社会流动、网络位置与阶层认同偏移

张 顺, 梁 芳

(西安交通大学 人文社会科学学院, 陕西 西安 710049)

改革开放以来,我国经济快速发展和转型升级引发了经济利益与职业结构的分化,使得社会阶级结构不断显性化与定型化。客观的社会结构也会投射到人们的主观世界,从而形成主观阶层地位。但是,人们对自身阶层地位的判断常常偏离自己的客观地位[1-4],这种主客观阶层地位不一致的现象被称为阶层地位认同偏移。本研究将从社会流动的网络视角,研究城市居民阶层地位的认同偏移问题。

一、相关文献评述

关于我国居民阶层地位认同偏移现象的研究主要有整体认同偏移趋势研究和认同偏移机制解释两类。

第一类描述并解释了阶层认同的整体偏移特征和变化趋势。从横向比较看,我国居民阶层地位认同存在明显的“向下偏移”倾向[5-8],但是这种向下偏移并不是一种整体偏移,主要表现为认同中层的人偏少,认同中下层及下层的人数比较多,对此现象的理论解释有“相对剥夺论”与“生存焦虑论”[7,9]。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;生存焦虑论认为,阻碍或威胁人们上升发展的因素会引发一种普遍焦虑的社会情绪,这种情绪促使人们倾向于较低的阶层地位认知。近年来,低收入和高房价成为生存压力的重要来源,已有研究发现,住房在居民阶层认同中起关键作用[10]。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“趋中偏移趋势”。冯仕政[11]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。高勇[5]发现,城镇居民层级地位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,即城市社会地位“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的占有。最新研究发现,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,但是认同低层的比例依然庞大[12]。

第二类从个体客观地位解释整体认同结构偏离客观阶层结构现象。阶层认同偏移有向上偏移、认同一致及向下偏移三种基本类型,但是研究者关于阶层认同偏移的趋势和解释存在差异。韩钰等[2]研究发现,宏观结构性特征方面占据优势(如户口、地区综合发展水平、社会保障等)以及比较高的公平感和幸福感等因素对主观阶层认同有提升作用,从而使得社会成员的认同偏移呈现上偏或一致趋势高于下偏趋势,城市居民的阶层地位认同整体以上偏趋势为主。范晓光等[1]认为,居民的主观阶层地位相对于其客观地位同时呈现出“向下偏移”与“趋中”两种特征,收入、教育、职业及城乡差异等结构性因素是造成这类偏移的主要原因,个人的教育、职业声望及收入使个人主客观地位更趋一致,且存在城乡差异。上述研究的共同点是重视结构性因素对认同偏移的解释,但是缺乏社会流动观和网络观的解释,虽然有两项研究都关注到了社会流动,但是结论并不一致。张顺等[4]从客观社会流动的角度解释城市居民的阶层认同偏移,研究发现,向上流动者下偏,向下流动者上偏,但并没有深入分析社会流动影响地位认同偏移的过程机制。范晓光等[1]使用主观社会流动感知得出与前者相反的结论,即向上流动感知越强,越向上偏移;向下流动感知越强,越向下偏移。

上述研究为阶层认同偏移现象提供了重要的理论解释。与此同时,社会流动对阶层认同偏移的影响机制还有待深入研究,社会流动如何影响宏观的阶层认同分布更是值得探讨的问题。本文提出社会流动的网络观点,并从个体社会流动角度解读阶层认同的整体分布特征。

二、阶层地位认同偏移:社会流动的网络观点

(一)社会流动与阶层地位认同偏移

社会流动对社会态度及其他社会心理的影响研究由来已久。针对美国的调查发现,代际向下流动者主观认同上偏[13]116。具体而言,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,更多认为他们是中层或者上层阶级。英国的研究发现,那些来自白领阶层家庭的工人,一方面习惯于已有的中产阶级社会福利与地位;另一方面又对前途失去信心。这说明发生代际向下流动者,地位认同高于自己实际的阶层地位。有学者对旧金山的研究发现,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[13]116。由此可见,父辈的职业地位对人们的地位认同有显著影响,但是,国外研究并未涉及代际向上流动者的认同偏移情况。张顺等[4]研究发现,我国城市居民代际向上、向下流动会分别导致阶层认同偏下和偏上。从理论上看,基于生命历程视角,个人具体的、特定的历史经历至少部分地决定了他们的基本心态和价值观[14],代际和代内社会流动均会影响个人的社会经济福利、生活机会、生活质量(1)GOLDTHORPE J H,MCKNIGHT A.The economic basis of social class [R/OL]. (2008-06-14).[2020-03-02].https:∥ssrn.com/abstract=1158971.,进而影响个人对自身阶层地位的评价。本文据此提出阶层地位认同偏移的社会流动假设1:

假设1:代际、代内向上流动的城市居民,地位认同低于客观地位,认同向下偏移,反之,则向上偏移。

(二)社会流动、社会网络相对地位与阶层地位认同偏移

社会流动如何影响阶层认同偏移?本研究认为,社会流动改变了个人的社会网络构成,网络构成的变化影响个人对自身阶层地位的评价,进而导致阶层认同发生偏移。

首先,中国社会具有鲜明的关系主义文化特征[15],社会个体深度嵌入在非正式的社会关系网络中,社会网络不但蕴含可动员的社会资源,网络的质量也会影响他人对自身阶层地位的评价。结合波多尼[16]的地位信号理论,行动者在市场中与之关联的另一行动者的地位信号,特别是高的地位信号能够给该行动者带来竞争优势。这种优势源于其他成员对该行动者较高的评价,或者说与高地位者交往,将会提升其他成员对行动者的阶层地位评价,该评价投射于行动者的主观世界,从而形成其自我阶层评估,即人际网络的“镜中我”机制。处于关系文化的中国居民,人际网络就是他们认识自己阶层地位的“镜子”,影响其阶层地位的自我评价,并导致其阶层地位认同发生偏移。因此,人际社会网络的“镜中我”作用是揭示阶层地位认同偏移的关键,这意味着社会网络成员的平均阶层地位将会提升或降低行动者的阶层地位认同,导致行动者阶层地位认同发生偏移。即与高地位者交往,阶层认同上移;与低地位者交往,阶层认同下偏。

其次,行动者在其人际网络中的相对位置取决于其代际、代内流动轨迹。人际交往具有同质化倾向[17]56-57,但社会流动会改变网络同质状态。具体而言,代际、代内向上流动有助于社会成员结交高地位者,从而提高自身社会网络的质量,这也意味着向上流动者的社会网络中有相当比例的成员低于自身的阶层地位,当前阶层地位高于网络成员平均阶层地位。同理,向下流动者会继续与部分较高地位者交往,但更多与当前地位一致的低地位者交往,当前阶层地位低于网络成员平均阶层地位。可见,社会流动使得个人的社会网络呈现异质性,流动方向决定了人们当前的阶层地位与其网络平均地位之间更可能存在不一致。可以预测的是,向上流动者的当前阶层地位高于其社会网络平均阶层地位,向下流动者的当前阶层地位低于其社会网络平均阶层地位。

本文因此提出社会流动的网络位置假设2与认同偏移的网络机制假设3:

假设2:代际、代内向上流动的城市居民,社会网络的平均地位低于其客观地位;反之,则高于其客观地位。

假设3:城市居民的阶层地位低于其社会网络的平均地位,人际网络中的综合评价就会高于其客观阶层地位,社会网络镜像作用就会导致其阶层地位认同向上偏移;反之,就会低估自己的阶层地位,阶层地位认同向下偏移。

(三)社会流动对阶层地位认同分布的影响

社会流动视角可以解释中国城市居民地位认同分布相对于客观地位结构所表现的“趋中”与整体“向下偏移”特征。在我国社会转型过程中,一方面,高考制度、高等教育扩招、户籍制度改革、经济体制改革等共同增加了全社会的代际、代内向上流动机会[18];另一方面,21世纪以来的新科技革命既创造了新的工作机会,也增加了换工作与失业的风险,代际、代内向下流动的风险依然存在。首先,由于同时存在代际、代内向上流动者认同下偏,而向下流动者认同上偏,地位认同的趋中现象便自然产生;其次,代际、代内向上流动的比例与规模大于向下流动,导致中国居民的阶层认同相对于其客观地位表现出“趋中”的同时,又出现“整体下偏”的现象。基于此,本文提出阶层认同偏移的宏观结构假设4和假设5:

假设4:由于代际、代内向上流动者地位认同下移,而向下流动者地位认同上移,使得中国城市居民阶层地位认同整体结构相对于客观地位呈现趋中趋势。

假设5:中国社会结构变迁推动了社会流动率上升,代际、代内向上流动者比例高于向下流动者,使得中国城市居民阶层地位认同结构相对于客观地位呈现向下偏移趋势。

三、数据、变量测量与分析策略

(一)数据来源

本文数据来源于2014年8月至2015年6月西安交通大学主持调研实施的“社会网络与职业经历(JSNET2014)”国家重大社会科学基金研究项目。该调查在长春、广州、济南、兰州、上海、天津、西安、厦门八个城市进行,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,剔除不在本文研究范围的样本后,最终进入分析模型的观察值数为4 835。该数据同时收集了受访者及其父代的职业信息以及受访者社会网络的相关信息,完全符合本研究的需要。

(二)变量选择与测量

1.因变量

阶层认同偏移是本研究的因变量,指的是主观阶层地位相对客观阶层地位的偏离程度,测量方法为受访者主观阶层地位减去其客观阶层地位,二者的差值反映了主客观地位偏离的程度与方向。主观阶层地位的测量在已有研究中基本达成一致,除了实证数据直接收集阶级/阶层地位信息外,当前调查数据中最常用的测量主观阶层地位的工具是10等级阶层地位量表,研究者通常使用相邻等级合并的方式或使用潜类分析的方法将10等级转化为5等级定序变量,分别为下层、中下层、中层、中上层、上层[1-4],本研究采用相邻等级合并,将10等级转化为5等级。客观阶层采用EGP(2)EGP分层框架是国际上最有影响力的分层框架之一,以Erikson、Goldthorpe、Portocarero三人名字的首字母命名,Goldthorpe使用这一框架对英国及欧洲其他国家的社会流动现象做了广泛的研究。EGP分层框架被认为是新韦伯主义分层理论的典型代表,也经常被称之为戈德索普的分层框架。标准划分为上层、中上层、中层、中下层及下层(3)通过职业编码而产生的职业地位是从高向低的顺序,1对应的是上层,因此在阶层认同偏移编码中,需要通过反向编码保证主客观地位的等级次序一致。高级管理技术人员、低级管理技术人员、中间阶层、技术人员与技术工人、体力劳动者分别编码5、4、3、2、1。,李路路[19]通过国际比较的方式验证了EGP框架在中国社会流动分析中的适应性。阶层认同偏移的最终取值范围是[-4,4]。为了描述认同偏移的类型及分布趋势,将连续性的认同偏移转化为三类:认同偏下(负值)、认同一致(零)、认同偏上(正值)。主客观地位分布见表1,阶层认同偏移分布见表2。

2.自变量

自变量包括代际流动、代内流动、社会网络相对位置。代际社会流动通过被访者当前职业地位与父代职业地位相减获得,代内社会流动通过被访者当前职业地位与初始职业地位相减得到。代际和代内社会流动所使用的职业地位都是EGP标准,因而在具体的计算过程中无需反向编码。父代阶层地位是受访者与父母地位较高一方的职业(4)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阶层地位。。代际代内社会流动编码取值的含义是:负值表明向下流动,正值表明向上流动,0代表不流动。

网络相对位置是指个人在社会网络中的相对地位。本文使用春节拜年网测量社会网络[20]。网络相对位置的具体操作方法是:首先计算出各EGP阶层的社会经济地位指数(ISEI)的均值,同时计算出每个被访者社会网络构成人员的社会经济地位均值;其次将网络平均地位与每个阶层所对应的平均社会经济地位对照,找出社会网络平均地位最接近的阶层,这一阶层就是被访者的社会网络平均地位对应的阶层地位,从而将社会网络平均地位转化为EGP阶层的5等级;最后将个人客观阶层地位与社会网络的平均EGP地位相减,得到社会网络相对位置,该变量的取值有3类:低于网络平均地位、高于网络平均地位、网络地位一致。

3.控制变量

控制变量主要包括个体特征变量和结构性变量。个体特征变量包括教育年限、年收入水平、户口、单位性质、党员身份、性别、年龄和地区。宏观结构变量为市场化程度,表现为非国有部门从业人数在地区—行业中的比例[21-22]。

表1中,八个城市居民的客观阶层分布为:上层和中上层的比例为23.27%,中层的比例为48.29%,中下层和下层的比例为28.44%。由于本研究的数据是城市样本,因而城市居民客观地位中的中上层和上层比例高于全国样本的比例[1],中下层和下层比例低于全国样本比例,最终八个城市的客观阶层结构呈现出“橄榄型”,可以认为本研究使用EGP标准测量客观社会阶层地位是合理的。主观阶层认同的分布为:主观阶层为上层和中上层的比例5.36%,中层的比例是39.34%,中下层和下层的比例约为55%,上述比例与全国样本的比例一致[1]。表1中的主观阶层地位分布呈现“趋中”与“下偏”趋势,在表2中关于阶层认同偏移的三种类型分布中得到印证,即至少有51%的被访者对自己阶层地位的评价低于客观的阶层地位。同时,阶层认同偏移连续性变量的均值为-0.54,表明主观阶层平均低于客观阶层0.54个单位,即八个城市居民的阶层认同偏移呈现下偏趋势,与已有大多数研究一致。但此结果与韩钰等[2]的研究发现相反,他们发现城市居民的认同偏移总体上呈现上偏的趋势。

表2是统计描述分析。代际流动中有21.59%的人发生了向下流动,51.27%的人经历了向上流动,27.14%的人未发生流动;代内流动中有8.89%的人发生了向下流动,17.52%的人实现了向上流动,73.59%的人未发生流动。代际和代内流动分布显示,八个城市居民有一半以上的人实现代际向上流动,比向下流动者高出30%,代内不流动占主导地位,代内向上流动的比例比向下流动高8.5%。在社会网络中,54.81%的人的地位比自己社交网络中的平均地位低,19.73%的人的地位高于网络中的平均地位,25.46%的人的社会地位与网络中的平均地位一致。

(三)实证分析策略

本研究的实证分析包括四个步骤:首先,运用多元线性回归模型(OLS)与多层线性随机截距模型(HLM)分析社会流动和网络相对位置对阶层地位认同偏移的影响;其次使用倾向值匹配解决社会流动与阶层认同偏移之间的内生性问题,进而检验社会流动与阶层认同偏移之间的关系;之后,运用多分类的逻辑回归模型(Mlogit模型)分析代际、代内社会流动与社会网络位置之间的关系;最后,运用列联表分析各阶层社会流动的比例与规模,分析阶层地位认同偏移对整体认同分布的影响。

表1 主客观阶层地位分布状况

表2 变量的描述性统计

四、实证分析与讨论

(一)社会流动、社会网络位置对阶层地位认同偏移的影响

表3是社会流动、社会网络位置对认同偏移影响的多元回归及多层次模型。其中,模型1和模型2分别为社会流动和社会网络位置对阶层认同偏移的影响;模型3是在模型1和模型2的基础上同时加入社会流动和社会网络相对位置变量;模型4—6分别是在控制宏观市场化因素后检验社会流动和社会网络位置对阶层认同偏移的影响。6个模型的结果显示,代际和代内流动、社会网络相对位置对阶层认同偏移的影响统计显著。

首先是社会流动的影响。在模型1中,相对于代际不流动,代际向下流动者的阶层地位认同向上偏移约0.32个单位,而代际向上流动者的阶层地位认同向下偏移0.7个单位;相对于代内不流动,代内向下流动者的阶层地位认同向上偏移超过0.36个单位,代内向上流动者的阶层地位认同向下偏移超过0.68个单位。在模型3中,控制社会网络位置变量后,代际和代内社会流动对阶层认同的影响下降,但依然显著。模型4和模型6在控制市场化发展程度后,代际和代内社会流动对阶层认同偏移的影响稳定并且统计显著。模型1、模型3、模型4和模型6的实证结果表明,随着市场化程度的提高,向上流动者向下偏移的程度减少,主客观阶层一致性提升;代际向下流动对阶层认同的影响稳定,代内向下流动对阶层认同的影响增加,即代内向下流动的人向上偏移的程度会增强。假设1得到支持。

其次是社会网络相对位置的影响。模型2结果显示,如果城市居民的阶层地位低于其社会网络的平均地位,其阶层地位认同向上偏移0.79个单位;反之,阶层地位认同向下偏移0.55个单位。控制社会流动的影响后(模型3),社会网络相对位置对阶层认同的影响程度下降,但依然统计显著。控制宏观市场化程度之后,比较模型2和模型5、模型3和模型6的系数后发现,这一影响依然统计显著,但系数变化非常小,即网络相对位置对阶层认同偏移的影响较小地受宏观因素制约。假设3得到支持。

表3 社会流动对阶层地位认同偏移的影响

最后是宏观因素的影响。由于被调查的八个城市所处地域及发展程度存在明显差异,国际化特大城市(上海)、西部内陆城市(兰州)以及老工业基地城市(长春)并存。城市间差异会潜移默化地影响社会成员的生活方式、生活机会及社会认知,因此控制宏观结构因素的影响是必要的。本研究所使用的宏观变量是市场化程度指标,该指标反映了一个地区的开放程度与发展水平。模型4—6的结果表明,市场化程度影响个人的社会流动机会,进而影响社会流动对阶层认同偏移的作用空间(ρ>0.059);在模型5—6中,市场化程度对网络相对位置对阶层认同的作用空间影响比较小(ρ<0.059)。这一结果并不意外,因为网络相对地位是行动者社会流动的结果,更多受到微观因素的影响[23]301。

(二)社会流动对阶层认同影响的内生性检验

由于社会流动、阶层认同偏移同时涉及社会成员当前的客观阶层,且不同社会成员的流动机会不同,因而社会流动和因变量之间可能存在内生性问题。经常使用的倾向值匹配方法在解决多分类处理变量时会遇到挑战,本文使用多类别处理效应的干预方法(Teffects)来解决内生性问题。多类别处理效应方法与二分类处理效应的基本思想一致,但是有多个(k-1)平均处理效应(ATEs)。预测代际流动的协变量主要包括:个人教育年限、父亲教育年限、初职地位、父亲地位、父亲单位、父亲户口、性别、年龄、地区;预测代内流动的协变量主要包括:个人教育年限、初职地位、父亲地位、个人户口、性别、年龄、地区。另外,Teffects方法不能处理负值,在分析中将认同偏移转换成1～9的正整数。分析结果见表4。

表4中,处理效应变量是代际流动和代内流动,它们各自有三类,处理效应是(代际/代内)的向上流动、向下流动,对照组是不流动,表中报告的是不同类型的流动(处理组)相对不流动(对照组)对阶层认同偏移的影响程度。结果显示,在其他情况完全相同时,代际向下流动者相对不流动者的地位认同偏移上升15.2%;代际向上流动者相对不流动者的地位认同偏移下降14.5%,统计结果显著。代内流动与地位认同偏移之间的因果检验具有同样的结果,表明消除社会流动和阶层认同偏移的内生性之后,社会流动对阶层认同偏移的影响依然存在。因此,表3中实证结果是稳定可信的,实证分析再次支持了假设1。

(三)社会流动与社会网络相对位置

表5是社会流动影响网络位置的多分类逻辑回归结果。结果显示,与代际不流动者相比,代际向下流动者的阶层地位低于网络平均地位的发生比增加83%,exp(0.603)-1=0.83,而高于网络平均地位的发生比下降17%,1-exp(-0.184)=0.17;同时,与代际不流动者相比,代际向上流动者的阶层地位高于网络平均地位的发生比提升95%,exp(0.667)-1=0.95,低于网络平均地位的发生比下降48%,1-exp(-0.644)=0.48。代内向上流动者相对于不流动者,阶层地位高于社会网络平均地位的发生比上升34%,exp(0.295)-1=0.34,低于网络平均地位的发生比下降49%,1-exp(-0.678)=0.49,同时代内向下流动者的社会地位高于社会网络平均地位的发生比下降48.6%,exp(-0.666)-1=0.486,低于网络平均地位的发生比上升81%,exp(0.598)-1=0.81。总之,代际、代内流动者与不流动者相比,向下流动者的交往群体平均地位高于自己;向上流动者的网络平均地位低于自己。实证结果支持假设2。

表4 社会流动与阶层认同偏移的倾向值分析

表5 社会流动对社会网络相对地位影响的多分类逻辑回归结果

(四)阶层认同整体偏移及其微观解释

前文结果显示,代际、代内向下流动者的阶层地位认同上偏,而代际、代内向上流动者的阶层地位认同下偏,总体呈趋中趋势。那么,阶层认同整体下偏又是如何形成的?本文通过分析各阶层不同流动方向及其规模回答这一问题。表6分别描述了各阶层代际、代内流动状况。

首先,各阶层地位的代际流动状况表现为:(1)父代也是上层或中上层的比例分别是11.89%和21.81%(见中间代际不流动列),超过88%的上层社会成员是从其他阶层流入到上层,70.8%的人是从下层、中下层和中层流动到中上层(见右侧代际向上流动列);(2)社会中层中,超过23%的社会成员的父代也是中层,58.5%的社会成员向上流动到中层,只有18.33%的社会成员向下流动至中层;(3)社会中下层中,约有18.53%的城市居民代际不流动,48%从下层流动上来,还有33.45%是从上层流动下来的;(4)社会下层中,约有55%不流动,44.93%从上层流动下来。显然,代际流动主要体现为向上流动,每一阶层向上流动的比例都大于该阶层不流动和向下流动比例,这一比例在中层、中上层及上层中都超过58%。

其次,客观阶层地位与代内流动的关联性表现为:(1)在社会上层中,56.29%的样本初职、现职均为上层,43.71%的样本是代内流动到上层;(2)在社会中上层中,70.92%的样本不流动,27.41%的样本是从下层、中下层、中层流动到中上层,只有1.67%的样本向下流动至中上层;(3)在社会中层中,71.91%的样本代内不流动,18.93%的样本向上流动到中层,只有9.16%的样本向下流到中层;(4)在社会中下层,84.17%的样本代内不流动,6.86%的样本向下流动到该阶层,约9%的社会成员是从下层流动到该阶层;(5)对于社会下层,约有80%的社会成员不流动,20%的社会成员是从上层流动下来的。由此可见,代内以不流动为主,特别是下层、中下层的不流动现象最为严重,但是中层、中上层及上层依然存在一定的流动空间,阶层固化程度较低。

综上,社会阶层向上流动者的比例远高于向下流动者,加上前文发现的向上流动者阶层认同向下偏移,而向下流动者的阶层认同上偏。可以得出,社会流动方向对阶层认同偏移的影响以及向上流动的主导地位,共同导致了主观阶层认同分布趋中且整体下偏现象。此结论支持本文的假设4和假设5。

表6 客观阶层地位与社会流动的方向和规模 观测值数:4 835 单位:%

五、结论与讨论

本文从社会流动及社会网络观点揭示了中国城市居民地位认同偏移,创新性地解读了城市居民阶层地位分布的宏观趋势——趋中与整体偏下,实证分析结果支持了本文的理论假设。首先,社会流动形塑了城市居民在社会网络中的相对位置,社会网络的“镜中我”机制决定了社会成员的阶层地位认同偏移。向上流动者的社会网络平均地位低于自己,人们对行动者的综合评价低于其客观阶层地位,导致阶层地位认同向下偏移;同理,向下流动者的阶层地位认同向上偏移。其次,客观阶层地位在中层以上的多数城市居民中发生了代际、代内的向上流动,而位于中下、下层的居民,只有较小比例是从高的阶层向下流动到该阶层。总体表现为向上流动者地位认同下移,向下流动者地位认同上移,但前者的规模与强度均远远大于后者,使得城市居民阶层地位认同相对于客观地位呈现既趋中又整体分布下偏的特征。

本文的研究结论可以深化社会学对阶层认同偏移的认识。其一,重新认识阶层认同偏移的社会学意义。代际、代内社会流动反映了行动者客观阶层的变化,进而导致其主客观阶层地位产生偏差,具有理论与实践上的必然性,并非仅仅是人们认知上的偏差,而是中国社会开放性的重要指标,具有深刻的社会结构及变迁的原因。其二,理解2000年以来中国城市居民阶层认同结构相对于国外社会整体分布偏下,且随着时间推移整体向下偏移的现象。根据本文的研究结果,阶层分化的同时,产业快速转型更新,使得城市居民的代际、代内流动率持续上升,向上流动率往往显著高于向下流动率,导致阶层地位认同偏移且偏移程度也随时间有所变化。其三,证实了社会流动对维持社会稳定发展的重要意义。随着改革的深化与社会转型的深入,资源分配不平等程度加剧,基尼系数持续走高,根据本文的理论分析,较为普遍的阶层认同偏移意味着更高的代际、代内社会流动率,较高社会流动能够极大缓解资源分配不平等所产生的结构性压力,维持社会的稳定性。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,但是较高的社会流动率足以保证我国社会稳步发展。因此,提高代际、代内的社会流动率,是确保社会稳定且高速发展的重要途径之一。