住房、人口流动、社会焦虑与中等收入群体的阶层认同与偏差——基于CSS2019数据

Housing, Population Mobility, Social Anxiety and Class Identity and Deviation of Middle-Income Groups—Based on CSS2019 Data

摘要: 主观阶层认同偏差一直是我国社会中较为普遍的问题，本研究利用CSS2019数据考察中等收入群体主观认同与偏差的影响因素。研究发现，房产数量的多寡显著影响中等收入群体的主观阶层认同。人口流动对中等收入群体主观阶层认同的影响体现为迁移后的主观阶层认同更高，但是随着迁移时间的增加，他们更容易存在主观阶层认同偏差问题。另外，社会保障焦虑与生活焦虑越高，中等收入群体的主观阶层认同往往更低。

Abstract: The deviation of subjective class identification has been a common problem in China. This study uses CSS2019 data to investigate the subjective class identification of middle-income groups and its influencing factors. The study finds that the number of real estate can significantly affect the subjective class identity of middle-income groups. The impact of population mobility on the subjective class identification of middle-income groups is reflected in the higher subjective class identity after the completion of migration. Otherwise, with the increase of migration time, it is more likely to lead to the deviation of subjective class identification. In addition, the higher the social security anxiety and life anxiety, the lower the subjective class identity of middle-income groups.

1. 问题的提出

“扩大中等收入群体与建设橄榄型社会”是实现共同富裕的重要途径，我国在“十三五”时期完成精准扶贫并消除绝对贫困的基础上，“十四五”时期扩大中等收入群体有利于缩小社会差距，促进社会公平，并释放消费红利，进一步促进供给侧改革的发展，维护社会的和谐稳定[1]。尽管扩大中等收入群体具有十分重要的现实意义与历史意义，但在实际生活中，许多中等收入群体主观上并不认同自己的阶层地位。有学者将这一问题归因为社会各阶层经济地位差距过大使社会成员产生较大的相对剥夺感[2] [3]，但是更多社会学者认为造成中等收入群体阶层认知失衡的背后有更为深层的社会因素，包括文化社会分层带来的区隔、现代性流动所产生的不确定风险。

首先，文化视域下的消费分层成为影响社会成员阶层认同的重要因素。布迪厄的文化社会分层理论认为住房、消费与生活方式等因素影响阶层认知，惯习与品味是区分阶级的重要方式，不同社会空间位置的成员往往具有不同的生活方式和消费行为[4]。当下，住房资源已经成为衡量社会财富的重要指标，房产的数量、面积与品质等因素均有可能影响社会成员的阶层认同。徐延辉等人的研究发现住房等重要的物质资本对农民工的主观阶层认同影响最大[5]。住房分层体现了房产资源已经成为区分社会各个阶层的重要指标，因此对中等收入群体主观阶层认同的考察必须将住房资源纳入考虑范围。

其次，流动成为现代社会中的风险来源，不确定的环境更易导致阶层认知偏差。鲍曼(Zygmunt Bauman)认为流动使得传统牢固的时空关系发生分裂，导致现代社会成为一个高度不确定的社会[6]。在现代社会中，流动使得人们习以为常的生活模式被打破，发展的不确定性增加，社会风险压力剧增，青年人口的职业流动、地区流动等流动形式在增加其机遇的同时，也导致其不得不面临许多的现实困境[7]。在高强度的社会竞争之下，流动人口实现阶层跃升的难度剧增，伴随而来的是不断增长的社会焦虑，其阶层认知也必然受到一定冲击。故在此背景下，探析流动事件与社会焦虑对于中等收人群体的主观阶层认同是十分有必要的。

主观阶层认同不但反映了个体的客观地位与其主观期待的差距，而且表现为不同社会背景的人们将自己的职业、财富等置于特定的社会情境之中进行比较。因此，主观阶层认同绝不仅仅是社会成员的简单观念，其与个体在社会生活中的境遇息息相关。研究发现，主观阶层地位认同低下的老年人更易导致认知能力下降，影响健康水平[8]。而近几年社会中出现的中间阶层“内卷化”、社会焦虑加剧与“阶层下移”风险等问题对社会公平造成了一定的冲击，也成为了破坏社会稳定的潜在风险，因此研究中等收入群体的主观阶层认同与偏差可以为有效解决这些问题提供理论参考。

2. 理论基础与研究假设

2.1. 住房资源与主观阶层认同

住房问题一直是社会学研究中关注的热门问题，英国新城市社会学的代表人物阿德尔纳·约翰·雷克斯(Arderne John Rex)等人在《种族、社区与冲突》一书中提出了“住房阶级”的概念，他们认为由于住房获取方式的不同至少可以将城市居民区分为五个不同的住房阶级[9]，通过现金直接购买并住在最令人满意地区的居民属于较高的住房阶级，而依靠租赁政府或私人住房的则属于较低的租房阶级。“住房阶级”是资本主义社会中以利益为导向地将住房资源市场化的产物，造成城市居民社会经济地位差距过大，反映了自由主义市场难以调控房地产市场，导致社会对立和冲突。

已有的研究主要从住房成本、住房数量与住房品质论述住房资源对城市居民主观阶层认同的影响。首先，住房成本反映在租房费用或购房费用上，住房成本的高低反映房地产市场的发展对于城市居民社会生活的影响。研究发现，住房成本的不合理升高会侵蚀青年群体的经济收入，并最终影响青年劳动力的社会流动[10]。蔡禾等人的研究表明随着城市房价增长，仅拥有一套住房的城市居民的主观阶层地位则会降低，但这对拥有两套房及多套房的城市居民的影响并不显著[11]。由于住房条件、邻里环境和住房贷款的不同，房主的主观阶层认同也存在差异[12]。

其次，住房数量的多寡本质上是个人财富的重要体现，住房数量对个体的主观阶层认同往往是正向的。住房数量等经济因素不但塑造了不同阶层的消费惯习与生活方式，还能对个体的阶层认同产生显著的直接影响[13]。研究表明，2008至2015年，住房资源对两性的主观阶层认同呈现增强趋势，并且住房在女性社会阶层认同提高的过程中发挥着重要作用[14]。住房财富的增加会通过降低个体的相对剥夺感而影响其主观阶层认同。胡荣等人的研究发现住房数量与居住面积不仅能够直接影响个体的主观阶层认同，还会通过相对剥夺感这个中介变量间接影响人们的主观阶层认同感[15]。而由于住房具备财富效应和“房奴”效应机制，青年群体住房财富的不足会加剧其消费层面的相对剥夺感[16]。

再次，住房品质对于城市居民主观阶层认同具备正向的影响。研究表明，诸如住房面积、社区品质、住房功能等消费品质会影响城市居民的主观阶层认同，社会成员的住房品质越高，则他们的主观阶层地位认同越高，反之则越低[17] [18]。由此可见，住房资源对于个体的主观阶层认同具备一定的影响，然而少有学者从中等收入群体的角度出发考虑其主观阶层认同与偏差。基于此，本研究提出假设1：住房资源对中等收入群体的主观阶层认同具有显著影响，住房资源越少越容易产生阶层认同偏差。

2.2. 人口流动与主观阶层认同

劳动力迁移是我国人口流动中的主力军，少数学者也关注到了外来劳动力的主观社会阶层认同问题。管健等在性别视角下对外来务工人员的主观社会阶层研究发现，不同性别的外来务工群体的主观社会阶层认同具有显著的差异性，女性外来务工人员具有更高的阶层感知，在其流动策略的选择中更倾向于通过各种方式获得城镇户籍，争取城市人的特有属性[19]。可见人口在发生流动后，其主观阶层认同会受到一定的影响。那么哪些因素影响了流动人口的阶层认同呢？张卫国等人在对农民工阶层认同问题分析时发现，农民工的人力资本、职位价值与经济实力等因素对其主观阶层认同具有显著的影响[20]。苏爱菊的研究发现，社会经济地位、婚姻家庭状况、心理感知、制度分割等为影响农民工阶层认知的主要因素[21]。由此可见，在劳动力迁移的过程中，流动人口的阶层认知受到主客观多方面因素的影响。

另外，在现实生活中，人口流动往往与住房问题关联。研究表明，农民工的居住选择受到主客观社会经济地位的影响[22]。住房品质较高与良好的社区环境可以有效帮助流动人口融入城市社会，这或许能够提升流动人口的主观阶层认同[23]。赵晔琴与梁翠玲两位学者对农民工的住房消费与主观阶层认同研究证实了这一假设，她们发现农民工的住房产权归属、人均居住面积、人均居住支出对他们的阶层地位认同具有正向的影响[24]。住房资源的成本、数量与品质也会影响到流动人口的主观阶层认同。而就我国的普遍国情而言，当流动人口变成永久性居民时，流动人口对于流入地的住房资源需求与购房压力在通常情况下要远大于本地的户籍居民。流动带来了更高的不确定性和社会风险，使得流动人口面临更大的生存压力，同时也影响了他们的主观阶层认同。可以发现，尽管较少有学者分析人口流动事件对社会成员主观阶层认同的影响，但从流动人口的主观阶层认同相关研究中，能够推论出人口流动本身对社会成员的主观阶层认同存在一定的影响。基于此，本研究提出假设2：人口流动对中等收入群体的主观阶层认同具有显著影响。

2.3. 社会焦虑与主观阶层认同

随着社会竞争的加剧，焦虑逐渐成为了社会成员的一种普遍心态。工作压力大、物价上涨过快、因贫富差距过大导致的社会不公平感与相对剥夺感成为引发民众焦虑的来源[25] [26]。特别是近年来我国社会流动放缓，中产阶层的客观社会经济地位存在下降的风险，更是加剧了社会竞争的内卷化与该群体的社会焦虑。

引起中产阶层社会焦虑的首要原因在于阶层下移风险加剧。城市的青年白领面临着收入、教育等现实威胁，环境的不确定性更使得他们的社会经济地位受到一定威胁。而青年人群的生存与发展焦虑、身份认同焦虑等问题严重影响其主观阶层认同[27] [28]。由于存在阶层下移风险，城市中产阶层的子女教育焦虑与地位焦虑已经成为了我国城市中不可忽视的问题。而这些焦虑问题在第一代流入城市的居民身上体现得更为明显，担忧子女无法通过教育获得与自己相同或更高的社会地位，导致“鸡娃”现象与教育内卷化趋势不断加剧[29]。

导致社会焦虑加剧与主观阶层认同下降的另一个因素是近年来民众相对剥夺感的上升。主观社会阶层的形成过程源于与他人在收入、受教育机会、职业和居住条件等方面所进行的社会比较，社会公平感与生活满意度等因素在主观社会阶层的形成过程中具有显著的影响效应[30]。陈云松等人研究发现，经济增长已经无法提升主观阶层认同，而收入不平等却对阶层自我定位有明显的负面效应，这也是为何我国居民的主观阶层认同较低的重要原因[31]。学者李向健在研究农村青年阶层认同时发现，通过总体社会公平感、社会经济地位比较后，相对剥夺感越强烈的群体，其认同的阶层地位便越低[32]。可见，相对剥夺感是引起当前民众社会焦虑的重要因素，并且严重影响社会成员的主观阶层认同。

另外，缺乏住房资源亦是造成我国居民社会焦虑问题的原因之一。陈云松等学者对我国社会焦虑的宏观机制分析发现，东部和中部地区的焦虑水平较高，并随着时间的推移不断升高；而北部和西北地区的焦虑水平也在不断上升[33]。在社会焦虑升高的过程中，房价和城镇化水平等宏观因素对其具有显著的影响。而刘斌和张安全两位学者的研究发现，房贷压力与房价上涨导致仅有一套住房者的相对剥夺感升高，就业焦虑加剧。由此可见，由于缺乏住房而产生的社会焦虑有可能影响中等收入群体的主观阶层认同[34]。基于此，提出研究假设3：社会焦虑对中等收入群体的主观阶层认同具有显著影响，焦虑程度越大则阶层认同偏差越大。由于本文将社会焦虑分为社会保障焦虑、社会公平焦虑与生活焦虑，故假设3又可具体分为3个分假设：假设3-1：社会保障焦虑对中等收入群体的主观阶层认同与偏差具有显著影响效应；假设3-2：社会公平焦虑对中等收入群体的主观阶层认同与偏差具有显著影响效应；假设3-3：生活焦虑对中等收入群体的主观阶层认同与偏差具有显著影响效应。

2.4. 研究评述

综上可见，学术界现有对于主观阶层认同的研究中，在住房分层的视角之下探寻民众的阶层认同研究已经较为成熟，以住房成本、住房数量与住房品质为代表的住房资源对我国居民的主观阶层认同具有显著影响。然而却少有学者将这些住房资源纳入人口流动的背景之下去考察中等收入群体的主观阶层认同，在人口迁移后，住房资源对于流动人口与本地居民的影响尚不得而知。而学者们对人口流动主题的关注重点却偏向流动人口的社会融入、劳动力输出与对经济发展的影响等问题上。仅有少数学者关注到流动事件对流动人口的主观阶层认同问题，因此本研究还需从学者们对于流动人口的阶层认同研究等方面去探析人口流动对中等收入群体主观阶层认同的可能影响。

另外，学者们在考察人口流动与主观阶层认同的联系时也多是从农民工的阶层认同影响因素出发，去探析教育、户籍制度等客观因素对流动人口主观阶层认同的影响。而人口流动事件对中等收入群体的主观阶层认同尚待研究。再者，社会焦虑对我国居民主观阶层认同的影响体现在阶层下移风险加剧、社会不公平与缺乏住房资源引起的相对剥夺感上，但少有学者将人口流动的焦虑考虑到其中，即因此发生流动或迁移而需面临更高的风险与不确定性所导致的社会焦虑对主观阶层认同的影响。因此，本文将社会焦虑纳入到主要的研究变量中，以发现迁移事件对中等收入群体主观阶层认同的影响，可以更加挖掘在时空关系发生剧变的现代社会中，社会焦虑与主观阶层认同偏差之间的联系。

综上所述，本文将从房产资源、人口流动和社会焦虑三个层面去探析中等收入群体的主观阶层认同与偏差问题，并进一步分析影响中等收入群体的阶层认同偏差因素。本文的创新之处在于在考虑流动成为现代社会风险来源的前提下，探析住房问题、人口流动问题与社会焦虑三个核心变量对中等收入群体主观阶层认同的影响，以期为我国主观阶层认知偏下问题找到新的解释。

3. 数据来源与模型

3.1. 数据来源

本研究使用中国社会科学院社会状况综合调查(CSS2019)的数据，数据共有10,283位调查对象。在对中等收入群体的界定和操作化上，本研究采取以收入中位数的相对标准来界定中等收入群体，并且借鉴李春玲与朱迪等学者的方式对中等收入群体进行细分[35] [36]。本文将个人收入在收入中位数的0.75倍到1.25倍(包括)的人群界定为中低收入群体，将个人收入大于中位数的1.25倍并小于等于收入中位数2倍的人群界定为中高收入群体。细分的目的在于更好地考察中等收入群体的阶层认同差异，而由于本研究需考察住房资源、人口流动等因素对中等收入群体阶层认同的影响，因此本文将未成年人与60岁以上的老年人样本剔除，并且在剔除核心变量主观阶层认同的缺失值后，得到有效样本2175人。

3.2. 变量描述

1) 因变量

本文的自变量为主观阶层认同，在数据CSS2019中对应的题目为“您认为目前您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次？”，问卷将主观阶层认同分为上层、中上层、中层、中下层与下层5个层次，本文将其转换为1~5分的梯度测量，1分代表“下层”，5分代表“上层”。由于因变量为有序变量，无法直接使用OLS方法直接进行检验，因此本文使用Oprobit模型(Ordered Probit)来对中等收入群体的主观阶层认同问题进行分析。

2) 自变量

本文的自变量有3个。第一是房产资源，由于房产资源的财富属性主要体现在社会成员拥有的住房数量上，故本文只考虑中等收入群体的住房数量对其主观阶层认同的影响，对应的题目分别为“您家目前有几套自有住房？”。第二个是人口流动，对应的题目“您(从外来地)来此地居住多长时间了？”。第三个是社会焦虑，本文参考崔岩与黄永亮两位学者对社会焦虑感的界定[37]，将社会公平感、社会保障满意度、生活满意度分别反向赋值并视作社会公平焦虑、社会保障焦虑和生活焦虑，以此对社会焦虑进行操作化，赋值分数分别为1~10分。

3) 控制变量

在文献回顾中可以发现，教育程度与户籍等因素对民众的主观阶层认同具有显著影响，因此本文将选择中等收入群体的年龄、性别、受教育年限、党员身份与户籍作为控制变量。表1呈现了本文中主要变量的基本情况，从该表可知，中等收入的主观阶层认同较低。

Table 1. Descriptive statistics of major variables

表1. 主要变量的描述性统计

变量名称			均值(标准差)/频率	最小值	最大值	总计
主观阶层认同			2.27 (0.90)	1	5	2175
住房数量			1.22 (0.50)	1	5	2022
人口流动	迁移	无迁移	80.87%			1759
		产生迁移 = 1	19.13%			416
	流动时间	半年以内	69.24%			1506
		半年以上 = 1	30.76%			669
社会焦虑	社会保障焦虑		4.52 (2.33)	1	10	2080
	社会公平焦虑		4.39 (1.99)	1	10	2175
	生活焦虑		3.99 (2.19)	1	10	2175
性别	男 = 1		56.00%			1218
	女		44.00%			957
年龄			42.81 (10.96)	18	59	2175
受教育年限			9.99 (3.56)	0	19	2173
党员	非党员		88.92%			1934
	党员 = 1		11.08%			241
户口性质	农业户口		64.97%			1413
	非农户口 = 1		35.03%			762

3.3. Ordered Probit模型

鉴于主观阶层认同是受限的有序数据，直接使用最小二乘法(OLS)将会导致偏差，因此本文采用Oprobit模型来进行估计。Oprobit模型通过对可观测的有序数据建立Oprobit模型，从而研究不可观测的潜变量变化规律的研究方法，由于无法观测到$y^{*}$ 的具体数值，因此，可将潜在的主观阶层认同看作是一种潜变量[38]，$y^{*}$ 的线性方程可表示为：

$y_i^{*}={\beta }_i{x}_i+{\epsilon }_i$ (1)

其中，$x_i$ 为自变量，${\epsilon }_i$ 为参差项，尽管$y^{*}$ 为不可观测的潜变量，但其与另一系列可观测的有序数列$y_i$ 具有如下关系：

$y_i=F\left(y_i^{*}\right)=\{\begin{array}{l}1,若y_i^{*}\le c_1\\ 2,若c_1<y_i^{*}\le c_2\\ 3,若c_2<y_i^{*}\le c_3\\ 4,若c_3<y_i^{*}\le c_4\\ 5,若c_4<y_i^{*}\le c_5\end{array}$ (2)

(2)式中c为切点，$c_1$ <$c_2$ <$c_3$ <$c_4$ ，设ε的分布函数为累积标准正态分布函数Φ(·)，则可以得到如下的有序Probit：

$p\left(y_i=1|x_i\right)=\Phi \left(c_1-x_{i\beta }\right)$

$p\left(y_i=2|x_i\right)=\Phi \left(c_2-x_{i\beta }\right)-\Phi \left(c_1-x_{i\beta }\right)$

$p\left(y_i=3|x_i\right)=\Phi \left(c_3-x_{i\beta }\right)-\Phi \left(c_2-x_{i\beta }\right)$ (3)

$p\left(y_i=4|x_i\right)=\Phi \left(c_4-x_{i\beta }\right)-\Phi \left(c_3-x_{i\beta }\right)$

$p\left(y_i=5|x_i\right)=1-\Phi \left(c_4-x_{i\beta }\right)$

4. 分析结果

4.1. 基准回归结果

由于本文关注中等收入群体的主观阶层认同及其认知偏差问题，同时为了更利于对回归结果的解释与比较，文中汇报了“下层 = 1”、“中下层 = 2”、“中层 = 3”、“中上层 = 4”与“上层 = 5”处对应的边际效应。表2报告了Oprobit回归的结果以及各参数的估计系数和对应在主观阶层认同的边际效应。

由表2可知，当其他所有变量处于均值处且保持不变时，住房数量每增加一个单位，中等收入群体的主观阶层认同为“下层”的概率下降0.032，为“中下层”的概率下降0.012，而认同为“中上层”与“上层”的概率均有所增加。由此可见，住房资源对中等收入群体的主观阶层认同具有显著影响效应，并且随着住房财富的增加，中等收入群体的阶层认同偏差问题得到缓解；至此，假设1得到验证。该结论也与蔡禾等学者的研究相一致[11]。因此住房资源已经成为影响中等收入群体主观阶层认知的重要因素，提高中等收入群体的房产财富可以有效解决中等收入群体的阶层认同偏差问题。

而从人口流动的视角来看，在控制其余所有变量时，对于已经完成迁移的人群而言，其主观阶层认同处于“下层”的概率下降0.06，处于“中下层”的概率下降0.02，而落入在“中上层”与“上层”的概率均有所上升。而对于没有迁移的人群来说，流动时间在半年以上的中等收入群体其主观阶层认同为“下层”与“中下层”概率分别上升0.087与0.032，但处于“中上层”与“上层”的概率分别下降0.31与0.006，可见在未完成迁移之前，人口流动对于中等收入群体而言可能会承担更多的社会压力与风险，从而导致其主观阶层认同下降。当前我国的人口迁移趋势为从农村到城镇、从西部等经济欠发达地区向经济发达地区迁移，完成迁移意味着能够在迁入地获得稳定的工作、较为健全的社会保障等，这些因素均有助于提升中等收入群体的主观阶层认同。至此，假设2得到验证。

而从中等收入群体的社会焦虑问题考虑，在只看模型的回归系数并且控制其余变量的前提下，可以发现社会保障焦虑、社会公平焦虑与生活焦虑对中等收入群体的影响都是负向的，并且社会保障焦虑与生活焦虑的影响通过了0.001显著性水平的检验。而从边际效应上看，可以发现当其他所有变量均值处并且保持不变时，社会保障焦虑的影响体现在中等收入群体的主观阶层认同落入“下层”与“中下层”的概率分别上涨0.014与0.005；而落入在“中层”及以上的概率均所有下降，社会保障焦虑是导致中等收入群体主观阶层认同偏差的重要原因。至此，假设3-1得到验证。然而，本研究并未发现社会公平焦虑对中等收入群体的主观阶层认同具有显著影响，这与部分学者的研究结果不同，原因可能在于中等收入群体的收入、教育等在社会中均占有优势，因此该群体对社会公平的评价较高。而生活焦虑对中等收入群体的影响体现在其主观阶层认同“下层”与“中下层”的概率分别上升0.041与0.015。可见，生活焦虑对中等收入群体的主观阶层认同存在显著的影响，至此，假设3-3得到验证。另外，由于生活焦虑是通过幸福感操作化而来，由此可以推论中等收入群体的幸福感在其主观阶层认同中具有重要的影响。

Table 2. Analysis results of ordered probit model

表2. 有序probit模型分析结果

	估计系数			边际效应
	Oprobit	1	2	3	4	5
性别 (男 = 1)	−0.153^** (0.053)	0.041^** (0.014)	0.015^** (0.005)	−0.038^** (0.013)	−0.014^** (0.005)	−0.003^* (0.001)
年龄	0.004 (0.003)	−0.001 (0.001)	−0.0003 (0.0003)	0.001 (0.001)	0.0004 (0.0002)	0.0001 (0.0000)
受教育年限	0.021^* (0.009)	−0.006^* (0.002)	−0.002^* (0.001)	0.005^* (0.002)	0.002^* (0.001)	0.0004^* (0.0002)
党员身份 (党员 = 1)	0.028 (0.077)	−0.007 (0.021)	−0.003 (0.008)	0.007 (0.020)	0.003 (0.008)	0.001 (0.001)
户口 (非农 = 1)	−0.200^** (0.60)	0.053^** (0.016)	0.019^** (0.006)	−0.050^** (0.015)	−0.019^** (0.006)	−0.004^** (0.001)
住房数量	0.120^* (0.047)	−0.032^* (0.013)	−0.012^* (0.005)	0.030^* (0.012)	0.011^* (0.005)	0.002^* (0.001)
是否迁移 (迁移 = 1)	0.226^* (0.099)	−0.060^* (0.026)	−0.022^* (0.009)	0.056^* (0.024)	0.021^* (0.009)	0.004^* (0.002)
流动时间 (半年以上 = 1)	−0.328^*** (0.088)	0.087^*** (0.022)	0.032^*** (0.008)	−0.082^*** (0.020)	−0.031^*** (0.008)	−0.006^** (0.002)
社会保障焦虑	−0.053^*** (0.014)	0.014^*** (0.004)	0.005^*** (0.001)	−0.013^*** (0.003)	−0.005^*** (0.001)	−0.001^*** (0.0003)
社会公平焦虑	−0.004 (0.016)	0.001 (0.004)	0.001 (0.002)	−0.001 (0.004)	−0.0003 (0.001)	−0.000 (0.000)
生活焦虑	−0.154^*** (0.014)	0.041^*** (0.004)	0.015^*** (0.002)	−0.039^*** (0.003)	−0.014^*** (0.002)	−0.003^*** (0.001)
观测数	1933

注：括号中的数值是回归系数估计量的稳健性标准误，^*p < 0.05，^**p < 0.01，^***p < 0.001。

4.2. 内生性问题与解决方式

由于可能样本存在测量误差、自选择偏误与双向因果等问题[39]，导致中等收入群体的主观阶层认同模型存在内生性问题。在解决probit等模型内生性问题的方法中，工具变量法与PSM倾向性得分匹配法是当下较为主流的方式，然而由于在分析的过程中往往难以找到合适的工具变量，并且本文的核心解释变量较多，无法使用单一的方法解决模型的潜在内生性问题，因此本文将采取两种方式来检验模型的内生性问题。另外，在以往的文献中，并未发现房产与主观阶层之间存在双向因果关系，而测量误差或遗漏变量均可以在误差项中体现，故可以认为房产数量不存在内生性问题。而由于人口流动发生在人口迁移之前，因此考察迁移时间的影响是较为重要的指标。所以本文首先使用PSM倾向性得分匹配法解决变量流动时间的内生性问题，ATT的结果为−2.33 (0.057)，大于−1.96，说明了流动时间对于主观阶层认同存在显著的影响，表3显示了匹配的平衡性检验结果。

Table 3. PSM balance test results

表3. PSM平衡性检验结果

	LR Chi^2	p > Chi^2	MeanBias	%Var
匹配前	161.25	0.000	15.4	25
匹配后	19.30	0.023	5.5	50

工具变量法是目前解决内生性问题最有效的方式，但由于在现实的研究中工具变量难以找到，因此严谨的因果推断往往会存在许多阻碍。然而，从Oprobit模型上看，可以仅考虑一个解释变量的内生性问题，并将剩余解释变量可能的内生性问题归纳到误差项，这种方式的作用在于在工具变量不足的条件下可以解决模型的稳健性问题。本文将“地区(东部、中部、西部)”、“医疗支出大，难以承受”与“物价上涨，影响生活水平”作为生活焦虑的工具变量，并利用两阶段最小二乘来进行估计。

在具体操作中，首先利用豪斯曼检验查看生活焦虑是否具有内生性，并且p值小于0.001，说明生活焦虑为内生变量，需要利用解决内性问题以使解释更为合理。另外，一阶段回归的F值为12.074，说明不存在弱工具变量问题，Sargan值也显示工具变量不存在不可识别问题。可见，选取的工具变量是有效的。而为了进一步进行稳健性检验，本文将“我对现在的社会保障不满”替换核心解释变量“社会保障焦虑”，发现结论与模型之前的一致，可见模型具有较好的稳健性。

5. 结论与讨论

5.1. 结论

本研究根据CSS2019调查数据，考察了中等收入群体主观阶层认同及偏差的影响因素。研究发现，我国中等收入群体的主观阶层认同整体向下偏移，仅有少部分群体认为自己处于中上层或上层阶级。本研究发现房产、人口流动与社会焦虑对中等收入群体的主观阶层认同具有显著的影响效应。

首先，房产数量影响主观阶层认同。中等收入群体拥有的房产数量越多，其主观阶层认同往往越高。房产数量的多寡是我国居民个人或家庭财富的重要体现，许多住房分层研究亦发现住房数量显著影响居民的阶层认同。然而，本文并未考察住房品质等因素对于中等收入群体主观阶层认同的影响，未来研究可从空间社会学的角度考察住房与主观阶层认同之间的关系。

其次，人口流动显著影响中等收入群体的主观阶层认同。对于未完成迁移的人口来说，流动时间在半年以上的中等收入群体主观阶层认同更易偏低；而完成迁移的人群主观阶层认同往往会更高。流动意味着承担更多的社会风险，未能完全融入新城市之前，流动的中等收入群体主观阶层认同更易产生偏差。

再次，社会焦虑对中等收入群体的主观阶层认同亦具有显著的影响效应，具体体现在社会保障焦虑与生活焦虑增加了中等收入群体的向下阶层认同。当下，随着我国阶层流动趋势放缓，中产阶层有阶层下移的风险，社会焦虑问题已经成为当下社会一个较为严峻的问题。

5.2. 讨论

本研究发现住房资源对中等收入群体的主观阶层认同存在显著的影响效应，进一步说明了住房资源已经成为我国居民不可或缺的生活必需品。胡荣等人的研究发现，住房功能的偏移已经加剧了我国居民的相对剥夺感，并冲击其阶层认同。本研究则通过中等收入群体的研究再次说明了住房与阶层认同偏差的显著关系。另外，本研究的另一重要发现为流动事件对主观阶层认知偏差的双重效应，即迁移会造成主观阶层认知偏差，但对于完成户籍迁移的流动人口来说，迁移则有利于其主观阶层感知。该结论与樊敏杰学者的研究结论一致[40]。当然，本文仅仅从人口流动的角度考虑流动与主观阶层认知的关系，并未如张顺和梁芳[41]学者将社会流动与阶层认知考虑进其中，在未来的研究中，学者们可以进一步分析房产、社会焦虑与社会流动的关系。再者，本文研究发现中等收入群体的社会焦虑会导致其主观阶层认同偏差，这与崔岩和黄永亮两位学者的研究相一致[37]。

综上可见，提升中等收入群体的主观阶层认同并解决阶层认同偏差的问题需进一步平衡房地产市场，保障城市外来人口拥有住房，通过住房保障、就业保障等福利政策提高外来人口的就业质量，保障农民工等外来弱势群体的就业稳定性，缓解其经济压力，进而促进外来人口在城市稳定生活，使流动人口成为城市中等收入者的重要成长力量[42] [43]。另外，扩大中等收入群体不光要关注该群体收入的增长，更要重视其心理期望，通过提升社会保障等福利政策营造公平的社会环境，消除中等收入群体的相对剥夺感，从而构建起主观上的橄榄型社会。

基金项目

国家社会科学基金重点项目“阶层流动‘内卷化’与社会焦虑研究”(项目编号：21ASH004)。

NOTES

^*通讯作者。