（本文原载于《社会学研究》 2006 年第 3 期，其它网络媒体转载敬请注明转自“社会学视野网”）

提要： 工作单位是中国社会中最重要的集体抗争控制机制之一。本文利用 China GSS 2003 数据和 Logistic 回归模型分析了单位性质（党政机关、国有事业、国有企业、集体企事业）和单位行政级别等两种单位特征对三种集体抗争发生机制，即相对剥夺机制、资源动员机制和政治过程机制的分割效应。研究发现，单位对集体抗争仍然具有显著的抑制作用，但抑制的机制和效果随着单位特征的变化而有显著差异，这表明单位特征对集体抗争的发生机制具有明显的分割效应。在单位的严格控制下，可支配时间、可支配收入和领导力等将集体抗争组织化的社会资源在集体抗争发生过程中几乎没有什么影响，预示着中国的集体抗争仍将保持非组织化的发动模式。另一方面，研究发现，单位制本身也蕴藏着发生集体抗争的潜能，但受到单位行政级别之政治效应的强烈抑制。

关键词： 单位制 集体抗争 分割效应

没有哪个社会是完全开放的，就像一个完全自由竞争的市场一样。如果真是这样，那么一个合理的结果是：任何社会成员的同等努力都应该 从社会中得到同等回报。但事实上，由于种种集团性因素的分割，个人同样水平的努力所得到的回报往往是不相同的，甚至是很不相同的。造成社会分割的因素很多，有政治的、经济的、文化的、地理的，等等。在中国社会学研究和国外关于中国社会的研究中，“单位”的社会分割效应越来越引起重视（ 比如： Wu , 2002 ；王天夫、王丰， 2005 ）。单位作为中国城镇社会的基本管理体制（参见 Bray ， 2005 ； Walder ， 1986 ； Whyte & Parish ， 1984 ；李路路、李汉林， 2000a ； 路风， 1989 ；刘建军 2000 ， 等等） ，其社会分割效应可以说全方位的，包括对本文所要讨论 的集体抗争的发生机制。本文的目的在于，从理论上讨论并利用调查数据检验“单位”对当前集体抗争的发生机制有无分割效应；如果有，又是怎样实现的。检诸以往的研究，不管是关于中国集体抗争的研究，还是关于中国单位制的研究，未见有人明确提出并讨论这一问题。尝试进行这方面的研究正是本文的意义所在。

本文共分为五个部分：第一部分，作为全文讨论的基础，将首先简单地回顾有关中国的单位制与集体抗争之间关系的研究。第二部分，将概括关于 1978 年以来的单位制改革与集体抗争发生机制之间关系的研究。在总结这些理论成果的基础上，第三部分将给出本文的理论假设，介绍用于统计检验的数据和变量。第四部分，将建立统计模型并对模型运算的结果进行解释和分析。最后，第五部分将总结和讨论本次研究的发现及其理论意义，以及需要进一步讨论的问题。

一、单位制与集体抗争的有效控制

几乎所有关于中国单位制的研究都承认，单位制有效地遏制了集体抗争的发生。在这方面，最为有名的研究当属魏昂德在研究中国国有工厂时提出的“新传统主义” （ neo-traditionalism ）理论（ Walder , 1986 ） 。他认为，中国工厂对工人的控制有两种主要机制（ Walder , 1983 , 1986 ） ：一种是“组织化依附” （ organized dependence ） ，一种是“有原则的特殊主义” （ principled particularism ） ，二者相辅相承。所谓“组织化依附”是指，由于工厂掌握着个人生活和发展所需要的全部资源和机会，迫使工人不得不全面依附于工厂。这种依附是体制性的、组织化的，而不是个别化的、偶然性的。虽然中国的单位除了政治控制功能之外，还有社会保障功能；前者是“严父式的”（ paternalistic ），后者是“慈母式的” （ maternalistic ）（ Lü & Perry , 1997 ： p.8-12 ） 。但“严父”与“慈母”两种角色是可以随时转换的，并且转换的主动权完全掌握在单位手中。因此，“慈母式的”社会保障功能的存在，并不能否认“组织化依附”是个人与单位关系中最本质和最重要的特征。

在组织化依附条件下，个人的报酬全面取决于干部对个人“表现”的评价。评价的范围，从本职工作到私人生活，既深且广；更重要的是，评价的标准有很大的随意性——事实上在很大程度上取决于干部的个人好恶。组织控制是如此之严密，干部的个人权力又是如此之大，以至于对工人来说，保证个人收益最大化的最现实而合理的策略就是向干部输诚效忠——用俗话来说，就是“套近乎”、“拉关系”。在干部这一边，从感情上讲，有人效忠是谁都乐意的事情；而且从业务的角度来说，单位制固然赋予干部很大的权力，但在“单位社会主义”（ Womack , 1991 ） 条件下，由于工人表现再差也难以开除，他们甚至会通过磨洋工、“集体不作为”（ collective inaction ）（ Lee , 1998 ； Oi , 1989 ； Townsend & Womack , 1986 ） 等 隐蔽方式来威胁干部。这迫使干部在正式的组织手段之外，再在工人中培养“积极分子”。干部通过对积极分子予以特别奖赏，一方面可以树立榜样以激励工人的工作积极性，另一方面也可以利用他们就近监控不服从的工人。这样，干部与积极分子之间就形成了一个上恩下忠的“恩荫网络”（ patron-client network ）。由于这个网络把制度角色的履行和个人利益的交换几乎是天衣无缝地结合了起来，所以是“有原则的特殊主义”。总而言之，工厂领导交替运用软（关系网络）、硬（组织权力）两手，保证了工人对工厂最大限度地服从。这样一种制度设施是如此之有效，以致“具有阻止组织化政治活动——哪怕是达到集体行动水平——的惊人能力” （ Walder , 1986: p.19 ） 。魏昂德虽然只是基于国有企业提出他的论述，但他所开创的将组织制度与关系网络相结合的研究思路构成了大量关于单位内部机制研究的基本理论视角（比如 Dittmer & Lü , 1996 ；李猛、周飞舟、李康 , 1996 ；李路路、李汉林 , 1999, 2000a, b ；李汉林、李路路 , 1999 , 2002 ；李铒金 , 2003 ） 。

关于单位制度与集体抗争之间的关系，魏昂德的理论中有一个隐而未发的理论假设：国家对集体抗争的控制之所以有效，是因为单位从结构上把社会成员分成了不同的群体——分而治之，自然更容易控制。这样，他实际上强调了单位在社会地理意义上的分割功能——对“辖区”的划分。但两个更重要的方面他没有涉及：一是单位对其他更重要的社会属性，比如职业、社会经济地位、社会心理的分化作用及其对于集体抗争控制的意义；二是单位在分化作用上的差异及其对集体抗争控制的影响——比如，也许所有单位都可以通过控制个人收入而阻止个体参与集体行动，但控制的效果在不同类型的单位中也许是有显著差异的。

关于第一点，周雪光的研究（ Zhou , 1993 ） 在一定程度上做了补充。正是注意到单位制对社会心理和利益结构的影响，周雪光从同一种制度结构中推出了相反的结论：单位制具有引发大规模集体行为的潜能。

周雪光认为，改革开放前中国制度结构的一个基本特征是国家取消了市场，从而垄断了全社会。在国家与市场并存的社会中，国家掌控的是公共领域，市场运作的是私人领域。这两个领域实际上互为“出口”：通过国家实现不了的利益可以通过市场实现，反之亦然。如果存在一个足够独立和完备的市场，那么，个人的大量利益都可以通过市场上的私人交易实现，不必事事都去找国家。相应地，国家成为集体行动的靶子的概率就要小得多。但在改革开放前的中国，由于国家全面取消了市场，个人被迫进入国家全面控制下的单位，从而全面进入公共领域。一个个单位虽然把社会个体从地理上，从而在社会交往上隔离开来；但诡异的是，它又从另一方面将社会个体大规模地贯通起来，从而为大规模集体行动的爆发准备了条件。具体表现在，在强调集中和“全国一盘棋”的单位体制下，不同单位的成员虽然彼此很少交往，但却因为面对同一个国家，领受同样的政策，而逐渐在利益上、心理上趋于一致，形成具有共同利益追求、共同社会心理、共同怨忿对象的“大数”（ large numbers ）。不言而喻，那个共同的怨忿对象就是国家。更为反讽的是，国家通过单位实施的大量政治运动，提高了社会成员的政治敏感度和政治动员状态。一旦因国家政治发生大的转折而导致精英集团和社会的分裂时，平时长期被压抑但在政治上又很敏感的“大数”就会迸发出大规模的集体行为。

总之， 在国家集中体制下，国家能够从社会地理上将 社会成员分而治之，但国家对私人领域的高度介入，以及国家政治本身的不稳定性，却使同一种制度同样具有发大规模集体行动的潜能。显然，相对于魏昂德隐晦地承认单位之间在社会地理上的“分”而忽视其他方面的“异”，周雪光更是旗帜鲜明地强调单位之间的“同”。这一微小差异，决定了他们从同一起点出发，却得出了迥然相反的理论结论。周雪光强调，在改革开放前中国国家全面取消市场从而吞并社会这一重要体制特征，李路路、李汉林（ 1999 ， 2000a ， 2000b ）在单位制研究中也持同样的观点。

不难发现，魏昂德和周雪光的研究关注的都是单位的同质性而忽略了单位的异质性。作为补充，本文准备分析单位的异质性对集体抗争发生机制（反过来说也就是控制机制）的影响。为此，有必要首先对作为经验事实的“单位制”的特征做一个简单的描述。

不可否认，在社会主义“再分配体制”（ Nee , 1989 ）下，国家是社会运作的惟一中心。它利用手中的政治权力垄断几乎所有的社会资源，并按照自己的意志和偏好自上而下地进行分配。在此过程中，单位是连接国家与社会的惟一桥梁。整个社会资源的生产、交换和分配都是通过单位这个中介来完成的；而个人生存和发展所需要的资源要么从本单位直接获取，要么通过本单位从外单位间接获取，舍此没有别的渠道。因此，每个人都必须与单位，并通过单位与国家发生关系。

在这样一种体制下，单位事实上是国家组织的延伸（ Wu , 2002 ） 。首先，任何单位都隶属并受控于政府。国家有权力也有权利控制任何单位的一切活动，包括单位本身的关、停、并、转、迁。其次，任何单位干部除了在单位的管理级别外，还有国家的行政级别。这意味着，不管单位的性质如何，单位干部都是“国家干部”，会尽可能忠实地执行国家命令以保证自己的生存和发展。最后，国家以单位为基础实现了对整个社会的垄断，个人没有单位之外的自由活动空间。甚至，个人在单位之外的活动都被视为对国家的不服从或挑衅（ 参见 Walder ， 1986 ； Whyte & Parish ， 1984 ； Zhou ， 1993 ） ，从而被严格禁止和防范。这三点，保证了国家对单位和单位成员强有力的控制。

虽然国家希望通过实行完全的国家所有制 ① 而把整个社会都纳入自己的掌控之下，但事实上，由于“渗透性权力”（ infrastructural power ）落后于“任意性权力”（ despotic power ） ② （ Mann , 1986 ） ，国家不能不对单位实行分级分类管理，于是造成了单位之间的分化。单位之间的分化主要沿着两条轨道展开：一是结合单位的职能和所有制性质，将单位划分为国家机关、国有企业、国有事业、集体企业、集体事业单位等五种类型。二是赋予单位以级别，从村（居委会）、乡（镇、街道）、县、省，一直到中央级。为简便起见，下文将单位在第一个方面的特征简称为“单位性质”，而将单位性质和单位级别合称为“单位特征”。

如此说来，单位与单位之间是异中有同，同中有异。从同的方面讲，它们都是国家意志的体现，承担着国家分派的功能；从异的方面讲，国家分派的职责、配给的资源又是各不相同的。同样，在控制集体抗争这个问题上，单位功能也具有两面性，即，一方面它履行着国家分派的职责，但另一方面也因性质和行政级别的差异，不同单位的控制机制和效果具有显著差异。这就是本文所说的单位对集体抗争发生机制的“分割效应”。这一点正是魏昂德和周雪光等学者所忽略的。

二、单位制变革与集体抗争的发生机制

经过 20 多年的改革，单位体制发生了巨大的变化；另一方面，集体抗争活动，即所谓“群体性事件”，无论在规模上还是在数量上都比以前显著增加。如前所述，改革以前，单位制对集体抗争具有强大的控制作用；那么，现在，集体抗争的兴起与单位制变革之间有什么关联吗？研究单位制变革的学者甚少关注这个问题，而研究集体抗争的学者则几乎一致认为，单位制变革为集体抗争的发展创造了条件。综合有关研究，其逻辑和机制，可以概括为以下三个方面：

第一，单位制变革打破了原来经过长期磨合而相对稳定的社会分层格局，在单位之间和单位内部制造了新的不平等。一些社会群体感受到严重的相对剥夺，郁积了强烈的不满情绪。这成为引发集体抗争的一个重要因素。魏昂德（ 1991 ）在关于“八九”事件的研究中认为，工人之所以积极参与，是因为企业改革虽然普遍提高了工人的生活水平，但相对于干部，工人阶层的获利较少，因而怨气较大，但又没有一个适当的机制可以表达；学生运动给他们提供了一个发泄的机会，故而积极参与。关于同一事件中学生和教师所扮演的角色，赵鼎新（ Zhao , 1997 ； Zhao , 2001: ch4 ）认为，改革造成的“脑体倒挂”等现象使大学教师和政工人员的利益相对受到损害；他们不但士气低落，对学生疏于控制，甚至反过来传播不利于政府的异见。这一转变是学生和教师发起并推动整个运动的重要原因之一。蔡永顺（ Cai , 2002 ） 在研究国有企业工人集体抗争时发现，集体抗争的参与者都是因下岗而遭受损失的职工，而组织者往往也是下岗或在职的企业干部——除了他们比工人更有能力、更有人望之外，还因为他们比工人体验到更为强烈的相对剥夺。显然，这一视角关注的是集体行动的社会心理机制。正如下面将要指出的，这一视角与社会运动研究中的“断裂－紧张”（ breakdown-strain ）理论（参见 Useem , 1998 ） 是一致的。

第二，国家政治结构和过程的改变，为集体抗争的兴起提供了新的环境和条件。魏昂德（ 1991 ）指出，改革开放以来，市场的出现松动了工人对工厂的“全面依附”，而以经济绩效为目标的企业改革使原来的恩荫关系网络难以继续运转。这使单位对工人的控制力大为减弱，为工人上街提供了政治机会。蔡永顺（ Cai , 2002 ） 则指出，国有企业的改革方式——自上而下集中地、大规模地推行“减员增效”，造成工人大规模同时下岗，为集体抗争提供了足够多的参与者和领导者，因此它本身即是造成国有企业工人集体抗争的重要原因；而在陆续下岗的条件下，发生集体抗争的可能性要小得多。他还指出，新的政治形势使地方政府在处理集体抗争时不敢再像以前那样简单地弹压，因为一旦处置不当而导致社会秩序失稳，会受到上级的严厉责罚；地方政府的缩手缩脚使工人更加“有恃无恐”。赵鼎新（ Zhao , 2001 ） 则从改革所造成的国家的性质、社会的性质、国家－社会关系的性质的改变来讨论“八九”事件的来龙去脉，认为该事件的兴起、运动的议题和组织策略、社会各阶层的参与、运动的进程等等无一不受到国家－社会关系新变化的塑造。在本文看来，这些观点实际上是从“政治过程”（ political process ）（参见 McAdam ， 1982 : chp1 ） 的角度所进行的阐释。

第三，市场的出现，为利益的组织化，从而为集体抗争提供了新的基础。周雪光（ 1993 ）曾指出，从理想类型上讲，市场的充分发展将会为社会成员的利益实现提供一个国家之外的替代性选择，降低社会成员通过公共领域实现利益的需求，从而降低集体抗争事件的发生概率。但在现实生活中，国家与市场往往是搅合在一起的。特别是第二次世界大战以来，国家对市场和社会的介入越来越深，导致市场中的纠纷最后也会发展为针对公共领域的集体抗争。 ① 不止于此，正如“资源动员”理论（参见 Jenkins , 1983 ； McCarthy & Zald , 1977 ）所 指出的，市场的发展本身会为集体抗争的发展提供资源动员上的便利。托姆巴（ Tomba , 2005 ）在 关于中国业主运动的研究中便发现，业主运动的重要社会基础在于单位制的松弛和私有产权的合法化；这使同一楼盘或同一小区的业主们在与开发商或物业进行斗争时，有必要、也有可能以社区和邻里为基础，而不是以单位为基础组织起来。换句话说，在市场中的相同地位和利益，为集体抗争的形成提供了新的行动基础。

上述三种机制可以简单地归纳为：制造相对剥夺、提供政治环境、便利资源动员。这些研究为本文提供了丰富的理论想像力。但仍需指出的是，尽管所有研究都注意到单位制改革对集体抗争所造成的影响，但单位特征的分割效应仍然没有引起足够重视。

与苏联和东欧地区的社会主义改革不同，中国的改革始终是在中央领导下进行的渐进式改革。相应地，历史上形成的单位特征在改革过程中也得以延续。这表现在，大量政策都是以单位既有的体制特征——比如行业、地区、所有制性质、行政级别，等等——为界线而分别实施的。由此而导致的后果是，受制于单位本身的特征以及中央政策的安排，单位本身的市场化程度、单位成员利益的相对损益、以及个人和单位与国家之间关系的变化都会呈现出系统性的、体制性的差异。相应地，上述三种机制也可能因单位特征而呈现出显著差异。

首先来看单位利益的相对损益。吴晓刚（ Wu,2002 ）以及王天夫和王丰（ 2005 ）在关于中国收入差异的研究中已经指出，单位是居于市场与个人收入之间的一个重要调节机制。事实上，大量社会政策，如住房（边燕杰、约翰·罗根等， 1996 ）、教育、医疗等等，莫不是通过单位的调节后再作用于个人的。

其次，个人和单位与国家之间的关系变化也因单位特征而呈现差异。仅举一例，国有企业改革过程中实行的“抓大放小”的政策，使国有企业因为规模和重要性的“大”、“小”不同，而领受到不同的政策，从而与国家之间关系的变化程度也不同。

最后来看市场化程度。如果将单位划分为集体企事业、国有企业、国有事业、党政机关四种类型的话，那么，很显然，集体企事业和国有企业的市场化程度最高，市场化的方式也比较剧烈，而国有事业单位和党政机关的市场化改革就要温和得多。行政级别也会对单位的市场化构成影响。比如，魏昂德（ 1995 ）关于中国国有企业的研究指出，企业所隶属的政府级别越低，企业的运作机制就越接近于市场，因为政府级别越低，离市场就越近，感受到的市场压力自然也越大。

总而言之，在以往研究所揭示的三种集体抗争发生机制上，单位本身的体制特征都有可能发挥调节作用。如果这种调节作用是显著的，那么，单位特征就是有分割效应的。以往因为多是研究同一特征的单位，所以往往忽视单位特征的差异对集体抗争发生机制的影响。下面，本文将利用上述研究所提供的理论资源建立理论假设，并在此基础上进行操作化研究。 三、假设、数据与变量

㈠理论假设

鉴于已有的理论成果及其存在的不足，本文提出这样一个基本假设：在制造相对剥夺、提供政治环境、便利资源动员等三种集体抗争发生机制上，单位特征都发挥着显著的分割作用。换言之，在不同特征的单位中，集体抗争的发生机制是显著不同的。

很多单位特征，比如所在的产业部门（第一、二、三产业）、行业、地区，职能，所有制性质，行政级别，等等，都有可能对集体抗争的发生机制产生调节作用。限于篇幅，本文只研究单位性质和单位行政级别所具有的分割效应。

对于集体抗争的三种发生机制，为了表述方便，本文把通过制造相对剥夺而引发集体抗争的机制，简称为“剥夺机制”；其他两种机制，相应地简称为“资源机制”和“政治机制”。根据这三种机制，本文将单位的分割效应也划分为三个方面，从而形成三组操作化假设。

⒈剥夺机制分割假设

在社会运动研究中，社会心理学具有久远的学术传统，该传统在发展过程中逐渐形成了“相对剥夺”理论。该理论的核心解释是，某些社会成员对社会的负面情绪，比如不满（ grievance ）、疏离（ alienated ）、漂泊（ rootlessness ）和孤立（ isolated ），等等，是造成集体行为和社会运动的核心机制。对于社会负面情绪的产生，又有两种解释取向：一种倾于从客观的社会结构上找原因，比如斯梅尔塞（ Smelser ， 1962 ）的“分值加总理论”（ value-added theory ）。虽然他认为社会不满是导致集体行为的直接原因，但认为这种不满情绪是由于社会结构失调、功能整合失败而造成的。在他看来，社会结构和功能的失调，“自然”会导致社会不满。社会状况越糟，社会剥夺从而社会不满就会越严重。这实际上涉及的是相对剥夺的客观层面——社会经济地位。

这种观点遭到格尔（ Gurr , 1970 ）和戴维斯（ Davies , 1974 ）等人的反对。他们认为，客观的社会状况本身并不一定会导致社会不满。只有在社会能力（ social capacity ）满足不了社会期望的时候才会产生社会不满。换言之，社会不满是主客观两个方面相互作用的结果。正因为如此，社会运动往往不是发生在社会状况最糟的时候，而是发生在长期繁荣后难以为继的时刻。因为长期繁荣大大提高了社会期望，但社会满足能力的增长却跟不上社会期望的增长，二者之间的差距扩大到一定时候就会引发动乱。显然，格尔和戴维斯的观点更倾向于心理学。他们强调作为主观心理感受的相对剥夺是引发动乱的致命原因，而这样一种主观感受并不一定是由客观的社会经济地位导致的。

虽然这两种倾向后来在社会运动理论中被归入一类，统一称为“断裂理论”（ breakdown theory ）或“紧张理论”（ strain theory ）。但显然，“断裂”更倾向于结构性解释，“紧张”则更倾向于心理性解释。“断裂－紧张”理论在 20 世纪 70 年代以后逐渐被资源动员理论和政治过程理论所取代，影响力越来越小。但最近十年左右，该传统被认为对“非常规集体行动”（ nonroutine collective action ）具有很强的解释力（参见 Useem , 1998 ） 而渐有起死回生之势；与此同时，在以往关于单位制变革与集体抗争发生机制的研究中，这一理论视角也得到一定程度的认同。有鉴于此，本文将其作为建立理论假设的依据之一。

对于“断裂－紧张”理论内部理解“相对剥夺”的两种倾向，虽然李汉林和李路路（ 2002 ）的研究证明，在单位制中这两个方面确实存在着较强的关联，但本 研究 仍然倾向于把这两个方面分开，以期进一步检验有关假设。于是，设立假设：

假设 1.1 单位成员的社会经济地位越低，参与集体抗争的可能性越高；但这样一种关联机制随着单位特征而有显著差异。

假设 1.2 单位成员的社会剥夺感越强，参与集体抗争的可能性越高；但这样一种关联机制随着单位特征而有显著差异。

在以往的研究中，单位性质和行政级别对单位成员的经济社会地位到底有何种影响，研究结论差异相当大，甚至相反。这从有关中国社会转型与社会分层的争论中（参 见 Bian & Logan, 1996; 边燕杰主编 , 2002; 刘欣 , 2003, 2005 ） 即可窥知。有鉴于此，这里成立的是开放性假设，对单位特征的分割效应的方向没有做出判断。

⒉资源机制分割假设

“资源动员”理论是在批判“断裂－紧张”理论的基础上提出来的。在该理论的经典论文中，麦卡锡和若尔德（ McCarthy & Zald, 1977 ） 指出，不满情绪在任何社会中都存在， 但并非所有社会不满都酿成了社会运动；社会不满也不一定是自然发生的，而是可以“定义”（ define ）甚至“构造”（ create ）出来的。由此可见，社会不满并不是社会运动的充分或必要条件。据此，他们提出，其实真正决定社会运动之兴衰成败的并不是社会不满，而是它所能动员的资源。他们设想，就像经济活动一样，社会运动其实也可以被想像成由若干社会运动参加者构成的社会运动组织（ Social Movement Organization , SMO ），由社会运动组织构成的社会运动行业（ Social Movement Industry , SMI ），由社会运动行业构成的社会运动部门（ Social Movement Sector , SMS ）。一个社会越是发达，个人的可支配资源（ discretionary resource ）就越多；个人的可支配资源越多，流入 SMS 、 SMI 、 SMO 的资源就越多。但一个社会中的资源总是有限的，因此， SMS 与其他社会部门之间， SMS 内部不同 SMI 之间，以及 SMI 内部不同 SMO 之间总是存在着资源竞争。那么，与经济组织一样，谁的动员能力强，谁就是王者。

正如周雪光（ 1993 ）所指出的，在改革开放前公有制单位一统天下的形势下，国家控制了几乎所有的社会资源，社会运动（集体抗争）没有资源以资动员，只能形成以“非组织化利益”为基础的集体行为。而现在，改革使一个相对独立于国家的市场得以存在和发展。市场的发展为利益的组织化、集体抗争的资源动员提供了新的条件。

市场化程度是一个难以测量的变量。本 研究 分别用单位性质和单位行政级别来衡量市场化程度，即认为，在其他条件相同的情况下，在单位性质方面，从集体企事业单位、国有企业、国有事业到党政机关；在单位级别方面，从乡镇级及以下到省级及以上，单位的政治属性越来越强，而市场化程度则越来越低。 于是设立假设：

假设 2.1 可支配资源对集体抗争的影响，随着单位性质而有显著变化。沿着集体企事业单位、国有企业、国有事业到党政机关的顺序，单位的市场化程度逐渐降低，可支配资源对集体抗争的影响力也越来越低。

假设 2.2 可支配资源对集体抗争的影响，随着单位级别而有显著变化。单位行政级别越高，单位的市场化程度越低，可支配资源对集体抗争的影响力也越低。

3. 政治机制分割假设

政治过程理论是社会运动研究中与资源动员理论几乎同时兴起的一种理论。在政治过程理论中，参与集体抗争的行动者被想像为一个随时在计算收益和成本的“理性行动者”；一个国家和地区的政治制度对他们而言，意味着一种“政治机会结构”（ Political Opportunity Structure ）（参见 Eisinger ， 1971 ； McAdam , 1982 ： chp1 ； Meyer , 2004 ） ；“理性的”集体抗争者会根据政治机会结构的变动，随时选择最优的行动议题、策略、话语和组织方式。换言之，政治体制构成了集体抗争者进行“理性选择”的外部约束条件。这一观点虽然富于启发性，但它过度简化了宏观政治过程与集体抗争行为之间的关系。第一，把“理性”概念泛化，忽视和贬低价值、情感、激情等因素的作用。正如赵鼎新（ 2005 ）所批评的，几乎凡是可以用逻辑去解释的行为都成了“理性”行为——连剧院失火后观众惊慌失措地夺门而逃这种高度情绪性的行为都被说成是理性选择，结果使该理论失去了可证伪性，什么都能解释，但又什么都不能解释。第二，事实上，政治过程对集体抗争的影响，比“政治机会结构”理论想像的要深广得多。除了通过控制抗争的代价和收益而影响关于抗争的“理性选择”之外，它还可以通过制造相对剥夺和控制可动员的资源而影响集体抗争。更重要的是，行动者的“理性”本身（包括价值取向和认知方式）也是受政治过程建构的。正如卢克斯（ Lukes , 1974 ）所概括的，政治过程不仅会阻止你做什么，而且会阻止你想什么；不仅会让你做不到什么，更会让你想不到什么。 ① 一个人之所以不想参加集体抗争，也许不是因为担心受到镇压，而是因为他脑子里根本就没有集体抗争这么一个行动选项。

鉴于政治过程通过相对剥夺和资源动员机制而发生的影响在前面两个假设中已经涉及，这里所说的“政治机制”，只包括政治过程通过建构个人的思维、影响行动的成本而发生的影响。至于怎样从社会运动研究的角度去把握某种政治制度，有关学者并未达成一致意见（参见 Meyer , 2004 ）。不过，这也不是本文所要关心的问题。本文只研究两个单位特征对政治过程机制的影响：一是单位性质，二是单位级别。如前所述，从单位性质来说，越是靠近国家权力中心，国家对单位的控制（包括思想上的和行为上的）就越强；从行政级别来说，级别越高，国家对单位的控制就越强。控制越强，人们头脑中产生集体抗争念头的可能性就越小；即使产生了集体抗争的念头，按照“理性人”假设，由于抗争的代价比较高，参与集体抗争的可能性也会降低。于是有如下假设：

假设 3.1 沿着集体企事业、国有企业、国有事业和党政机关的顺序，单位成员参与集体抗争的可能性逐渐降低。

假设 3.2 单位的行政级别越高，单位成员参与集体抗争的可能性越低。 ㈡数据

本文所使用的数据来自中国人民大学社会学系和香港科技大学于 2003 年 10 － 11 月共同组织实施的《全国综合社会调查（城镇部分）》（以下简称 China GSS 2003 ）。此次调查覆盖除港、澳、台、藏、青、宁之外的全国 28 个省（市、自治区）、 92 个县（区）、 299 个街道、 590 个居委会（社区）、 5900 户城镇居民。本次调查利用 2000 年进行的第五次全国人口普查数据，采用 PPS 抽样从省级单位抽到社区，再在每个社区以系统抽样抽取 10 个调查户，用 Kish 表每户抽取 1 人作为调查对象。调查对象为 18-69 岁的成年人，共抽取 5900 人；调查方式为入户面访，实际完成问卷 5894 份。经过数据清理，最后样本量为 5894 人 。由于本文研究的“单位”只存在于公有制内部，所以将所有制性质为非公有制的个案全部略去，最后符合要求的样本量为 3832 人 。 ㈢变量

⒈因变量

本研究的因变量为“集体抗争”。在 China GSS 2003 中有这样一道题目：“ 假如您的单位在调整工资或工作时，使包括您在内的一大批人受到严重不公正的待遇；这时，如果有人想叫上大家一起去找领导讨个说法，动员您一起去，您会怎么办？” 该题的意图是通过情景建构的方式去测量中国城镇居民参与集体抗争的心理倾向。在就职于公有制单位的 3832 人中，除去 66 人拒绝回答或表示“不知道”外，余下的 3766 人回答情况如表 1 。

表 1 2003 年全国综合社会调查中城镇居民参与集体抗争的倾向

参与集体抗争的倾向		人数	所占百分比（ % ）
1	大力支持，积极参与	1191	31.6
2	可以参与，但不出头	982	26.1
3	看看形势的发展再做决定	691	18.4
4	无论如何也不参与	878	23.3
5	其他	24	0.6
	总计	3766	100.0

关于集体行为与社会运动的研究已经证明，参与集体抗争前的态度表示与参与集体抗争的实际行为之间会有较大的落差。 ① 正因为如此，在西方社会运动研究中，态度被认为没有太大价值；而且本研究所援引的西方社会运动理论和其他关于中国集体抗争的理论成果也都是针对行为而不是态度提出来的。从这个意义上说，本研究用集体抗争倾向作为因变量去检验这些理论假设，会产生较大的误差。不过，如表 1 所示， China GSS 2003 虽然只调查了受访者参与集体抗争的心理倾向，但这些倾向的设置是有等级的。倾向越强烈，实际参与集体抗争的可能性越大。利用这一条件，笔者采取了这样一个措施：取“大力支持，积极参与”这个最为强烈的心理倾向作为集体抗争行为的替代，而其他所有回答，包括“可以参与、但不出头”、“看看形势的发展再做决定”，都被视为不会实际参加集体抗争。当然，再强烈的心理倾向也难以完全替代实际行为，但在既有的数据条件下，这也许是最可行的操作了。据此，在研究中，回答“大力支持，积极参与”者赋值为 1 ，其他都赋值为 0 。这样，“集体抗争”就是一个只有 0 和 1 两个取值的二值变量。

⒉自变量

根据前面的理论假设，本文的自变量可以分为三组：

第一组，剥夺机制分割假设中的有关变量。 该假设涉及 4 个方面：社会地位、相对剥夺感、单位性质、单位行政级别。

本研究用 3 个变量来测量社会地位，即个人年收入、职业地位和个人行政级别。具体定义见表 2 。其中，职业地位，本文用相应职业的 ISEI 值来测量。 ISEI 全称“ International Socio-Economic Index ”，是荷兰社会学家甘泽布姆（ Ganzeboom ）和美国社会学家特莱曼（ Treiman ） 1996 年编制的一套测量职业地位的编码体系。在该体系中，所有职业都根据其经济收入潜力被赋予一定的分值（ Ganzeboom & Treiman ， 1996 ），理论取值区间为 0~100 。用 ISEI 来衡量职业地位的优势在于，它综合考虑了包括权力、声望、教育等因素在内的多种职业特征。由于 ISEI 已经考虑了职业所具有的管理地位，所以本文不再单独考察个人的管理级别。而行政级别是非常具有中国特色的一种社会地位，所以单独加以考虑。

关于相对剥夺感的测量，在 China GSS 2003 数据中，有三个问题可资利用：分别是受访者与同龄人相比、与自己三年前相比、与心目中的“普遍人”相比，生活水平是“超过”、“差不多”、“不如”还是“不好说”。我们将“超过”赋值为 1 ，“差不多”赋值为 2 ，“不如”赋值为 3 ，“不好说”赋值为 0 ，将这三个维度的分值相加之和即为该受访者的相对剥夺感得分。比如，一个受访者如果认为自己现在的生活既“不如”同龄人（得 3 分），又“不如”自己三年前（得 3 分），也“不如”心目中的“普通人”（得 3 分），那么，他的相对剥夺感得分就是： 3+3+3=9 。这样，得分越高，相对剥夺感越强。

单位性质和单位行政级别的定义见表 2 。需要说明的是，这两个单位特征都是受访者“最后工作单位”的特征。所谓“最后工作单位”，对在职工作的人来说，就是当前工作单位；对失业和下岗的人来说，就是失业和下岗前的最后一个工作单位。之所以不用“当前工作单位”的特征，是为了避免将失业下岗的个案排除在统计模型之外。

第二组，资源机制分割假设中的有关变量。该假设涉及 2 个方面的变量：市场化程度和可支配资源。如前所述，在本研究中，“市场化程度”分别用“单位性质”和“单位行政级别”来衡量。“单位性质”和“单位行政级别”的定义同第一组。变量定义见表 2 。

所谓 “可支配资源”，根据麦卡锡和若尔德的解释，主要指能够二次分配的时间和金钱。这里，“可支配时间”实际上是指社会运动能够动员的潜在劳动力。本文用每周工作时间之外的剩余时间来衡量。“可支配金钱”用人均家庭净收入来衡量。此外，由于资源动员理论特别强调社会运动组织在资源动员过程中的核心作用，而领导力（ leadership ）则是社会运动组织成败的关键之一。所以，本文在金钱和时间之外，将教育程度作为衡量领导潜力的一个变量纳入理论模型。因为一般来说，某一社会运动的潜在赞助者、支持者和参与者的总体教育水平越高，产生高水平领袖的可能性越高。

第三组，政治机制分割假设中的有关变量。 该假设仅涉及 2 个变量：单位性质和单位行政级别。其定义同第一组。

⒊控制变量

控制变量包括：年龄、性别、婚姻状况、有否子女、是否中共党员、就业状况和生活幸福感。

麦克亚当及其合作者（ McAdam ， 1986 ； Wiltfang & McAdam ， 1991 ）根据对美国社会运动的研究指出，人生某些阶段的某种生活状态个人牵挂很少，从而更容易参加社会运动。他们把这种状态称为“人生易受性”（ biographical availability ），其变量包括：年龄、性别、婚姻状况、就业状况（就业 / 失业）、工作状态（全职 / 半职 / 工作领域）、有无子女等。参考他们的研究结果并结合中国社会的实际情况，我们确定了这里的背景变量。由于是否中共党员在中国具有重要的社会意义，故亦纳入模型。工作状态由于在 China GSS 2003 数据中没有涉及，略去。在检验资源动员分割和政治机制分割假设时，还用到“生活幸福感”， 即对目前的生活状况感到满意的情况 作为控制变量。变量定义均见表 2 。

此外，凡是取值为“不回答”、“不知道”、“不适用”和“其他”的变量都被重新赋值为缺失值（ missing ），以简化统计模型。

表 2 本文所用各变量的定义和统计描述

变 量	样本量	平均值	标准差	性质	说 明
集体抗争	3766	.32	.47	定类	0= 不参加； 1= 参加
性别	3832	.48	.50	定类	0= 男， 1= 女
年龄	3832	46.07	12.29	连续	最小值 18 ，最大值 69
是否党员	3775	.25	.43	定类	0= 否， 1= 是
婚姻状况	3815	.94	.23	定类	0= 未婚， 1= 已婚（含离婚）
有否子女	3832	.65	.48	定类	0= 否， 1= 是
就业状况	3744	1.31	.76	定类	0= 失业 / 下岗， 1= 离退休， 2= 在职工作， 3= 学生
生活幸福感	3822	.74	.66	定类	0= 幸福， 1= 一般， 2= 不幸福
个人年收入（千元）	3613	10.05	10.13	连续	最小值 0 ，最大值 160
职业 ISEI	3801	45.95	16.15	连续	最小值 10 ，最大值 90
个人行政级别	3344	1.82	.46	定类	0= 无级别， 1= 科级及以下， 2= 副处级及以上
相对剥夺感	3827	6.21	1.57	连续	最小值 0 ，最大值 9
受教育年数	3827	10.80	3.47	连续	6= 小学， 9= 初中， 12= 高中（职高、中专）， 15= 大专， 16 = 本科， 19= 研究生及以上
可支配收入（千元）	2986	20.21	32.46	连续	用 “ 人均家庭年净收入 ” 来衡量。 人均家庭年净收入 = （家庭年收入－家庭年支出） / 家庭总人数，最小值 -66 ，最大值 697
可支配时间（小时）	3832	122.59	14.13	连续	等于每周总小时数减去每周工作小时数， 最小值 42 ，最大值 168
单位性质	3780	1.59	.81	定类	0= 集体企事业， 1= 国有企业， 2= 国有事业， 3= 党政机关
单位行政级别	3736	1.18	.59	定类	0= 乡镇级及以下， 1= 地县级， 2= 省级及以上

四、模型、结果与分析 ㈠研究策略与统计模型

由于因变量是二值变量，所以本研究以 Logistic 回归作为统计模型。我们的任务是考察单位特征对集体抗争机制的分割效应，为此而采取的研究策略是建立一组嵌套模型（ nested models ）：先将可能影响集体行为参与倾向的个人特征 放入模型，建立模型 A ；然后再将单位特征 以及单位特征与个人特征的交互项 放入模型，建立模型 B 。于是有：

模型 A ： ＝ =

模型 B ： = =

其中， P 为参加集体抗争行动的概率。在模型 A 中， 是没有控制单位特征变量时个人特征 的影响。在模型 B 中， 是控制了单位特征 及其与个人特征 的交互项 之后个人特征 的主效应； 是单位特征 的主效应， 是单位特征和个人特征的交互效应。考察单位特征 对集体抗争机制的分割效应，实际上是观察 的大小、方向及统计显著性情况。如果 在统计上是显著的，则表明个人特征 对集体抗争的影响沿着单位特征 发生了分割；或者说，在单位特征 下，个人特征 对集体抗争的影响比其他单位特征更为显著。至于个人特征 本身和单位特征 本身对集体抗争的独立影响，只需观察 、 以及 相对于 的变化情况即可。 ㈡对假设的检验

下面报告根据有关假设分别建立模型进行检验及其结果。

1. 对“剥夺机制分割假设”的检验

1.1 在客观剥夺机制上的分割效应

表 3 报告的是用客观的社会经济地位和单位特征去预测集体抗争的 Logistic 回归结果。其中，模型 B1 是基准模型。由于本研究对客观和主观两个层面的相对剥夺是分开检验的，故控制变量“生活幸福感”不进入模型。从结果来看，在个人背景特征中，性别、年龄和就业状况对是否参与集体抗争有显著影响：女性参与集体抗争的可能性明显低于男性，发生比大约低 26% （ -1=-.26 ） ① PT 。年龄越大，参与集体抗争的可能性越低，每增加 1 岁，发生比约降低 2% （ b=-.02 ）。此外，失业对集体抗争参与的影响也较大；与失业的人相比，在职工作的人参与集体抗争的发生比要低 32% （模型 2 中 b=-.39 ）到 41% （模型 1 中 b=-.52 ）。离退休人员参加集体抗争的发生比则低约 23% （ b=-.26 ）。

表 3 用社会经济地位和单位特征预测集体抗争的 Logistic 回归系数

模型 B1			模型 1.1			模型 1.2			模型 1.3
控制变量
性别（参照组：男）	-.30	**	（ .09 ）	-.32	***	（ .09 ）	-.30	**	（ .09 ）	-.33	***	（ .09 ）
年龄	-.02	**	（ .01 ）	-.02	**	（ .01 ）	-.02	**	（ .01 ）	-.02	**	（ .01 ）
党员（参照组：非党员）	-.01	（ .11 ）	.00	（ .11 ）	.01	（ .11 ）	-.01	（ .11 ）
婚姻状况（参照组：未婚）	.24	（ .16 ）	.25	（ .16 ）	.26	（ .16 ）	.25	（ .16 ）
子女状况（参照组：无子女）	.11	（ .09 ）	.10	（ .09 ）	.11	**	（ .09 ）	.10	（ .09 ）
就业状况（参照组：失业）
离退休	-.26	+	（ .14 ）	-.18	（ .15 ）	-.23	（ .15 ）	-.17	（ .15 ）
在职工作	-.52	***	（ .11 ）	-.39	**	（ .12 ）	-.41	**	（ .13 ）	-.39	**	（ .12 ）
学生	1.50	（ 1.17 ）	1.65	（ 1.17 ）	1.61	（ 1.17 ）	1.62	（ 1.17 ）
自变量
个人社会经济地位
个人年收入（千元）	-.02	**	（ .01 ）	.01	（ .02 ）	-.01	（ .02 ）
职业地位（ ISEI ）	.00	（ .00 ）	.00	（ .01 ）	.00	（ .01 ）
个人行政级别（参照组：无级别）
科级及以下（干部）	.04	（ .27 ）	-1.64	（ 1.56 ）	-.69	（ 1.38 ）
副处级及以上	.02	（ .26 ）	-1.05	（ 1.44 ）	-.31	（ 1.32 ）
单位性质（参照组：集体企事业）
国有企业	-1.79	（ 1.61 ）
国有事业	-.45	（ 1.60 ）
党政机关	.19	（ 1.80 ）
单位级别（参照组：乡镇级及以下）
地县级	-.18	（ 1.49 ）
省级及以上	-.73	（ 1.53 ）
交互项：单位性质 * 个人地位
国有企业 * 年收入	-0.03	（ 0.02 ）
国有事业 * 年收入	-0.03	+	（ 0.02 ）
党政机关 * 年收入	-0.04	（ 0.02 ）
国有企业 *ISEI	.01	（ .01 ）
国有事业 *ISEI	.01	（ .01 ）
党政机关 *ISEI	-.01	（ .02 ）
国有企业 * 科级及以下干部	1.24	（ 1.62 ）
国有企业 * 副处级及以上干部	.56	（ 1.49 ）
国有事业 * 科级及以下干部	2.53	（ 1.64 ）
国有事业 * 副处级及以上干部	1.82	（ 1.52 ）
党政机关 * 科级及以下干部	1.28	（ 1.65 ）
党政机关 * 副处级及以上干部	.77	（ 1.53 ）
交互项：单位级别 * 个人地位
地县级 * 个人年收入	.00	（ .00 ）
省级及以上 * 个人年收入	.00	（ .00 ）
地县级 * ISEI	.00	（ .01 ）
省级及以上 * ISEI	.00	（ .01 ）
地县级单位 * 科级及以下干部	.44	（ 1.42 ）
地县级单位 * 副处级及以上干部	.05	（ 1.37 ）
省级及以上单位 * 科级及以下干部	1.07	（ 1.44 ）
省级及以上单位 * 副处级及以上干部	.55	（ 1.38 ）
截距	.19	（ .26 ）	.07	（ .41 ）	1.05	（ 1.54 ）	.55	（ 1.47 ）
-2Log Likelihood （ DF ）	3605.20	（ 8 ）	3594.18	（ 12 ）	3578.36	（ 27 ）	3586.48	（ 22 ）
X 2	49.83	60.84	76.67	68.54
N ＝ 2963
系数右侧的括号内为相应系数的标准误。 ＋ p < .1 * p < .05 ** p < .01 *** p < .001

模型 1.1 在基准模型 B1 的基础上加入了 3 个社会经济地位变量：个人年收入、 ISEI 、个人行政级别。结果发现，在新加入的 3 个变量中，只有个人年收入的影响是显著的：收入每增加 1000 元，参加集体抗争的发生比大约降低 2% （ b=-.02 ）。我们还发现，新加入的变量较为显著地改变了“就业状况”变量的影响：“离退休”变量不再显著，而“在职工作”的影响系数也从 -.52 下降到 -.39 。这意味着，就业状况对集体抗争的影响中一部分可以通过个人社会经济地位得到解释，但这不是本文研究的问题，故不再深究。

在模型 1.1 的基础上，模型 1.2 加入了单位性质。加入单位性质后，奇怪的是，个人收入的影响变成了正数（ b=.01 ），但在统计上不显著。 ISEI 和个人行政级别仍然不显著。在单位性质方面，每种单位类型的主效应都不显著，表明单位性质本身对集体抗争没有影响。在交互项中，只有国有事业单位与个人收入的交互项在统计上显著，表明只有在国有事业单位，个人年收入才会对集体抗争造成显著影响：个人年收入每增加 1000 元，参加集体抗争的发生比大约降低 3% （ b=-.03 ）。这一结果说明了两点：第一，除非个人的社会经济地位与单位性质共同作用，否则个人社会经济地位和单位性质本身对集体抗争没有什么独立影响。第二，在因客观相对剥夺而引发集体抗争这个机制上，单位特征的分割效应只体现在收入上，分割的界限是国有事业单位与其他单位类型之间。

模型 1.3 在模型 1.1 的基础上加入了单位行政级别。从统计结果来看，个人社会经济地位、单位级别，以及两者的交互项都不显著，表明不管是个人社会经济地位，还是单位行政级别及其与个人地位的共同作用，对集体抗争都没有什么影响。这说明，单位行政级别在客观相对剥夺机制上没有什么分割效应。

综合上述结果，可以说，在客观剥夺机制上，单位行政级别没有什么分割效应。单位性质则具有一定分割效应，但只体现在收入上。故假设 1.1 得到部分证实。

1.2 在主观剥夺机制上的分割效应

表 4 报告的是用主观相对剥夺感和单位特征去预测集体抗争的 Logistic 回归结果。仍以模型 B1 为基准模型 ① ，模型 2.1 加入了相对剥夺感。结果表明，相对剥夺感的影响系数为 .07 ，且在统计上是显著的，即相对剥夺感每增加 1 分，集体抗争的发生比增加 7% （ b=.07 ）。加入该变量后，“就业状况”的系数同样发生了较为显著的变化：“在职工作”的影响系数从 -.51 下降到 -.42 ，而“离退休”的影响不再显著。这表明相对剥夺感与就业状况之间有一定程度的关联，但这不是本研究关注的重点，故略去。

表 4 用相对剥夺感和单位特征预测集体抗争的 Logistic 回归系数

模型 B1			模型 2.1			模型 2.2			模型 2.3
控制变量
性别（参照组：男）	-.29	***	（ .08 ）	-.28	***	（ .08 ）	-.27	**	（ .08 ）	-.29	***	（ .08 ）
年龄	-.02	***	（ .00 ）	-.02	***	（ .00 ）	-.02	***	（ .00 ）	-.02	***	（ .00 ）
党员（参照组：非党员）	-.01	（ .09 ）	.01	（ .09 ）	.02	（ .09 ）	.02	（ .09 ）
婚姻状况（参照组：未婚）	.17	（ .14 ）	.15	（ .14 ）	.14	（ .14 ）	.15	（ .14 ）
子女状况（参照组：无子女）	.10	（ .08 ）	.09	（ .08 ）	.09	（ .08 ）	.08	（ .08 ）
就业状况（参照组：失业）
离退休	-.25	+	（ .13 ）	-.19	（ .13 ）	-.21	（ .13 ）	-.16	（ .13 ）
在职工作	-.51	***	（ .10 ）	-.42	***	（ .11 ）	-.43	***	（ .11 ）	-.41	***	（ .11 ）
学生	1.45	（ 1.16 ）	1.53	（ 1.16 ）	1.54	（ 1.16 ）	1.49	（ 1.16 ）
自变量
相对剥夺感	.07	**	（ .02 ）	.11	+	（ .06 ）	-.01	（ .07 ）
单位性质（参照组：集体企事业）
国有企业	.49	（ .55 ）
国有事业	.48	（ .48 ）
党政机关	.11	（ .73 ）
单位级别（参照组：乡镇级及以下）
地县级	-.53	（ .50 ）
省级及以上	-1.22	**	（ .55 ）
交互项：单位类型 * 相对剥夺感
国有企业 * 相对剥夺感	-.06	（ .09 ）
国有事业 * 相对剥夺感	-.05	（ .07 ）
党政机关 * 相对剥夺感	.00	（ .12 ）
交互项：单位级别 * 相对剥夺感
地县级 * 相对剥夺感	.07	（ .08 ）
省级及以上 * 相对剥夺感	.14	+	（ .09 ）
截距	.24	（ .23 ）	-.25	（ .29 ）	-.63	（ .50 ）	.40	（ .52 ）
-2Log Likelihood （ DF ）	4383.76	（ 8 ）	4374.86	（ 9 ）	4371.52	（ 15 ）	4363.42	（ 13 ）
X 2	57.47	66.36	69.71	77.80
N ＝ 3576
系数右侧的括号内为相应系数的标准误。 ＋ p < .1 * p < .05 ** p < .01 *** p < .001

模型 2.2 在模型 2.1 的基础上加入了单位性质及其与相对剥夺感的交互项。结果发现，所有新加入的变量在统计上都不显著，但相对剥夺感的系数从 .07 上升到 .11 ，且统计显著性有所减弱。这表明，单位的性质对相对剥夺感确有一定影响。但单位性质及其与相对剥夺感的交互项都在统计上不显著，表明单位性质对相对剥夺感的影响并不是直接发生的，而是通过其他因素间接发生的。 ① 这一结果说明，单位性质对主观剥夺机制没有什么分割效应。

模型 2.3 在模型 2.1 的基础上加入了单位行政级别及其与相对剥夺感的交互项。结果发现，相对剥夺感的影响变得不再显著。但与此同时，在新加入的单位行政级别有关变量中，“省级及以上”行政级别及其与相对剥夺感的交互项具有统计显著性：相对于乡镇级及以下单位，省级及以上单位的成员集体抗争的发生比要低 70% （ b=-1.22 ）。也就是说，排除个人因素，单位行政级别对集体抗争具有非常显著的独立影响。另一方面，省级及以上单位与相对剥夺感的交互项的系数为 .14 ，且在统计上是显著的，表明供职于省级及以上单位的人，相对于乡镇及以下单位的成员，相对剥夺感对集体抗争发生比的影响反而要增加 13% （ b=-.14 ）。换句话说，省级及以上单位的成员在心理上更敏感，更不能忍受相对剥夺，他们把相对剥夺感转变为实际抗争行动的可能性比乡镇及以下单位的成员要高 13% 。这表明，在通过相对剥夺感而引发集体抗争的这一机制上，单位行政级别具有分割效应。分割的界限是“省级及以上”与其他行政级别之间。至于“省级及以上”单位的独立作用意味着什么，在下文再作讨论。

上述结果表明，在主观剥夺机制上，单位性质没有什么分割效应，但单位行政级别具有分割效应。假设 1.2 得到部分证实。

2. 对“资源机制分割假设”的检验

相对剥夺理论认为社会不满是导致集体行动的一个重要变量，而资源动员理论却倾向于把一个社会中的不满情绪看作是一个常量（ McCarthy & Zald ， 1977 ）。因此本研究在基准模型 B1 的基础上再加入一个“生活幸福感”变量作为控制变量，构成新的基准模型 B2 。结果发现，感觉自己生活“一般”和“不幸福”的人，相对于感觉生活幸福的人，分别将集体抗争的发生比提高了 22% （ b=.20 ）和 114% （ b=.76 ）。然后，与前面一样，再分别加入单位性质、单位行政级别，以及它们与三种可支配资源的交互项。原来假设，在社会不满情绪一定的情况下，随着单位的市场化程度越高，单位成员利用可支配资源进行集体抗争的可能性越高。因此，这里期望可支配收入、可支配时间、受教育年数与参与集体抗争之间呈显著的同向变化关系；并且，在控制单位特征及其与可支配资源的交互项后，至少一种可支配资源及其与单位特征的交互项应该与集体抗争之间呈相同变化关系。但统计结果表明，在所有模型中，不但三种可支配资源、单位特征，以及两者交互项的系数都非常小，而且在统计上都是不显著的。这表明，假设 2.1 和 2.2 完全没有得到证实。由于没有统计结果需要解释，故不再报告。

3. 对“政治机制分割”假设的检验

根据理论假设，这里应该检验两个社会结构变量——单位性质和单位行政级别——对集体抗争发生机制的影响。如前“政治机制分割”假设所述，“政治机制”包括两个方面：第一，通过建构有关集体抗争的价值和认知；第二，通过影响集体抗争的收益和代价。由于这两个方面的变量在 China GSS 2003 中没有涉及，所以本研究把政治过程对相对剥夺和资源动员以外的影响都计入“政治机制”。从统计上说，这里所说的“政治机制”，实际上是考察在控制相对剥夺和可支配资源，以及它们与单位特征的交互效应后单位特征的主效应。这一效应从为检验前面两个假设而建立的模型中即可得到。如果政治机制分割假设是成立的，那么，单位性质和单位行政级别这两个变量的主效应应该是显著的，并且系数应随着单位的市场化程度的增加而增大。

首先来看模型 2.2 、 2.3 、 3.2 和 3.3 中单位特征变量的主效应。在每个模型中，单位特征的系数都很大，这表明单位特征对集体抗争的影响确实比较大。但由于大部分系数在统计上并不显著，所以很难进行统计推断。而在统计上最为显著的是模型 2.3 。如上所述，在模型 2.3 中，省级及以上单位相对于乡镇及以下单位，除了通过相对剥夺感而发生影响外，它本身还将集体抗争的发生比降低了 70% ，影响非常明显。再结合模型 1.3 和 3.3 来看。在模型 1.3 中，单位级别本身及其与个人社会经济地位的交互项都不显著；在模型 3.3 中，单位级别本身及其与可支配资源的交互项也都不显著。也就是说，单位级别不必通过客观相对剥夺机制和资源动员机制，即可显著地影响集体抗争行为。这表明，单位级别确实是一种独立的抑制集体抗争的政治机制。但是，另一方面，在模型 2.3 中，控制单位行政级别以后，相对剥夺感变得不再显著，地县级单位本身及其与相对剥夺感的交互项也不显著，表明省级以下单位对集体抗争的发生没有什么抑制作用。换句话说，单位级别对政治机制具有分割效应，界限是省级及以上与其他行政级别之间。

再来看单位性质的影响。在前面所有模型中，单位性质的主效应在统计上都是不显著的。只有在模型 1.2 中，国有事业单位与个人年收入的交互项在统 计上显著。这是否意味着单位性质只是通过影响个人收入而发生影响，但它本身并不是一种控制集体抗争的政治机制？考虑到前面单位级别的显著影响，谨慎起见，有必要考察单位性质与单位级别的相互作用。

在前面的模型中，单位级别和单位性质都是分别纳入模型的。现在将两个变量放入同一个模型，又会出现什么情况？如表 5 ，基准模型 B2 仍然只包含个人背景变量和作为控制变量的“生活幸福感”。其他三个模型分别考察的是单位性质、单位级别以及两者的交互作用。模型 3.1 在基准模型基础上只引入单位性质，结果显示，单位性质对集体抗争的影响是完全不显著的。这似乎印证了单位性质本身并不是一种政治机制的初步结论。模型 3.2 在基准模型基础上只引入单位级别，与前面的发现一致，在其他条件相同的情况下，省级及以上单位比其他单位对集体抗争具有更强的抑制作用——“生活幸福感”的影响要小得多：在其他单位中，感觉生活不幸可以提高集体抗争的发生比 80% （ b=.59 ），而在省部级单位中，只能提高 34% （ b=.59+-.30 ）。反过来说，在生活幸福感一定和其他条件相同的情况下，省部级单位中集体抗争的发生比比其他单位要降低 46% 。这进一步说明，单位级别对政治机制具有分割作用，分割的界限位于省部级及以上与其他行政级别之间。

表 5 用单位性质和单位行政级别预测集体抗争的 Logistic 回归系数

模型 B2

模型 3.1

模型 3.2

模型 3.3

控制变量

性别（参照组：男）

-.25

**

（ .08 ）

-.24

**

（ .08 ）

-.26

**

（ .08 ）

-.25

**

（ .08 ）

年龄

-.02

***

（ .00 ）

-.02

***

（ .00 ）

-.02

***

（ .00 ）

-.02

***

（ .00 ）

党员（参照组：非党员）

.04

（ .09 ）

.04

（ .09 ）

.04

（ .09 ）

.05

（ .09 ）

婚姻状况（参照组：未婚）

.15

（ .14 ）

.15

（ .14 ）

.16

（ .14 ）

.14

（ .14 ）

子女状况（参照组：无子女）

.09

（ .08 ）

.09

（ .08 ）

.09

（ .08 ）

.09

（ .08 ）

就业状况（参照组：失业）

离退休

-.14

（ .13 ）

-.17

（ .13 ）

-.11

（ .13 ）

-.15

（ .13 ）

在职工作

-.37

***

（ .10 ）

-.39

***

（ .11 ）

-.36

**

（ .11 ）

-.37

**

（ .11 ）

学生

1.61

（ 1.17 ）

1.64

（ 1.17 ）

1.60

（ 1.17 ）

1.62

（ 1.17 ）

生活幸福感（参照组：感觉幸福）

感觉一般

.09

（ .08 ）

.09

（ .08 ）

.09

（ .08 ）

.08

（ .08 ）

感觉不幸福

.61

***

（ .12 ）

.60

***

（ .12 ）

.59

***

（ .12 ）

.58

***

（ .12 ）

自变量

单位性质（参照组：集体企事业）

国有企业

.12

（ .14 ）

.48

（ .32 ）

国有事业

.17

（ .11 ）

.65

*

（ .29 ）

党政机关

.10

（ .18 ）

.58

+

（ .34 ）

单位级别（参照组：乡镇级及以下）

地县级

-.10

（ .12 ）

.10

（ .23 ）

省级及以上

-.30

*

（ .14 ）

.39

（ .48 ）

交互项：单位性质 * 单位级别

国有企业 * 地县级

-.35

（ .35 ）

国有企业 * 省级及以上

-.93

（ .57 ）

国有事业 * 地县级

-.44

（ .33 ）

国有事业 * 省级及以上

-.94

+

（ .54 ）

党政机关 * 地县级

-.50

（ .40 ）

党政机关 * 省级及以上

-1.53

*

（ .69 ）

截距

.00

（ .24 ）

-.12

（ .26 ）

.13

（ .27 ）

-.22

（ .31 ）

-2Log Likelihood （ DF ）

4356.20

（ 10 ）

4353.76

（ 13 ）

4349.12

（ 12 ）

4336.62

（ 21 ）

X 2

81.27

83.72

88.35

100.84

N ＝ 3571

系数右侧的括号内为相应系数的标准误。 ＋ p < .1 * p < .05 ** p < .01 *** p < .001

模型 3.3 将单位级别与单位性质及其交互项纳入模型。结果发现，在控制两种单位特征后，原本非常显著的“感觉生活不幸”不再显著，这非常鲜明地表示，单位特征是一种重要的政治机制，它可以塑造个人的生活幸福感；经过单位这一政治机制的塑造，“不幸”的感觉对集体抗争的发动作用消失了。不过，这种塑造作用随着单位特征的变化而有很大的变化。

首先来看单位级别。它在统计上并不显著，所以没有什么显著影响。

其次来看单位性质。令人吃惊的是，国有事业和党政机关，比集体企事业和国有企业离国家更近，按理说它对集体抗争的抑制作用应该越强，但“国有事业”和“党政机关”的主效应居然是正的，系数分别达到 .65 和 .58 。也就是说，国有事业和党政机关相对于集体企事业，可以分别将集体抗争的发生比提高 92% 和 79% 。

最后来看单位性质与级别之间的交互作用。结果发现，省级及以上与国有事业、省级及以上与党政机关的交互作用非常明显，分别削减集体抗争的发生比 60% （ b=-.94 ）和 78% （ b=-1.53 ），而其他交互作用没有什么显著影响。有意思的是，单位性质的主效应原本是正的，叠加上单位行政级别后，交互效应变成了负数；而且在党政机关的削减作用明显高于事业单位，在前者将集体抗争的发生比削减了 88% （ b=-1.53-.59 ），在后者削减了 80% （ b=-.94-.65 ）。这表明单位行政级别对集体抗争具有强烈的抑制作用，但它只能通过单位性质而发生，并且随着单位性质的变化而有显著差异。

统计分析结果充分说明，单位确实是一种独立于“剥夺机制”和“资源机制”之外的“政治机制”。政治机制所发挥的效应是随着单位特征的分化而显著分化的。从单位性质来说，分化的界限有两条：一条是国有事业单位与其他单位之间，另一条是党政机关与其他单位之间。单位级别本身没有什么独立的分割效应，它只有与单位性质联合起来，分割效应才比较明显，分割的界限也有两条：一条是省级及以上国有事业单位与其他单位之间，另一条是省级及以上党政机关与其他单位之间。

从单位性质与单位级别的关系来看，在模型 2.3 和模型 3.2 中都非常显著的单位级别，除了与“国家事业”和“党政机关”的两个交互项外，本身并不显著。而单位性质则相反，除了与“地县级”和“省级及以上”两种级别的交互项显著外，“国有事业”和“党政机关”两种单位性质本身也比较显著。这说明，对集体抗争的控制来说，单位性质是比单位级别更为重要的政治机制，行政级别的控制作用在相当程度上是由单位性质赋予的。由此，我们也可以说，单位性质比行政级别更能代表单位的政治性质及其对集体抗争的影响。

在假设 3.1 和 3.2 中，我们曾经分别预测“ 沿着集体企事业、国有企业、国有事业和党政机关的顺序，单位成员参与集体抗争的倾向逐渐减弱 ”、“ 单位的行政级别越高，单位成员参与集体抗争的倾向越弱 ”。综合上述结果，假设 3.1 完全被证伪，而假设 3.2 则得到证实。

五、总结与讨论

本文讨论和检验了单位对集体抗争发生机制的分割效应。结果发现：

第一，在个人年收入、职业地位和行政级别等三种客观社会经济地位中，只有个人年收入对集体抗争有明显的抑制作用：年收入每增加 1000 元，集体抗争的发生比大约降低 2% ，而其他两种社会经济地位——个人的职业地位和行政级别没有什么显著影响。但另一方面，在不同的单位类型中，个人年收入的抑制作用是显著不同的。只有在国有事业单位中，收入的抑制作用才比较显著——个人年收入每增加 1000 元，集体抗争的发生比大约降低 3% ，而在集体企事业、国有企业和党政机关中，收入的抑制作用并不显著。这就是说，在通过制造社会经济地位不平等而引发集体抗争的相对剥夺机制中，单位性质具有显著的分割作用，分割的界限是国有事业与其他单位性质之间；同时也发现，单位行政级别在该机制上没有什么分割效应。

第二，作为相对剥夺之主观层面的相对剥夺感，也对集体抗争具有显著影响。相对剥夺感每增加 1 分，集体抗争的发生比增加 7% 。在这种集体抗争发生机制中，单位性质没有分割作用，但单位级别的分割作用比较明显：相对于乡镇级及以下单位，在省级及以上单位中，相对剥夺感对集体抗争发生比的影响力要增加大约 13% 。

第三，本文所要检验的三种可支配资源——可支配时间、可支配收入和受教育年限，对集体抗争几乎没有什么影响；并且，这种“无影响”在不同特征的单位之间没有什么差异。

第四，作为一种政治机制来看，单位对集体抗争发动的影响非常明显，但这种影响随单位特征而有显著差异。从单位行政级别来看，在相对剥夺感和其他条件相同的情况下，省级及以上单位相对于乡镇及以下单位，集体抗争的发生比大约要减少 70% ；在生活幸福感和其他条件相同的情况下，省级及以上单位成员参与集体抗争的发生比其他单位减少 46% 。不过，单位行政级别的抑制作用是通过单位性质而发生的。在不同性质的单位中，行政级别的抑制作用是有显著差异的：在国有事业单位中能够削减 60% ，在党政机关为 78% ，在其他单位则没有什么影响。从单位性质来看，与通常的感觉不同，反而是单位的政治属性越强，单位成员参加集体抗争的可能性越高：国有事业和党政机关相对于集体企事业，可以分别将集体抗争的发生比提高 92% 和 79% 。但这种促进效应可以被单位行政级别的抑制效应削减。两种效应“对冲”以后，单位对集体抗争仍然具有显著的抑制作用：在前者可以削减 80% ，在后者可以削减 88% 。以上结果表明，单位制作为一种政治体制，对于集体抗争的抑制确实非常有效。不过，这种抑制作用随着单位的性质和行政级别而有显著差异。这说明，从政治方面来看，集体抗争的发生机制也是受到单位特征分割影响的。

那么，从现实的角度来看，这些发现的含义是什么呢？

第一，从单位特征与集体抗争之间显著的负向关系（包括直接的和间接的）来说，单位仍然是中国社会中抑制集体抗争的一种有效机制。这与以往的研究结论是一致的。不过，单位特征的分割效应表明，单位的抑制作用是随着单位特征的变化而变化的。经常出现的情况是，一种机制在某种类型的单位中具有显著作用，在另一种类型的单位中则无；或者，在某种单位中作用大，在另一种单位中作用小。

第二，随着单位制改革，单位的控制作用在削弱。本文虽然没有做历时性研究，无法对单位控制效应的历史变化做出准确的描述，但仍可从单位控制机制的变迁中窥见一斑。正如上面第四点发现所指出的，只有单位性质与单位行政级别相结合，对集体抗争的抑制作用才比较明显。如果单看单位性质，反而是政治性越强，集体抗争倾向越强。这说明，单位性质与行政级别越是分离，集体抗争的爆发空间越大。而 1978 年以来，单位制改革的一个重要方向正是将单位性质（含单位职能和所有制性质）与单位行政级别剥离开来。从本研究的发现不难推见，这种改革方向已经并将继续削弱单位对集体抗争的控制作用。

第三，可支配资源在任何单位中都没有显著作用，表明在长期严密的社会控制下，中国的集体抗争仍然是离散的、非组织化的（参见 O'Brien ， 2002 ； Zhao ， 2001 ； Zhou ， 1993 ），缺乏将社会不满组织化、有序化的中间组织。这样一种分散状态，看似有利于政府的控制，但一旦爆发，就是一片混沌的、难以收拾的集体行为，对社会秩序的危害更大（ Zhao ， 2001 ）。

第四，单纯从单位性质来看，政治属性越强，反而参加集体抗争的倾向越高。这是一个很值得思考的现象。周雪光（ Zhou ， 1993 ）曾经指出，单位体制虽然有利于对社会的控制，但其本身也酝酿着集体行为的潜能：一是单位制造成了社会利益和心理的趋同性，二是它提高了社会成员的政治敏感度和政治上的动员状态。那么，这里的发现是不是印证了这样一种机制呢？结合现实来思考，这是很有可能的。因为在改革过程中，相对于其他单位，国有事业和党政机关职工的经济收入及其增长速度是比较慢的。相对于改革前的地位来说，这一群体在社会经济地位上的向下流动是比较大的。越是政治属性强的单位，国家管得越死，客观的相对剥夺越厉害；高度的政治敏感又会放大这种地位剥夺，从而使政治属性越强的单位集体抗争的倾向越强。从这个意义上说，单位制仍在积蓄着集体抗争的潜能。但另一方面，同一性质的单位内部，单位行政级别对单位性质造成的相对剥夺具有补偿作用。行政级别高的单位，不但没有受到相对损害，反而相对获益更大；行政级别低的单位，不仅相对其他类型的单位来说，就是在同一系统内部，与行政级别高的单位的差距也是越来越大。于是，行政级别越高的单位，其成员的集体抗争意愿越弱；级别越低则越高。也就是说，随着政治属性的增加，行政级别与单位性质对集体抗争的作用方向是相反的，行政级别的抑制效应可以抵消单位性质的促进效应。好在二者冲抵之后，单位的效应主要表现为抑制效应。当然，这里只是理论上的推测，还需要接受经验研究的检验。但这也给我们一个方法论上的启示：如果不将单位性质与行政级别分开考察，那就难以发现二者之间的冲抵效应，也难以发现单位制本身所蕴藏的集体抗争潜能。

从现实角度来反思本文的发现，有一个让人有所不解的问题是，国有企业对集体抗争的发生并没有什么显著的分割效应。从经验观察来说，在所有单位类型中，国有企业是经受改革最为剧烈的单位，而且国有企业工人的集体抗争确实也已成为一个不容忽视的社会问题。按理说，在上述三种集体抗争发生机制中，至少有一种应该被国有企业这一单位特征所强化，但这一点在统计结果上没有得到证实。相反，倒是在现实生活中“默默无闻”的国有事业单位在统计模型上处处“表现突出”，对集体抗争机制的影响经常是显著的。出现这种情况的原因，可能是三方面的：一者有可能出在调查设计上。剧烈的国有企业改革，导致国有企业职工的身份变换非常频繁，比如，一个“股份制改革”就足以使几万职工的身份一夕之间从公有制变成私有制。如此剧烈的身份变迁，并不意味着实际上的社会变迁也如此剧烈，但却会导致大量在社会本质上属于公有制的个案，在数据记录上被标记为私有制，从而被排除在统计模型之外，这自然会导致统计模型对现实的反映有误差。二者有可能是社会政策造成的结果。本文所使用的数据是在 2003 年收集的，而最新一轮国有事业单位改革恰恰在 2002 年秋党的“十六大”召开后大张旗鼓地推开。数据收集时正值国有事业职工经历改革阵痛之时，这也许会造成他们在集体抗争倾向上，相对于平时和其他单位类型的员工畸高畸强。三者也有可能是一个理论问题。国有企业职工大部分属于蓝领阶层，文化水平相对较低，可能对自己的利益所在认识并不那么清楚，即使受到的相对损害更为严重， ① 集体抗争的机会更多，也不会想到去抗争。而国有事业单位员工，基本上都属于白领，平均文化水平较高，政治上更敏感，所以集体抗争意识相对较强。这也许就是马克思所说的“虚假阶级意识”（ Marx ， 1951 ）和葛兰西所说的统治阶级的“文化霸权”（ Gramsci ， 1972 ）的作用。

这些解释都只是理论上的猜测，但不管是哪种情况，都是值得深入研究的问题。

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作者单位：中国人民大学社会学理论与方法研究中心

中国人民大学社会学系

责任编辑：张宛丽

Title ： Protest Mobilization under Danwei System in China

Abstract ： Danwei （ work-unit ） is one of the most important institutions for controlling collective protest in China. Using China GSS 2003 data and Logistic model, this article explores the segmenting effects of two traits of danwei, namely, the ownership and hierarchical position, on the three mechanisms of protest mobilization, say, relative deprivation, resource mobilization and political process. One the one hand, it turns out that danwei still significantly depresses the mobilization of protest, but its dynamics and effectiveness vary significantly depending on danwei’s traits. The segmenting effects are verified to some extent. Under the strict control of danwei, the social resources which serve to make the protest organized, namely the discretionary time, money and leadership, remain uninfluential, forecasting that the disorganizing pattern of protest mobilization will continue to prevail in China. On the other hand, the research also reveals that the danwei system per se has been producing protest potential, but it is overwhelmingly offset by the political effects of danwei’s hierarchical position.

Keyword: danwei system ； collective protest ； segmenting effects

① 这从 “ 国家所有制是公有制的高级形式和社会主义应该追求的目标 ” 的经典论述中即可窥见一斑。

② infrastructural power 或许直译为 “ 基础设施能力 ” 更为通俗易懂。这里为了简明和对称，按芝加哥大学社会学系赵鼎新教授的译法，译为 “ 渗透性权力 ” 。所谓 “ 任意性权力 ” ，是指一个国家根据其合法性论述 “ 应该 ” 拥有的权力。而任意性权力要落到实处，必须有足够的 “ 基础设施能力——比如政情的收集和处理能力——作为保障。

① 美国社会学家梯利 ( Tilly , 1978 ) 的经典著作《从动员到革命》（ From Mobilization To Revolution ）深刻地分析了近代以来的国家建构（ state making ）和民族塑造（ nation building ）过程是如何改变社会运动的形态的。盛行于西欧的 “ 新社会运动 ” （ neo-social movements ）理论（参见 Pichardo , 1997 ）尤其强调社会变迁，包括国家的变迁，对社会运动的影响。

① 关于这个问题，可以参见以达尔 ( Dahl ， 1961 ) 和波尔斯比 ( Polsby ， 1980 ) 为第一方，以巴卡拉奇和巴拉茨 ( Bachrach & Baratz ， 1962 ， 1963 ) 为第二方，以卢克斯 ( Lukes ， 1974 ) 为第三方而进行的学术争论。

① 荷兰社会运动研究学者奥格玛和克兰德曼斯曾经对荷兰和平运动做过两次调查。一次发现，表示有意去参加运动的人，最终只有 40% 真正到场 ( Klandermans & Oegema , 1987 ) ；另一次发现，承诺去参加运动签名的 154 人中，最终真正去签名的只有 92 人，占 60% ( Oegema & Klandermans ， 1994 ) 。

① 发生比 （ odds ratio ），即事件发生的可能性 P 与不发生的可能性 (1- P ) 之比 P /(1-P ) 。根据 Logistic 回归方程， P/(1-P) = ，其中， b 为回归系数。自变量相对于参照组对因变量之发生比的影响，其计算方法为： － 1 。如果值为负数，表示相对于参照组，该变量的影响降低；如果值为正数，则表示相对于参照组，该变量的影响增加。为简便起见，下文在分析自变量的影响时，直接解释 － 1 的结果，不再列出算式 。

① 由于已经考察了“相对剥夺感”，故这里未将“生活幸福感”纳入基准模型。

① 这可以通过控制更多变量做进一步探索。限于篇幅，本文在就此不做进一步讨论。

① 正如李强 (1999) 所描述的，国有企业工人从改革前的 “ 中间阶层 ” 跌落到如今的社会下层。

* 本文是本人主持的国家社科基金项目 “ 西方社会运动理论研究 ” （编号： 03CSH001 ）和中国人民大学社会学系 211 工程项目 “ 中国社会变迁研究计划 ” 的阶段性成果。本人在美国加州大学尔湾分校（ UC Irvine ）社会学系访学期间，深得助理教授苏阳博士和王丰教授的关照；苏阳博士与作者的讨论极大地促进了本文的写作和修改。芝加哥大学社会学系赵鼎新教授对本文亦提出了宝贵的修改意见。 中国人民大学社会学系 李路路 教授的不断敦促使此文不至于不了了之。在此对以上诸位表示衷心的感谢！当然，本文存在的疏漏和错误概由本人负责。