摘 要：社会心态作为反映社会群体行为的一种宏观社会心理状态，能映射出社会的情绪基调、社会共识和社会价值取向，近年来已在社会学研究领域引起了持续广泛的关注。利用2015年的中国综合社会调查（CGSS2015）数据，探讨我国公民的社会参与、自评健康评价与社会心态的之间关系。研究结果表明，社会参与、居民自评健康对社会心态具有显著正向作用，居民社会参与程度越高，社会心态越好；居民对自身身体状况评价越健康，其社会心态也会更加健康。此外，利用中介效应检验，研究显示，居民自评健康部分解释了社会参与对社会心态的正向显著影响，这也证实了居民健康水平在社会参与程度和社会心态之间的中介作用。
关键词：社会参与；自评健康评价；社会心态；中介效应
一、引言
改革开放以来，我国经济呈现快速、稳定增长趋势。进入中国特色社会主义新时代，人民大众的需求发生了深刻的变化，已从过去追求物质需求的满足转变为如今对美好精神生活的追求。改革开放带来的巨变，意义最深刻的便是促成社会结构的巨变［1］，而社会结构的巨变也带来了人们思想观念的巨大变化，其主要体现在公民社会心态上的变化［2］。
近年来，社会心态问题引起了国家的重视和学者的广泛关注。党的“十九大”报告中再次指出，“加强社会心理服务体系建设，培育自尊自信、理性平和、积极向上的社会心态”。在学术界，国内外学者已从不同视角对社会心态问题进行讨论。已有研究表明，公民健康不仅与人体生物医学特征有联系［3］，还会影响到公民社会心态［4］。同时，公民的社会参与对公民的社会心态也会产生影响。根据马斯洛的需求层次理论，人类有生理、安全、爱和归属感、尊严和自我实现五个需求，随着现代社会的发展，人们更加注重对精神方面的追求，因而公民在不断参与社会的过程中，会影响自身的主观幸福感、获得感等社会心态［5］。目前，关于公民的社会参与对其健康的影响研究仅限于老龄人群。梳理现有文献资料，不少相关研究认为，公民在社会参与中不仅对其主观健康评价有影响，更影响到公民的社会心态。但国内对此问题的探讨还处在理论的讨论之中，未能进行实证性研究。鉴于此，本研究利用 “中国综合社会调查（CGSS2015）”数据，分析公民社会参与和居民自评健康对社会心态的影响，并探讨社会参与如何通过自评健康影响公民的社会心态，从而为维护社会稳定和健康发展提供理论与现实依据。
由表2可知，应用粗糙集属性对评价因素进行约简后，得到基于出错因子—疏忽的核属性为b、c、e、f，即字符的规范性、图标意义的明确性、标签使用的适宜性、显示方式的适当性。
二、文献回顾
从哲学视角审视，社会心态作为一种精神现象，是人类在客观世界的主观反映［4］。它是社会存在和社会意识的精神中介，社会存在上升为社会意识必须通过社会心态，也就是说所有的社会意识都来自于社会心态，社会心态是社会存在和社会意识之间的一座精神桥梁［6］。从社会学角度来看，社会心态不仅具有宏观性和变动性这两个基本特征，还具有突生性，即涂尔干所说的“社会事实”所具有的特性，它是指包括社会心态在内的社会事实确实源自个人事实或个体心理，但它并不是个人意识或心理的简单之和，一经形成就有自己的特点和功能［7］。这一论述无疑明确点出了社会心态的宏观性与动态性，社会心态这些特征也为学界所认可。针对社会心态的概念界定的争论已经逐渐平息，现有研究则是更多围绕影响社会心态的因素展开论战。
当前我国大部分地区都没有构建一套切实可行的土地整改生态环境建设标准体系，相关部门在开展土地整改时对生态环境保护方面的考虑不足，缺乏科学性与生态性的考量。通常来讲，土地整改项目中的农田保护与生态环境保持是一项系统且长期的工作，内中涉及诸多内容。但是在土地整改项目的实际开展过程中经常会存在农田防护与生态环境保持工程规划与土地整改项目不一致的情况[2]。
（一）健康与社会心态相关研究
社会参与是本文研究的主要自变量，参考以往研究的经验，本文采用相似的变量指标测量，该变量包括（1）娱乐、健身以及能力提升活动；（2）和同事、同学或者同乡参加的活动；（3）社会公益服务活动。利用CGSS中12个问题进行测量。这些活动的选项包括了5个等级，分别为每天、一周数次、一月数次、一年数次以及从不，将其分别编码为1=从不；2=一年数次；3=一月数次；4=一周数次；5=每天。同样考虑到这些量表问题答案为五个等级，且顺序相同，因此，笔者将12个问题进行加总，并将社会参与作为连续变量进行测量，其值为 12到 60。
（二）社会参与与社会心态相关研究
本研究的因变量为社会心态，在社会心态研究文献中，主要从社会幸福感、社会公平和社会信任三个维度出发进行测量，笔者沿用此种含义，选取CGSS问卷中的三道主观态度问题作为测量指标。关于社会信任的测量维度，采用“总的来说，您同不同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”进行测度，答案设计为5个等级，包括：非常同意、比较同意、说不上同不同意、比较不同意、非常不同意；社会公平感的测度，采用“总的来说，您认为当今的社会公不公平？”作为测量题，答案设计同样设计为5个等级，包括：完全不公平、比较不公平、说不上公平但也不能说不公平、比较公平、完全公平；最后，对于社会幸福感的测量，采用“总的来说，您觉得您的生活是否幸福？”进行测量，答案设计为5个等级，包括：非常幸福、比较幸福、说不上幸福不幸福、比较不幸福、非常不幸福。考虑到三个问题答案同样为五个等级，且顺序相同，因此，笔者将社会心态的三个问题进行加总，并将社会心态作为连续变量测量，其值为3到15。
河水又东迳洛阳县北，……河水又东迳平县故城北。……河水于斯，有盟津之目。……《尚书》所谓东至于孟津者也。又曰富平津，《晋阳秋》曰：杜预造河桥于富平津，所谓造舟为梁也。[注] 《水经注校证》卷五《河水五》，第127—128页。
通过整理现有相关文献不难发现，当前的研究大多是关于健康对公民社会心态的影响，而对于影响社会心态的其他因素的研究较少，尤其是关于社会参与对社会心态产生影响的相关研究进展缓慢。随着社会的快速发展，社会参与不仅具有促进公民健康的作用，还会对公民社会心态产生重要影响。由此，社会参与是否可以通过主观健康评价的中介效应来影响社会心态?这正是本研究的核心议题。
三、研究设计
（一）数据来源
本研究采用2015年度全国综合社会调查（CGSS）所获得的数据。中国综合社会调查始于2003年，是我国最早的全国性、综合性、连续性的学术调查项目。CGSS2015年的调查采用多阶段分层抽样方法，调查对象覆盖全国28个省级行政单位（新疆、西藏、海口和港澳台地区除外），包括478个村、居委会，共回收有效问卷10968份。
（二）变量设计
1.因变量
社会参与是公民通过各种政府组织和非政府组织参与国家政治、经济、文化和社区等社会公共事务的行为［12］。对于社会参与对社会心态的影响，已有研究表明社会参与不仅可以提升公民的幸福感［13］，而且对于提升公民的集体归属感具有重要作用［14］。杨永娇利用“2014年中国劳动力动态调查”数据研究社会参层次与对居民主观幸福感的影响，结果表明，在收入提高的前提下，高层次社会参与会带来更高的幸福感；在社会支持水平不同情况下，居民会通过不同层次社会参与来获得幸福感［5］。但对于中国城乡困难人群来说，收入低下使其社会心态多呈现自卑、无望感，同时也影响其社会参与的热情与机会，而缺乏社会参与又会加重困难群体负面和消极的社会心态［15］。
2.中介变量处理
自评健康评价是本研究的中介变量。对于健康评价的测量，采用了CGSS2015年问卷中“您觉得您目前的身体健康状况是以下哪种情况？”进行测量，答案包括5类：很不健康、比较不健康、一般、比较健康、很健康。按照学界的普遍做法，将5类答案合并为两类，包括：健康和不健康，并将不健康编码为1，健康编码为2，设定不健康为参照组。
根据二元logistics回归模型结果，社会参与对居民自评健康的正向显著影响在本文已经得以证实，满足了中介作用的第一个条件。
②泵送与充灌作业人员之间应随时联系，紧密配合，充灌到位后及时停机，以防充灌过程产生鼓包或鼓破。出现鼓胀时应及时停机，查找原因并处理。
为了这场“正面刚”的选秀，节目组请来了演艺圈中最会打篮球的周杰伦和李易峰，CBA控球后卫郭艾伦，还有NBA华裔球星林书豪。
当前国内对健康与社会心态的研究已有很多。王俊秀从主观社会阶层视角出发，依据中国社会科学院社会心态调查的大样本抽样调查数据，对不同主观社会阶层的社会心态进行分析后认为，居民对于医疗、食品等关乎身体健康的安全感会随着社会阶层的上升而上升［8］。居民的健康状况也是体现幸福感的重要标准，任宝亮通过对“中国综合社会调查”数据的分析，认为医疗卫生对幸福感有正向预测作用，居民健康程度的提高会促进居民幸福感的提升［4］。李升和黄造玉研究超大城市流动老人的主观健康状况及影响后认为，在影响老年人主观健康状况的四个因素中 （基本属性因素、社会因素、经济因素、客观健康因素），尤其需要考虑“社会性”因素，将“流动的”健康问题“在地化”，提升老年人健康水平，以此提高流动老人的幸福感，使老人拥有良好的社会心态。［9］对于青年和老人来说，对其健康评价的侧重有所不同，前者更侧重心理方面健康，而后者更关注身体健康状况。当代青年的社会心态主要表现为积极与消极并存的矛盾性，复杂的社会思潮带来的冲击、信息时代的媒体乱象带来的干扰、心理素质教育的缺失提醒社会各界必须关注青年的心理健康，在加强价值观引导、净化网络环境、加强心理教育等方面付诸实践［10］。蒋林娟认为青年群体作为国家未来支柱，心理还属于成长期，引导良好的社会心态对其成长具有重要的作用，国家和社会需要在完善制度体系和强化思想教育等方面发挥作用［11］。
4.控制变量：
凸轮是原动件，故机构的行程速比系数K=从动件慢行程凸轮运动角/从动件快行程凸轮运动角。因Φ9= 2π- Φ，故若Φ<180，则从动件的推程是快行程，回程是慢行程，K= Φ9 /Φ= 2π /Φ- 1；若Φ>180，则从动件的推程是慢行程，回程是快行程，K=Φ/Φ9=1/(2π/Φ-1)。
1）性别。男性编码为1，女性编码为2。
2）年龄。根据受访者的出生年份来测量其年龄大小，利用其出生年份，用2018年减去其出生年份数值，得到年龄大小。
3）户口。根据被访者出生时的户口状态来测量，城镇户口编码为2，农村户口编码为1，以此来控制户口对人们社会参与的城乡效应。
“羽弟，羽弟……”萧琼呻吟喃喃，因为她知道了梦中人是谁。她泪光闪烁道：“娘，聚合离别并非远在天涯，羽弟为什么走得失落？”萧老夫人含泪道：“人死血仇生，你羽弟浴血引劫它往，这里成为了萧家人安全避祸的港湾，但你羽弟仍然希望避重就轻与家人远走。”
4）教育程度。考虑到原有问卷对于教育程度的划分过多，因此，从实际出发，将13个选项变量合并为四分类测量，即小学及以下，初中，高中及同等学历，大学专科及以上等四个类别，以小学及以下学历作为参照变量。小学及以下编码为1，初中编码为2，高中及同等学历编码为3，大学专科及以上编码为4，以小学及以下为参照。
表3报告了模型4的统计结果。模型4在模型1基础上，将社会参与这一关键自变量和健康状况这一重要中介变量一起纳入方程模型，控制变量系数仍未发生较大的显著性变化。模型4也表明了社会参与和健康共同纳入模型后，同时对社会心态具有显著影响，其中，社会参与仍然对社会心态具有正向作用。但是相比较模型2，这一统计系数有所减小，与此类似，健康状况对社会心态的影响与模型3结果一致，依旧是具有正向显著影响，且比模型3中的系数也同样有所减少。模型4的结果满足了中介作用的第三个条件。
6）个人全年收入。个人全年收入为连续变量，按照学界普遍做法，在本文中将其取对数处理。
表1 样本及变量基本情况描述统计
变量名 样本量 均值 标准差 最小值 最大值类别变量性别 10,968 1.532 0.499 1=男 2=女民族 10,570 1.045 0.207 1=汉族 2=少数民族户口性质 10,950 1.434 0.495 1=农村户口 2=城镇户口自评健康 10,961 0.821 0.384 0=不健康 1=健康小学及以下（参照组） 10,949 0.376 0.484 0=否 1=是初中 10,949 0.282 0.450 0=否 1=是高中及同等学力 10,949 0.180 0.384 0=否 1=是大学专科及以上 10,949 0.163 0.370 0=否 1=是连续变量年龄（单位：岁） 10,968 53.398 16.897 21 98个人全年收入（单位：元） 8,722 38977.49 223835.7 50 9999990个人全年收入（取对数） 8,722 9.765 1.2707 3.912 16.1181社会参与 10,733 23.372 5.937 12 60社会心态 10,866 10.537 1.991 3 15
（三）模型与分析策略
本研究是分析社会参与通过自评健康这一中介变量对居民社会心态的影响机制。根据中介效应的要求，我们的分析步骤如下：首先构建以社会参与对于中介变量自评健康影响的二元logistics回归模型，主要考察社会参与对于自评健康是否有显著影响。其次，构建社会参与对因变量居民社会心态影响的多元线性OLS回归模型。再次，将自变量社会参与和中介变量自评健康同时纳入对公民社会心态的回归模型，分析在控制了中介变量之后，自变量社会参与对于因变量社会心态的影响是否发生了变化。最后，对中介效应进行检验，判断是否存在中介效应。因此，本文将根据中介效应的分析策略建立三个重要模型：
总体而言，随着加入的关键变量越多，模型的解释力度不断增加，同时，部分变量的系数发生了变化。
四、研究结果
（一）社会参与和自评健康
表2为二元logistics回归模型结果，考察了社会参与对公民自评健康状况的影响。根据模型1结果，研究发现控制变量中个人收入对数、年龄以及学历对公民的自我健康评价产生影响，其中，个人收入对我健康评价具有正向效应，这表明公民的收入越高，其对自我健康的评价越倾向于健康。而年龄对自评健康具有显著负向影响，年龄越增大一岁，则公民对自身健康评价倾向于健康的几率降低3.4%左右（1-）。受教育程度对居民自评健康自评具有显著正向影响，而且随着学历不断提升，这种正向影响越大，这也意味着学历越高，居民对自身健康评价越倾向于健康。
在模型2中，加入了本文研究的关键自变量——社会参与，在加入这一主要自变量之后，对比模型1和模型2可知，个人收入对数、年龄以及学历等控制变量仍然对公民的自我健康评价产生影响。此外，相对比模型1，户口性质这一变量在模型2变得显著，且对自我健康评价具有负向影响，而学历变量中原来对自评健康具有显著影响的初中学历变得不再显著，只有高中及同等学力和本科以上学历这两个变量仍然对自评健康具有正向显著影响。这也说明了在高中及同等学力以下的学历人群中，这种自评健康状况的差异并不显著。根据户口性质这一变量系数变化程度，研究发现，对于城乡居民的自评健康，拥有农村户口的居民比拥有城镇户口的居民更倾向于认为自己身体不健康，且这种几率高出了18%（1-e-0.198≈0.18）。最后，研究也发现了社会参与对公民的自我健康评价具有正向作用，随着社会参与程度增长，居民普遍认为自身健康状况更好，社会参与程度每增加一个单位，倾向于认为自身健康状况越好的几率增加了5.6%左右（e0.0542-1≈0.056）。
秦淮河古名“淮水”，一名“龙藏浦”，早在远古时代就是长江的一条支流，也是南京地区的第一大河，全长110km。在江河湖泊众多的江苏，秦淮河虽然只是条“小河”，但文化底蕴源远流长，在全国都享有盛名。
3.重要自变量
表2 社会参与对自评健康影响二元logistics回归模型
注：1.参照组分别为“农村户口”“汉族”“男性”“小学及以下学历”“不健康”。
2.括号内为标准误。
3.*p〈 0.05,**p〈0.01,***p〈0.001。
模型1 模型2年龄 -0.0349*** -0.0332***(0.00240) (0.00245)户口性质 -0.0917 -0.198*(0.0802) (0.0824)民族 -0.236 -0.216(0.142) (0.145)性别 -0.0943 -0.124(0.0645) (0.0658)个人收入对数 0.311*** 0.271***(0.0299) (0.0309)初中 0.198* 0.100(0.0813) (0.0837)高中及同等学力 0.402*** 0.229*(0.106) (0.110)本科及以上 0.855*** 0.590***(0.148) (0.154)社会参与 0.0542***(0.00697)常数项 0.995** 0.340(0.372) (0.390)N 8392 8226 Pseudo R2 0.1178 0.1274
（二）社会参与、自评健康与社会心态
表3为社会参与、自评健康与社会心态关系考察的多元回归结果。模型2到模型3以模型1为基准分别继续纳入社会参与和自评健康，模型4则将两个关键变量同时纳入模型。
其中，Phealth代表健康概率，somentality代表因变量社会心态，sociparticit代表自变量社会参与，health代表中介变量自评健康状况，X表示控制变量。
表3首先报告了模型1的结果，根据模型1的统计数据研究发现，控制变量中，年龄、户口、收入以及学历都对社会心态具有显著影响。年龄对社会心态具有正向显著作用，根据系数可知，每增长一岁，社会心态增加0.024个单位，这表明随着年龄越大，社会心态会逐渐转向良好状况；户口对社会心态则呈现出负向显著作用，以农村户口为参照系，说明城市户籍居民比农村户籍居民在社会心态方面更加趋向负面；收入变量对社会心态的影响与之前研究结论相一致，即对社会心态具有正向作用，表现在收入越高，社会心态越好；学历对社会心态的正向显著作用，主要体现在高中学历以上，随着学历越高，社会心态会趋于良好状况，而与小学及以下学历人群相比较，只有初中文化程度的人群，其社会心态并无显著差异。
在模型2中，继续加入社会参与这一关键自变量。模型2结果显示，在控制其他变量之后，社会参与对社会心态具有正向显著作用，社会参与每增加一个单位，社会心态大约增加0.034个单位。模型2中社会参与对社会心态具有正向显著作用，也满足了中介作用的第二个条件。
模型3在模型1的基础上单独加入自评健康变量，与模型1相比，除收入这一变量外，其余控制变量系数并未发生显著性变化，同时，模型结果也显示，居民健康状况对社会心态具有正向显著作用，越认为自身身体状况健康的居民，其社会心态会更好，更加趋于一种良好社会心态。
5）民族。汉族编码为1，少数民族编码为2，设定汉族为参照组。
表3 社会参与、自评健康评价与社会心态的多元线性回归模型
注：1.参照组分别为“农村户口”“汉族”“男性”“小学及以下学历”“不健康”。
2.括号内为标准误。
3.★p＜0.05, ★★p＜0.01, ★★★p＜0.001。
模型4年龄 0.0287***(0.00160)户口性质 -0.363***(0.0539)民族 0.152(0.105)性别 -0.00726(0.0441)个人收入对数 -0.00386(0.0215)初中 -0.0432(0.0600)高中及同等学力-0.00343(0.0729)本科及以上 0.374***(0.0856)社会参与 0.0296***(0.00439)自评健康 0.745***(0.0612)常数项 8.082***模型1 0.0243***(0.00157)-0.315***(0.0535)0.151(0.105)0.0114(0.0441)0.0472*(0.0211)0.0577(0.0593)0.171*(0.0711)0.580***(0.0828)模型2 0.0256***(0.00160)-0.370***(0.0544)0.135(0.106)-0.0185(0.0445)0.0245(0.0215)-0.0233(0.0605)0.0221(0.0736)0.394***(0.0863)0.0340***(0.00442)模型3 0.0277***(0.00158)-0.316***(0.0530)0.172(0.104)0.0197(0.0436)0.0135(0.0210)0.0262(0.0587)0.126(0.0705)0.534***(0.0821)8.950***8.519***0.787***(0.0601)8.428***(0.267) (0.267)(0.276)(0.275)N 8338 8178 8335 8175 adj.R2 0.030 0.036 0.049 0.053
（三）关于自评健康状况的中介效应检验
根据中介效应的要求，首先，自变量应当对中介变量具有显著作用。在本文中，笔者通过二元logistics回归模型已经证明了社会参与对自评健康状况具有正向显著作用。此外，中介效应模型还要求自变量对因变量的影响是显著的，这一要求同样在本文中已经得以证实，表3已经报告了社会参与对社会心态也具有正向显著作用的结果。最后，本文将自变量社会参与和中介变量居民自评健康一同纳入多元回归模型中，结果显示，自变量和中介变量同时对因变量社会心态具有显著作用，这一结果也满足了中介作用的最后一个要求，即要求方程中的中介变量显著，这意味着中介变量有助于预测因变量。
上述条件只是进行中介作用的基础条件而已，满足上述三个条件，并不意味着一定就存在中介效应，对于中介效应的验证，还需要进行Sobel检验，如果Sobel检验显著，则证明存在中介效应［16］。
Sobel检验必须满足上述公式要求，其中，a表示自变量对中介变量的系数大小，b表示自变量对因变量的系数大小，Sa表示系数a的方差，Sb则表示为系数b的方差。根据该公式计算，Sobel检验计算出来的结果为z=6.55323935，标准误为0.0062，且p值小于0.05。因此，这充分说明了，居民健康自评对居民社会参与程度与其社会心态的优良具有显著的中介效应，同时，根据中介效应的要求，该种中介效应为部分中介效应，也即社会参与对社会心态的影响部分被居民健康水平所解释。本文利用STATA软件计算出中介效应的解释效应为13.3%，即社会参与对社会心态的影响的总效应，有13.3%比例可以通过居民自评健康来解释，因此，相对来说，这一比例具有较高的解释力度。
术后对照组采用生理盐水冲洗术腔，给予尖吻蝮蛇血凝酶静脉推注止血，给予喹诺酮类或青霉素类抗菌药物静脉滴注抗感染，并进行维持水电解质及酸碱平衡、营养支持、定期换药等常规治疗；术后3d开始给予泼尼松口服，25mg/次，1次/d，持续服用7d；同时给予布地奈德鼻喷雾剂喷鼻，2喷/次，2次/d，持续喷鼻2个月。
五、总结与讨论
利用CGSS2015数据，本研究旨在探索居民的自评健康是否在社会参与和社会心态状况之间具有中介作用。利用中介效应检验，研究发现，居民自评健康作为中介变量，是影响社会参与和社会心态的内在和实质性缘由。此外，研究也发现居民自评健康对社会心态具有正向预测作用，即可以通过提高居民健康水平，培育公民良好的社会心态。毋庸置疑，研究已经表明，在社会参与对社会心态具有正向促进作用的过程中，居民自评健康扮演着“桥梁”的中介角色，社会参与程度可以直接影响社会心态，也可以间接的通过居民健康水平影响社会心态。关于社会参与通过自评健康的中介作用而对社会心态产生了部分影响，笔者认为，这主要可以归因于以下原因：人们的社会生活已经不再单纯地处于一种家庭——单位简单的生活模式，随着越来越多居民加入到“社会参与”活动中去，人们从中获得的精神效用扩大，从而增加了自身的幸福感和健康评价。已有研究已经证实，社会参与可以带来更高水平的幸福感以及生活质量、降低抑郁症状发生的风险、减少认知损害发生的几率、培养集体归属感、改善人际关系、增进人们之间的互相尊重以及提高个体对于变迁环境的适应能力［17］。毫无疑问，这将有利于提升居民的自评健康，从而也促进了居民良好心态的培育和形成。
景天属植物因其自身含水量大，植株体内生理活性物质丰富，在繁殖过程中通过分株、扦插方式都易成活,经常给人以景天类植物可以直接采枝条种植，随便种都可以活的观念[4，5]。但任何植物表现为较好的生长都需要适宜的生长条件，在景天品种的实际应用中，其栽植地往往会遇到土质生硬、基础条件有限的情况，如果不能做好种植种苗的前期处理和适宜基质的准备工作，在栽植后期管理中的投入很可能会大于前期粗放准备节省下的成本。如何处理好景天品种生根和适宜基质的配比，这对于景天草毯建植生产的效果是非常必要的。通过本项实验得出以下两点。
毋庸置疑，居民健康水平是培育社会良好心态的重要机制和基础条件。根据本文研究结论，未来培育公民良好社会心态，不仅仅着眼于经济收入的增长和文化传媒设施的完善，还要着眼于“健康中国”战略的顺利实施，不断提高国民身体健康水平，夯实社会心态培育的基础条件。因此，对于培育社会主义良好心态，不仅要以推动居民社会参与为抓手，还应当以增加居民的自评健康为突破口。我们建议，一方面，鼓励民众积极融入到社会参与中去，积极扩大同他人的良好关系，同时，对于参加社会公益活动的居民还应当给予荣誉表彰；另外一方面，政府要进一步完善公共服务，适当增加城乡体育健身设施的投入，通过扩大城乡体育设施的有效供给，满足人民群众对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处。由于现有数据和测量工具的限制，对于健康水平的测量还无法做到完全客观现实，而且自评健康的测量没有办法区分出主观精神健康和客观身体体质健康的区别，因而较为笼统，无法精确化。此外，利用截面数据难以进行严谨的因果推断，因此，对于具有因果效应的中介作用的判断还需要进一步的研究，从而提出严格意义上的因果关系而不仅仅是统计上的相关性。
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Study of Relationship among Social Participation,Subjective Wellbeing and Social Mentality----A Study Based on CGSS2015
CHEN Bin,ZHANG Ren-peng,CHEN Ji-sheng
（School of Public Administration,Hunan Normal University,Changsha 410083,China）
Abstract：As a macro-social psychological state reflecting the behavior of social groups,social mentality can map out the social tone,social consensus and social value orientation.Therefore,it has attracted continuous and extensive attention in the field of sociology in recent years.Based on 2015 Chinese General Social Survey (CGSS)data,this paper attempts to explore the relationship between social participation,subjective health assessment and social mentality of Chinese citizens.The results show that social participation and self-evaluation of residents have a significant positive effect on social mentality.The higher the social participation of residents,the better the social mentality；the healthier the residents'assessment of their physical condition,the healthier their social mentality will be.In addition,using the mediation effect test,this study shows that the residents'self-assessment health part explains the positive influence of social participation on the social mentality,which also confirms the mediation effect of residents' health level between social participation and social mentality.
Key words： social participation；subjective wellbeing；social mentality；mediation effect
中图分类号：C911
文献标识码：A
DOI：10.3969／j.issn.1674-8107.2019.05.011
文章编号：1674－8107（2019）05-0078－07
收稿日期：2019-03-20
基金项目：湖南省哲学社会科学基金一般项目 “积极引导湖南宗教组织参与公益慈善服务的研究”（项目编号：14YBB056）
作者简介：
1.陈 彬（1975-），男，湖南沅江人,副教授,博士,主要从事社会学理论、灵性社会工作与宗教社会学研究。
2.张仁鹏（1994-），男，湖南怀化人，硕士研究生，主要从事社会学理论与社会调查研究。
3.陈济生（1994-），男，河南郑州人，硕士研究生，主要从事公共治理研究。
展览共分六个部分。开篇视频《伟大的变革》，再现改革开放大事要事喜事的《壮美篇章》，聚焦重大时间节点、重大历史事件、重大决策部署的《关键抉择—党中央推进改革开放的战略擘画》，全方位展示巨大成就的《历史巨变》，改革成果惠及百姓的《大国气象》，结语《面向未来》。
（责任编辑：石立君）
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