《社会学评论》 ｜尚雪娜、雷洪：基本养老保障制度的主观社会分层效应 ——基于CLDS2018数据的分析

（一）基本养老保障制度与主观社会分层：制度主义范式

社会分层研究的传统理论范式有结构主义和个人主义两种，前者侧重分析结构性因素的影响，后者强调个人因素的作用。在这两种理论范式的指导下，针对主观社会分层的形成机制，主要有“结构地位论”“国家中心论”“文化建构论”“相对剥夺论和参照群体论”四种解释（李路路，1999；冯仕政，2009:163-164；刘程，2017）。这四种解释分别从客观阶层地位、国家组织结构、文化和生活方式、主观感受层面诠释了主观社会分层何以形成。但无论是个人主义范式还是结构主义范式，都忽视了主观社会分层及其形成机制所处的具体制度环境。尽管“国家中心论”注意到了国家政策对主观阶层认同的影响，但更多关注的还是宏观结构因素（李飞，2013），对制度因素的关注不足。

社会分层研究的制度主义范式可以追溯到20世纪末，美国社会学家撒列尼和倪志伟在市场转型理论的基础上，进一步提出关于不平等的制度主义理论，强调市场平等化效应的特定制度背景和发展时期（Szelenyi，1978、1988；Nee，1991；Szelenyi & Kostello，1998）。制度主义不平等观强调，考察社会不平等的形成机制要把不平等现象置于具体的制度环境中（林克雷、陈建利，2005），制度是影响社会分层的至关重要的因素。在制度主义理论的影响下，部分学者也开始关注中国社会分层或社会不平等背后的制度因素。宏观层面，在不同的制度背景下，经济整合机制不同的制度对于社会不平等形成的作用是不同的（孙立平，1995）。国家对社会资源的分配（李路路，1996）、国家政策的改变（周雪光等，2002：308）对社会成员机会结构、结构位置等具有重要影响，并导致特定的社会分层体系的形成。具体制度层面，产权所有制及其与国家权力之间的关系这一基础性的制度安排，决定了经济利益的分配机制，也决定了人们的阶层地位（刘欣，2005）。总之，在制度主义理论看来，个体所处社会的制度对其阶层定位具有重要影响。

社会保障制度是我国的一项重要制度安排，目前有不少研究关注其对主观社会分层的影响。比如，有研究发现，医疗保险制度对特定人群的主观阶层地位有显著的提升作用，参加基本医疗保险者比未参加者的主观阶层地位更高（张明等，2019；曹娜、李红艳，2020）。养老、医疗、工伤、生育、失业五项职工保险制度对主观阶层认同具有正向促进作用，即参与职工保险制度者较之未参与者有更高的主观阶层认同（杨宜勇等，2017）。也有研究发现，灵活就业人员参加居民基本养老保险对其社会地位认同具有积极影响，参加居民养老保险者较之未参加者有更高的社会地位认同（张寅凯、薛慧元，2022）。基于上述研究发现，我们有理由判断基本养老保障制度对劳动者的主观阶层认同具有重要影响。虽然基本养老保障制度是面向劳动者未来进入老年期以后的一项社会保障制度，但劳动者当下通过是否缴纳基本养老保险费用就能知道自己未来能否获得这一制度性的利益分配，这种对未来预期获益的确定感会影响到劳动者当前的主观阶层认同。据此，本研究提出如下假设。

假设1：参与基本养老保障制度对劳动者的主观阶层认同有正向促进作用，基本养老保障制度参与者的主观阶层认同比未参与者更高。

（二）基本养老保障制度对主观社会分层影响的异质性

近年来，有研究探讨了灵活就业人员参与基本养老保障制度对其社会地位认同的影响。研究发现，参与职工养老保障制度对不同收入水平的灵活就业人员有不同的影响，对低收入灵活就业人员而言，虽然参与职工养老保障制度能够提升其社会地位认同，但是收入水平对职工养老保障制度的正向作用存在“挤出效应”，低收入灵活就业人员中收入越高者，参与职工养老保障制度对其社会地位认同的正向促进效应越弱（张寅凯、薛慧元，2022）。也有研究在考察养老、医疗、工伤、生育、失业等职工保险制度对主观阶层认同的影响时，关注到了不同客观地位者参与保险制度对其主观阶层认同影响的差异（杨宜勇等，2017）。梳理相关研究，我们注意到：户籍、所有制在宏观上是与体制、制度相关的社会结构性因素，在微观上则代表着被体制、制度所赋予的个人社会地位。从现实情况来看，个体的户籍和所在单位的所有制情况与社会保障制度相关联，不同户籍、不同所有制下劳动者参与社会保障制度的情况不一样；而且收入、受教育程度、职业等因素与劳动者参与社会保障制度的情况也存在关联。处于相对弱势地位的群体一旦在改革利益的分配中得到期望的收益，通常也是获得感较强的群体。那么，户籍、所有制、收入、受教育程度、职业等客观社会地位方面存在差异的劳动者，其参与基本养老保障制度对其主观阶层认同的影响可能也存在差异；处于相对弱势地位的劳动者参与基本养老保障制度，由于其获得感更强，主观阶层认同也可能更高。据此，本研究提出如下假设。

假设2：较之客观社会地位处于相对优势者，处于相对弱势者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同的正向影响更明显。

（三）基本养老保障制度影响主观社会分层的机制：相对剥夺感的中介作用

制度主义视角下，制度因素对主观社会分层具有重要影响，但是制度功能的发挥通常是有条件的，制度通过何种机制发挥作用是值得进一步深入探讨的重要问题。刘欣（2002）在提出“阶层认知的相对剥夺论命题”时，区分了相对剥夺地位和相对剥夺感，认为相对剥夺地位是相对剥夺感产生的客观前提，相对剥夺感则可能是介于相对剥夺地位和阶层认知之间的中间变量。社会保障制度作为社会再分配的重要制度，其制度设置和改革关系到劳动者的利益分配，而在分配中得到期望的制度性利益者的相对剥夺感较低。有研究证实，参与社会养老保险可以降低居民的相对剥夺感（何晓斌等，2020）。同样，虽然基本养老保障是面向劳动者未来的一项社会保障制度，但如果劳动者当下就知晓自己能否获得这一制度性的利益分配，并与他人进行比较，那么自然影响到其当前的相对剥夺感。而相对剥夺感又是影响主观社会分层的重要因素（陈光金，2013），相对剥夺感越强的人对自己的阶层地位认同越低；相反，相对剥夺感越弱的人对自己的阶层地位认同越高（李培林，2005；翁定军，2010；李飞，2013；胡荣、叶丽玉，2014；陈云松、范晓光，2016）。从逻辑上看，参与基本养老保障制度可以降低社会成员的相对剥夺感，而相对剥夺感的降低可以提升人们的主观阶层认同。因此，本研究认为相对剥夺感在参与基本养老保障制度对主观阶层认同的影响中具有中介作用。据此，本研究提出如下假设。

假设3：参与基本养老保障制度通过削弱劳动者的相对剥夺感，促进其主观阶层认同提升。

（一）数据来源

本研究所用数据来自中山大学社会科学调查中心2012年、2016年、2018年开展的中国劳动力动态调查（China Labor-Force Dynamics Survey，CLDS）。CLDS从2012年开始每隔两年开展一次追踪调查，采用多阶段、多层次、与劳动力规模成比例的概率抽样方法，分别建立劳动力个体、家庭和社区3个层次的数据库，调查范围覆盖全国28个省（自治区、直辖市），样本具有良好的代表性。在追踪方式上，CLDS在国内率先采用轮换样本的追踪方式，同时兼顾截面调查和追踪调查的优点。由于社会保障制度不断改革、数据不断更新，本研究主要使用2018年CLDS数据中的劳动力个体数据，部分变量涉及家庭库数据，在分析时进行数据库的合并处理。遗憾的是，CLDS2018个体数据库中仅有新增样本的数据，无法进行最新数据的追踪研究。另外，本研究使用CLDS2012和CLDS2016两期面板数据进行稳健性检验。

本研究中的劳动者是指年龄在18～65岁，且过去一年有工作的人。CLDS2018个体数据库总样本量16537人，对变量极端值、缺失值等进行数据清理后，最终纳入分析的样本总量为9926人。其中，基本养老保障制度参与者6695人，未参与者3231人。

（二）变量说明

1.因变量

本研究的因变量为主观阶层认同。对于主观阶层认同的测量，本研究采用CLDS问卷中的麦克阿瑟主观社会地位量表，这是一个十级阶梯式量表，最底层赋值为1，最顶层赋值为10，形成1～10的定距变量，数值越大表示劳动者的主观阶层认同越高。

2.自变量

本研究的自变量为参与基本养老保障制度。被访者回答参与“单位退休金/机关事业单位养老保险”“城镇职工养老保险”“城镇居民养老保险”“新型农村社会养老保险”“城乡居民养老保险”中的一种即被视为参与基本养老保障制度，赋值为1，都未参与则赋值为0。

3.中介变量

本研究的中介变量为相对剥夺感。对于相对剥夺感的测量，采用问卷中的问题“您认为自己当前的生活水平与亲戚、老同学、邻居、所在市辖区（或县）其他居民相比，是好些还是差些？”接下来对被访者的回答“低很多、低一些、差不多、高一些、高很多”进行反向赋值，即“低很多”=5，“高很多”=1。通过因子分析将这四个指标拟合成相对剥夺感变量，然后将因子值运用公式转换成1～100的值后取整数形成一个连续型变量（胡荣，2007；池上新，2021），数值越大表示相对剥夺感越强。

4.控制变量

参考已有相关研究，本研究将以下四类变量作为控制变量。

（1）个人客观社会地位。以劳动者的户籍、所在单位所有制类型（以下简称“所有制”）、收入、受教育程度、职业地位、住房数量，以及由收入、受教育程度、职业地位转化而来的客观阶层为测量指标。其中，户籍、所有制操作化为虚拟变量，农业户籍=0、非农户籍=1，非公有制=0、公有制=1。收入：参照学界常用做法对收入取对数，在进行异质性分析时，将收入排在后20%的定义为“低收入”，赋值为1；将收入排在21%～80%的定义为“中等收入”，赋值为2；将收入排在前20%的定义为“高收入”，赋值为3。受教育程度：将劳动者的实际受教育程度转化成对应的受教育年限，在进行异质性分析时将变量值合并处理，初中及以下赋值为1；普通高中、职高、技校和中专等同于高中学历，赋值为2；大专及以上赋值为3。职业地位：采用学界通用的“标准国际职业社会经济地位指数”（ISEI）测量，将劳动者的职业类型转化为所对应的ISEI，在进行异质性分析时将劳动者的ISEI值三等分，分别定义为“低职业地位”“中等职业地位”“高职业地位”，赋值为1～3。住房作为重要、稳定的资产对居民主观阶层认同的影响已经得到证实（张文宏、刘琳，2013；张海东、杨城晨，2017；黄超，2020；李骏，2021），因此本研究将住房数量纳入控制变量。此外，参考已有研究将劳动者的收入、受教育程度、职业地位采用因子分析法拟合成客观阶层变量（许琪，2018），并运用公式将因子值转化成1～100的值取整数形成一个连续变量，数值越大表示客观阶层越高。在进行异质性分析时，我们将取值排在后20%的定义为“低层”，赋值为1；取值排在中间21%～80%的定义为“中层”，赋值为2；取值排在前20%的定义为“高层”，赋值为3。

（2）家庭阶层地位。有研究指出，我国民众阶层认同的研究应该以家庭为分析单位（许琪，2018）。据此，本研究将家庭阶层地位变量纳入控制变量，通过“14岁时家庭的等级评分”进行测量，赋值1～10，数值越大表示家庭阶层地位越高。

（3）个人社会、自然特征。这类变量包括从业方式、政治身份、年龄。本研究将从业方式、政治身份操作化为虚拟变量，其中，农业从业=0、非农从业=1；非党员=0、党员=1；年龄取平方/100。

（4）宏观结构。这类变量包括参与基本医疗保障制度、区域。制度因素是重要的结构性变量，考虑到另一重要社会保障制度即医疗保障制度会对劳动者的主观阶层认同有重要影响，故本研究将参与基本医疗保障制度作为控制变量纳入模型。被访者回答参与“新型农村合作医疗保险”“城乡居民医疗保险”“城镇居民医疗保险”“城镇职工医疗保险”“公费医疗或劳保医疗”中的一种即被视为参与基本医疗保障制度，赋值为1，都未参与则赋值为0。另外，目前我国基本养老保障制度的覆盖面和保障水平在各个地区之间存在差异，这种结构性差异有可能导致主观阶层认同的不同，因此本研究将区域纳入控制变量，“西、中、东、东北”分别赋值为1、2、3、4。

（三）实证分析策略

第一， 假设1旨在考察参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响。首先将因变量主观阶层认同作为连续变量，采用多元线性回归（OLS回归）进行初步的模型估计。虽然也有研究在分析制度性因素对主观社会分层的影响时采用OLS回归（杨宜勇等，2017；张寅凯、薛慧元，2022），但社会保障制度作为政策型变量，其分布不具有随机性，劳动者参与基本养老保障制度可能会受到可观测和不可观测因素影响所导致的自我选择偏误，故采用OLS回归有可能导致估计结果存在偏差，本研究将采用倾向值匹配法（propensity score matching，PSM）进行进一步的分析和验证。基于反事实推断，通过倾向值将未参与基本养老保障制度的劳动者（未参与组）与参与基本养老保障制度的劳动者（参与组）进行匹配来平衡数据，使参与组和未参与组在匹配后不再具有统计意义上的差异，从而克服样本选择偏差和复杂因素的影响，估计劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的平均处理效应（average treatment effect on the treated,ATT）。尽管倾向值匹配可以有效降低样本选择性偏误对估计结果的影响，但PSM只控制了可测变量的影响，无法控制由不可观测及不随时间变化的因素所引起的估计偏误，因此本研究基于平衡面板数据采用双重差分倾向值匹配（PSM-DID）进行稳健性检验。由于CLDS2018数据库没有追踪样本，PSMDID的分析将基于基期CLDS2012和追踪期CLDS2016两期数据，将2012年视为初始期，将2016年视为干预期，以进一步验证参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响。

第二，假设2旨在考察参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响的客观社会地位异质性。也就是分析处于不同客观社会地位（户籍、所有制、收入、受教育程度、职业地位及客观阶层）的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的差异，在假设1倾向值匹配模型设定的基础上，进行分样本PSM估计。

第三，假设3是为进一步探索参与基本养老保障制度影响劳动者主观阶层认同的机制，验证相对剥夺感的中介效应。通过构建“参与基本养老保障制度-相对剥夺感-主观阶层认同”的中介效应模型，参考温忠麟、叶宝娟（2014）修订的中介效应检验流程，结合KHB中介效应分解法，检验相对剥夺感在参与养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响中的中介效应。

（一）描述性统计

变量的描述性统计结果如表1所示。结果显示，基本养老保障制度参与组占分析样本总量的67.45%，未参与组占32.55%。在不考虑其他影响因素的情况下，基本养老保障制度参与者的主观阶层认同比未参与者更高，且在1%的水平上显著。

控制变量的分析结果显示，参与组和未参与组在家庭阶层地位、从业方式方面没有显著差异，在其他变量的分布上均存在显著差异。其中，参与组的收入、受教育程度、职业地位、客观阶层、住房数量、年龄等的均值均显著高于未参与组；参与组中非农户籍、所在单位为公有制、党员、参与基本医疗保障制度的比例均显著高于未参与组；而未参与组的相对剥夺感的均值显著高于参与组；就区域而言，参与组中西部地区劳动者的比例显著高于未参与组，而参与组中东部、东北部地区劳动者的比例显著低于未参与组。这反映出劳动者是否参与基本养老保障制度并不是随机选择的结果，本质上是一种“自选择行为”，如果忽视参与组和未参与组初始条件的差异，将会导致有偏的估计。

（二）参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响

1. OLS回归分析

首先建立多元线性回归模型，以考察参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响，OLS回归分析的结果如表2所示。结果显示，在控制户籍、所有制、收入、受教育程度、职业地位、住房数量、家庭阶层地位、从业方式、政治身份、年龄、参与基本医疗保障制度、区域等变量的情况下，基本养老保障制度参与者的主观阶层认同比未参与者更高，参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同有显著的正效应，假设1得到初步证实。

2.倾向值匹配分析

本研究使用倾向值匹配法（PSM）进一步验证参与基本养老保障制度与主观阶层认同的关系。为了使PSM估计结果更具有稳健性，我们采用K近邻匹配、半径匹配、核匹配和马氏匹配四种匹配方法。首先，进行样本的共同支撑检验和平衡性检验，从基本养老保障制度参与组和未参与组在匹配前后的核密度函数分布图（见图1、图2）中可以看出，参与组和未参与组的倾向值大多在共同取值范围内，并且匹配后参与组和未参与组的倾向值的差异明显缩小，初步说明PSM的匹配质量较好。进一步考察匹配前后参与组和未参与组之间协变量的均值差异、标准化偏差和t检验，发现匹配后所有变量的标准化偏差的绝对值均下降至5%以内，误差消减比例较高，且绝大部分变量的均值没有显著差异。从整体上观察联合检验的伪R2、LR统计量、偏差均值、B值和R值，发现经过倾向值匹配后，伪R2基本接近于0，p值不再显著，LR统计量、偏差均值和B值都大幅度下降，且R值在1左右（见表3）。由此可见，倾向值匹配满足共同支撑检验和平衡性检验，显著降低了参与组和未参与组之间的系统性偏差，有效地平衡了数据。

接下来，以基本养老保障制度参与者作为处理组，以未参与者作为控制组进行平均处理效应分析，结果如表4所示。四种匹配方式的ATT均为正且至少在5%的水平上显著，充分说明参与者的主观阶层认同比未参与者更高。也就是说，参与基本养老保障制度对劳动者的主观阶层认同有显著的正效应，在克服样本选择偏误之后，结果依然稳健，假设1得到进一步证实。

3. 稳健性检验

为进一步检验PSM估计结果的稳健性，本研究使用面板数据，采用双重差分倾向值匹配（PSM-DID）验证参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响。为确保所有参与分析的样本同时有两期观测值，我们将CLDS2012和CLDS2016两期数据合并后进行平衡化处理，形成一个平衡面板数据库。经过数据清理，最终保留的有效样本量为2511人，其中基本养老保障制度参与组1656人，未参与组855人。PSM-DID的平衡性检验（见表5）显示，匹配后所有协变量在处理组与控制组均不存在显著差异，有效地平衡了数据。PSM-DID估计结果（见表6）显示，双重差分值在5%的水平上显著为正，在解决内生性偏误后，参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同依旧具有显著的正效应。这与PSM估计结果一致，说明PSM估计结果具有很好的稳健性。

（三）参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响的客观社会地位异质性

虽然PSM采用处理组（即参与组）的平均处理效应（ATT）测算参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响的净效应，但是ATT仅能反映参与组主观阶层认同变化的平均值，无法体现不同客观社会地位劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的可能差异。为此，本研究从个人客观社会地位维度考察参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响的异质性，结果如表7所示。

（1）体制异质性方面，农业户籍、非公有制单位的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的ATT均为正且稳定显著，说明农业户籍、非公有制单位的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同有显著的正效应；而非农户籍、公有制单位的劳动者参与基本养老保障制度则对其主观阶层认同没有显著影响。（2）收入异质性方面，中、低收入的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的ATT均为正且稳定显著，说明中、低收入的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同有显著的正效应；而高收入的劳动者参与基本养老保障制度则对其主观阶层认同没有显著影响。（3）受教育程度异质性方面，初中及以下学历的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的ATT为正且稳定显著，说明初中及以下学历的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同有显著的正效应；而高中及以上学历的劳动者参与基本养老保障制度则对其主观阶层认同没有显著影响。（4）职业地位异质性方面，职业地位低的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的ATT为正且稳定显著，说明职业地位低的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同具有显著的正效应；而中等、高职业地位的劳动者参与基本养老保障制度则对其主观阶层认同基本没有显著影响。（5）客观阶层异质性方面，客观阶层在中层及以下的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同影响的ATT为正且基本稳定显著，说明客观阶层在中层及以下的劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同有显著的正效应；而客观阶层高的劳动者参与基本养老保障制度则对其主观阶层认同没有显著影响。总的来看，较之客观社会地位处于相对优势者，处于相对弱势者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同的正向影响更明显，假设2得到证实。

（四）参与基本养老保障制度影响劳动者主观阶层认同的机制

通过前文的文献回顾与假设推演，我们知道基本养老保障制度影响主观阶层认同的可能路径是：劳动者通过参与基本养老保障制度，共享了经济社会发展成果，这有助于降低其相对剥夺感，进而提升其主观阶层认同。基于此，本研究首先采用逐步回归法，验证相对剥夺感在参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同影响中的中介效应，结果见表8上半部分。模型一估计参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响，结果显示：参与基本养老保障制度对劳动者的主观阶层认同有显著的正效应。模型二将相对剥夺感作为被解释变量，估计参与基本养老保障制度对劳动者相对剥夺感的影响，结果显示：参与基本养老保障制度对劳动者的相对剥夺感有显著的负效应，即参与基本养老保障制度降低了劳动者的相对剥夺感。模型三将参与基本养老保障制度、相对剥夺感同时纳入模型，估计二者对劳动者主观阶层认同的影响，结果显示：相对剥夺感的系数依然显著为负，参与基本养老保障制度依旧显著为正，但系数变小。由此，我们可以初步认为相对剥夺感在劳动者参与基本养老保障制度对其主观阶层认同的影响中具有部分中介作用，即参与基本养老保障制度是通过削弱劳动者的相对剥夺感而提升其主观阶层认同的。

接下来，我们进一步采用KHB中介效应分解法检验相对剥夺感的中介效应，结果见表8下半部分。结果显示，相对剥夺感的中介效应为0.045，且在1%的水平上显著，中介效应占总效应的33.33%。这进一步说明，相对剥夺感在参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响中具有部分中介作用。假设3得到证实。

（一）研究结论

本研究基于制度主义理论，探讨了参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的影响、影响的异质性和影响的机制，获得了如下发现。

（1）基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同具有正向促进效应。参与者的主观阶层认同比未参与者更高，参与基本养老保障制度对劳动者的主观阶层认同有显著的正效应。

（2）基本养老保障制度显示出对处于相对弱势地位劳动者的“托底提升”效应。客观社会地位较低、处于相对弱势地位的劳动者，参与基本养老保障制度对其主观阶层认同呈现出显著的正效应；而客观社会地位较高、处于相对优势地位的劳动者，参与基本养老保障制度对其主观阶层认同没有显现出积极的影响。换句话说，参与基本养老保障制度对处于相对弱势地位的劳动者具有“托底提升”效应，这在很大程度上反映出基本养老保障制度在一定程度上有助于提升处于相对弱势地位劳动者的获得感，有助于缓解客观阶层地位或初次分配不平等造成的不公平感，缓和社会矛盾和社会冲突。

基本养老保障制度之所以会显示出对处于相对弱势地位的劳动者的“托底提升”效应，原因可能有两方面。其一，我国作为发展中国家，基本养老保障制度的原则是“保基本”，其效果已显现出来。其二，比较而言，参与基本养老保障制度是处于相对弱势地位的劳动者进入老年期后基本基本生活保障的主要来源，具有更现实、更切实、更重要的作用，故基本养老保障制度带来的安全感、保障感、获得感等心理反应可能更明显；而处于相对优势地位的劳动者在经济上比较宽裕，“保基本”的基本养老保障制度不一定甚至不是其进入老年期后生活的最重要来源，相比较而言，基本养老保障制度的作用不那么突出，故相应的心理反应可能就没有那么明显。

（3）相对剥夺感的中介作用显示出基本养老保障制度的制度性心理效应。以往诸多研究认为相对剥夺感对主观社会分层有直接影响，本研究发现相对剥夺感不仅是影响劳动者主观阶层认同的重要因素，同时也是基本养老保障制度影响主观阶层认同的中介机制，基本养老保障制度通过制度的心理效应影响主观社会分层。这予以我们重要启示：制度实际发挥作用的方式或路径是复杂的，制定、实施制度必须关注制度的实际作用方式或路径才能发挥制度的最佳效应。因此，在基本养老保障制度安排、制度改革乃至更广泛的制度安排和制度改革中，应当着重探索如何发挥积极的制度性心理效应，提升民众对制度的认同感。

（4）基本养老保障制度显示出主观社会分层效应和潜功能。参与基本养老保障制度对劳动者主观阶层认同的正向促进效应、对处于相对弱势地位的劳动者的主观阶层认同的“托底提升”效应，都反映了基本养老保障制度的主观社会分层效应。

基本养老保障制度旨在“缩小差距、化解矛盾、促进公平、实现共享发展成果”，给予人们生活上的保障和心理上的安全感，这体现了基本养老保障制度的显功能。而本研究所发现的基本养老保障制度的主观社会分层效应则是一种潜功能，而且更多是一种正向的潜功能。由此可见，基本养老保障制度的显功能与潜功能之间的关联性，即该制度的显功能激发了其正向潜功能；同时，该制度的正向潜功能也拓展了其功能效应，更大程度上发挥了制度的积极作用。这一发现也为制度研究、制度制定和贯彻执行提供了一定启示：应注重研究、预测制度的潜功能，激发制度的正向潜功能，避免制度的负向潜功能。

（二）相关讨论

本研究以制度主义理论为基础，考察了基本养老保障制度的主观社会分层效应，发现了我国基本养老保障制度显示出的主观社会分层效应和潜功能，验证了制度主义理论视角或制度主义范式对主观社会分层所具有的解释力。当然，本研究并不否认结构主义范式和个人主义范式中结构地位论、国家中心论、文化建构论、相对剥夺论和参照群体论等对主观社会分层的解释力。由回归分析结果可知，劳动者的户籍、收入、职业地位、住房等客观社会地位变量依旧是影响主观阶层认同的重要因素，这与已有的研究结论一致（张海东、杨城晨，2017；许琪，2018；黄超，2020；李骏，2021）。

但是应该注意到：宏观层面，制度安排为个体提供了稳定的社会制度环境；微观层面，个体处于这种制度环境中，制度安排、制度性分配对劳动者个人而言是基本的、刚性的、不可改变的，而且是在诸多因素之前就存在的；在制度存在差别的情况下，制度安排、制度性分配的差异也是显而易见和最让人首先感知到的。如此，较之对其他因素带来的阶层地位差异的感知，人们对制度安排、制度性分配导致的阶层地位差异的感知更为敏感，更可能产生迅速、强烈的心理反应，并由此引发对主观阶层认同的强化、调整或改变。可以判断：在制度存在差异的社会环境中，相对而言，制度因素较之其他因素对主观阶层认同的影响是前置性的、刚性的，因此制度主义理论对主观社会分层的解释机制就是前置性的或优先的、稳定性的。当然，这个判断尚需进一步验证。此外，本研究也说明主观社会分层是一个非常复杂的现象，对其关联因素或影响因素进行多角度、多方面的研究是非常必要的。本研究在既有研究的基础上迈出了一小步探索，若有质疑和讨论，则可进一步推进关于主观社会分层的研究。

最后，有必要说明本研究的局限性。其一，由于没有获取参与基本养老保障制度实际保障水平的数据，本研究对制度变量的操作化仅体现为是否参与基本养老保障制度，缺乏对制度保障水平影响主观阶层认同的深入考察，这是一大遗憾。其二，本研究主要使用的是CLDS2018截面数据，仅在稳健性检验部分使用CLDS2012和CLDS2016两年的面板数据。考虑到基本养老保障制度与主观阶层认同之间的关联比较复杂，而且我国基本养老保障制度的规则、保障水平处于不断改革、变化中，基本养老保障制度实际参与的情况也在不断变化，特别是基本养老保障制度的覆盖面逐步扩大，这些情况都可能使基本养老保障制度对劳动者生活的实际作用、劳动者之间的相互比较效应和自我比较效应、相对获得感和相对剥夺感等发生一些变化，从而影响到主观阶层认同，我们期待未来能够利用更丰富、更新的数据进行更深入的研究。