流动感知对青年社会态度的影响——生活质量的双中介效应

陈晓蓉，张昆贤，张汝立，黄培宏

（1.北京师范大学中国社会管理研究院/社会学院，北京 100875；2.北京大学a.光华管理学院；b.哲学系（宗教学系），北京 100871）

一、问题的提出

改革开放以来，个体与社会共同经历了多个层面的重大转变，这种变化既包括了宏观结构的调整，也出现在生活叙事的转向，许多学者称之为“转型社会”。在转型期，中国社会价值观面临着多重张力（廖小平，2006）[1]。与此同时，利益分化带来的矛盾冲突加剧成为热点问题（王春光，2007）[2]，多元价值取向的碰撞也对当下社会秩序提出严峻的挑战（杨学功，2013）[3]。在中国，现代化的快速进程会影响到社会态度变化的趋势，而研究社会态度对于分析社会运行具有重要意义（李路路、王鹏，2018）[4]84-87。长期追踪公众社会态度的调查称之为社会预警系统，可以有效识别和监测社会不稳定因素（王二平，2006）[5]。因此，对于社会中个体社会态度的考察有助于更进一步把握社会变化的趋势，推进新时期社会治理的良性发展。

党的十九大报告中提到“青年一代有理想、有本领、有担当，国家就有前途，民族就有希望”，诚然，在一个社会的发展中，青年群体作为中坚力量，他们对于社会的总体态度直接影响到整个社会的发展。而从时间历程来看，当代青年正是在转型期成长起来，在市场化和城镇化的进程中，青年个体或主动或被动地与结构性压力做抗争。一定程度上，他们的社会态度正是转型期人们在面对经济体制转轨、多元文化碰撞以及社会结构调整等系列变迁时社会心态的集中反映。因此，在新的社会发展形势下，当代青年群体社会态度的总体现状如何？他们的社会态度受什么因素的影响？这些因素又是如何起作用？这些议题都关涉到转型社会中微观层面的重要现实议题，具有一定的探索价值。

二、文献回顾与研究假设

（一）流动感知与青年社会态度

早期有关态度的研究曾是社会心理学的热点课题，其测量大多是针对单一的态度，后来开始注重态度在多重维度上综合评价的结果（李小平，1999）[6]。相对来说，社会态度与社会行动更直接地关联，更具有情感属性，尤其在社会变迁的过程中，社会态度与社会结构密切相关，并进一步影响到社会实践（李路路、王鹏，2018）[4]100-101。当前，有关社会态度的研究，主要包含以下两方面。一是关于社会态度整体体系的讨论。从概念范畴上来说，社会态度的结构组成涉及一元还是多元的视角，目前被广泛接受的主张是社会态度包括认知、情感和行为倾向三个维度（李宁宁，1990）[7]；从社会态度的发生机制来看，社会态度的形成和改变非单一途径决定，是原发型、条件型、习得型以及人际型四类机制多变量的相互架构（刘宗粤，2003）[8]。二是对于不同群体社会态度的关注，如农民工群体在中国转型中的经济地位与社会态度（李培林、李炜，2007）[9]，中等收入群体主观认同感与社会态度的关系（杨灿，2019）[10]。其中，也有关于青年群体社会态度的研究，但相对较少，且集中在对青年群体的社会公平感、社会冲突感、政治态度等方面的关注（王沛沛，2016）[11]47。

在现有的研究中，有经验证据指出青年对于未来的预期会影响到其社会态度。数据显示，预期地位上升的青年表现出更高的公平感（秦广强，2014）[12]。中国青年尤为重视自身是否在上升，在与自己过去的社会经济地位做“纵向”比较时，如果提升不明显，容易产生不公平感（周兵、刘成斌，2015年）[13]。从社会经济地位的分层来说，相比于处于底层的人而言，处于中层的人拥有较强的社会公平感和安全感，对过去评价和未来预期上升的青年，更感觉社会公平和安全，社会冲突感也会相应降低（王沛沛，2016）[11]54。从生命历程的视角出发，青年阶段是传统意义上的“成家立业”季，更多地面临今后规划的压力和各类的人生转折选择，对于未来预期的主观向上流动感知会影响他们对于社会的整个态度评价。因此，本文提出如下假设：

H1：青年的向上流动感知对其社会态度产生正向影响。

（二）流动感知与生活质量

伴随改革开放逐步深化，国内关于生活质量的研究在20世纪80年代初也逐渐起步（风笑天，2007）[14]1。从学术视角来看，存在两种研究取向：一是重点进行客观指标的研究，主要关注哪些社会条件会影响人们的物质和精神生活水平，是对人们生活客观情况的描述；二是基于高水平经济收入并不意味高质量生活的理论根据，进一步反思生活质量的内涵，从而转向人们生活体验等主观指标的研究（卢淑华、韦鲁英，1992）[15]。目前的研究更多地将重心放在主观生活质量领域的讨论，偏向于幸福感和生活满意度等个人的主观感受（风笑天，2007）[14]3-5。事实上，关于生活质量的研究更早出现在西方学者的一些学术著作中，坎贝尔将生活质量定义为“生活幸福的总体感觉”。之后林南等人提出“生活质量是对于生活及其各个方面的评价和总结”，是个人对生活总体的满意程度及对生活各个方面的感受（林南等，1987）[16]。可以说，生活满意度和主观幸福感是较常用于反映公众生活质量的两个测量指标。而随着时代的发展有研究指出获得感与幸福感在意义上较相近，而与幸福感相比，获得感更具有情境性和即时性（王俊秀、刘晓柳，2019）[17]。因而，获得感更贴近公众的具体生活，更有效地反映公众的生活体验（谭旭运等，2020）[18]。而在“获得感”的评价指标体系中又可分为物质和精神两个层面，涉及医疗、养老、政府工作等情况（郑风田，2017）[19]，公共服务与公众生活息息相关，很大程度上决定了公众在社会中的基本生活体验，所以一定意义上可以将“公共服务获得感”视作获得感的集中反映。

综上所述，本文所界定的生活质量包括生活满意度和公共服务获得感两个维度。回顾过往文献，有研究指出物质地位的提高能显著地增强个体生活质量的正向体验（李路路、石磊，2017）[20]113-114，但也有追踪数据表明，在一段时期内收入的提升并没有对个人的生活质量体验有显著的作用（吴菲，2019）[21]。事实上，在这里，可能涉及个体对于自我阶层评价和未来预期向上流动机会的考量。在宏观经济水平发展越高的情况下，处于社会结构不利位置的公众感受到的相对剥夺感越强，对于生活的正向体验也就降低（李路路、石磊，2017）[20]114-115。社会阶层对于个体生活体验具有显著影响（赵文龙、代红娟，2019）[22]，获得感的水平随着阶层的上升而上升（王俊秀、刘晓柳，2019）[23]48。哈罗德认为社会分层是理解人类与人类社会最关键的主题，社会分层体系决定了人们的生活方式和提高生活质量的机会。在一个物质水平相对丰富、经济水平也发展较快的社会中，与一定数量物质的获得相比，对于未来流动的预期，即个体在社会结构中是否拥有上升的机会往往更能影响其生活质量感受。因此，本文提出如下假设：

H2：青年的向上流动感知对其生活质量产生正向影响。

H2a：具体来说，青年的向上流动感知会提高他们的生活满意度。

H2b：具体来说，青年的向上流动感知会提高他们的公共服务获得感。

（三）生活质量的中介效应

借用布迪厄有关场域的论述框架，可以将社会视为一个有具体边界的结构，由各种附着不同资源配置的位置集合组成，这些位置的占有者则是身处社会中的不特定个体。在布迪厄看来，虽然行动者位于某一位置之上却从来不愿弱势被动地受限于固有的格局，总是尝试积极地为自己争取更有利的存在空间。所以，假定结构并非僵化的，即社会是可流动的，那么个体总是理性地寻求向上的流动机会。而个体在一个社会中的流动性，事实上涉及社会学研究中的经典议题——社会分层。在有关社会分层的讨论中，社会阶层经常与个体的社会态度相关联（刁鹏飞，2012）[24]，学界也关注到不同社会阶层的生活满意度情况等（王俊秀、刘晓柳，2019）[23]46。而在关于社会阶层的研究中，也存在主客观阶层两种切入路径。在变迁的社会中，中国公众对于自身的客观地位和主观阶层地位的认同出现偏差且距离不断扩大（范晓光、陈云松，2015）[25]。从已有的研究来看，主观阶层概念的运用更广泛些。与客观阶层地位相比，主观阶层认同与社会政治态度有更直接的关联（李升，2017）[26]。

在对比不同群体的“公平感”时，有研究指出对公众关于社会的主观感受，影响更大的可能是生活预期、社会开放水平等因素（李培林、张翼，2008）[27]。对青年群体而言，由于其年龄阶段的特征，对其生活质量影响最大的往往不是生理或心理因素，而是与社会分层有关的诸多因素。且在社会中，社会成员对其生活质量的评价往往会进一步影响他们的行为表现和社会态度（陈胜，2005）[28]。从上述讨论中进一步整理推演，我们有理由认为，青年对于未来生活的预期，即向上流动感对其社会态度的形成提供了基础性要素，但青年在具体生活中的生活质量（即生活满意度和公共服务获得感）能将这种主观流动感知进一步作用于其社会态度并影响其社会态度的正负向表现。因此，本文提出如下假设：

H3a：生活质量（包括生活满意度和公共服务获得感）对青年的社会态度产生显著正向影响。

H3b：生活质量（包括生活满意度和公共服务获得感）将对青年流动感知与社会态度的关系产生显著中介效应。

综上所述，本文的研究框架如图1所示。

三、研究设计

（一）数据介绍

基于以上理论假设，本文选用中国社会状况综合调查2017年的横截面数据来作为我们的经验资料。中国社会状况综合调查（Chinese Social Survey，简称CSS）是中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目，目的是通过对全国公众的劳动就业、家庭及社会生活、社会态度等方面的长期纵贯调查，来获取转型时期中国社会变迁的数据资料，由于抽样样本满足统计推论的基本假定，其研究结果可推至全国年满18～69周岁的住户人口。

2017年中国社会状况综合调查问卷共包括以下九个方面：住户成员基本信息（A部分）、个人工作状况（B部分）、家庭生产生活情况（C部分）、生活质量（D部分）、社会保障（E部分）、社会团结/社会融合（F部分）、社会凝聚/价值观/国家及社会评价（G部分）、社会参与/政治参与（H部分）及价值观和社会公正（I部分）。其中，多数部分与本文的研究情境契合度较高，符合本文提及构念的操作化定义。2017年调查共回收10143份有效问卷，由于本文关注的群体为青年，参照世界卫生组织、联合国、共青团及中国国家统计局对“青年”的定义，本文将青年的年龄划分限定为18-35周岁的群体。我们认为，18周岁对于大多数中国人来说刚完成高考、步入大学或社会，可以认为从少年向青年过渡，而35周岁后则开始从青年阶段进入中年阶段。基于此，我们首先对样本进行了筛选，最终满足该条件的有效样本共计2505份，约占调查总体的24.7%。

（二）变量选取

1.因变量

社会态度。根据上文定义，社会态度主要指的是个体对社会的认知。本文将社会态度操作化为个体的社会评价，对应问卷中G部分第7题，即“请用1-10分来表达您对现在社会的总体情况的评价”（G7）。在稳健性检验部分，进一步地，为了区分认知和行为层面的社会态度，我们又将社会评价细分为社会信任（F1a2：以对不同机构的信任程度测量，包括中央政府、区县政府、乡镇政府、群团组织、工作单位、慈善机构、新闻媒体、互联网、银行、保险公司、医院、法院等）、社会宽容（F3a：以对其他群体的接纳程度测量，包括婚前同居者、同性恋、乞讨要饭者、刑满释放者、不同宗教信仰者、艾滋病患者等）、社会公平（F4：以对社会生活的公平程度测量，包括高考制度、政治权利、司法执法、公共医疗、工作就业、收入分配、社保待遇、城乡差异等）、政府评价（G3：以对政府工作的打分测量，包括提供医疗卫生服务、提供社会保障、保护环境、保障公民政治权利、打击犯罪、廉洁奉公、依法办事、发展经济、扩大就业、信息公开、服务意识等）、社会安全（G6：以对社会安全的程度测量，包括个人和家庭财产安全、人身安全、交通安全、医疗安全、食品安全、劳动安全、个人信息安全、环境安全等）和社会参与（H2a、H2b：以是否参与或是否有意愿参与社会事务衡量，包括讨论政治问题、反映社会问题、向政府部门反映意见、参加志愿者活动、参加村/居委会选举、参加所在村居/单位重大决策讨论、参加社会公益活动、参加宗教活动、参加集体性维权活动等）。

2.自变量

向上流动感。本文所提出的向上流动感是主观层面的流动感知，换言之，是个体对过去、现在和未来阶层流动的主观认知和判断，与客观指标（如经济收入、社会声望等）无关。本文采用“您认为目前本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次”（D3a）与“您认为在未来的5年，您本人的社会经济地位在本地大体会属于哪个层次”（D3c）之间的数值差异来测量向上流动感。该变量为定序变量，原编码为上对应数值1，中上对应2，中对应3，中下对应4，下对应5。反向编码后，计算得出5年后的地位感知与目前的地位感知的差，若差值为正（包括+4、+3、+2、+1四类得分），则表示个体感知向上流动；若差值为负（包括-4、-3、-2、-1四类得分），则表示个体感知向下流动；若差值为0，则表示个体感知无流动。经过重新计算后，我们将向下感知编码为1，感知无流动编码为2，向上感知编码为3。经过重新编码后，新生成变量diff，仍为定序变量。取值为1（即向下感知）的样本约有1315人，占54%，取值为2（感知无流动）约557人，占22.9%，取值为3（向上感知）约565人，占23.2%。

3.中介变量

生活满意度。问卷中D部分第4题衡量了个体的生活满意度，包括对教育程度、社交生活、休闲/娱乐/文化活动、家庭关系、家庭经济状况、居住地环境状况等方面。因此，本文选用D4的量表测量生活满意度。由于Cronbach’sα的值为0.793，因此可以加总。本文使用加总后的得分来测量。

公共服务获得感。公共服务是指由政府部门、国有企事业单位和相关中介机构履行法定职责，根据公民、法人或者其他组织的要求，为其提供帮助或者办理有关事务的行为。本文将公共服务获得感操作化为对社会保障状况的评价（E1c）。我们认为，社会保障属最典型的公共服务种类之一，公民可直接享受，因此，对社会保障状况的评价可以反映出公民的公共服务获得感。由于Cronbach’sα的值为0.902，因此可以加总。本文使用加总后的得分来测量。

4.控制变量

除以上变量外，我们控制了受访者性别（gender，RA1c）、年龄（age，RA1d）、教育程度（educ，根据RA1e、重新编码为描述教育年限的连续型变量）、收入水平（C5，为了调整收入水平的偏度峰度问题，我们采取了收入的对数形式lninc）。此外，我们认为受访者是否融入当地的生活环境中也会影响其的社会态度，因此我们还控制了本地认同（A4e：就您目前的生活状况来说，您认为自己是本地人还是外地人）。

本文的分析软件是SPSS 23.0。假设1和假设2的分析模型为OLS线性回归。假设3检验中介效应，因此采用Hayes（2013）提出的PROCESS 2.0插件。PROCESS是基于OLS的计量方法上发展出来的检验中介效应和调节效应的模型，原理为Bootstrap（拔靴法），即通过多次抽样降低均值的标准误。这种方法纠正了Sobel检验标准误不准确且放松了变量正态分布的严格假定，提高了估计的准确性和可靠性。PROCESS插件提供了包含中介效应、调节效应及二者交叉混合共76个模型，由于本文提出了两个中介变量，一为生活满意度，一为公共服务获得感，因此选用模型6。主要变量描述如表1所示。

表1 主要变量及操作化测量汇总

四、结果分析

（一）描述性分析

表2为主要变量的描述性统计分析。从表2中我们可以看出，主观流动感知的均值为1.692，表明约半数人认为未来五年自己的社会经济地位会处于下滑状态，由上文可知约25%的人认为自己未来五年社会经济地位不会有明显变化，而约25%的人则认为自己的社会地位会上升，这意味着青年群体在当下竞争激烈的社会压力较大、对自己的未来没有足够的信心。公共服务获得感包括对养老保障、医疗保障、就业保障、城乡最低生活保障、基本住房保障的评价，样本的平均值为28.907（满分50），标准差为10.669，表明青年的公共服务获得感仅仅处于中偏低的位置，且内部差异较大，打分最高的在各个维度上都表现出了“非常满意”的态度，而反之，打分最低的在各个维度上则表现出“非常不满意”。生活满意度包括对教育程度、社交生活、休闲/娱乐/文化活动、家庭关系、家庭经济状况、居住地环境状况的满意程度，平均分为39.020（满分60），标准差为9.678，与公共服务获得感稍有差异，处于中偏上的水平；相同的地方在于，在群体中内部差异依然较大，打分最高的在各个维度上都给出了“非常满意”的评价，而最低的在表现出了“非常不满意”的态度。社会态度上，平均得分6.570，标准差为1.602，也意味着社会态度整体上处于中立偏好的状态，但内部差异较大，打分最高的为10分（“非常好”），最低的仍为1分（“非常不好”）。在频次分布上，评分为7的人数最多（653人，占比26.1%），表明整体上青年群体的社会态度偏积极。

表2 主要变量描述性统计分析

控制变量上，我们的样本中有43%为女性，表明样本在性别分布上较为均匀；平均年龄在27岁，介于我们对青年群体的年龄划分的中间位置（18～35岁）；平均受教育年限在12年，但差异较大，标准差为3.625，学历最高者为研究生及以上受教育水平，最低者没有上过学；收入对数的平均值约为6.806，标准差为4.827，纠正了原始变量收入的左偏分布；本地认同上，约有84%的个体认为自己是本地人，说明样本中本地认同的状况良好，大多数人认为自己已经属于所在社群的成员之一。

表3呈现了变量之间的皮尔逊（pearson）相关系数。从表中可看出，主要变量之间的相关系数均显著，且均在0.5附近，这表明变量之间除了具有较好的聚合效度外，既能测量我们的主要构念，还具有较好的区分效度，不同变量之间有较明显的涵义差异。相关性分析初步证实了我们的研究假设。

（二）线性回归模型结果

表4呈现了假设1和假设2的OLS估计结果。假设1预测了向上流动感对社会态度的正向作用。在模型1和模型2这一组中我们验证了这一假设。模型1为未加入解释变量前控制变量的影响。可以看出，性别、教育水平和本地认同都对社会态度起到了正向的作用，即男性相比于女性、教育水平高的、本地认同感强的个体的社会态度往往更为积极、评价更高。年龄和收入对社会态度的影响基本不显著，这可能是因为我们研究在一开始就限制了所关注的群体，所以这部分人群在年龄上没有显著的异质性，因此影响不显著。收入的影响不显著可能是因为35岁前由收入差距所带来的阶层向上流动的效应还未显现，因此对社会态度的影响也不显著。

表4 因变量为社会态度、公共服务获得感、生活满意度的OLS回归结果

模型2加入了解释变量流动感知。可以看出，解释变量向上流动感显著提高了社会态度（β=0.234，p=0.000）。具体来说，预感未来5年后向上流动的个体往往具有更高的社会态度，预感未来5年后无流动的个体次之，而预感未来5年后社会地位将变低的个体社会态度最差。据此，假设1得到证实。

假设2预测了向上流动感会促进生活质量的提高。在这里，我们与假设1同样运用了OLS线性回归方法。模型3和模型4以公共服务获得感为因变量，其中模型3只加入控制变量，而模型4则加入了本文的解释变量。从表3的回归结果中我们看出，以公共服务获得感为因变量，预感向上流动的群体在其中表现出了最高的公共服务获得感（β=1.932，p=0.000），且加入解释变量后，拟合优度R2从5.6%提高到7.7%。这说明流动感知正向提高了生活质量中的公共服务获得感。因此，假设2a得到支持。

表3 主要变量相关系数表

模型5和模型6以生活满意度为因变量，其中模型5只加入控制变量，而模型6则加入了本文的解释变量。从表3回归结果的最后两列中我们可以看出，预感向上流动的群体往往比无流动和向下流动表现出更高的生活满意度。换句话说，向上流动感提高了生活满意度（β=2.821，p=0.000），且加入解释变量后，模型拟合优度由13.5%提高到19.5%。这说明流动感知正向提高了生活质量中的生活满意度。因此，假设2b也得到了支持。综上，解释变量的加入提高了生活质量，假设2整体得到支持。在控制变量上，同社会态度类似，收入对生活质量仍然无显著作用，而性别则只对生活满意度起显著作用，对公共服务获得感无影响。年龄、受教育水平、当地认同均会影响个体的生活质量。

模型7至模型10检验了生活质量（公共服务获得感和生活满意度）对社会态度的正向影响。模型7为所有控制变量对社会态度的影响，与模型1完全一致。模型8加入了公共服务获得感的解释变量后，模型的拟合优度与模型2、模型7相比均得到极大的改善，提高到18.1%，这表明公共服务获得感的影响显著，且系数显著（β=0.063，p=0.000）；模型9将公共服务获得感替换为生活满意度，发现结果与模型8近似（β=0.056，p=0.000），生活满意度显著提高了社会态度，同时拟合优度也提高到10.8%。将两个变量同时放入模型后，得到模型10，解释变量系数依然显著，且拟合优度的值在四个模型中取得最大，为20.6%。综上，假设3a得到了验证。

表5 公共服务获得感、生活满意度对社会态度的OLS回归结果

据此，从回归结果中我们可以得出结论，即流动感知、公共服务获得感、生活满意度均对社会态度有正向影响，且将生活质量的两个维度加入模型后，与流动感知相比，对模型整体的拟合效果有着更为明显的提升作用。

（三）中介效应检验：PROCESS

我们在得出以上三个变量对社会态度起着正向的显著影响后，进一步通过检验中介效应来验证中介假设。为解决Sobel test检验中介效应的不足，同时放松变量需满足正态分布的假设，本文选择采用Bootstrap法来对中介效应进行检验。Hayes在2013年发明的PROCESS插件为在SPSS中实现该方法提供了可能。

我们首先选用插件中的第四个模板（见图2），分别对两个中介变量进行了检验。当中介变量为公共服务获得感时，向上流动感对社会态度的正向影响下降但仍然显著（β=0.121，p=0.004），通过公共服务获得感的间接效应也显著（BootLLCI=0.0862，BootULCI=0.1631，不包含0），这表明公共服务获得感对向上流动感与社会态度的关系起到了部分中介。类似地，当我们将中介变量替换为生活满意度时，向上流动感对社会态度的正向影响下降但仍在5%的水平上显著（β=0.084，p=0.036），通过生活满意度的间接效应也显著（BootLLCI=0.1223，BootULCI=0.1911，不包含0），这表明生活满意度与公共服务获得感一样，对向上流动感与社会态度的关系起到了部分中介。路径结果见图3和图4所示。

接着，由于本文提出了双中介模型，如果仅仅分别考虑两个中介的各自效应，会降低结论的可靠性。因此，我们在PROCESS插件中选用第六个模板（双中介模型，见图5）对我们的假设进行了检验。在考虑两个中介彼此之间的相关关系上，我们进而提出了两种假设：（1）生活满意度影响公共服务获得感；（2）公共服务获得感影响生活满意度。Bootstrap结果显示，在第（1）种情况下，公共服务满意度的中介效应消失（BootLLCI=-0.0007，BootULCI=0.0521，包含0）；而在第（2）种情况下，三类间接效用均显著存在。综上，我们认为，双中介效应存在，且双中介中公共服务获得感又会影响生活满意度。据此，我们通过分别对两个中介做检验和对双中介同时做检验，验证了假设3b，即青年的生活质量（包括生活满意度和公共服务获得感）对向上流动感与社会态度的正向关系起到了显著的中介作用。路径结果见图6所示，中介效应的检验结果详见表6。

表6 PROCESS模型间接效应结果

（四）稳健性检验

为检验结论的稳健性，我们将自变量流动感知操作化为虚拟变量（diff_dum）。基于前文对流动感知的编码，我们将向上流动感知重新编码为1，将感知无流动及向下流动感知编码为0，探究了向上流动感知的群体是否与其他群体有显著差异。表7呈现了解释变量为虚拟变量时的回归结果。从表7中我们可以看出，将自变量替换为0/1变量后，对社会态度、公共服务获得感、生活满意度的正向影响均保持显著。这表明预感向上流动的青年与预感无流动、预感向下流动相比均表现出更积极的社会态度，与上文发现一致。

我们还将因变量进一步划分为认知维度的社会态度和行为维度的社会态度。其中，认知维度的社会态度包括社会信任、社会宽容、社会公平、政府评价、社会安全等方面；行为维度的社会态度主要通过社会参与来衡量。表7描述了稳健性检验涉及的变量信息，通过可靠性检验，我们发现这6个变量的Cronbach’sα均超过0.7，因此可以进行加总计算。通过替换因变量，我们发现在认知维度上结论依然十分显著，而在行为维度上则不再显著，模型拟合较差（R2=0.03），由此说明了本文的分析主要集中在认知层面，与个体的主观态度相关性较高，而从意识转变为行为还会受到其他干扰因素影响，因此关系不如认知层面直接。表8呈现了中介效应稳健性检验的结果。

表7 自变量（流动感知）为0/1变量时的OLS回归结果

表8 稳健性检验相关变量及操作化测量汇总

（五）对以上结果的总结

以上结果均支持了本文的研究假设。具体来说，我们发现了青年的流动感知对社会态度起着显著的影响，对未来社会经济地位有乐观预期的青年来说，他们更容易对社会总体持有较好的评价。通过中介机制的检验，我们认为，未来预期社会经济地位上升的青年，会通过提高他们的公共服务获得感和生活满意度，进而提高他们的社会态度。预期向上流动的个体在主观上不再受限于阶层的固化，他们会认为自己能够打破阶层之间的界限，向上流动的可能得益于社会的外部供给，因此往往会更容易从社会提供的公共服务和自我的生活中获得满足，从而提高他们对社会的评价。反之，对于对未来抱有消极预期的青年而言，因为带着更大的心理压力和心理负担，更容易产生不信任感、不安全感、不公平感等。

双中介模型进一步丰富了我们的理论模型。从模型的结果上看，我们更倾向于认为，青年个体的公共服务获得感会进一步提高生活满意度，从而形成四条作用机制：（1）流动感知的直接影响；（2）流动感知通过影响公共服务获得感，影响社会态度；（3）流动感知通过影响生活满意度，影响社会态度；（4）流动感知通过影响公共服务获得感，进而影响生活满意度，最后影响社会态度。在双中介模型中，这四类效应均被证实。这也说明了生活满意度的来源之一可能是对公共服务的获得感。

稳健性检验中，通过替换自变量和因变量的测量方法，我们认为首先预感向上流动的青年与其他两类有着显著的态度差异；其次，对于社会态度的影响，则主要在认知维度上。这可能由于行为维度的态度取向受到的干扰因素更多，如是否有途径或渠道参与等，因此效应更为间接。除了行为维度的社会态度外，社会信任、社会宽容、社会公平、政府评价和社会安全均满足上文的因果机制。

表9 稳健性检验结果

五、总结与讨论

从结构功能主义的视角来看，个人在结构和制度下生活，微观层面个体的认知和行为与宏观层面社会的变迁息息相关。同时，由于生活历程的阶段性特征，青年时期的个体与社会联系最为紧密，他们对于社会的认知评价和行为倾向也集中反映了社会发展水平及其运行情况。因此，关注社会转型期中青年群体的社会态度现状是有意义的。据此，本文进一步回答了青年的社会态度受什么因素的影响、通过什么机制发挥作用。

实证结果显示，青年群体对于社会总体情况评价的平均得分为6.6分，个体高低分差距明显，意味着青年群体的社会态度整体上处于中立偏好的状态，但内部对于社会的评价和认知差异较明显。实证分析表明青年群体关于自身阶层的主观流动感知会影响其社会态度，主要有以下几个方面发现。首先，未来预期会向上流动的青年表现出了更积极的社会态度倾向，即青年的向上流动感知对其社会态度产生正向影响。有趣的一点发现是，绝对收入对于青年社会评价的影响不显著。相对于现在的绝对收入而言，未来能否实现阶层向上流动的预期，对于青年的社会态度更具有影响力。其次，从生活质量的层面来说，青年群体的公共服务获得感整体得分情况处于中等偏下，生活满意度整体得分处于中等偏上，说明青年群体对于当前的社会保障等方面的获得仍不理想。我们还发现，不管是公共服务获得感还是生活满意度，群体内部高低得分都出现了较大的差距，反映了在青年群体中，不同的个体在社会中的公共服务获得和生活满意程度差异较大。第三，从模型结果来看，生活质量，即生活满意度和公共服务获得感对青年流动感知与社会态度的关系产生显著中介效应。也就是说，青年的流动感知通过公共服务获得感和生活满意度进一步影响到社会态度的形成。通过双中介模型的分析和稳健性检验，我们有理由相信，青年群体的阶层主观流动感知影响其生活质量，并进一步影响其社会态度。对于这中间作用机制的解释，我们倾向于认为当他们对未来有较好预期时，他们对于自身在社会中所获得的公共服务情况的评价（诸如他们在养老、医疗、就业等方面获得的保障情况）会更积极，以及他们对于教育、家庭、社会活动等方面的生活满意程度会更高，进而他们对涉及社会公平、信任、宽容以及政府工作等方面的社会总体情况评价时所形成的社会态度会更加正向。

从上述实证结果出发，我们看到在社会转型的新时期下青年群体的社会态度整体呈现积极面向，但不可忽视的是群体内部个体间的差异。差异的背后一定程度上反映了社会变迁中青年个体对未来预期的分化，主观判断自身在今后会实现社会阶层向上流动的个体往往对社会评价更正向，拥有更积极的社会态度。这一分析启示我们，在变化的时代中，阶层流动几率越高的社会，青年群体越趋向于“积极公民”，这是因为在社会结构不僵化的状态下，他们有理由相信通过努力可以找到个体的上升路径，由此对社会各项评价也会随之提高。本研究的政策意涵在于，在利益分化和变迁不断加剧的社会中，要推进社会治理的良性发展，除了要做好基础的民生保障工作、给予青年群体更多社会政治参与的机会、提高青年群体的生活质量外，更重要的是，在政策的制定和执行环节，要注意平衡利益格局，促进社会中的上升性流动，培育能使“青年一代有理想”的社会土壤，推动“青年一代有本领、有担当，国家就有前途，民族就有希望”的格局建设。