社會(huì)參與、自評(píng)健康評(píng)價(jià)與社會(huì)心態(tài)關(guān)系研究
——基于CGSS2015數(shù)據(jù)

陳 彬，張仁鵬，陳濟(jì)生

（湖南師范大學(xué)公共管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410081）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)快速、穩(wěn)定增長(zhǎng)趨勢(shì)。進(jìn)入中國(guó)特色社會(huì)主義新時(shí)代，人民大眾的需求發(fā)生了深刻的變化，已從過(guò)去追求物質(zhì)需求的滿足轉(zhuǎn)變?yōu)槿缃駥?duì)美好精神生活的追求。改革開(kāi)放帶來(lái)的巨變，意義最深刻的便是促成社會(huì)結(jié)構(gòu)的巨變［1］，而社會(huì)結(jié)構(gòu)的巨變也帶來(lái)了人們思想觀念的巨大變化，其主要體現(xiàn)在公民社會(huì)心態(tài)上的變化［2］。

近年來(lái)，社會(huì)心態(tài)問(wèn)題引起了國(guó)家的重視和學(xué)者的廣泛關(guān)注。黨的“十九大”報(bào)告中再次指出，“加強(qiáng)社會(huì)心理服務(wù)體系建設(shè)，培育自尊自信、理性平和、積極向上的社會(huì)心態(tài)”。在學(xué)術(shù)界，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已從不同視角對(duì)社會(huì)心態(tài)問(wèn)題進(jìn)行討論。已有研究表明，公民健康不僅與人體生物醫(yī)學(xué)特征有聯(lián)系［3］，還會(huì)影響到公民社會(huì)心態(tài)［4］。同時(shí)，公民的社會(huì)參與對(duì)公民的社會(huì)心態(tài)也會(huì)產(chǎn)生影響。根據(jù)馬斯洛的需求層次理論，人類有生理、安全、愛(ài)和歸屬感、尊嚴(yán)和自我實(shí)現(xiàn)五個(gè)需求，隨著現(xiàn)代社會(huì)的發(fā)展，人們更加注重對(duì)精神方面的追求，因而公民在不斷參與社會(huì)的過(guò)程中，會(huì)影響自身的主觀幸福感、獲得感等社會(huì)心態(tài)［5］。目前，關(guān)于公民的社會(huì)參與對(duì)其健康的影響研究?jī)H限于老齡人群。梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)資料，不少相關(guān)研究認(rèn)為，公民在社會(huì)參與中不僅對(duì)其主觀健康評(píng)價(jià)有影響，更影響到公民的社會(huì)心態(tài)。但國(guó)內(nèi)對(duì)此問(wèn)題的探討還處在理論的討論之中，未能進(jìn)行實(shí)證性研究。鑒于此，本研究利用 “中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS2015）”數(shù)據(jù)，分析公民社會(huì)參與和居民自評(píng)健康對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響，并探討社會(huì)參與如何通過(guò)自評(píng)健康影響公民的社會(huì)心態(tài)，從而為維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和健康發(fā)展提供理論與現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

從哲學(xué)視角審視，社會(huì)心態(tài)作為一種精神現(xiàn)象，是人類在客觀世界的主觀反映［4］。它是社會(huì)存在和社會(huì)意識(shí)的精神中介，社會(huì)存在上升為社會(huì)意識(shí)必須通過(guò)社會(huì)心態(tài)，也就是說(shuō)所有的社會(huì)意識(shí)都來(lái)自于社會(huì)心態(tài)，社會(huì)心態(tài)是社會(huì)存在和社會(huì)意識(shí)之間的一座精神橋梁［6］。從社會(huì)學(xué)角度來(lái)看，社會(huì)心態(tài)不僅具有宏觀性和變動(dòng)性這兩個(gè)基本特征，還具有突生性，即涂爾干所說(shuō)的“社會(huì)事實(shí)”所具有的特性，它是指包括社會(huì)心態(tài)在內(nèi)的社會(huì)事實(shí)確實(shí)源自個(gè)人事實(shí)或個(gè)體心理，但它并不是個(gè)人意識(shí)或心理的簡(jiǎn)單之和，一經(jīng)形成就有自己的特點(diǎn)和功能［7］。這一論述無(wú)疑明確點(diǎn)出了社會(huì)心態(tài)的宏觀性與動(dòng)態(tài)性，社會(huì)心態(tài)這些特征也為學(xué)界所認(rèn)可。針對(duì)社會(huì)心態(tài)的概念界定的爭(zhēng)論已經(jīng)逐漸平息，現(xiàn)有研究則是更多圍繞影響社會(huì)心態(tài)的因素展開(kāi)論戰(zhàn)。

（一）健康與社會(huì)心態(tài)相關(guān)研究

當(dāng)前國(guó)內(nèi)對(duì)健康與社會(huì)心態(tài)的研究已有很多。王俊秀從主觀社會(huì)階層視角出發(fā)，依據(jù)中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)心態(tài)調(diào)查的大樣本抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)不同主觀社會(huì)階層的社會(huì)心態(tài)進(jìn)行分析后認(rèn)為，居民對(duì)于醫(yī)療、食品等關(guān)乎身體健康的安全感會(huì)隨著社會(huì)階層的上升而上升［8］。居民的健康狀況也是體現(xiàn)幸福感的重要標(biāo)準(zhǔn)，任寶亮通過(guò)對(duì)“中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查”數(shù)據(jù)的分析，認(rèn)為醫(yī)療衛(wèi)生對(duì)幸福感有正向預(yù)測(cè)作用，居民健康程度的提高會(huì)促進(jìn)居民幸福感的提升［4］。李升和黃造玉研究超大城市流動(dòng)老人的主觀健康狀況及影響后認(rèn)為，在影響老年人主觀健康狀況的四個(gè)因素中 （基本屬性因素、社會(huì)因素、經(jīng)濟(jì)因素、客觀健康因素），尤其需要考慮“社會(huì)性”因素，將“流動(dòng)的”健康問(wèn)題“在地化”，提升老年人健康水平，以此提高流動(dòng)老人的幸福感，使老人擁有良好的社會(huì)心態(tài)。［9］對(duì)于青年和老人來(lái)說(shuō)，對(duì)其健康評(píng)價(jià)的側(cè)重有所不同，前者更側(cè)重心理方面健康，而后者更關(guān)注身體健康狀況。當(dāng)代青年的社會(huì)心態(tài)主要表現(xiàn)為積極與消極并存的矛盾性，復(fù)雜的社會(huì)思潮帶來(lái)的沖擊、信息時(shí)代的媒體亂象帶來(lái)的干擾、心理素質(zhì)教育的缺失提醒社會(huì)各界必須關(guān)注青年的心理健康，在加強(qiáng)價(jià)值觀引導(dǎo)、凈化網(wǎng)絡(luò)環(huán)境、加強(qiáng)心理教育等方面付諸實(shí)踐［10］。蔣林娟認(rèn)為青年群體作為國(guó)家未來(lái)支柱，心理還屬于成長(zhǎng)期，引導(dǎo)良好的社會(huì)心態(tài)對(duì)其成長(zhǎng)具有重要的作用，國(guó)家和社會(huì)需要在完善制度體系和強(qiáng)化思想教育等方面發(fā)揮作用［11］。

（二）社會(huì)參與與社會(huì)心態(tài)相關(guān)研究

社會(huì)參與是公民通過(guò)各種政府組織和非政府組織參與國(guó)家政治、經(jīng)濟(jì)、文化和社區(qū)等社會(huì)公共事務(wù)的行為［12］。對(duì)于社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響，已有研究表明社會(huì)參與不僅可以提升公民的幸福感［13］，而且對(duì)于提升公民的集體歸屬感具有重要作用［14］。楊永嬌利用“2014年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查”數(shù)據(jù)研究社會(huì)參層次與對(duì)居民主觀幸福感的影響，結(jié)果表明，在收入提高的前提下，高層次社會(huì)參與會(huì)帶來(lái)更高的幸福感；在社會(huì)支持水平不同情況下，居民會(huì)通過(guò)不同層次社會(huì)參與來(lái)獲得幸福感［5］。但對(duì)于中國(guó)城鄉(xiāng)困難人群來(lái)說(shuō)，收入低下使其社會(huì)心態(tài)多呈現(xiàn)自卑、無(wú)望感，同時(shí)也影響其社會(huì)參與的熱情與機(jī)會(huì)，而缺乏社會(huì)參與又會(huì)加重困難群體負(fù)面和消極的社會(huì)心態(tài)［15］。

通過(guò)整理現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前的研究大多是關(guān)于健康對(duì)公民社會(huì)心態(tài)的影響，而對(duì)于影響社會(huì)心態(tài)的其他因素的研究較少，尤其是關(guān)于社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)產(chǎn)生影響的相關(guān)研究進(jìn)展緩慢。隨著社會(huì)的快速發(fā)展，社會(huì)參與不僅具有促進(jìn)公民健康的作用，還會(huì)對(duì)公民社會(huì)心態(tài)產(chǎn)生重要影響。由此，社會(huì)參與是否可以通過(guò)主觀健康評(píng)價(jià)的中介效應(yīng)來(lái)影響社會(huì)心態(tài)?這正是本研究的核心議題。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用2015年度全國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）所獲得的數(shù)據(jù)。中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查始于2003年，是我國(guó)最早的全國(guó)性、綜合性、連續(xù)性的學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。CGSS2015年的調(diào)查采用多階段分層抽樣方法，調(diào)查對(duì)象覆蓋全國(guó)28個(gè)省級(jí)行政單位（新疆、西藏、?？诤透郯呐_(tái)地區(qū)除外），包括478個(gè)村、居委會(huì)，共回收有效問(wèn)卷10968份。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.因變量

本研究的因變量為社會(huì)心態(tài)，在社會(huì)心態(tài)研究文獻(xiàn)中，主要從社會(huì)幸福感、社會(huì)公平和社會(huì)信任三個(gè)維度出發(fā)進(jìn)行測(cè)量，筆者沿用此種含義，選取CGSS問(wèn)卷中的三道主觀態(tài)度問(wèn)題作為測(cè)量指標(biāo)。關(guān)于社會(huì)信任的測(cè)量維度，采用“總的來(lái)說(shuō)，您同不同意在這個(gè)社會(huì)上，絕大多數(shù)人都是可以信任的？”進(jìn)行測(cè)度，答案設(shè)計(jì)為5個(gè)等級(jí)，包括：非常同意、比較同意、說(shuō)不上同不同意、比較不同意、非常不同意；社會(huì)公平感的測(cè)度，采用“總的來(lái)說(shuō)，您認(rèn)為當(dāng)今的社會(huì)公不公平？”作為測(cè)量題，答案設(shè)計(jì)同樣設(shè)計(jì)為5個(gè)等級(jí)，包括：完全不公平、比較不公平、說(shuō)不上公平但也不能說(shuō)不公平、比較公平、完全公平；最后，對(duì)于社會(huì)幸福感的測(cè)量，采用“總的來(lái)說(shuō)，您覺(jué)得您的生活是否幸福？”進(jìn)行測(cè)量，答案設(shè)計(jì)為5個(gè)等級(jí)，包括：非常幸福、比較幸福、說(shuō)不上幸福不幸福、比較不幸福、非常不幸福?？紤]到三個(gè)問(wèn)題答案同樣為五個(gè)等級(jí)，且順序相同，因此，筆者將社會(huì)心態(tài)的三個(gè)問(wèn)題進(jìn)行加總，并將社會(huì)心態(tài)作為連續(xù)變量測(cè)量，其值為3到15。

2.中介變量處理

自評(píng)健康評(píng)價(jià)是本研究的中介變量。對(duì)于健康評(píng)價(jià)的測(cè)量，采用了CGSS2015年問(wèn)卷中“您覺(jué)得您目前的身體健康狀況是以下哪種情況？”進(jìn)行測(cè)量，答案包括5類：很不健康、比較不健康、一般、比較健康、很健康。按照學(xué)界的普遍做法，將5類答案合并為兩類，包括：健康和不健康，并將不健康編碼為1，健康編碼為2，設(shè)定不健康為參照組。

3.重要自變量

社會(huì)參與是本文研究的主要自變量，參考以往研究的經(jīng)驗(yàn)，本文采用相似的變量指標(biāo)測(cè)量，該變量包括（1）娛樂(lè)、健身以及能力提升活動(dòng)；（2）和同事、同學(xué)或者同鄉(xiāng)參加的活動(dòng)；（3）社會(huì)公益服務(wù)活動(dòng)。利用CGSS中12個(gè)問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量。這些活動(dòng)的選項(xiàng)包括了5個(gè)等級(jí)，分別為每天、一周數(shù)次、一月數(shù)次、一年數(shù)次以及從不，將其分別編碼為1=從不；2=一年數(shù)次；3=一月數(shù)次；4=一周數(shù)次；5=每天。同樣考慮到這些量表問(wèn)題答案為五個(gè)等級(jí)，且順序相同，因此，筆者將12個(gè)問(wèn)題進(jìn)行加總，并將社會(huì)參與作為連續(xù)變量進(jìn)行測(cè)量，其值為 12到 60。

4.控制變量：

1）性別。男性編碼為1，女性編碼為2。

2）年齡。根據(jù)受訪者的出生年份來(lái)測(cè)量其年齡大小，利用其出生年份，用2018年減去其出生年份數(shù)值，得到年齡大小。

3）戶口。根據(jù)被訪者出生時(shí)的戶口狀態(tài)來(lái)測(cè)量，城鎮(zhèn)戶口編碼為2，農(nóng)村戶口編碼為1，以此來(lái)控制戶口對(duì)人們社會(huì)參與的城鄉(xiāng)效應(yīng)。

4）教育程度?？紤]到原有問(wèn)卷對(duì)于教育程度的劃分過(guò)多，因此，從實(shí)際出發(fā)，將13個(gè)選項(xiàng)變量合并為四分類測(cè)量，即小學(xué)及以下，初中，高中及同等學(xué)歷，大學(xué)?？萍耙陨系人膫€(gè)類別，以小學(xué)及以下學(xué)歷作為參照變量。小學(xué)及以下編碼為1，初中編碼為2，高中及同等學(xué)歷編碼為3，大學(xué)專科及以上編碼為4，以小學(xué)及以下為參照。

5）民族。漢族編碼為1，少數(shù)民族編碼為2，設(shè)定漢族為參照組。

6）個(gè)人全年收入。個(gè)人全年收入為連續(xù)變量，按照學(xué)界普遍做法，在本文中將其取對(duì)數(shù)處理。

表1 樣本及變量基本情況描述統(tǒng)計(jì)

（三）模型與分析策略

本研究是分析社會(huì)參與通過(guò)自評(píng)健康這一中介變量對(duì)居民社會(huì)心態(tài)的影響機(jī)制。根據(jù)中介效應(yīng)的要求，我們的分析步驟如下：首先構(gòu)建以社會(huì)參與對(duì)于中介變量自評(píng)健康影響的二元logistics回歸模型，主要考察社會(huì)參與對(duì)于自評(píng)健康是否有顯著影響。其次，構(gòu)建社會(huì)參與對(duì)因變量居民社會(huì)心態(tài)影響的多元線性O(shè)LS回歸模型。再次，將自變量社會(huì)參與和中介變量自評(píng)健康同時(shí)納入對(duì)公民社會(huì)心態(tài)的回歸模型，分析在控制了中介變量之后，自變量社會(huì)參與對(duì)于因變量社會(huì)心態(tài)的影響是否發(fā)生了變化。最后，對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷是否存在中介效應(yīng)。因此，本文將根據(jù)中介效應(yīng)的分析策略建立三個(gè)重要模型：

其中，Phealth代表健康概率，somentality代表因變量社會(huì)心態(tài)，sociparticit代表自變量社會(huì)參與，health代表中介變量自評(píng)健康狀況，X表示控制變量。

四、研究結(jié)果

（一）社會(huì)參與和自評(píng)健康

表2為二元logistics回歸模型結(jié)果，考察了社會(huì)參與對(duì)公民自評(píng)健康狀況的影響。根據(jù)模型1結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)控制變量中個(gè)人收入對(duì)數(shù)、年齡以及學(xué)歷對(duì)公民的自我健康評(píng)價(jià)產(chǎn)生影響，其中，個(gè)人收入對(duì)我健康評(píng)價(jià)具有正向效應(yīng)，這表明公民的收入越高，其對(duì)自我健康的評(píng)價(jià)越傾向于健康。而年齡對(duì)自評(píng)健康具有顯著負(fù)向影響，年齡越增大一歲，則公民對(duì)自身健康評(píng)價(jià)傾向于健康的幾率降低3.4%左右（1-）。受教育程度對(duì)居民自評(píng)健康自評(píng)具有顯著正向影響，而且隨著學(xué)歷不斷提升，這種正向影響越大，這也意味著學(xué)歷越高，居民對(duì)自身健康評(píng)價(jià)越傾向于健康。

在模型2中，加入了本文研究的關(guān)鍵自變量——社會(huì)參與，在加入這一主要自變量之后，對(duì)比模型1和模型2可知，個(gè)人收入對(duì)數(shù)、年齡以及學(xué)歷等控制變量仍然對(duì)公民的自我健康評(píng)價(jià)產(chǎn)生影響。此外，相對(duì)比模型1，戶口性質(zhì)這一變量在模型2變得顯著，且對(duì)自我健康評(píng)價(jià)具有負(fù)向影響，而學(xué)歷變量中原來(lái)對(duì)自評(píng)健康具有顯著影響的初中學(xué)歷變得不再顯著，只有高中及同等學(xué)力和本科以上學(xué)歷這兩個(gè)變量仍然對(duì)自評(píng)健康具有正向顯著影響。這也說(shuō)明了在高中及同等學(xué)力以下的學(xué)歷人群中，這種自評(píng)健康狀況的差異并不顯著。根據(jù)戶口性質(zhì)這一變量系數(shù)變化程度，研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于城鄉(xiāng)居民的自評(píng)健康，擁有農(nóng)村戶口的居民比擁有城鎮(zhèn)戶口的居民更傾向于認(rèn)為自己身體不健康，且這種幾率高出了18%（1-e-0.198≈0.18）。最后，研究也發(fā)現(xiàn)了社會(huì)參與對(duì)公民的自我健康評(píng)價(jià)具有正向作用，隨著社會(huì)參與程度增長(zhǎng)，居民普遍認(rèn)為自身健康狀況更好，社會(huì)參與程度每增加一個(gè)單位，傾向于認(rèn)為自身健康狀況越好的幾率增加了5.6%左右（e0.0542-1≈0.056）。

根據(jù)二元logistics回歸模型結(jié)果，社會(huì)參與對(duì)居民自評(píng)健康的正向顯著影響在本文已經(jīng)得以證實(shí)，滿足了中介作用的第一個(gè)條件。

表2 社會(huì)參與對(duì)自評(píng)健康影響二元logistics回歸模型

（二）社會(huì)參與、自評(píng)健康與社會(huì)心態(tài)

表3為社會(huì)參與、自評(píng)健康與社會(huì)心態(tài)關(guān)系考察的多元回歸結(jié)果。模型2到模型3以模型1為基準(zhǔn)分別繼續(xù)納入社會(huì)參與和自評(píng)健康，模型4則將兩個(gè)關(guān)鍵變量同時(shí)納入模型。

總體而言，隨著加入的關(guān)鍵變量越多，模型的解釋力度不斷增加，同時(shí)，部分變量的系數(shù)發(fā)生了變化。

表3首先報(bào)告了模型1的結(jié)果，根據(jù)模型1的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，控制變量中，年齡、戶口、收入以及學(xué)歷都對(duì)社會(huì)心態(tài)具有顯著影響。年齡對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向顯著作用，根據(jù)系數(shù)可知，每增長(zhǎng)一歲，社會(huì)心態(tài)增加0.024個(gè)單位，這表明隨著年齡越大，社會(huì)心態(tài)會(huì)逐漸轉(zhuǎn)向良好狀況；戶口對(duì)社會(huì)心態(tài)則呈現(xiàn)出負(fù)向顯著作用，以農(nóng)村戶口為參照系，說(shuō)明城市戶籍居民比農(nóng)村戶籍居民在社會(huì)心態(tài)方面更加趨向負(fù)面；收入變量對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響與之前研究結(jié)論相一致，即對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向作用，表現(xiàn)在收入越高，社會(huì)心態(tài)越好；學(xué)歷對(duì)社會(huì)心態(tài)的正向顯著作用，主要體現(xiàn)在高中學(xué)歷以上，隨著學(xué)歷越高，社會(huì)心態(tài)會(huì)趨于良好狀況，而與小學(xué)及以下學(xué)歷人群相比較，只有初中文化程度的人群，其社會(huì)心態(tài)并無(wú)顯著差異。

在模型2中，繼續(xù)加入社會(huì)參與這一關(guān)鍵自變量。模型2結(jié)果顯示，在控制其他變量之后，社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向顯著作用，社會(huì)參與每增加一個(gè)單位，社會(huì)心態(tài)大約增加0.034個(gè)單位。模型2中社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向顯著作用，也滿足了中介作用的第二個(gè)條件。

模型3在模型1的基礎(chǔ)上單獨(dú)加入自評(píng)健康變量，與模型1相比，除收入這一變量外，其余控制變量系數(shù)并未發(fā)生顯著性變化，同時(shí)，模型結(jié)果也顯示，居民健康狀況對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向顯著作用，越認(rèn)為自身身體狀況健康的居民，其社會(huì)心態(tài)會(huì)更好，更加趨于一種良好社會(huì)心態(tài)。

表3報(bào)告了模型4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。模型4在模型1基礎(chǔ)上，將社會(huì)參與這一關(guān)鍵自變量和健康狀況這一重要中介變量一起納入方程模型，控制變量系數(shù)仍未發(fā)生較大的顯著性變化。模型4也表明了社會(huì)參與和健康共同納入模型后，同時(shí)對(duì)社會(huì)心態(tài)具有顯著影響，其中，社會(huì)參與仍然對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向作用。但是相比較模型2，這一統(tǒng)計(jì)系數(shù)有所減小，與此類似，健康狀況對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響與模型3結(jié)果一致，依舊是具有正向顯著影響，且比模型3中的系數(shù)也同樣有所減少。模型4的結(jié)果滿足了中介作用的第三個(gè)條件。

表3 社會(huì)參與、自評(píng)健康評(píng)價(jià)與社會(huì)心態(tài)的多元線性回歸模型

（三）關(guān)于自評(píng)健康狀況的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)中介效應(yīng)的要求，首先，自變量應(yīng)當(dāng)對(duì)中介變量具有顯著作用。在本文中，筆者通過(guò)二元logistics回歸模型已經(jīng)證明了社會(huì)參與對(duì)自評(píng)健康狀況具有正向顯著作用。此外，中介效應(yīng)模型還要求自變量對(duì)因變量的影響是顯著的，這一要求同樣在本文中已經(jīng)得以證實(shí)，表3已經(jīng)報(bào)告了社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)也具有正向顯著作用的結(jié)果。最后，本文將自變量社會(huì)參與和中介變量居民自評(píng)健康一同納入多元回歸模型中，結(jié)果顯示，自變量和中介變量同時(shí)對(duì)因變量社會(huì)心態(tài)具有顯著作用，這一結(jié)果也滿足了中介作用的最后一個(gè)要求，即要求方程中的中介變量顯著，這意味著中介變量有助于預(yù)測(cè)因變量。

上述條件只是進(jìn)行中介作用的基礎(chǔ)條件而已，滿足上述三個(gè)條件，并不意味著一定就存在中介效應(yīng)，對(duì)于中介效應(yīng)的驗(yàn)證，還需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，如果Sobel檢驗(yàn)顯著，則證明存在中介效應(yīng)［16］。

Sobel檢驗(yàn)必須滿足上述公式要求，其中，a表示自變量對(duì)中介變量的系數(shù)大小，b表示自變量對(duì)因變量的系數(shù)大小，Sa表示系數(shù)a的方差，Sb則表示為系數(shù)b的方差。根據(jù)該公式計(jì)算，Sobel檢驗(yàn)計(jì)算出來(lái)的結(jié)果為z=6.55323935，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0062，且p值小于0.05。因此，這充分說(shuō)明了，居民健康自評(píng)對(duì)居民社會(huì)參與程度與其社會(huì)心態(tài)的優(yōu)良具有顯著的中介效應(yīng)，同時(shí)，根據(jù)中介效應(yīng)的要求，該種中介效應(yīng)為部分中介效應(yīng)，也即社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響部分被居民健康水平所解釋。本文利用STATA軟件計(jì)算出中介效應(yīng)的解釋效應(yīng)為13.3%，即社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)的影響的總效應(yīng)，有13.3%比例可以通過(guò)居民自評(píng)健康來(lái)解釋，因此，相對(duì)來(lái)說(shuō)，這一比例具有較高的解釋力度。

五、總結(jié)與討論

利用CGSS2015數(shù)據(jù)，本研究旨在探索居民的自評(píng)健康是否在社會(huì)參與和社會(huì)心態(tài)狀況之間具有中介作用。利用中介效應(yīng)檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)，居民自評(píng)健康作為中介變量，是影響社會(huì)參與和社會(huì)心態(tài)的內(nèi)在和實(shí)質(zhì)性緣由。此外，研究也發(fā)現(xiàn)居民自評(píng)健康對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向預(yù)測(cè)作用，即可以通過(guò)提高居民健康水平，培育公民良好的社會(huì)心態(tài)。毋庸置疑，研究已經(jīng)表明，在社會(huì)參與對(duì)社會(huì)心態(tài)具有正向促進(jìn)作用的過(guò)程中，居民自評(píng)健康扮演著“橋梁”的中介角色，社會(huì)參與程度可以直接影響社會(huì)心態(tài)，也可以間接的通過(guò)居民健康水平影響社會(huì)心態(tài)。關(guān)于社會(huì)參與通過(guò)自評(píng)健康的中介作用而對(duì)社會(huì)心態(tài)產(chǎn)生了部分影響，筆者認(rèn)為，這主要可以歸因于以下原因：人們的社會(huì)生活已經(jīng)不再單純地處于一種家庭——單位簡(jiǎn)單的生活模式，隨著越來(lái)越多居民加入到“社會(huì)參與”活動(dòng)中去，人們從中獲得的精神效用擴(kuò)大，從而增加了自身的幸福感和健康評(píng)價(jià)。已有研究已經(jīng)證實(shí)，社會(huì)參與可以帶來(lái)更高水平的幸福感以及生活質(zhì)量、降低抑郁癥狀發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)、減少認(rèn)知損害發(fā)生的幾率、培養(yǎng)集體歸屬感、改善人際關(guān)系、增進(jìn)人們之間的互相尊重以及提高個(gè)體對(duì)于變遷環(huán)境的適應(yīng)能力［17］。毫無(wú)疑問(wèn)，這將有利于提升居民的自評(píng)健康，從而也促進(jìn)了居民良好心態(tài)的培育和形成。

毋庸置疑，居民健康水平是培育社會(huì)良好心態(tài)的重要機(jī)制和基礎(chǔ)條件。根據(jù)本文研究結(jié)論，未來(lái)培育公民良好社會(huì)心態(tài)，不僅僅著眼于經(jīng)濟(jì)收入的增長(zhǎng)和文化傳媒設(shè)施的完善，還要著眼于“健康中國(guó)”戰(zhàn)略的順利實(shí)施，不斷提高國(guó)民身體健康水平，夯實(shí)社會(huì)心態(tài)培育的基礎(chǔ)條件。因此，對(duì)于培育社會(huì)主義良好心態(tài)，不僅要以推動(dòng)居民社會(huì)參與為抓手，還應(yīng)當(dāng)以增加居民的自評(píng)健康為突破口。我們建議，一方面，鼓勵(lì)民眾積極融入到社會(huì)參與中去，積極擴(kuò)大同他人的良好關(guān)系，同時(shí)，對(duì)于參加社會(huì)公益活動(dòng)的居民還應(yīng)當(dāng)給予榮譽(yù)表彰；另外一方面，政府要進(jìn)一步完善公共服務(wù)，適當(dāng)增加城鄉(xiāng)體育健身設(shè)施的投入，通過(guò)擴(kuò)大城鄉(xiāng)體育設(shè)施的有效供給，滿足人民群眾對(duì)于健身需求和健康生活的需要。

最后，本研究也存在一些不足之處。由于現(xiàn)有數(shù)據(jù)和測(cè)量工具的限制，對(duì)于健康水平的測(cè)量還無(wú)法做到完全客觀現(xiàn)實(shí)，而且自評(píng)健康的測(cè)量沒(méi)有辦法區(qū)分出主觀精神健康和客觀身體體質(zhì)健康的區(qū)別，因而較為籠統(tǒng)，無(wú)法精確化。此外，利用截面數(shù)據(jù)難以進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)囊蚬茢?，因此，?duì)于具有因果效應(yīng)的中介作用的判斷還需要進(jìn)一步的研究，從而提出嚴(yán)格意義上的因果關(guān)系而不僅僅是統(tǒng)計(jì)上的相關(guān)性。