者為“偏愛傳統”的一代，具有生命周期最長、生命歷程最豐富的特點，他們在成長期經歷了近代革命戰爭、新中國成立和人民公社運動，西方文化對其影響較小，有較強的集體主義，具有較深的傳統文化印記，易接受傳統“藏拙”文化，本研究認為其對自我的階層定位易被低估；1945—1960年出生者為“失落”的一代，包括部分40世代和50世代，大部分經歷了“上山下鄉”“文化大革命”“下崗”等社會變化，受到制度安排的巨大影響，對社會安排有種失落感，對未來的預期較低，也容易產生低位階層認同；1960—1970年出生者是“幸運的一代”，青年時期趕上高考恢復，事業奮斗期又趕上計劃經濟轉向市場經濟，對改革開放后傳入的西方文化也有較多接觸，比前面幾個世代更崇尚自由、科學，具有較好的發展機遇，出現低位階層認同的可能性相對更小；1970—1980年出生者是“轉型”的一代，其成長期正好趕上經濟轉型，經歷了物質條件從貧瘠到充裕的巨大轉變，進入職場后的向上階層流動通道暢通，對自由、科學、公正等價值觀有更深的認同，出現低位階層認同的可能性也更小；1980年及以后為“E”一代，在網絡電子媒體逐漸發展和物資日益豐富的社會環境下長大，傳統觀念較之其他世代更淡薄，個人主義相對較強，具有強烈的成就動機，注重消費和投資但不注重儲蓄，教育階段經歷了教育擴招、教育文憑含金量下降的壓力，成家立業階段面臨高房價、高養育支出和高職場內卷等壓力，加上受西方中產階層生活方式的影響，這一代人傾向低位階層認同的可能性極大。

由此，本研究提出“世代效應”假設。

假設3.1：中等收入群體的低位階層認同存在世代效應。

假設3.2：出生于1960年以前的各世代產生低位階層認同可能性會增加；出生于1960—1980年的各世代產生低位階層認同的可能性會減小；出生于1980年及以后的各世代產生低位階層認同的可能性會增加。

三、研究模型、數據與變量

（一）數據

本研究數據來自中國社會科學院社會學研究所主持的“中國社會狀況綜合調查”（Chinese Social Survey，簡稱CSS）。此調查始于2006年，采用多階段概率抽樣，覆蓋全國31個省（自治區、直轄市）的151個區市縣、604個村居，調查對象為18~69歲的中國城鄉居民。此調查每兩年開展一次，截至2021年已有八期數據。

由于APC-I模型嚴格要求時期、年齡、世代的間隔相等，而CSS歷次數據中有一期并非在間隔年開展，故本研究采用王金水等（2022）提出的“粗年法”，將前兩期2006年和2008年的數據較粗糙地看作2007年、2009年的數據，進而實現所有數據的時期間隔相等。由于APC-I模型關鍵在于分析時間的變化趨勢，這樣的處理不會產生較大偏誤。同時，為便于闡釋分析，本研究根據CSS的數據特點確定以四年為間隔段，選取CSS的四期數據合并分析，分別是2008年（視作2009年）、2013年、2017年和2021年。

（二）研究模型：年齡—時期—世代交互模型

為驗證上文提出的三類研究假設，本研究采用APC-I分析模型。傳統APC模型中，三個時間維度作為自變量同時進入模型后存在“世代=時期-年齡”的線性限定關系，即三個變量中的任何兩個都完全決定了第三個變量的值，導致模型存在無法識別的困境。學者們嘗試提出各種統計方法來解決這種由限定關系帶來的無法識別問題（Fosse & Winship，2019）。然而，這些改變并未對原有的限定關系有實質性的突破(Lu et al.，2022; Luo & Hodges，2022)。為此，羅麗瑩和霍奇斯（Luo & Hodges，2022）提出，傳統APC模型的問題并非只是統計上因限定關系帶來的識別問題，其核心問題還是需從理論和概念上予以解決。基于社會學、人口學和生物統計學的文獻，兩位學者對模型中的世代效應提出了新的理論假定：世代效應是時期效應與年齡效應相互作用下產生的差異化影響，即社會事件或社會變化對不同年齡段的人群產生的不同影響，并且這種影響將持續存在于這群人的一生中。在此基礎上，他們提出了年齡—時期—世代交互模型（即APC-I模型）。

與傳統APC模型相比，APC-I模型把世代操作化為時期和年齡的交互項，并否定了傳統APC模型關于年齡、時期、世代效應是三個完全獨立效應的假設。如此操作后，在世代效應的分析上可以識別世代效應的顯著性和世代間差異，還能分析世代內效應的變動趨勢。相對而言，APC-I更全面地體現雷德爾（Ryder，1965）關于世代效應隨時期變化的核心觀點（王金水等，2022）。因此，本研究嘗試采用APC-I模型進行驗證分析。此模型表述如下。

其中，g(E(Yij))是聯結模型，表示第j個時間段內第i個年齡組的結果Y的期望值;μ為模型截距，表示因變量的整體平均效應；αi表示第i個年齡組的年齡主效應，即與第i個年齡類別相關的整體平均值μ的差；βj表示第j個時期的時期主效應，即與第j個時期相關的整體平均值μ的差；αβij(k)表示第i個年齡組和第j個時期組的相互作用，對應于第k個世代的效果。請注意，一個世代的效果包括多個時期與年齡交互項αβij(k)。εij(k)為誤差項。

（三）變量

1.因變量

因變量是中等收入群體的“低位階層認同”。此變量是二分變量，由受訪者的客觀階層和主觀階層變量構建而成。對于主觀階層，CSS測量問題為“您認為目前您本人的社會經濟地位在本地大體屬于哪個層次？”，回答分別是“上、中上、中、中下、下”五個選項；對于客觀階層，使用受訪者的家庭年收入數據進行測量，本研究計算出每期家庭年總收入的中位值。依據李培林（2017）提出的中等收入群體相對標準，把每期數據中家庭年總收入中位值位于76%~200%定義為中等收入群體，把低于76%定義為低收入群體，高于200%定義為高收入群體，并把中等收入群體按照家庭年收入三等分，區分為中上、中間、中下三層。通過比較受訪者主觀認定的層級與其家庭年收入所處的客觀層級，生成“低位階層認同”變量。如果主觀層級低于客觀層級，就存在低位階層認同，賦值為1。如果主觀階層等于或高于客觀階層，就不存在低位階層認同，賦值為0。

2.解釋變量：三類時間變量

解釋變量主要有三類，分別是時期變量、年齡變量和世代變量。作為解釋變量，年齡、時期、世代并非真正的解釋性變量，起實際作用的是“年齡背后的生物化老化（比如器官功能衰退）和社會性成熟（比如人生閱歷豐富）、時期背后的重要社會性事件、世代背后成長的共同環境”（王金水等，2022：104）。

時期變量是分類變量，取值分別代表2009年、2013年、2017年、2021年。年齡變量是13個年齡組分類變量。由于CSS的受訪者處于18~69歲年齡段，按照四年間隔的設定，可分為18~21歲、22~25歲、26~29歲，依次類推到66~69歲，共13組。世代變量以時期變量與年齡組變量的交互項來表示。有4×13=52個交互項，對應了4+13-1=16個世代，四年為一個世代。其中，有10個世代是完全世代組。以改革開放后第一代1980—1983出生的世代為例，共包括四個交互項（2009年的26~29歲、2013年的30~33歲、2017年的34~37歲、2021年的38~41歲）。

需要強調的是，對于時期分類變量和年齡分類變量，本研究參照羅麗瑩和霍奇斯（Luo & Hodges，2022）的做法，采用了效應編碼（也稱零和編碼，effect coding or sum-to-zero coding）而非虛擬編碼。兩種編碼方式的分析效果沒有差異，但效應編碼的結果相對而言更易于理解和解釋。在分析結果中，分類組變量的系數不是相對于某一個基準群組的效應，而是該變量所代表的群組相對于整體效應的偏差，統計上表示為群組平均值與總體平均值之間的差距。當每個群組的效應確定后（稱為主要效應），可對交互項進行更加清晰的解釋。交互項系數代表主要效應之上的由世代帶來的偏差。

3.控制變量

本研究的控制變量遵循階層認同文獻中經常出現的人口社會經濟變量，包括性別、婚姻狀態、教育年限、城鄉戶籍、是否有工作、是否共產黨員。其中各變量取值情況及統計結果詳見表1。

四、結果分析

（一）低位階層認同的基本情況

把CSS的四期數據合并后，對比分析主觀層級與客觀層級的差異情況，本文發現：一方面，從總體看，我國居民的主觀階層認同存在一定程度的中層認同，但階層認同結構總體上明顯呈下偏型。從主觀階層認同情況看，受訪者階層認同為上層、中上層、中間層、中下層、下層的占比依次為0.53%、5.57%、39.05%、29.41%、25.44%，中間階層認同占比最高，中下認同、下層認同的占比之和遠高于上層和中上層占比之和。從各個客觀階層的主觀階層認同情況看（見圖1A），處于上、中上、中間、中下的受訪者對中間階層認同的占比均最高，客觀階層越高則中層認同的占比越高；各個客觀階層的主觀認同結構呈現下偏的狀態。盡管我國居民中間階層的認同占比最高，但整體上存在明顯的認同下偏傾向。這與范曉光和陳云松（2015）的發現具有一致性。

另一方面，分時點看，我國居民（尤其中等收入群體）的低位階層認同出現明顯的波動。整體的階層認同偏差顯示，下偏型的占比在2013年為36.82%，略高于2009年（35.57%），但2017年顯著上升至42.75%，隨后又下降至2021年的41.14%。單看中等收入群體的階層認同（圖1B），此群體的階層認同也有明顯的波動，且較整體的波動幅度更大。四期的占比分別為48.24%、51.46%、60.79%、55.25%。可見，就變化趨勢而言，我國中等收入居民低位階層認同存在明顯的變化波動，十八大以來出現下降趨勢。加強對中等收入群體的低位階層認同的變化趨勢及時間動力機制研究，可為如何培育、擴大能實際發揮穩定器作用的中等收入群體提供補充參考。

（二）低位階層認同的APC-I模型分析

從趨勢研究視角來看，中等收入群體的低位階層認同的變化很可能包含了時期效應、年齡效應和世代效應。為了更精準地識別這三種效應，本研究采用APC-I模型對中等收入群體進行分析。

與傳統APC模型相比，APC-I的特別之處在于關于世代效應是時期與年齡的交互效應的理論假定。因此，本研究首先需進行交互項有效性驗證。根據APC-I模型的理論假設，世代效應是在年齡與時期變量之上的效應，也就是年齡變量與時期變量的交互項的作用。本研究采用加權logistic回歸實現APC-I模型分析。模型因變量是低位階層認同，解釋變量包括時期變量、年齡組變量、世代變量，控制變量包括性別、婚姻狀態、教育年限、城鄉戶籍、是否有工作、是否共產黨員等。其中世代變量是一系列年齡變量與時期變量的交互項。通過對不包含交互項模型和包含交互項模型進行比較，結果顯示F統計值為2.22，統計上非常顯著（P<0.001）。這表明，在解釋低位階層認同變遷趨勢的時間效應上，用交互項表示世代效應的分析模型（即APC-I）比只有時期、年齡兩類變量的模型更加有效。包含交互項模型的加權logistic分析結果見表2和表3。

表2報告了APC-I模型中估計的年齡和時期對中等收入群體的低位階層認同的主要影響（即主效應）。截距表示中等收入群體出現低位階層認同的總體發生比均值。各個年齡、時期的系數表示，相對于總體發生比均值，年齡組、時期會多大程度地增加或減少發生比。表2中的截距為-0.009，表示中等收入群體中存在低位階層認同的總體發生比均值約為0.990（e-0.009）。

為更清楚地理解三類時間效應，本研究基于表2做出圖2，呈現年齡、時期和世代對低位階層認同的影響的偏差估計。接下來，本研究具體陳述三類假設的驗證情況。

1.年齡效應

從各年齡組的系數的顯著性來看，只有18~21歲這一個年齡組效應統計顯著，系數估計值是-0.139，表示處于18~21歲的中等收入群體出現低位階層認同的發生比將比總體發生比均值減少13.0%（e-0.139-1）。處于18~21歲年齡組發生低位階層認同的可能性較低。假設1.1得到證實，但年齡效應非常弱。圖2中水平實線表示總體平均值的零偏離線。距水平線的正偏差表示高于平均水平的低位階層認同傾向，而負偏差則反之。圖2A顯示，偏離線整體上呈“倒U形”的趨勢，除25歲以下、58歲以上負偏差外，其余大部分呈現正偏差，與假設1.2相反。但由于不具備統計顯著性，可以說絕大部分年齡組在低位階層認同風險的強度和方向上不存在差異。簡言之，假設1.2未得到支持。

2.時期效應

和年齡效應相比，時期效應的波動幅度特別明顯。2009年、2013年、2017年、2021年四個時期的系數估計值分別為-0.252、-0.133、0.269、0.116。第3、第4個時期系數為正，意味著它們高于總體發生比均值,分別增加了均值的30.83%（=e0.269-1）、12.31%（=e0.116-1）。自2009年至2017年低位階層認同比例不斷升高，但2021年出現明顯回落。

圖2B顯示了時期效應的偏離線變化趨勢。可以看出，2009—2021年負偏離和正偏離都非常顯著，尤其是2017年中等收入群體出現低位階層認同的發生比遠高于平均水平，而2021年則出現了回落。可見，不同時期存在不同水平的低位階層認同現象，假設2.1得到支持。2008年金融危機后中等收入群體出現低位階層認同現象的可能性逐年升高，并未在十八大之后好轉，2017年達到最高。十九大之后出現下降趨勢，假設2.2得到部分支持。

關于我國中等收入群體的低位階層認同風險在2021年下降，本研究認為完成脫貧攻堅、全面建成小康社會等時期因素在這段時期內發生了作用。這些時期因素在幫助社會個體提升經濟水平的同時，更有助于社會大眾形成積極心態，主動調整對低收入、中等收入、高收入的認知和研判。比如，精準扶貧、精準脫貧過程中貧困線的頒布和調整，全面建成小康社會中對“小康”的界定等均有助于中等收入群體調整對自身階層水平的評估標準，建立更加理性的階層認同。

3.世代效應

世代變量由52個年齡變量與時期變量的交互項構成。參考相關文獻（Lu et al.，2022；Luo & Hodges，2022），本研究單獨將各交互項列于表3。單個交互項的統計顯著說明存在相對于年齡與時期兩個變量形成的趨勢的偏離。從表3中可知，在52個交互項中有10個統計顯著。由于每個世代都是由一組交互項效應組成的，單個交互項并不能完整反映這個世代的效應。為了檢驗各個世代效應是否顯著，本研究將52個交互項系數按照所屬世代歸類并進行世代效應的統計顯著檢驗。統計顯示，16個世代中共有10個世代統計顯著（見表4的F檢驗列）。可見，中等收入群體的低位階層認同有著較為明顯的世代效應。

除驗證世代效應的統計顯著性外，本研究參考羅麗瑩等（Luo & Hodges，2022）的做法，進一步分析世代間平均偏差的強度和顯著性檢驗，發掘各個世代在年齡和時期主效應的基礎上對低位階層認同傾向的差異化影響。根據APC-I模型的定義，特定世代效應的大小等于特定世代包含的所有交互項的平均值。表4的Z檢驗列給出了各個世代的偏差效應的大小。數值為正，表示此世代的低位階層認同發生比高于由年齡和時期主要效應確定后的預期值，數值為負則相反。世代效應偏差的走勢圖見圖2C，各個世代效應在水平線附近上下波動，變化非常明顯。這意味著各個世代效應存在組間差異（即世代間差異），在對低位階層認同的影響程度和影響方向上有所不同。

本研究使用Z檢驗來考察世代間的平均偏差是否顯著不等于零。世代間平均偏差表示世代與由年齡和期間主效應確定的預測值的平均偏差。世代間正偏差表示出現低位階層認同的可能性高于預期，世代間偏差為負表示可能性低于預期。與零沒有顯著差異的較小世代間偏差表明，平均而言，世代不會偏離由年齡和時期主效應確定的預期比率。從表4的Z檢驗列可見，有三個世代效應顯著。其中，1964—1967世代、1992—1995世代的系數顯著為負，意味著這兩個世代出生的群體會減少低位階層認同風險，2000—2003世代系數為正，會增加此風險。不過，鑒于2000—2003世代只包括一個交互項，數據結果的穩定性尚需更多期的數據驗證。至此，假設3.1得到支持，假設3.2得到微弱支持。

五、總結與討論

黨的二十大報告兩次提到要擴大中等收入群體比重，此群體在我國未來兩步走的總體戰略中具有極其重要的意義。為此，本研究從社會學視角出發，針對中等收入群體存在階層認同偏差現象，重點分析低位階層認同現象的時期、年齡、世代變化趨勢，希冀能為更好地實現此群體的階層自覺、推動其更積極地參與中國式現代化建設提供實證參考。

首先，本研究對中等收入群體的低位階層認同現象的發展趨勢做了描述分析。此前學界有關此現象的研究發現，中等收入群體的低位階層認同現象有逐漸加大的趨勢，這在當前要努力擴大中等收入群體比重的政策背景下無疑是令人擔憂的。本研究顯示，此現象隨著時間的推移確實出現了明顯的上升趨勢，但在2017年之后出現轉折，呈現下降的趨勢。此發現是對以往中等收入群體研究的有益補充，為如何充分評估此群體的階層意識提供了實證參考。

其次，為更好地細分中等收入群體低位階層認同變化趨勢背后的三種時間動力機制，以便在推動精準擴中的政策時能做到精準施策，本研究運用APC-I模型做了解剖式分析。本研究通過APC-I模型把三種效應全部分解后發現，時期、年齡、世代三個效應各有特點，但時期效應的影響力最突出，遠遠高于其他兩個效應，需要特別關注。在圖2中，三條曲線顯示了三個效應，波動走勢并不一致，它們在平均水平線附近的波動差異反映它們對此現象的影響程度存在差異，其中時期效應最明顯。由F檢驗的統計值也可以知道：整體年齡效應的F檢驗統計值是1.28，整體時期效應是40.37，整體世代效應是2.22,時期效應發揮著決定性作用。可見，在解釋中等收入群體低位階層認同的變化趨勢時，應該把焦點放在時期效應上。在中等收入群體的低位階層認同現象上，是時期效應發揮著關鍵性的作用，本研究將此發現稱為“時代之力”。這提醒我們在后續的研究中需更深入地探究“時代之力”：分析在我國以往宏觀社會經濟發展中究竟是哪些積極、健康、穩定的變化降低了中等收入群體的低位階層認同風險，甚至可以進一步分析探討年齡效應、世代效應較弱的原因會不會是因為我國精準施策大背景下的時期因素消減了年齡效應和世代效應，這些分析能為今后更有針對性的精準施策、更好地提煉中國經驗提供參考。

最后，本研究采用APC-I模型，在分析時期主效應和年齡主效應的基礎上，以它們的交互項來實現對世代效應的分析。本研究發現，即便年齡的主效應并不如時期效應那般明顯，但在18~21歲左右出現了明顯的差異；同時，以時期與年齡交互項呈現的世代效應較為明顯，表明在低位階層認同上有顯著的世代效應。分析結果顯示，在單個世代效應的F檢驗中，在16個世代中有10個世代呈現顯著的世代效應；在各世代的世代間差異Z檢驗時，有3個世代的效應顯著。結合F檢驗和Z檢驗均顯著的情況看，其中1992—1995世代的中等收入群體在低位階層認同上出現了與其他世代程度不同的、低位階層認同風險顯著減少的世代效應。其他幾個F檢驗顯著但Z檢驗不顯著的世代并非不重要，只不過呈現復雜的動態性，即世代效應在不同時期有不同的影響方向，所以在四期數據覆蓋的時間段內的綜合效果并沒有在統計上顯示出來。比如，1952—1955世代F檢驗顯著但Z檢驗不顯著，在各時期的交互項系數（見表3）是0.084、0.028、0.229、-0.238，雖有交互項系數是正偏離顯著，但有負偏離。這個世代在四期調查中從50多歲向60多歲轉變，他們應是當前老齡化趨勢下的重點關心對象之一，他們生命歷程中經歷了什么使得低位階層認同的風險發生轉變，亟需后續研究進一步探討。

基于以上發現，本研究得到三點啟發。啟發一與研究方法有關。從APC-I模型中組成世代效應的交互項系數的豐富性可以發現，世代是理解社會變革的重要概念，也是連接個人生命歷程和宏觀社會背景的工具（Ryder，1965）。傳統APC模型可以解析時期、年齡、世代三種效應，但囿于把世代效應看成在整個生命歷程中不會變化的理論前提，在一定程度上限制了對生命歷程中宏觀因素和微觀因素動態關系的理解。作為生命歷程范式的一個重要原則（Elder，1994），社會和歷史背景在塑造不同群體的生命歷程軌跡方面起到不同的作用。這種作用在APC-I模型中以時期和年齡相互調節的方式呈現，使得“APC-I模型可以在每一世代所處生命歷程的不同階段得到多個不同的世代效應估計值，因此，它使得研究者能夠觀察到世代效應隨生命歷程的動態變化過程，這為我們加深對于世代效應形成原因的理解提供了更豐富的信息”（王金水等，2022：115）。

但需注意的是，作為不同于傳統APC的模型創新，APC-I是較新的時期—年齡—世代效應求解模型，在應用范圍和結果解釋上尚需保持謹慎。一方面，許琪等（2022）提到，“在對模型參數施加限定后的傳統APC模型是不可識別的，那為什么不施加任何限定的更加一般化的新模型（APC-I）反而是可以識別的呢?”他們認為APC-I并非是對年齡、時期、世代效應參數的無偏估計。這一觀點有待統計學者進一步分析論證。另一方面，此模型分析結果有可能受到數據結構的制約。由于此模型需要時期間隔相等的縱貫調查數據作為分析的基礎，調查數據的調查間隔、受訪者的年齡結構會在很大程度上影響分析中的世代組。如此一來，很可能導致生成的世代組并不符合理論和經驗的預期，進而導致得到無法解釋的世代分析結果。

啟發二與時期效應有關。為什么中等收入群體的低位階層認同風險在2013年（小幅上升）和2017年（大幅上升）并未出現研究假設所預期的回落？又為什么會在2021年實現下降？本研究認為，除了前文提出的時期效應是各類宏觀因素對社會個體發生作用的綜合表現，還有必要補充一點供后來的研究參考：各類宏觀因素在綜合表現上對中等收入群體的低位階層認同的影響權重會有所不同。比如，2008年世界金融危機以及我國寬松貨幣應對政策帶來的后續影響中，最明顯的表現之一是房地產市場無序擴張、房價收入比逐年攀升，在很大程度上消減了十七大、十八大帶來的積極效應。這一點在2017年表現尤為明顯，對中等收入群體的階層認同產生較大的負面影響。不過，2016年“房子是用來住的，不是用來炒的”治國方略出臺，中央加大了對房地產市場無序現象的治理，“房住不炒”反復出現在政府工作報告中，房地產市場逐漸降溫，我國居民對房價的心理預期發生顯著變化。基于此，本研究認為，在分析中國情境下的時期效應時，需及時有效識別出一些能反映中國國情、權重較大的時期因素（比如住房政策），這將有助于更好地評估和預測時期效應。

啟發三與世代效應有關。中等收入群體是本文研究對象，從研究結果可以發現，這個群體內部正在出現世代分化。即研究其他社會現象時所用的世代劃分方法，也可以運用在分析中等收入群體的階層意識的研究中。就本研究而言，在對中等收入群體的低位階層認同的兩個檢驗結果中，只有三個世代都顯著。對于這種一致度不高的情況，本研究認為除了上文提到有可能是“時代之力”消解了世代間的差異外，還可能是本研究對中等收入群體世代劃分標準有待進一步完善。為符合APC-I模型而設計的四年一世代也許不能完全把握中國的實際情況。隨著中國特色社會主義建設步伐的日益加快，我國日益成為一個社會系統越來越開放、文化取向越來越多元的國家，以相對標準界定的中等收入群體必定表現出更廣泛的外在多樣性和內在豐富性，因而也更可能會有較多的世代單元。從這一點而言，中等收入群體的APC-I研究中通過出生時間來界定世代的方式是否可以更好地完善或如何完善，有待今后更深入的研究予以回答。

總的來說，本研究運用APC-I模型，分析了過去十多年里我國中等收入群體的低位階層認同偏差情況，有助于更好地認識不同時期、不同年齡段、不同世代的中等收入群體的階層意識下偏風險的變化趨勢。在擴大中等收入群體規模的戰略進程中，除了堅持經濟發展為導向之外，尚須善用“時代之力”，有重點、分權重地精準施策，針對不同的宏觀政策制度環境、特殊的年齡段以及世代，積極引導中等收入群體以客觀社會變化為基礎形成對中間階層的理性預期，這有助于降低其低位階層認同風險，提高其階層獲得感，推動其更好地發揮應有的階層作用。