一 方法与变量

本章的目的，是定量地分析人们的社会和谐感、社会稳定感以及其他重要的相关社会态度的影响因素。因此，我们将主要采用回归分析的方法，所采用的模型主要有两种：一是线性回归模型，用于各种被指数化的社会态度变量（指数化的方式见第二章）；二是logistic回归模型，用于非指数化的二分变量。作为自变量进入各个回归模型的因素，一般包括两个变量集合，即客观变量集合和主观变量集合。鉴于这里的研究具有很强的探索性（迄今为止，我们还很少看到有关本章研究的社会态度的系统研究成果和理论概括），什么变量能够进入模型，是一个尝试的过程。在此过程中，最终被保留在模型中的变量包括两类，一类当然是其影响在统计上显著的变量；另一类变量的影响不具有统计显著性，但删除它们将会导致模型解释力的损失，因而也被保留下来。还有一些变量，原本预期它们会对某种社会态度产生影响，但在尝试过程中发现，它们既未能产生统计上显著的影响，将它们删除后也不会导致模型解释力损失，甚至可使解释力有所增强，因此，它们在模型中不具有统计意义，最终将被从模型中删除。

客观地说，人们的社会态度通常会受到很多情境性的不确定因素影响，因此，本章的分析可能难以找到使这些社会态度得以形成的决定性分析结果，我们只能认为，这些分析所发现的，只是人们各种社会态度的影响因素及其影响程度。

由于本章的定量分析将涉及大量变量，而且许多变量将以相同的形式被反复利用，因此有必要对这些变量做出统一说明——这样做至少可以节约篇幅。

1．客观变量集的构造

所谓客观变量集，由四组标志被调查者的个人特征和家庭状况的变量组成。

一是被调查者的人口—文化特征，包括性别、年龄、文化程度、政治面貌和宗教信仰。年龄和文化程度是连续变量，其中文化程度以被调查者从小学起到调查时止所接受的正式教育年数（上学年数）表示。性别、政治面貌和宗教信仰被设置为虚拟变量，对于性别，设男为1，女为0；对于政治面貌，简单地分为中共党员（设为1）与非中共党员（设为0）两类；对于宗教信仰，也简单地分为有宗教信仰（设为1）与无宗教信仰（设为0）两类。

二是被调查者的空间分布变量，包括两个基本划分维度，即地区与城乡。地区分为东部、中部和西部，分别以西部为参照，即西部设为0，东部与中部分别设为1；城乡分为地级市以上城市（简称城市）、县级市（区）以下城镇（简称县镇）与农村，并以农村为参照，即令农村等于0，城市和县镇分别等于1。这样就有4个空间分布虚拟变量：东部、中部、城市、县镇。另外，在有些情况下，回归模型还会包含这四个虚拟变量的交叉项，形成另外4个空间虚拟变量，即东部城市、中部城市、东部县镇、中部县镇。

三是个人社会经济特征变量，包括户籍身份、流动状况和职业阶层地位以及社会保障状况。户籍身份以农业户籍为参照组，即农业户籍设为0，非农业户籍设为1。流动状况以在本乡镇街道工作生活的被调查者为参照组，即调查时跨乡镇工作生活的被调查者被视为处于流动状况（设为1），而在本乡镇工作生活的视为不流动（设为0）。职业阶层地位采用中国社会科学院当代中国社会结构变迁研究课题组的划分方式，分为国家与社会管理者、企业经理人员、私营企业主、专业技术人员、办事人员、个体工商户、商业服务业员工、产业工人、农业劳动者、无业失业半失业人员这样十个职业阶层（陆学艺，2004），并以无业失业半失业人员作为参照组（设为0），其余9个职业阶层分别设为1，构成9个虚拟变量。社会保障状况变量包括养老保险、失业保险和医疗费用报销。对于养老保险和失业保险，均以未参加者为参照组，未参与者设为0，参与者设为1；关于医疗报销情况，我们的调查设计了一个四级测量尺度，即完全自理、能报销一点、能报销一半以上、能报销70%以上，我们以完全自理者为参照组，在模型中将其设为0，另外三个尺度分别设为1，形成三个虚拟变量。

四是被调查者家庭经济状况变量，首先当然是人均家庭收入、人均家庭财产、人均生活消费支出，均以千元为单位。同时，考虑到近年来对住房、教育和医疗问题，社会反应较为强烈，我们也将人均住房支出比重（%）、人均教育支出比重（%）和人均医疗支出比重（%）作为备选的客观变量，根据其回归模型中的价值进行取舍。

2．主观变量集的构造

本章的研究涉及大量主观变量，包括以下若干组。

一是个人和家庭生活状况相关变量，包括家庭生活压力感、过去五年生活变化评价、未来五年生活变化预期以及个人的社会经济地位认同。关于生活压力感，本次调查设计了11个相关问题，包括家庭收入低的压力、住房压力、子女教育费用压力、医疗支出压力、家庭养老压力、下岗失业压力、人情支出压力、家庭矛盾压力、邻里矛盾压力、社会风气压力和社会治安压力，并运用四级尺度对被调查者的压力感进行测量。由于变量较多，为了简化，在整理数据的过程中，我们假定测量尺度是定距尺度，舍弃“说不清”答案，然后进行因子分析。因子分析结果显示，KMO检验值为0.714, Bartlett球形检验值为6613.01，自由度为45，显著度小于0.01；正交旋转后获得三个因子。第一因子包括6个变量，家庭收入低的压力（因子载荷0.703）、医疗支出压力（0.594）、住房压力（0.565）、下岗失业压力（0.549）、家庭养老压力（0.545）、子女教育费用压力（0.523），这些压力所反映的都是物质生活层面的不足，故命名为“物质生活压力”。第二因子包括社会风气压力（0.828）和社会治安压力（0.828），它们反映的是社会生活环境问题，故命名为“社会生活环境压力”。第三因子包括家庭矛盾压力（0.800）和邻里矛盾压力（0.762），它们反映的是家庭—邻里人际关系紧张造成的生活压力，故命名为“家庭—邻里人际关系紧张压力”。三个因子累计解释48.3%的总变异量，不是很理想，应与测量尺度的精度有关。基于这一分析结果以及原始测量值，我们构建了三个新的综合生活压力变量，即物质生活压力感、社会生活环境压力感和家庭—邻里人际关系紧张压力感。鉴于经因子分析获得的标准化分数不易解释，我们仍然根据原始四级测量尺度将三个因子指数化，对于每个因子，在构造指数值时，还根据所包含的原始变量的因子载荷量并以最低载荷为1进行加权（下同）。关于最近五年生活变化评价和未来五年生活变化预期，调查时采用了五级尺度进行测量，即上升很多、略有上升、没有变化、略有下降、下降很多。为了分析的目的，我们对测量尺度进行了改造，即令上升很多＝2，略有上升＝1，没有变化＝0，略有下降＝ -1，下降很多＝-2，并视之为定距尺度，进入回归模型。关于个人社会经济地位认同，本次调查也是采用五级尺度测量，即下、中下、中、中上与上，由于难以把这个五级尺度简化为二级尺度从而形成一个二分变量，我们将根据分析的需要，在将其设为模型的自变量时，以“下”为参照，把其余四个等次重构为四个虚拟变量；而在对地位认同本身的影响因素进行分析时，则假定这个五级尺度是定距尺度。

二是社会生活环境相关主观变量，包括社会安全感、社会公平感、社会冲突感以及社会冲突行动。关于社会安全感，本次调查设计了覆盖财产安全、人身安全、交通安全、医疗安全、食品安全、劳动安全以及个人信息和隐私安全的七个问题，并采用四级尺度对被调查者的安全感进行测量。因子分析表明这七个方面的安全感不可分开，因此我们根据原始测量分值构建了一个综合安全感测量指数。

为了测量被调查者的公平感，我们在调查问卷中首先设计了13个问题，对13个社会经济政治生活领域的公平性进行四级尺度的主观测量，然后要求被调查者对总的公平情况做出一个总体评价。13个领域分别为：财富及收入分配，财政和税收政策，工作与就业机会，每个人的发展机会，高考制度，干部提拔，公共医疗，义务教育，实际享有的政治权利，司法与执法，不同地区（行业）之间的待遇，城乡之间的待遇，养老等社会保障待遇。按照与生活压力感分析相同的假设和方式，我们对这13个变量进行了因子分析，以减少变量数目。分析结果显示，KMO检验值为0.887, Bartlett球形检验值为20006.839，自由度为78，显著度小于0.01，经正交旋转也萃取到了三个主要因子。第一因子包括以下六个变量，即义务教育（0.664）、高考制度（0.617）、实际享有的政治权利（0.612）、司法与执法（0.595）、公共医疗（0.581），以及干部提拔（0.552）。它们本质上是涉及公民权利的几个基本制度安排，故命名为“公民权利制度公平感”。第二因子包括四个变量：工作与就业机会（0.757）、每个人的发展机会（0.700）、财富及收入的分配（0.619）、财政和税收政策（0.600）。可以看到，这四个变量反映的实际上是机会和财富分配的问题，财税政策实际上也是一种分配制度。因此我们把这一因子命名为“机会与财富分配公平感”。第三因子包括其余三个变量：城乡之间的待遇（0.823）、不同地区（行业）之间的待遇（0.742）、养老等社会保障待遇（0.610）。养老保障待遇被纳入第三因子而不是第二因子，可能主要是因为这三种社会保险（保障）的城乡、区域差异相当显著，因而社会保障待遇的公平性问题与城乡、地区待遇公平性问题高度相关。我们将该因子命名为“城乡—地区待遇公平感”。我们以三个因子所涵盖的原始变量的四级测量分值为基础，以它们的因子载荷为权数，构造了三个新的指数化的公平感变量。而被调查者关于中国社会总体公平状况的评价，在作为自变量进入模型时，则将采用虚拟变量形式（“很不公平”＝0，其他评价等级＝1）。

另外，考虑到致富是当代中国人的一个最重要的人生追求，而且也已经出现一个规模可观的先富者群体，社会财富分配也因此出现越来越大的分化。而先富者得以致富的因素，也复杂多样，其中有公平的，也有不那么公平的。本次调查特别对此进行了测量。关于个人致富的影响因素，我们在调查中向被调查者提供了以下10种可能的原因：以不正当的手段赚钱，自身的致富能力强，自身的努力拼搏，家庭背景好，教育程度高，运气好或者风水好，有重要的人际关系，一些人贪污腐败、侵吞国有/集体资产，政府对富人征税过少，让一部分人先富起来的政策导向。调查分两步进行，首先让被调查者判断这些因素在先富者致富过程中是否存在，然后运用四级测量尺度对他们认为存在的因素的影响程度进行判断。我们对两步调查的答案进行归并，即令不存在＝0，并将结果加入对被调查者关于影响程度的判断之中。这样，我们就获得一组新的致富影响因素变量。为了减少变量数，我们假定测量尺度是定距的，进行因子分析（舍弃“运气或风水”题，且即便将其纳入分析，其因子载荷也小于0.5）。分析结果显示，KMO检验值为0.858, Bartlett球形检验值为11737.67，自由度为36，显著度小于0.001。SPSS程序按默认特征值大于1自动输出的因子萃取结果有两个主因子，第一因子包括：一些人贪污腐败和侵吞国有/集体资产（0.755）、以不正当手段赚钱（0.726）、政府对富人征税过少（0.692），以及让一部分人先富起来的政策导向（0.640），第二因子则包括除运气好或风水好之外的其他因素。第二因子所包含的五个因素其实存在社会学上的性质差异。因此我们指定萃取三个因子，经正交旋转，原来的第二因子被分解为两个因子，新的第二因子包括自身努力拼搏（0.783）、自身致富能力强（0.708）和教育程度高（0.523）；第三因子包括有重要人际关系（0.793）和家庭背景好（0.706），其特征值为0.850，大体可接受；三个因子共计解释57.5%的总变异量。根据各个因子所包含的因素的性质，我们把它们分别命名为“政策偏向和制度缺陷因子”“人力资本因子”和“社会资本因子”。这里同样根据原始四级测量分值，并以因子载荷为权数，构造了三个指数化的先富者致富影响因素认知变量。应当指出的是，从社会学的角度看，“人力资本因子”在现代社会更多是“公平”导向的，“政策偏向和制度缺陷因子”更多是“不公平”的，“社会资本因子”的社会价值介于二者之间。

关于社会冲突感，本次调查涉及三个层次。第一层次是对被调查者关于社会在多大程度上存在社会群体利益冲突的测量，第二层次是对被调查者关于社会群体利益冲突未来激化的可能性感觉的测量，第三层次是对被调查者冲突行为的考察。前两个层次的测量都运用四级尺度。关于社会冲突存在程度的测量，在作为自变量进入模型时，为了更加忠实于原始数据，我们以“没有冲突”为参照，分别将“有一点冲突”“有较大冲突”和“有严重冲突”合并为“强冲突感”，设前者为0，后者为1。关于社会群体利益冲突未来激化可能性的判断，我们将仅仅分析它的影响因素，因而将其重构为一个二分变量，即把“绝对不会激化”和“不大可能激化”合并为“弱可能性”判断（所有认为不存在利益冲突的样本将被归入这个类别），把“可能会激化”和“绝对会激化”合并为“强可能性”判断，然后设前者为0，后者为1，构成一个虚拟变量。关于人们的社会冲突行动，本次调查选取了中国目前比较常见的12种社会矛盾冲突，包括政府有关部门乱收费；学校乱收费；征地、拆迁、移民及补偿不合理；医患纠纷；司法不公，执法粗暴；下岗失业没得到妥善安置；贪污腐败，侵占国家集体资产；拖欠、克扣工资，超时工作；工作环境恶劣，老板、经理管理粗暴；社会保障纠纷；环境污染影响居民生活；购房等大额消费中的纠纷。调查要求被访者回答他们是否听到过、见到过、亲身经历过这些矛盾纠纷，以及他们了解到的或者亲身经历时所采取的解决矛盾纠纷的办法及其效果。为了尽可能简化分析，我们利用部分信息，构造了几个新的综合变量。首先是这12类常见社会矛盾冲突的总知晓率和参与率。参与率是指被调查者亲身经历的社会矛盾冲突类别数占总类别数（12类）的比例，知晓率则是他们通过耳闻目睹、媒体传播和亲身经历而切实知道其发生过的冲突类别数占12类冲突的比例。另外，我们还发现，这12类冲突大体上可以分为三组，一组直接与公权力行为不当相关，这里称之为公权力冲突，包括政府部门乱收费，征地、拆迁、移民以及补偿不合理，司法不公、执法粗暴，贪污腐败、侵占国有集体资产；一组直接与各种用人单位相关，这里称之为劳动关系冲突，包括以下四类：下岗失业没有得到妥善安置，拖欠克扣工资、超时工作，工作环境恶劣、老板或经理管理粗暴，社会保障纠纷；一组则是涉及公益领域的矛盾纠纷，这里称之为公益型冲突，包括学校乱收费、医患纠纷、环境污染纠纷、购房等大额消费纠纷。基于原始四级测量分值，这里也形成了三个新的指数化的冲突行动变量。

三是关于政府的态度，包括对地方政府工作的满意度、对各级政府和部门的信任度以及县（县级市、区）、乡镇街道和村（居）委会三级干部与当地居民之间关系的融洽程度。关于被调查者的社会信任感，本次调查设计了12个相关问题，分别涉及中央政府、地方政府、政府新闻媒体、政府公布的统计数字、信访机构、法官和警察、互联网信息、小道消息、宗教组织、行业/专业协会、消费者协会等维权组织、环境保护等社会公益组织。因子分析显示，信访机构的因子载荷过小，不足以加入分析模型。因此，在舍弃信访机构的社会信任度变量后重新进行因子分析的结果显示，KMO值为0.787, Bartlett球形检验值为7180.474，自由度为55，显著度小于0.001；经过正交旋转，萃取了三个因子。第一因子包括政府公布的统计数字（0.756）、政府新闻媒体（0.749）、地方政府（0.652）、中央政府（0.622）、法官和警察（0.532），显然可以将这个因子命名为政府的社会信任度；第二因子包括消费者协会等维权组织（0.838）、环境保护等社会公益组织（0.822）、行业/专业协会（0.500），可以将其命名为社会组织信任度；第三因子包含小道消息（0.744）、宗教组织（0.672）和互联网（0.631），我们将其命名为宗教组织和其他非正式组织的社会信任度，三个因子累计解释了54.5%的总变异量。相应地，我们按照前面提到的方式构造了三个新的指数化变量。关于被调查者对地方政府工作的满意度，我们也设计了10个问题，分别考察被调查者对地方政府在医疗卫生服务、社会保障和救助、义务教育、环境保护、科技发展和推广、树立良好社会风气、维护社会治安、依法办事、发展经济和实现社会公正这10个方面的工作的满意度。按照与前面相同的假设和方法，我们做了因子分析，其KMO检验值为0.895, Bartlett球形检验值为14902.74，显著度小于0.01，累计解释54.2%的总变异量。经正交旋转，萃取到两个因子。第一因子覆盖了树立良好社会风气（0.740）、依法办事（0.707）、维护社会治安（0.702）、发展经济（0.698）、实现社会公正（0.693）、科技发展和推广（0.676）以及环境保护（0.509）这七个原始变量。概括地说，这个因子的本质含义是“秩序、公正和经济可持续发展”，因以此命名该因子。第二因子覆盖其余三个变量，即医疗卫生服务（0.793）、社会保障和救助（0.740）与义务教育（0.685），其本质含义就是人们通常所说的“社会发展”，因即以此命名该因子。两个因子累计解释了54.2%的总变异量。相应地，我们仍按前述方法构造了两个指数化的新变量，即“秩序、公正和经济可持续发展满意度”和“社会发展满意度”。同时，本次调查还设计了三个问题，对县（市、区）级、乡镇街道级政府干部和村（居）委会干部与居民关系的融洽程度进行测量。我们也基于四级测量尺度，构建了一个指数化的综合变量，即县乡村干部与居民关系融洽度。

此外，本次调查还对人们关于中国未来经济社会发展趋势的看法进行考察，结果可以视为表达了人们对国家未来的信心。调查方法是设计五个相关命题并征询人们对这些命题的同意程度。这五个命题是：“当前中国社会发展中出现的一些问题是暂时的”; “党和政府是有办法管理好我们国家的”；“我相信下一代的生活会比我们好”; “中国在国际上的地位值得骄傲”; “我国经济社会发展的总体状况是很好的”。基于原始四级测量分值，我们构造了一个综合的社会经济发展信心指数。

最后，本次调查还考察了人们在生活中碰到各种问题时从各种社会途径获得支持帮助的情况。问卷提供的途径包括：党组织，地方政府，信访部门，司法、执法机构，新闻媒体，工会、共青团、妇联组织，社区组织（村委会、居委会等），工作单位，宗教组织，家庭，家族、宗族，私人关系网（朋友、同乡、战友、生意伙伴等），行业/专业协会，慈善机构。由于途径种类较多，为了减少变量，我们同样进行了因子分析。结果显示，KMO检验值为0.890, Bartlett球形检验值为36434.948，自由度为91，显著度小于0.001；经正交旋转萃取了三个因子。第一因子包括的原始变量有信访部门（0.822）、新闻媒体（0.801）、慈善机构（0.777）、司法/执法机构（0.749）、行业/专业协会（0.684）以及宗教组织（0.540），从这些机构的功能看，大多数是人们表达诉求的对象，因而将该因子命名为诉求型组织支持度；第二因子包括党组织（0.795）、居委会或村委会（0.757）、工青妇组织（0.749）、地方政府（0.725）和工作单位（0.537），它们通常属于人们在其中工作和生活的机构或其部门，直接命名为党政组织和工作单位支持度；第三因子包括家族或宗族（0.815）、家庭（0.777）以及私人关系网（0.713），在社会学上，它们都是私人型的社会网络组织，故命名为私人网络支持度。这样我们又获得了三个综合的指数化变量。

本章以后的分析，只要涉及上述变量，其含义均与这里说明的相同。