陳曉蓉，張昆賢，張汝立，黃培宏

（1.北京師范大學(xué)中國社會管理研究院/社會學(xué)院，北京 100875；2.北京大學(xué)a.光華管理學(xué)院；b.哲學(xué)系（宗教學(xué)系），北京 100871）

一、問題的提出

改革開放以來，個體與社會共同經(jīng)歷了多個層面的重大轉(zhuǎn)變，這種變化既包括了宏觀結(jié)構(gòu)的調(diào)整，也出現(xiàn)在生活敘事的轉(zhuǎn)向，許多學(xué)者稱之為“轉(zhuǎn)型社會”。在轉(zhuǎn)型期，中國社會價值觀面臨著多重張力（廖小平，2006）[1]。與此同時，利益分化帶來的矛盾沖突加劇成為熱點問題（王春光，2007）[2]，多元價值取向的碰撞也對當(dāng)下社會秩序提出嚴峻的挑戰(zhàn)（楊學(xué)功，2013）[3]。在中國，現(xiàn)代化的快速進程會影響到社會態(tài)度變化的趨勢，而研究社會態(tài)度對于分析社會運行具有重要意義（李路路、王鵬，2018）[4]84-87。長期追蹤公眾社會態(tài)度的調(diào)查稱之為社會預(yù)警系統(tǒng)，可以有效識別和監(jiān)測社會不穩(wěn)定因素（王二平，2006）[5]。因此，對于社會中個體社會態(tài)度的考察有助于更進一步把握社會變化的趨勢，推進新時期社會治理的良性發(fā)展。

黨的十九大報告中提到“青年一代有理想、有本領(lǐng)、有擔(dān)當(dāng)，國家就有前途，民族就有希望”，誠然，在一個社會的發(fā)展中，青年群體作為中堅力量，他們對于社會的總體態(tài)度直接影響到整個社會的發(fā)展。而從時間歷程來看，當(dāng)代青年正是在轉(zhuǎn)型期成長起來，在市場化和城鎮(zhèn)化的進程中，青年個體或主動或被動地與結(jié)構(gòu)性壓力做抗?fàn)?。一定程度上，他們的社會態(tài)度正是轉(zhuǎn)型期人們在面對經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌、多元文化碰撞以及社會結(jié)構(gòu)調(diào)整等系列變遷時社會心態(tài)的集中反映。因此，在新的社會發(fā)展形勢下，當(dāng)代青年群體社會態(tài)度的總體現(xiàn)狀如何？他們的社會態(tài)度受什么因素的影響？這些因素又是如何起作用？這些議題都關(guān)涉到轉(zhuǎn)型社會中微觀層面的重要現(xiàn)實議題，具有一定的探索價值。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）流動感知與青年社會態(tài)度

早期有關(guān)態(tài)度的研究曾是社會心理學(xué)的熱點課題，其測量大多是針對單一的態(tài)度，后來開始注重態(tài)度在多重維度上綜合評價的結(jié)果（李小平，1999）[6]。相對來說，社會態(tài)度與社會行動更直接地關(guān)聯(lián)，更具有情感屬性，尤其在社會變遷的過程中，社會態(tài)度與社會結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，并進一步影響到社會實踐（李路路、王鵬，2018）[4]100-101。當(dāng)前，有關(guān)社會態(tài)度的研究，主要包含以下兩方面。一是關(guān)于社會態(tài)度整體體系的討論。從概念范疇上來說，社會態(tài)度的結(jié)構(gòu)組成涉及一元還是多元的視角，目前被廣泛接受的主張是社會態(tài)度包括認知、情感和行為傾向三個維度（李寧寧，1990）[7]；從社會態(tài)度的發(fā)生機制來看，社會態(tài)度的形成和改變非單一途徑?jīng)Q定，是原發(fā)型、條件型、習(xí)得型以及人際型四類機制多變量的相互架構(gòu)（劉宗粵，2003）[8]。二是對于不同群體社會態(tài)度的關(guān)注，如農(nóng)民工群體在中國轉(zhuǎn)型中的經(jīng)濟地位與社會態(tài)度（李培林、李煒，2007）[9]，中等收入群體主觀認同感與社會態(tài)度的關(guān)系（楊燦，2019）[10]。其中，也有關(guān)于青年群體社會態(tài)度的研究，但相對較少，且集中在對青年群體的社會公平感、社會沖突感、政治態(tài)度等方面的關(guān)注（王沛沛，2016）[11]47。

在現(xiàn)有的研究中，有經(jīng)驗證據(jù)指出青年對于未來的預(yù)期會影響到其社會態(tài)度。數(shù)據(jù)顯示，預(yù)期地位上升的青年表現(xiàn)出更高的公平感（秦廣強，2014）[12]。中國青年尤為重視自身是否在上升，在與自己過去的社會經(jīng)濟地位做“縱向”比較時，如果提升不明顯，容易產(chǎn)生不公平感（周兵、劉成斌，2015年）[13]。從社會經(jīng)濟地位的分層來說，相比于處于底層的人而言，處于中層的人擁有較強的社會公平感和安全感，對過去評價和未來預(yù)期上升的青年，更感覺社會公平和安全，社會沖突感也會相應(yīng)降低（王沛沛，2016）[11]54。從生命歷程的視角出發(fā)，青年階段是傳統(tǒng)意義上的“成家立業(yè)”季，更多地面臨今后規(guī)劃的壓力和各類的人生轉(zhuǎn)折選擇，對于未來預(yù)期的主觀向上流動感知會影響他們對于社會的整個態(tài)度評價。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：青年的向上流動感知對其社會態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

（二）流動感知與生活質(zhì)量

伴隨改革開放逐步深化，國內(nèi)關(guān)于生活質(zhì)量的研究在20世紀80年代初也逐漸起步（風(fēng)笑天，2007）[14]1。從學(xué)術(shù)視角來看，存在兩種研究取向：一是重點進行客觀指標(biāo)的研究，主要關(guān)注哪些社會條件會影響人們的物質(zhì)和精神生活水平，是對人們生活客觀情況的描述；二是基于高水平經(jīng)濟收入并不意味高質(zhì)量生活的理論根據(jù)，進一步反思生活質(zhì)量的內(nèi)涵，從而轉(zhuǎn)向人們生活體驗等主觀指標(biāo)的研究（盧淑華、韋魯英，1992）[15]。目前的研究更多地將重心放在主觀生活質(zhì)量領(lǐng)域的討論，偏向于幸福感和生活滿意度等個人的主觀感受（風(fēng)笑天，2007）[14]3-5。事實上，關(guān)于生活質(zhì)量的研究更早出現(xiàn)在西方學(xué)者的一些學(xué)術(shù)著作中，坎貝爾將生活質(zhì)量定義為“生活幸福的總體感覺”。之后林南等人提出“生活質(zhì)量是對于生活及其各個方面的評價和總結(jié)”，是個人對生活總體的滿意程度及對生活各個方面的感受（林南等，1987）[16]?？梢哉f，生活滿意度和主觀幸福感是較常用于反映公眾生活質(zhì)量的兩個測量指標(biāo)。而隨著時代的發(fā)展有研究指出獲得感與幸福感在意義上較相近，而與幸福感相比，獲得感更具有情境性和即時性（王俊秀、劉曉柳，2019）[17]。因而，獲得感更貼近公眾的具體生活，更有效地反映公眾的生活體驗（譚旭運等，2020）[18]。而在“獲得感”的評價指標(biāo)體系中又可分為物質(zhì)和精神兩個層面，涉及醫(yī)療、養(yǎng)老、政府工作等情況（鄭風(fēng)田，2017）[19]，公共服務(wù)與公眾生活息息相關(guān)，很大程度上決定了公眾在社會中的基本生活體驗，所以一定意義上可以將“公共服務(wù)獲得感”視作獲得感的集中反映。

綜上所述，本文所界定的生活質(zhì)量包括生活滿意度和公共服務(wù)獲得感兩個維度?；仡欉^往文獻，有研究指出物質(zhì)地位的提高能顯著地增強個體生活質(zhì)量的正向體驗（李路路、石磊，2017）[20]113-114，但也有追蹤數(shù)據(jù)表明，在一段時期內(nèi)收入的提升并沒有對個人的生活質(zhì)量體驗有顯著的作用（吳菲，2019）[21]。事實上，在這里，可能涉及個體對于自我階層評價和未來預(yù)期向上流動機會的考量。在宏觀經(jīng)濟水平發(fā)展越高的情況下，處于社會結(jié)構(gòu)不利位置的公眾感受到的相對剝奪感越強，對于生活的正向體驗也就降低（李路路、石磊，2017）[20]114-115。社會階層對于個體生活體驗具有顯著影響（趙文龍、代紅娟，2019）[22]，獲得感的水平隨著階層的上升而上升（王俊秀、劉曉柳，2019）[23]48。哈羅德認為社會分層是理解人類與人類社會最關(guān)鍵的主題，社會分層體系決定了人們的生活方式和提高生活質(zhì)量的機會。在一個物質(zhì)水平相對豐富、經(jīng)濟水平也發(fā)展較快的社會中，與一定數(shù)量物質(zhì)的獲得相比，對于未來流動的預(yù)期，即個體在社會結(jié)構(gòu)中是否擁有上升的機會往往更能影響其生活質(zhì)量感受。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：青年的向上流動感知對其生活質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。

H2a：具體來說，青年的向上流動感知會提高他們的生活滿意度。

H2b：具體來說，青年的向上流動感知會提高他們的公共服務(wù)獲得感。

（三）生活質(zhì)量的中介效應(yīng)

借用布迪厄有關(guān)場域的論述框架，可以將社會視為一個有具體邊界的結(jié)構(gòu)，由各種附著不同資源配置的位置集合組成，這些位置的占有者則是身處社會中的不特定個體。在布迪厄看來，雖然行動者位于某一位置之上卻從來不愿弱勢被動地受限于固有的格局，總是嘗試積極地為自己爭取更有利的存在空間。所以，假定結(jié)構(gòu)并非僵化的，即社會是可流動的，那么個體總是理性地尋求向上的流動機會。而個體在一個社會中的流動性，事實上涉及社會學(xué)研究中的經(jīng)典議題——社會分層。在有關(guān)社會分層的討論中，社會階層經(jīng)常與個體的社會態(tài)度相關(guān)聯(lián)（刁鵬飛，2012）[24]，學(xué)界也關(guān)注到不同社會階層的生活滿意度情況等（王俊秀、劉曉柳，2019）[23]46。而在關(guān)于社會階層的研究中，也存在主客觀階層兩種切入路徑。在變遷的社會中，中國公眾對于自身的客觀地位和主觀階層地位的認同出現(xiàn)偏差且距離不斷擴大（范曉光、陳云松，2015）[25]。從已有的研究來看，主觀階層概念的運用更廣泛些。與客觀階層地位相比，主觀階層認同與社會政治態(tài)度有更直接的關(guān)聯(lián)（李升，2017）[26]。

在對比不同群體的“公平感”時，有研究指出對公眾關(guān)于社會的主觀感受，影響更大的可能是生活預(yù)期、社會開放水平等因素（李培林、張翼，2008）[27]。對青年群體而言，由于其年齡階段的特征，對其生活質(zhì)量影響最大的往往不是生理或心理因素，而是與社會分層有關(guān)的諸多因素。且在社會中，社會成員對其生活質(zhì)量的評價往往會進一步影響他們的行為表現(xiàn)和社會態(tài)度（陳勝，2005）[28]。從上述討論中進一步整理推演，我們有理由認為，青年對于未來生活的預(yù)期，即向上流動感對其社會態(tài)度的形成提供了基礎(chǔ)性要素，但青年在具體生活中的生活質(zhì)量（即生活滿意度和公共服務(wù)獲得感）能將這種主觀流動感知進一步作用于其社會態(tài)度并影響其社會態(tài)度的正負向表現(xiàn)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3a：生活質(zhì)量（包括生活滿意度和公共服務(wù)獲得感）對青年的社會態(tài)度產(chǎn)生顯著正向影響。

H3b：生活質(zhì)量（包括生活滿意度和公共服務(wù)獲得感）將對青年流動感知與社會態(tài)度的關(guān)系產(chǎn)生顯著中介效應(yīng)。

綜上所述，本文的研究框架如圖1所示。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)介紹

基于以上理論假設(shè)，本文選用中國社會狀況綜合調(diào)查2017年的橫截面數(shù)據(jù)來作為我們的經(jīng)驗資料。中國社會狀況綜合調(diào)查（Chinese Social Survey，簡稱CSS）是中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所于2005年發(fā)起的一項全國范圍內(nèi)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項目，目的是通過對全國公眾的勞動就業(yè)、家庭及社會生活、社會態(tài)度等方面的長期縱貫調(diào)查，來獲取轉(zhuǎn)型時期中國社會變遷的數(shù)據(jù)資料，由于抽樣樣本滿足統(tǒng)計推論的基本假定，其研究結(jié)果可推至全國年滿18～69周歲的住戶人口。

2017年中國社會狀況綜合調(diào)查問卷共包括以下九個方面：住戶成員基本信息（A部分）、個人工作狀況（B部分）、家庭生產(chǎn)生活情況（C部分）、生活質(zhì)量（D部分）、社會保障（E部分）、社會團結(jié)/社會融合（F部分）、社會凝聚/價值觀/國家及社會評價（G部分）、社會參與/政治參與（H部分）及價值觀和社會公正（I部分）。其中，多數(shù)部分與本文的研究情境契合度較高，符合本文提及構(gòu)念的操作化定義。2017年調(diào)查共回收10143份有效問卷，由于本文關(guān)注的群體為青年，參照世界衛(wèi)生組織、聯(lián)合國、共青團及中國國家統(tǒng)計局對“青年”的定義，本文將青年的年齡劃分限定為18-35周歲的群體。我們認為，18周歲對于大多數(shù)中國人來說剛完成高考、步入大學(xué)或社會，可以認為從少年向青年過渡，而35周歲后則開始從青年階段進入中年階段?；诖?，我們首先對樣本進行了篩選，最終滿足該條件的有效樣本共計2505份，約占調(diào)查總體的24.7%。

（二）變量選取

1.因變量

社會態(tài)度。根據(jù)上文定義，社會態(tài)度主要指的是個體對社會的認知。本文將社會態(tài)度操作化為個體的社會評價，對應(yīng)問卷中G部分第7題，即“請用1-10分來表達您對現(xiàn)在社會的總體情況的評價”（G7）。在穩(wěn)健性檢驗部分，進一步地，為了區(qū)分認知和行為層面的社會態(tài)度，我們又將社會評價細分為社會信任（F1a2：以對不同機構(gòu)的信任程度測量，包括中央政府、區(qū)縣政府、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、群團組織、工作單位、慈善機構(gòu)、新聞媒體、互聯(lián)網(wǎng)、銀行、保險公司、醫(yī)院、法院等）、社會寬容（F3a：以對其他群體的接納程度測量，包括婚前同居者、同性戀、乞討要飯者、刑滿釋放者、不同宗教信仰者、艾滋病患者等）、社會公平（F4：以對社會生活的公平程度測量，包括高考制度、政治權(quán)利、司法執(zhí)法、公共醫(yī)療、工作就業(yè)、收入分配、社保待遇、城鄉(xiāng)差異等）、政府評價（G3：以對政府工作的打分測量，包括提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)、提供社會保障、保護環(huán)境、保障公民政治權(quán)利、打擊犯罪、廉潔奉公、依法辦事、發(fā)展經(jīng)濟、擴大就業(yè)、信息公開、服務(wù)意識等）、社會安全（G6：以對社會安全的程度測量，包括個人和家庭財產(chǎn)安全、人身安全、交通安全、醫(yī)療安全、食品安全、勞動安全、個人信息安全、環(huán)境安全等）和社會參與（H2a、H2b：以是否參與或是否有意愿參與社會事務(wù)衡量，包括討論政治問題、反映社會問題、向政府部門反映意見、參加志愿者活動、參加村/居委會選舉、參加所在村居/單位重大決策討論、參加社會公益活動、參加宗教活動、參加集體性維權(quán)活動等）。

2.自變量

向上流動感。本文所提出的向上流動感是主觀層面的流動感知，換言之，是個體對過去、現(xiàn)在和未來階層流動的主觀認知和判斷，與客觀指標(biāo)（如經(jīng)濟收入、社會聲望等）無關(guān)。本文采用“您認為目前本人的社會經(jīng)濟地位在本地大體屬于哪個層次”（D3a）與“您認為在未來的5年，您本人的社會經(jīng)濟地位在本地大體會屬于哪個層次”（D3c）之間的數(shù)值差異來測量向上流動感。該變量為定序變量，原編碼為上對應(yīng)數(shù)值1，中上對應(yīng)2，中對應(yīng)3，中下對應(yīng)4，下對應(yīng)5。反向編碼后，計算得出5年后的地位感知與目前的地位感知的差，若差值為正（包括+4、+3、+2、+1四類得分），則表示個體感知向上流動；若差值為負（包括-4、-3、-2、-1四類得分），則表示個體感知向下流動；若差值為0，則表示個體感知無流動。經(jīng)過重新計算后，我們將向下感知編碼為1，感知無流動編碼為2，向上感知編碼為3。經(jīng)過重新編碼后，新生成變量diff，仍為定序變量。取值為1（即向下感知）的樣本約有1315人，占54%，取值為2（感知無流動）約557人，占22.9%，取值為3（向上感知）約565人，占23.2%。

3.中介變量

生活滿意度。問卷中D部分第4題衡量了個體的生活滿意度，包括對教育程度、社交生活、休閑/娛樂/文化活動、家庭關(guān)系、家庭經(jīng)濟狀況、居住地環(huán)境狀況等方面。因此，本文選用D4的量表測量生活滿意度。由于Cronbach’sα的值為0.793，因此可以加總。本文使用加總后的得分來測量。

公共服務(wù)獲得感。公共服務(wù)是指由政府部門、國有企事業(yè)單位和相關(guān)中介機構(gòu)履行法定職責(zé)，根據(jù)公民、法人或者其他組織的要求，為其提供幫助或者辦理有關(guān)事務(wù)的行為。本文將公共服務(wù)獲得感操作化為對社會保障狀況的評價（E1c）。我們認為，社會保障屬最典型的公共服務(wù)種類之一，公民可直接享受，因此，對社會保障狀況的評價可以反映出公民的公共服務(wù)獲得感。由于Cronbach’sα的值為0.902，因此可以加總。本文使用加總后的得分來測量。

4.控制變量

除以上變量外，我們控制了受訪者性別（gender，RA1c）、年齡（age，RA1d）、教育程度（educ，根據(jù)RA1e、重新編碼為描述教育年限的連續(xù)型變量）、收入水平（C5，為了調(diào)整收入水平的偏度峰度問題，我們采取了收入的對數(shù)形式lninc）。此外，我們認為受訪者是否融入當(dāng)?shù)氐纳瞽h(huán)境中也會影響其的社會態(tài)度，因此我們還控制了本地認同（A4e：就您目前的生活狀況來說，您認為自己是本地人還是外地人）。

本文的分析軟件是SPSS 23.0。假設(shè)1和假設(shè)2的分析模型為OLS線性回歸。假設(shè)3檢驗中介效應(yīng)，因此采用Hayes（2013）提出的PROCESS 2.0插件。PROCESS是基于OLS的計量方法上發(fā)展出來的檢驗中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的模型，原理為Bootstrap（拔靴法），即通過多次抽樣降低均值的標(biāo)準誤。這種方法糾正了Sobel檢驗標(biāo)準誤不準確且放松了變量正態(tài)分布的嚴格假定，提高了估計的準確性和可靠性。PROCESS插件提供了包含中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)及二者交叉混合共76個模型，由于本文提出了兩個中介變量，一為生活滿意度，一為公共服務(wù)獲得感，因此選用模型6。主要變量描述如表1所示。

表1 主要變量及操作化測量匯總

四、結(jié)果分析

（一）描述性分析

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計分析。從表2中我們可以看出，主觀流動感知的均值為1.692，表明約半數(shù)人認為未來五年自己的社會經(jīng)濟地位會處于下滑狀態(tài)，由上文可知約25%的人認為自己未來五年社會經(jīng)濟地位不會有明顯變化，而約25%的人則認為自己的社會地位會上升，這意味著青年群體在當(dāng)下競爭激烈的社會壓力較大、對自己的未來沒有足夠的信心。公共服務(wù)獲得感包括對養(yǎng)老保障、醫(yī)療保障、就業(yè)保障、城鄉(xiāng)最低生活保障、基本住房保障的評價，樣本的平均值為28.907（滿分50），標(biāo)準差為10.669，表明青年的公共服務(wù)獲得感僅僅處于中偏低的位置，且內(nèi)部差異較大，打分最高的在各個維度上都表現(xiàn)出了“非常滿意”的態(tài)度，而反之，打分最低的在各個維度上則表現(xiàn)出“非常不滿意”。生活滿意度包括對教育程度、社交生活、休閑/娛樂/文化活動、家庭關(guān)系、家庭經(jīng)濟狀況、居住地環(huán)境狀況的滿意程度，平均分為39.020（滿分60），標(biāo)準差為9.678，與公共服務(wù)獲得感稍有差異，處于中偏上的水平；相同的地方在于，在群體中內(nèi)部差異依然較大，打分最高的在各個維度上都給出了“非常滿意”的評價，而最低的在表現(xiàn)出了“非常不滿意”的態(tài)度。社會態(tài)度上，平均得分6.570，標(biāo)準差為1.602，也意味著社會態(tài)度整體上處于中立偏好的狀態(tài)，但內(nèi)部差異較大，打分最高的為10分（“非常好”），最低的仍為1分（“非常不好”）。在頻次分布上，評分為7的人數(shù)最多（653人，占比26.1%），表明整體上青年群體的社會態(tài)度偏積極。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計分析

控制變量上，我們的樣本中有43%為女性，表明樣本在性別分布上較為均勻；平均年齡在27歲，介于我們對青年群體的年齡劃分的中間位置（18～35歲）；平均受教育年限在12年，但差異較大，標(biāo)準差為3.625，學(xué)歷最高者為研究生及以上受教育水平，最低者沒有上過學(xué)；收入對數(shù)的平均值約為6.806，標(biāo)準差為4.827，糾正了原始變量收入的左偏分布；本地認同上，約有84%的個體認為自己是本地人，說明樣本中本地認同的狀況良好，大多數(shù)人認為自己已經(jīng)屬于所在社群的成員之一。

表3呈現(xiàn)了變量之間的皮爾遜（pearson）相關(guān)系數(shù)。從表中可看出，主要變量之間的相關(guān)系數(shù)均顯著，且均在0.5附近，這表明變量之間除了具有較好的聚合效度外，既能測量我們的主要構(gòu)念，還具有較好的區(qū)分效度，不同變量之間有較明顯的涵義差異。相關(guān)性分析初步證實了我們的研究假設(shè)。

（二）線性回歸模型結(jié)果

表4呈現(xiàn)了假設(shè)1和假設(shè)2的OLS估計結(jié)果。假設(shè)1預(yù)測了向上流動感對社會態(tài)度的正向作用。在模型1和模型2這一組中我們驗證了這一假設(shè)。模型1為未加入解釋變量前控制變量的影響?？梢钥闯?，性別、教育水平和本地認同都對社會態(tài)度起到了正向的作用，即男性相比于女性、教育水平高的、本地認同感強的個體的社會態(tài)度往往更為積極、評價更高。年齡和收入對社會態(tài)度的影響基本不顯著，這可能是因為我們研究在一開始就限制了所關(guān)注的群體，所以這部分人群在年齡上沒有顯著的異質(zhì)性，因此影響不顯著。收入的影響不顯著可能是因為35歲前由收入差距所帶來的階層向上流動的效應(yīng)還未顯現(xiàn)，因此對社會態(tài)度的影響也不顯著。

表4 因變量為社會態(tài)度、公共服務(wù)獲得感、生活滿意度的OLS回歸結(jié)果

模型2加入了解釋變量流動感知。可以看出，解釋變量向上流動感顯著提高了社會態(tài)度（β=0.234，p=0.000）。具體來說，預(yù)感未來5年后向上流動的個體往往具有更高的社會態(tài)度，預(yù)感未來5年后無流動的個體次之，而預(yù)感未來5年后社會地位將變低的個體社會態(tài)度最差。據(jù)此，假設(shè)1得到證實。

假設(shè)2預(yù)測了向上流動感會促進生活質(zhì)量的提高。在這里，我們與假設(shè)1同樣運用了OLS線性回歸方法。模型3和模型4以公共服務(wù)獲得感為因變量，其中模型3只加入控制變量，而模型4則加入了本文的解釋變量。從表3的回歸結(jié)果中我們看出，以公共服務(wù)獲得感為因變量，預(yù)感向上流動的群體在其中表現(xiàn)出了最高的公共服務(wù)獲得感（β=1.932，p=0.000），且加入解釋變量后，擬合優(yōu)度R2從5.6%提高到7.7%。這說明流動感知正向提高了生活質(zhì)量中的公共服務(wù)獲得感。因此，假設(shè)2a得到支持。

表3 主要變量相關(guān)系數(shù)表

模型5和模型6以生活滿意度為因變量，其中模型5只加入控制變量，而模型6則加入了本文的解釋變量。從表3回歸結(jié)果的最后兩列中我們可以看出，預(yù)感向上流動的群體往往比無流動和向下流動表現(xiàn)出更高的生活滿意度。換句話說，向上流動感提高了生活滿意度（β=2.821，p=0.000），且加入解釋變量后，模型擬合優(yōu)度由13.5%提高到19.5%。這說明流動感知正向提高了生活質(zhì)量中的生活滿意度。因此，假設(shè)2b也得到了支持。綜上，解釋變量的加入提高了生活質(zhì)量，假設(shè)2整體得到支持。在控制變量上，同社會態(tài)度類似，收入對生活質(zhì)量仍然無顯著作用，而性別則只對生活滿意度起顯著作用，對公共服務(wù)獲得感無影響。年齡、受教育水平、當(dāng)?shù)卣J同均會影響個體的生活質(zhì)量。

模型7至模型10檢驗了生活質(zhì)量（公共服務(wù)獲得感和生活滿意度）對社會態(tài)度的正向影響。模型7為所有控制變量對社會態(tài)度的影響，與模型1完全一致。模型8加入了公共服務(wù)獲得感的解釋變量后，模型的擬合優(yōu)度與模型2、模型7相比均得到極大的改善，提高到18.1%，這表明公共服務(wù)獲得感的影響顯著，且系數(shù)顯著（β=0.063，p=0.000）；模型9將公共服務(wù)獲得感替換為生活滿意度，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與模型8近似（β=0.056，p=0.000），生活滿意度顯著提高了社會態(tài)度，同時擬合優(yōu)度也提高到10.8%。將兩個變量同時放入模型后，得到模型10，解釋變量系數(shù)依然顯著，且擬合優(yōu)度的值在四個模型中取得最大，為20.6%。綜上，假設(shè)3a得到了驗證。

表5 公共服務(wù)獲得感、生活滿意度對社會態(tài)度的OLS回歸結(jié)果

據(jù)此，從回歸結(jié)果中我們可以得出結(jié)論，即流動感知、公共服務(wù)獲得感、生活滿意度均對社會態(tài)度有正向影響，且將生活質(zhì)量的兩個維度加入模型后，與流動感知相比，對模型整體的擬合效果有著更為明顯的提升作用。

（三）中介效應(yīng)檢驗：PROCESS

我們在得出以上三個變量對社會態(tài)度起著正向的顯著影響后，進一步通過檢驗中介效應(yīng)來驗證中介假設(shè)。為解決Sobel test檢驗中介效應(yīng)的不足，同時放松變量需滿足正態(tài)分布的假設(shè)，本文選擇采用Bootstrap法來對中介效應(yīng)進行檢驗。Hayes在2013年發(fā)明的PROCESS插件為在SPSS中實現(xiàn)該方法提供了可能。

我們首先選用插件中的第四個模板（見圖2），分別對兩個中介變量進行了檢驗。當(dāng)中介變量為公共服務(wù)獲得感時，向上流動感對社會態(tài)度的正向影響下降但仍然顯著（β=0.121，p=0.004），通過公共服務(wù)獲得感的間接效應(yīng)也顯著（BootLLCI=0.0862，BootULCI=0.1631，不包含0），這表明公共服務(wù)獲得感對向上流動感與社會態(tài)度的關(guān)系起到了部分中介。類似地，當(dāng)我們將中介變量替換為生活滿意度時，向上流動感對社會態(tài)度的正向影響下降但仍在5%的水平上顯著（β=0.084，p=0.036），通過生活滿意度的間接效應(yīng)也顯著（BootLLCI=0.1223，BootULCI=0.1911，不包含0），這表明生活滿意度與公共服務(wù)獲得感一樣，對向上流動感與社會態(tài)度的關(guān)系起到了部分中介。路徑結(jié)果見圖3和圖4所示。

接著，由于本文提出了雙中介模型，如果僅僅分別考慮兩個中介的各自效應(yīng)，會降低結(jié)論的可靠性。因此，我們在PROCESS插件中選用第六個模板（雙中介模型，見圖5）對我們的假設(shè)進行了檢驗。在考慮兩個中介彼此之間的相關(guān)關(guān)系上，我們進而提出了兩種假設(shè)：（1）生活滿意度影響公共服務(wù)獲得感；（2）公共服務(wù)獲得感影響生活滿意度。Bootstrap結(jié)果顯示，在第（1）種情況下，公共服務(wù)滿意度的中介效應(yīng)消失（BootLLCI=-0.0007，BootULCI=0.0521，包含0）；而在第（2）種情況下，三類間接效用均顯著存在。綜上，我們認為，雙中介效應(yīng)存在，且雙中介中公共服務(wù)獲得感又會影響生活滿意度。據(jù)此，我們通過分別對兩個中介做檢驗和對雙中介同時做檢驗，驗證了假設(shè)3b，即青年的生活質(zhì)量（包括生活滿意度和公共服務(wù)獲得感）對向上流動感與社會態(tài)度的正向關(guān)系起到了顯著的中介作用。路徑結(jié)果見圖6所示，中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果詳見表6。

表6 PROCESS模型間接效應(yīng)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性，我們將自變量流動感知操作化為虛擬變量（diff_dum）。基于前文對流動感知的編碼，我們將向上流動感知重新編碼為1，將感知無流動及向下流動感知編碼為0，探究了向上流動感知的群體是否與其他群體有顯著差異。表7呈現(xiàn)了解釋變量為虛擬變量時的回歸結(jié)果。從表7中我們可以看出，將自變量替換為0/1變量后，對社會態(tài)度、公共服務(wù)獲得感、生活滿意度的正向影響均保持顯著。這表明預(yù)感向上流動的青年與預(yù)感無流動、預(yù)感向下流動相比均表現(xiàn)出更積極的社會態(tài)度，與上文發(fā)現(xiàn)一致。

我們還將因變量進一步劃分為認知維度的社會態(tài)度和行為維度的社會態(tài)度。其中，認知維度的社會態(tài)度包括社會信任、社會寬容、社會公平、政府評價、社會安全等方面；行為維度的社會態(tài)度主要通過社會參與來衡量。表7描述了穩(wěn)健性檢驗涉及的變量信息，通過可靠性檢驗，我們發(fā)現(xiàn)這6個變量的Cronbach’sα均超過0.7，因此可以進行加總計算。通過替換因變量，我們發(fā)現(xiàn)在認知維度上結(jié)論依然十分顯著，而在行為維度上則不再顯著，模型擬合較差（R2=0.03），由此說明了本文的分析主要集中在認知層面，與個體的主觀態(tài)度相關(guān)性較高，而從意識轉(zhuǎn)變?yōu)樾袨檫€會受到其他干擾因素影響，因此關(guān)系不如認知層面直接。表8呈現(xiàn)了中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果。

表7 自變量（流動感知）為0/1變量時的OLS回歸結(jié)果

表8 穩(wěn)健性檢驗相關(guān)變量及操作化測量匯總

（五）對以上結(jié)果的總結(jié)

以上結(jié)果均支持了本文的研究假設(shè)。具體來說，我們發(fā)現(xiàn)了青年的流動感知對社會態(tài)度起著顯著的影響，對未來社會經(jīng)濟地位有樂觀預(yù)期的青年來說，他們更容易對社會總體持有較好的評價。通過中介機制的檢驗，我們認為，未來預(yù)期社會經(jīng)濟地位上升的青年，會通過提高他們的公共服務(wù)獲得感和生活滿意度，進而提高他們的社會態(tài)度。預(yù)期向上流動的個體在主觀上不再受限于階層的固化，他們會認為自己能夠打破階層之間的界限，向上流動的可能得益于社會的外部供給，因此往往會更容易從社會提供的公共服務(wù)和自我的生活中獲得滿足，從而提高他們對社會的評價。反之，對于對未來抱有消極預(yù)期的青年而言，因為帶著更大的心理壓力和心理負擔(dān)，更容易產(chǎn)生不信任感、不安全感、不公平感等。

雙中介模型進一步豐富了我們的理論模型。從模型的結(jié)果上看，我們更傾向于認為，青年個體的公共服務(wù)獲得感會進一步提高生活滿意度，從而形成四條作用機制：（1）流動感知的直接影響；（2）流動感知通過影響公共服務(wù)獲得感，影響社會態(tài)度；（3）流動感知通過影響生活滿意度，影響社會態(tài)度；（4）流動感知通過影響公共服務(wù)獲得感，進而影響生活滿意度，最后影響社會態(tài)度。在雙中介模型中，這四類效應(yīng)均被證實。這也說明了生活滿意度的來源之一可能是對公共服務(wù)的獲得感。

穩(wěn)健性檢驗中，通過替換自變量和因變量的測量方法，我們認為首先預(yù)感向上流動的青年與其他兩類有著顯著的態(tài)度差異；其次，對于社會態(tài)度的影響，則主要在認知維度上。這可能由于行為維度的態(tài)度取向受到的干擾因素更多，如是否有途徑或渠道參與等，因此效應(yīng)更為間接。除了行為維度的社會態(tài)度外，社會信任、社會寬容、社會公平、政府評價和社會安全均滿足上文的因果機制。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、總結(jié)與討論

從結(jié)構(gòu)功能主義的視角來看，個人在結(jié)構(gòu)和制度下生活，微觀層面?zhèn)€體的認知和行為與宏觀層面社會的變遷息息相關(guān)。同時，由于生活歷程的階段性特征，青年時期的個體與社會聯(lián)系最為緊密，他們對于社會的認知評價和行為傾向也集中反映了社會發(fā)展水平及其運行情況。因此，關(guān)注社會轉(zhuǎn)型期中青年群體的社會態(tài)度現(xiàn)狀是有意義的。據(jù)此，本文進一步回答了青年的社會態(tài)度受什么因素的影響、通過什么機制發(fā)揮作用。

實證結(jié)果顯示，青年群體對于社會總體情況評價的平均得分為6.6分，個體高低分差距明顯，意味著青年群體的社會態(tài)度整體上處于中立偏好的狀態(tài)，但內(nèi)部對于社會的評價和認知差異較明顯。實證分析表明青年群體關(guān)于自身階層的主觀流動感知會影響其社會態(tài)度，主要有以下幾個方面發(fā)現(xiàn)。首先，未來預(yù)期會向上流動的青年表現(xiàn)出了更積極的社會態(tài)度傾向，即青年的向上流動感知對其社會態(tài)度產(chǎn)生正向影響。有趣的一點發(fā)現(xiàn)是，絕對收入對于青年社會評價的影響不顯著。相對于現(xiàn)在的絕對收入而言，未來能否實現(xiàn)階層向上流動的預(yù)期，對于青年的社會態(tài)度更具有影響力。其次，從生活質(zhì)量的層面來說，青年群體的公共服務(wù)獲得感整體得分情況處于中等偏下，生活滿意度整體得分處于中等偏上，說明青年群體對于當(dāng)前的社會保障等方面的獲得仍不理想。我們還發(fā)現(xiàn)，不管是公共服務(wù)獲得感還是生活滿意度，群體內(nèi)部高低得分都出現(xiàn)了較大的差距，反映了在青年群體中，不同的個體在社會中的公共服務(wù)獲得和生活滿意程度差異較大。第三，從模型結(jié)果來看，生活質(zhì)量，即生活滿意度和公共服務(wù)獲得感對青年流動感知與社會態(tài)度的關(guān)系產(chǎn)生顯著中介效應(yīng)。也就是說，青年的流動感知通過公共服務(wù)獲得感和生活滿意度進一步影響到社會態(tài)度的形成。通過雙中介模型的分析和穩(wěn)健性檢驗，我們有理由相信，青年群體的階層主觀流動感知影響其生活質(zhì)量，并進一步影響其社會態(tài)度。對于這中間作用機制的解釋，我們傾向于認為當(dāng)他們對未來有較好預(yù)期時，他們對于自身在社會中所獲得的公共服務(wù)情況的評價（諸如他們在養(yǎng)老、醫(yī)療、就業(yè)等方面獲得的保障情況）會更積極，以及他們對于教育、家庭、社會活動等方面的生活滿意程度會更高，進而他們對涉及社會公平、信任、寬容以及政府工作等方面的社會總體情況評價時所形成的社會態(tài)度會更加正向。

從上述實證結(jié)果出發(fā)，我們看到在社會轉(zhuǎn)型的新時期下青年群體的社會態(tài)度整體呈現(xiàn)積極面向，但不可忽視的是群體內(nèi)部個體間的差異。差異的背后一定程度上反映了社會變遷中青年個體對未來預(yù)期的分化，主觀判斷自身在今后會實現(xiàn)社會階層向上流動的個體往往對社會評價更正向，擁有更積極的社會態(tài)度。這一分析啟示我們，在變化的時代中，階層流動幾率越高的社會，青年群體越趨向于“積極公民”，這是因為在社會結(jié)構(gòu)不僵化的狀態(tài)下，他們有理由相信通過努力可以找到個體的上升路徑，由此對社會各項評價也會隨之提高。本研究的政策意涵在于，在利益分化和變遷不斷加劇的社會中，要推進社會治理的良性發(fā)展，除了要做好基礎(chǔ)的民生保障工作、給予青年群體更多社會政治參與的機會、提高青年群體的生活質(zhì)量外，更重要的是，在政策的制定和執(zhí)行環(huán)節(jié)，要注意平衡利益格局，促進社會中的上升性流動，培育能使“青年一代有理想”的社會土壤，推動“青年一代有本領(lǐng)、有擔(dān)當(dāng)，國家就有前途，民族就有希望”的格局建設(shè)。