地位不一致性与相对剥夺感

袁博　何勇平

摘要：基于一手调查数据，对我国西部高校青年教师可能存在的地位不一致性与相对剥夺感问题进行实证分析。主观评估与卡方分析结果表明，该群体确有地位不一致性与相对剥夺感，且前者对后者具有正相关影响；二元logistic回归分析进一步表明，影响该群体横向相对剥夺感的显著因素有户籍、政治面貌、收入水平、与上级人际关系以及基于地位不一致性产生的交互影响因素；影响纵向相对剥夺感的主要因素则主要来自职称与个人能力。上述结论反映出我国高校在青年教师收入分配、职称评聘、行政化管理等方面的问题，应在今后的高校体制改革过程中予以重视。

关键词：地位不一致性；相对剥夺感；高校青年教师

中图分类号：C913

文献标识码：ADOI：10.3963/j.issn.16716477.2017.06.0008

一、问题的提出

首先，对比几位学者在不同时段对我国职业声望的调查可知[14] “大学老师”这一职业自改革开放来一直拥有极高职业声望，属高社会地位职业。但据教育部高校教师薪酬调查结果显示，当前我国高校青年教师群体收入水平却普遍不高[5]。那么，高職业声望且年富力强的高校青年教师群体是否会基于高声望与低收入的矛盾而产生地位不一致性，这是本文探讨的第一个问题。

其次，据一项覆盖京、沪、穗、汉、镐五市高校青年教师思想动态的调查结果可知，高校青年教师群体对当前社会公平的认知较为负面[6]。即是说高校青年教师普遍存在对当前社会的不公平感受，这些不公平感除了来自经济收入、权力大小等客观因素外，还主要来自其自身在选择参照群体进行社会比较时触发的负面情绪或抱怨心理；这种主观负面心理用相对剥夺理论解释，就是相对剥夺感。那么，应如何描述或解释高校青年教师群体的相对剥夺感，就是本文研究的第二个问题。

再次，回顾文献未能发现地位不一致性与相对剥夺感的关系，而综合考虑高校青年教师的群体特征不难发现，该群体所具有的高职业声望、低经济收入以及整体相对负面的社会心态之间似乎有因果联系。

笔者认为，地位不一致性作为社会分层的结果形式之一，其反映出的是某一社会群体在所属阶层中未能获得相应社会资源的客观事实；而相对剥夺感作为一种主观社会感受，是社会成员在与他成员进行比较后产生的一种自我需求未得满足的主观负面感受。前者是社会事实，后者为社会心态，二者作为社会结构非常态化的产物，从理论层面讲应该具有联系。

所以笔者尝试通过一次关于高校青年教师的实证调查检验上述思考：地位不一致性与相对剥夺感是否显著相关？并进一步分析究竟是哪些因素在影响高校青年教师相对剥夺感的产生？

二、文献回顾与研究假设

（一）地位不一致性

“地位不一致性”是指某些阶层的社会成员在其所属阶层内存在权力、财富、声望等社会资源的地位水平不均衡的状况[7]。一般来说，社会阶层划分暗含着相应的社会资源拥有量，而处于某一社会阶层中的个体，通常也具有该阶层的地位一致性。但凡事总有例外，比如人们常认为清官就应该是位高权重但收入微薄的，而商人作为高收入群体却多半名声惨淡。韦伯的社会分层理论认为，划分人类社会各阶层的主要原则应该是由经济地位、政治地位与声望地位这三种稀缺资源共同组成的一种多元分层体系，但他同时指出这三种资源并非在所有时候都匹配一致，有些时候可能会出现地位不一致的情况[8]。斯穆尔安在一项关于社会阶层的研究中也提及相似观点并举例说明：在前苏联国家体系中拥有高政治地位并不能保证同等水平的经济地位；同时声望地位也不同于经济和政治地位，因为拥有高声望地位的学者往往经济和政治地位却很低[9]。与斯穆尔安的观点类似，笔者认为当前我国高校青年教师群体亦存在与其所说的地位不一致的状况。那么基于上述观点，笔者提出以下假设：

假设1：高校青年教师存在地位不一致性，具体指该群体存在“高职业声望、低收入水平、低职位权力”类型的地位不一致性。

（二）相对剥夺感

相对剥夺感的概念可界定为个体通过与参照群体比较而产生的一种自我需求得不到满足的主观负面感受[10]。而基于参照群体理论，学者们通常认为相对剥夺感的产生来源于两个维度：一是来自与当前社会成员的比较中，二是与自身过去进行对比后[11]。在相对剥夺感的测量方面，郑杭生与李强等学者认为，相对剥夺感虽是一种社会事实，但其本质上仍是一种主观感受，故需以主观评价法为主[12]。基于此，多数学者在测量相对剥夺感时会采用自评量表形式：横向维度上包括从社会地位、经济收入、生活满意度、道德水平或社会风气、人际关系、官员廉政等方面进行自评量表打分[13]；而纵向维度上多以过去的自己作为比较对象，截取时间维度上的某一节点作为参照标准，得出与横向维度的差值即为其纵向剥夺感受。在相对剥夺感的影响因素研究方面，国外学者大多认为人口学属性、个体特征以及社会环境这三大原因是相对剥夺感产生的最主要因素。例如Zhang和Tao对中国5925名大学生的调查表明，性别、年龄、父母婚姻状况、独生与否、家庭来源以及学生的贫困状况与相对剥夺感显著相关[14]；而Pettigrew等学者对欧洲的调查显示，受教育程度会对群体相对剥夺产生影响，进而对群际偏见产生影响[15]。此外，国内学者以王思斌、聂正安、罗桂芬为代表，大多偏好从主客观视角对相对剥夺感产生的原因进行分析，比较有新意地提出了如我他认知偏差、自我估计的非理性倾向、主仆观念等具有代表性的研究成果[1618]。基于以上文献回顾，笔者提出以下假设：

假设2：高校青年教师存在相对剥夺感。从测量内容上至少包括经济地位、声望地位、权力地位、生活满意度、人际关系、社会保障六方面主观负面感受之一，从测量维度上这种主观负面感受至少来自于横向或纵向任一维度。

（三）地位不一致与相对剥夺的关系假说

一方面，学界大致认为地位不一致性会造成个体产生包括心理疾病、社会偏见、社会孤立在内的多种后果[1920]。而这些作为负面影响的后果无不与个体的不公平或被剥夺感受有关。另一方面，相对剥夺感作为个体的主观负面感受，其实质是一种社会心态，且这种社会心态的产生是基于个体对某一社会事实进行比较后的自我感受。那么从逻辑上讲，个体的地位不一致性就可能会引发其产生相对剥夺感。所以，可以提出设问：评价个体是否具有地位不一致性的权力地位、经济地位与声望地位这三种标准是否也对应着影响相对剥夺感产生的职位权力、收入水平与职业声望此三种社会环境变量呢？基此提出以下假设：endprint

假设3：地位不一致性与相对剥夺感之间具有相关关系，具体指地位不一致性是相对剥夺感产生的充分条件之一。

假设4：如果在地位不一致性视角下考察高校青年教师相对剥夺感产生的原因，那么除了部分人口学属性因素外，个人能力、人际关系、职业声望、收入水平与职位权力等因素，以及由此造成的交互作用也是显著影响因素。

三、数据与变量说明

（一）数据来源

数据来自笔者2017年进行的一项关于重庆市高校青年教师社会心态的调查研究。该调查采用配额抽样方法，在重庆市31所普通高等院校（不含专科院校）共计32 071名专任教师中，按事先预知总体性别比与高校层次比发放调查问卷共计250份，剔除年龄在45岁及以上不适用研究范围的样本后，共获得有效样本205份，有效回收比为82%。数据的统计分析采用SPSS18.0版本，显著水平设置为0.05。

（二）变量设计

本研究的因变量之一是地位不一致性。具体将其操作化为对职业声望、收入水平、职权大小的分别测量，测量方法采用主观评估法：第一步，收集受访者在“职业声望”“收入水平”“权力大小”三方面的自评态度量表，选项从低到高分为五个维度；第二步，根据语义法将选项中的“最高”“比较高”合并为“高”，将“最低”与“比较低”合并为“低”，“差不多”选项等于“中”保持不变；第三步，根据“高声望—低收入—低权力”的原假设，分别将“职业声望”的“高”选项赋值为1分，“中”和“低”选项赋值为0分，将“收入水平”“权力大小”的“高”和“中”选项赋值为0分，“低”选项赋值为1分；第四步，对每个样本的“职业声望”“收入水平”“权力大小”进行算术求和，可知只有分值为3的样本才符合地位不一致性的原假设，即标记为“有地位不一致性”（=1），而其余样本均为“无地位不一致性”（=0）。综上可得到样本地位不一致性的主观评估结果。

本研究的因变量之二是相对剥夺感。其中横向相对剥夺感采用主观评估法：第一步收集受访者在“经济收入”“政治地位”“职业声望”“生活满意度”“人际关系”“社会保障”这六方面的群内比较（与教师同事比较）和群间比较（与非教师人员比较）的主观感受，选项分为五个维度；第二步对五个选项进行赋值：“非常高（好）”赋值-2分，“比较高（好）”赋值-1分，“差不多”赋值0分，“比较低（差）”赋值1分，“非常低（差）”赋值2分；第三步对每个样本的五个题项进行算术求和，可知每个样本的总得分为正数时表明该样本“存在横向相对剥夺感”（=1），而样本得分为非正数（≤0）时表明该样本“不存在横向相对剥夺感”（=0）。纵向相对剥夺感方面，本研究将受访者过去相对感受的时间限制设定为其刚入职成为高校教师时，基于此的纵向相对剥夺感测量方法与横向方法基本相同，只是在提问时设置时间限制为“刚任职高校教师时”，那么所得测量结果赋值后与同一样本横向测量结果相减即得到该样本的纵向相对剥夺感，“存在纵向相对剥夺感”（=1），“不存在纵向相对剥夺感”（=0）。最后，我们综合样本的横向与纵向相对剥夺感可知，受访者的总体相对剥夺感即为其横向与纵向相对剥夺感之和：两项相加之和为0分表示该样本“不存在相对剥夺感”（=0），相加之和為1或2分表示该样本“存在相对剥夺感”（=1）。综上可得样本相对剥夺感的评估结果。

“收入水平”“职位声望”“职位权力”“个人能力”“人际关系”，以及由前三者交互作用构成的“地位不一致性”均为本研究的核心自变量。这些自变量除了来自于受访者的主观评估外，“收入水平”还按月收入划分了“4000元以下”“4000～5999元”“6000～7999元”“8000元以上”四个客观等级水平；“人际关系”进一步划分为“与上级关系”“与同事关系”“与同学关系”三个方面。

样本的性别、年龄等人口学属性，任职情况、家庭背景、婚姻状况等社会环境变量均作为控制变量引入分析模型中，具体变量的描述性统计见表1。

（三）分析策略与变量描述

假设1与假设2分别需要验证样本是否具有地位不一致性与相对剥夺感。依据本文采用的主观评估法，可以通过上文具体步骤获取样本态度，并赋值与计算得出统计结果。

假设3需要验证地位不一致性与相对剥夺感是否具有相关关系，依据这两组变量均为二分定类数据的性质，可知使用卡方分析法建立两组数据的2*2列联表交互分析模型，并通过卡方检验判断二者是否具有相关性，进一步描述其具体指向性。

假设4需要验证造成高校青年教师横向或纵向相对剥夺感的显著影响因素有哪些，即“收入水平”“职位声望”“职位权力”“个人能力”“人际关系”等自变量，以及“地位不一致性”交互作用变量与些许控制变量对相对剥夺感这个二分定类性质的因变量是否有显著影响。可知二元logistic回归分析模型即可验证一组二分因变量与多组自变量之间的显著关系，故本文将采用此分析策略，尝试建立控制变量模型、个人能力与人际关系模型、地位不一致性模型、地位不一致交互模型这四组回归模型，采用逐步引入四组自变量的方法具体分析其对样本产生横向相对剥夺感与纵向相对剥夺感的影响机制。

四、结果分析

（一）高校青年教师的地位不一致性

首先采用Cronbachs Alpha系数和验证性因子分析分别检验了此部分涉及变量的内部一致性水平与结构效度。表2数据表明所涉及变量数据的Cronbachs Alpha系数值为0.626，KMO值为0.622，二者均大于0.6，说明此部分变量的信度与效度均在可接受范围内。

据表4结果可知，在笔者调查的205个样本范围内，有113个样本存在地位不一致性，占比55.1%。也即是说该部分样本存在所谓“高声望—低收入—低权力”的自我地位不一致感受。综上可证实假设1，高校青年教师存在地位不一致性。

（二）高校青年教师的相对剥夺感endprint

对高校青年教师相对剥夺感的主观评估，将从横向与纵向维度分别统计。首先进行相关变量的信度与效度分析。从表5可知此部分变量的Cronbachs Alpha系数与KMO值均十分接近0.9，说明此部分变量具体极高的内部一致性信度与结构效度。

据表6结果，在205个有效样本中，分别有139个样本具有横向相对剥夺感，84个样本具有纵向相对剥夺感；而从进一步的交互分析表明，在具有纵向相对剥夺感的84个样本中，有68个样本同时具有横向相对剥夺感，占纵向相对剥夺感比重的81.0%。此外，根据卡方检验结果知P=0.001﹤0.05说明二者具有显著相关性。

基于表6结果，可进一步推论高校青年教师的整体相对剥夺感分布情况。根据相对剥夺感对横向与纵向相对剥夺的包含意义可知，只要样本具有横向或纵向相对剥夺感其中之一，或二者同时具有，那么就可以推论该样本具有相对剥夺感。所以笔者对上述数据进行再赋值与求和计算，最终得出高校青年教师有无相对剥夺感的频数分布表7。

据表7可知，205个样本中有155个样本具有相对剥夺感，占比75.6%，远超过50%的判断比例。所以基于上述结果分析，笔者证实了假设2，即认为高校青年教师存在相对剥夺感，有超过50%的样本在横向或纵向维度上，至少存在某一方面的测量指标呈现负面态度。

（三）高校青年教师的地位不一致性与相对剥夺感

在证实假设1与假设2的基础上，继续分析样本所具有的地位不一致性与相对剥夺感之间的相关关系。首先，表8是对样本地位不一致性与相对剥夺感所建构的一个交互分析模型，以及二者相关性的卡方检验。

从表8可知，205个样本中有113个具有地位不一致性，占比55.1%；有155个样本具有相对剥夺感，占比75.6%；同时在具有相对剥夺感的155个样本中，有95个样本同时具有地位不一致性，占比61.3%；相反，在不具有相对剥夺感的50个样本中，有32个同时不具有地位不一致性，占比64.0%。这足以说明地位不一致性与相对剥夺感成正相关趋势，即具有地位不一致性会增加其具有相对剥夺感的可能性。所以，可以说高校青年教师的地位不一致性是其产生相对剥夺感的充分条件之一。此外，卡方检验结果P=0.002<0.05也证明二者显著相关关系的成立。综上证实假设3，高校青年教师的地位不一致性与相对剥夺感成显著相关关系，且地位不一致性对相对剥夺感产生具有正向影响关系。

（四）高校青年教师相对剥夺感的影响因素分析

前文将地位不一致性定义为因变量，原因在于需要通过“职业声望”“收入水平”“权力大小”等自变量来验证地位不一致性这一相对整合的概念。而在此部分，笔者在原有自变量基础上，同时将“地位不一致性”也当作解释相对剥夺感的自变量加入影响因素分析中，目的在于更好地解释其对相对剥夺感的具体影响机制。

在执行回归分析之前，笔者将可能会造成样本横向或纵向相对剥夺感的影响因素，即全体控制变量和自变量，都与样本是否具有相对剥夺感进行了卡方检验，目的在于事先明晰具体是哪些变量与相对剥夺感的产生有显著的相关关系，从而在后期引入回歸模型时有所取舍，增强模型的解释力度。首先在控制变量方面，与横向相对剥夺感有显著相关性（P<0.05）的控制变量主要包括“户籍性质”“政治面貌”“月收入水平”，与纵向相对剥夺感有显著相关性的控制变量有“职称类型”“是否有房”“月收入水平”，那么在后续的回归分析中，上述控制变量将被引入模型，而其他控制变量略去不用。其次在自变量方面，与横向相对剥夺感有显著相关性（P<0.05）的自变量主要有“收入水平”“权力大小”“自身能力”“与上级关系”、“与同事关系”等五个变量，而卡方检验并未发现与纵向相对剥夺感有显著相关性（P<0.05）的自变量，所以笔者将进一步考虑这几个自变量自身之间因交互作用而形成的新变量，即“地位不一致性”这一自变量的影响作用。此外，因上述自变量具体数据均来自五等分李克特量表，所以均以“非常高”选项作为参照组引入回归分析模型。

因是否具有相对剥夺感本身就是二分定类变量，故采用二元logistic回归分析方法。具体执行回归的步骤为：首先引入模型1（控制变量模型），直接分析上述控制变量对相对剥夺感产生的影响机制；其次在模型1的基础上引入模型2（个人能力与人际关系模型），在控制变量的前提下，分析“个人能力”与“人际关系”对相对剥夺感产生的影响；第三步在控制前两步变量的基础上引入模型3（地位不一致性模型），着重分析“收入水平”“职业声望”“权力大小”三个自变量对其产生的影响机制；最后引入模型4（地位不一致性交互模型），分析“收入水平”“职业声望”“权力大小”三个自变量在交互综合作用下对相对剥夺感产生的影响机制。具体内容见表9与表10。

表9是针对样本横向相对剥夺感影响因素的二元logistic回归分析。从表尾的三个检验值可以看出，当不断引入新模型进入回归分析时，无论是Cox & Snell R2值还是Nagelkerke R2值都在不断上升，这说明模型的拟合程度在不断优化，后进入的变量如“地位不一致性”等因素具有一定的解释力。

首先引入模型1，可知户籍类型、政治面貌、月收入水平对样本是否有横向相对剥夺感具有显著相关性。具体如下：（1）户籍类型为非农业的样本具有横向相对剥夺感的可能性是农业户籍的2.738倍；（2）政治面貌为中共党员的样本具有横向相对剥夺感的可能性是政治面貌为群众的2.216倍；（3）月收入4000元以下的样本具有横向相对剥夺感的可能性是月收入8000元及以上的3.079倍。

其次加入模型2，发现户籍类型、政治面貌对样本的横向相对剥夺感仍具有显著影响，但影响程度有所变化；而月收入水平的影响消失了。此外个人能力因素与样本横向相对剥夺感并无显著影响关系，但与上级关系因素与横向相对剥夺感间具有显著影响。具体如下：（1）引入模型2后，户籍类型对样本横向相对剥夺感的影响力度有所下降，即户籍类型为非农业的样本具有横向相对剥夺感的可能性是农业户籍的2.400倍，相比模型1下降了12.3%；（2）引入模型2后，政治面貌对样本横向相对剥夺感的影响力度有所上升，具体指政治面貌为中共党员的样本具有横向相对剥夺感的可能性是群众的2.469倍，相比模型1上升了11.4%；（3）认为自己与上级关系为中等的样本具有横向相对剥夺感的可能性是认为自己与上级关系非常好的样本的14.691倍；同理比较好是非常好的5.633倍。endprint

进一步加入模型3后，户籍类型、政治面貌以及收入水平对样本横向相对剥夺感的影响全部都消失了，而与上级关系因素对样本横向相对剥夺感的影响力度也有所下降。此外职业声望与权力大小因素与样本横向相对剥夺感并无显著影響关系，但与收入水平（自评）因素具有显著相关性。具体如下：（1）引入模型3后，认为自己与上级关系为中等的样本具有横向相对剥夺感的可能性是认为自己与上级关系非常好的样本的6.995倍，相较模型2下降了52.4%；（2）认为自己与他人相比收入水平较低的样本具有横向相对剥夺感的可能性是认为自己与他人相比收入水平较高的样本的2.076倍。

最后加入模型4，发现与上级关系因素对样本横向相对剥夺感的影响力度有所上升。收入水平（自评）因素的影响力消失，反而是职业声望与权力大小因素与样本横向相对剥夺感的显著关系出现。此外地位不一致性交互影响因素与样本横向相对剥夺感之间具有显著关系。具体如下：（1）引入模型4后，认为自己与上级关系为中等的样本具有横向相对剥夺感的可能性是认为自己与上级关系非常好的样本的8.385倍，相较模型3上升了19.9%；（2）具有地位不一致性交互影响因素的样本具有横向相对剥夺感的可能性是不具有此因素的样本的1.206倍。

综上可知，在样本横向相对剥夺感影响因素的回归分析方面，本研究部分证实了假设4。即认为户籍性质、政治面貌与月收入水平等因素对高校青年教师横向相对剥夺感具有显著影响；在将其作为控制变量后继续引入其他自变量，发现与上级关系因素，以及地位不一致性交互影响因素对高校青年教师产生横向相对剥夺感也具有显著影响。

表10为高校青年教师纵向相对剥夺感影响因素的二元logistic回归分析。此部分运用的分析策略与横向相对剥夺感一致，具体不再重复，直

接对结果进行分析。根据表尾两个检验值可以看出，当引入模型2和3进入回归分析时，无论是Cox & Snell R2值还是Nagelkerke R2值都在不断上升，这说明地位不一致性与个人能力等自变量具有一定的解释力。但引入模型4后检验值未发生变化，说明地位不一致性的交互影响因素对高校青年教师纵向相对剥夺感不具有解释力。

首先引入模型1，可知职称类型、是否拥有房产、月收入水平对样本是否有纵向相对剥夺感具有显著相关性。具体如下：（1）职称类型为助教（初级）的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是暂无职称的2.738倍；且当职称类型越高，具有纵向相对剥夺感的可能性越大；其中具有教授（正高）职称的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是暂无职称的26.880倍；（2）没有房产的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是拥有房产的样本的3.287倍；（3）月收入4000元以下的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是月收入8000元及以上的19.983倍。

其次加入模型2，发现职称类型、是否拥有房产、月收入水平对样本的纵向相对剥夺感仍具有显著影响，但影响程度有所变化。此外人际关系因素与样本纵向相对剥夺感并无显著影响关系，但与个人能力因素与纵向相对剥夺感间具有显著影响。具体如下：（1）引入模型2后，职称类型对样本纵向相对剥夺感的影响力度在各个指标中均有升降且幅度不大，但具体影响力仍十分显著；（2）引入模型2后，是否拥有房产对样本纵向相对剥夺感的影响力度有所上升，具体指没有房产的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是拥有房产的3.660倍，相比模型1上升了11.3%；（3）月收入4 000元以下的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是月收入8 000元及以上的21.966倍，相比模型1上升了10.0%；（4）认为自己个人能力较好的样本具有纵向相对剥夺感的可能性是认为自己个人能力较差的样本的0.578倍。

进一步加入模型3后，我们发现职称类型、是否拥有房产、月收入水平，以及个人能力对样本纵向相对剥夺感的影响力均开始下降，说明地位不一致性因素具有一定解释力。但进一步分析发现，涉及地位不一致性相关的职位声望、权力大小与收入水平因素与样本纵向相对剥夺感的相关性均不显著。说明引入地位不一致性因素的解释力不足。

最后加入模型4，与模型3对比发现，相关系数均无本质上的变化，说明地位不一致性交互影响因素与样本纵向相对剥夺感之间基本没有相关关系，不能用以解释该群体产生纵向相对剥夺感的原因。

综上可知，在高校青年教师纵向相对剥夺感影响因素的回归分析方面，本研究也部分证实了假设4。即认为职称类型、是否有房与月收入水平等因素对高校青年教师纵向相对剥夺感有显著影响；在将其作为控制变量后继续引入其他自变量，发现个人能力因素对高校青年教师纵向相对剥夺感的产生有显著影响，但地位不一致性交互影响因素对高校青年教师产生纵向相对剥夺感则毫无解释力。

五、结论与思考

基于数据分析，本文探讨了高校青年教师可能存在的地位不一致性与相对剥夺感问题，测量结果表明该群体确实存在着“高声望—低收入—低权力”类型的地位不一致性，同时也存在着不同程度的横向与纵向相对剥夺感。交互分析表明，高校青年教师的地位不一致性对其产生相对剥夺感具有显著正向影响。而进一步的回归分析表明，造成高校青年教师产生横向或纵向相对剥夺感的显著因素，除了户籍、政治面貌、职称与月收入水平等控制变量之外，职业声望、收入水平、权力大小、个人能力、人际关系等因素在不同类型相对剥夺感上也有着完全不同的影响机制。

综上所述，无论是地位不一致的社会事实，还是由此产生的某种社会心态，都是基于高校青年教师作为一类社会群体受到社会制度影响而感受到的社会不平等体验。一名高校青年教师的阶层错位或消极心态固然值得同情，但社会学研究更应该清楚地区分“环境中的个人困扰”与“社会结构中的公众议题”，而实际上一个公众议题往往就包含了制度安排中的某个危机[21]。所以，针对高校青年教师群体所感受到的制度性不公问题，提出相应的制度性思考，才能真正地帮助该群体形成良性地位不一致，缓解相对剥夺感。针对这一点笔者认为：首先，调整高校教师收入分配制度，提升该职业收入的外部竞争力与内部激励机制，将有利于改善高校青年教师群体收入水平的不公平现状，同时能优化高校教师群体内部收入分配的制度性相对不公，从而提升该群体的社会经济地位；其次，优化职称评聘办法，实施“评聘分开”的双轨制职务聘任制度，是缓解高校青年教师纵向相对剥夺感的有效办法；最后，平衡学术权力与行政权力，促进高校学术事务管理去行政化，对于充分体现教师治学，提升青年教师学术话语权有很大帮助。endprint

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[21]米尔斯.社会学的想象力[M].陈强，张永强，译.北京：三联书店，2001.

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Abstract：Based on the firsthand data， this paper makes an empirical analysis on the possible status inconsistency and relative deprivation of young college teachers in Western China. The subjective evaluation and chisquare analysis results show that it is not consistent with the position of the group relative deprivation， and the former has positive correlation on the latter； Binary logistic regression analysis further shows that significant factors affecting the groups horizontal relative deprivation are household registration， political appearance， income level， interpersonal relationship with superiors and interaction factors based on status inconsistency. The main factors that affect the vertical relative deprivation mainly come from professional titles and personal abilities. The above conclusions reflect the problems of young teachers income distribution， professional title evaluation， and administrative management in colleges and universities， which should be emphasized in the process of university system reform in the future.

Key words：status inconsistency； relative deprivation； college young teachersendprint