政治参和影响健康吗？来自集体和个体层面的双重验证,该文是影响方面本科毕业论文范文和政治参与和双重验证和个体层面有关硕士学位毕业论文范文.
影响论文参考文献：
【摘 要】 政治参与对健康的作用关系在以往的研究中往往被忽视了.论文利用中国综合社会调查( CGSS2010)数据,分别从集体和个体层面考察了二者的关系及其作用机制.研究发现：集体层面上,体制内的政治参与（如基层选举、社区参与）对社区人口健康没有统计上的显著影响；而体制外的政治参与（如维权抗争）对社区人口的心理健康具有显著的负向作用,但这种负效应会因社区公共品供给增加的补偿机制而相应地减弱.个体层面上,体制内政治参与（如社区参与）有利于居民的自评健康,体制外政治参与（如维权抗争）则不利于居民的心理健康,二者均通过“自我效能感”发挥*作用.论文验证了政治参与的“心理赋权”作用,其“工具性”作用也得到了部分验证.在社会转型期,为了提高居民健康水平,应引导更多有实质性意义的体制内政治参与,减少体制外政治参与.
【关键词】政治参与 生理健康 心理健康 自评健康 公共品供给 自我效能感
【中图分类号】D63
【文献标识码】A
【文章编号】1674 - 2486 (2018) 04 - 0005 - 24
一、问题的提出
伴随着化程度的提高,中国居民政治参与的形式越发多样,由单一的政治参与观被多元的参与观所取代（朱亚鹏,2014；胡荣,2008）.参与所带来的社会福利也日益引起我国学者的关注,但参与和中国居民健康之间的关系往往被忽视了.我们注意到：对一个国家或地区来说,政治参与水平一定程度上会影响人口、卫生政策( Dixon - Mueller&Germain,1994),以及公共物品的分配( Betancourt&Gleason,2000),这些又会进一步影响居民的健康水平；对居民个体而言,体制内与体制外政治参与所面临的处境与压力不同,需要付出的体力和脑力也存在差别( Denny&Doyle,2007；Schur et al．,2002),由此也会造成居民个体的健康差异.本文将利用“中国综合社会调查”( Chinese General Social Survey,CGSS) 2010年数据来考察不同形式的政治参与和居民健康的关系及其作用机制.
二、文献回顾与理论假设
(一)政治参与对健康的影响
政治参与和居民健康之间相互作用,但以往研究更关注健康对政治参与的影响( Smets&van Ham,2013；Denny&Doyle．2007).对政治参与影响健康进行研究的成果相对较少,主要表现在以下方面：第一,探讨政治参与和人口死亡率的关系.拉维斯特( Thomas La Veist)(La Veist,1992)通过测量黑人在议会席位的比例,发现非裔美国人的政治参与和其新生儿产后死亡率之间呈负相关关系,进而证实了政治参与会对健康产生积极影响.但格里森( SuzanneGleason)(Gleason,2001)研究发现,女性的政治参与和儿童的死亡率之间并没有显著的相关.第二,研究政治参与和人均预期寿命之间的关系.如贝斯利( Timothy Besley)等(Besley et al．,2006)利用多个国家的面板数据研究发现,公众参与程度越高,人均预期寿命一般也较高.诺布尔斯( Jenna Nobles)等( Nobles et al．,2010)研究发现,妇女政治权利的提升也会对人均预期寿命产生积极影响.第三,也有一些学者直接探讨了个体政治参与对其自评健康的作用.如卡瓦纳（Anne Kanagh）等(Kanag et al．,2006)研究发现,在农村,居民参与村里政治选举的对其健康具有很显著的积极作用.金丹尼( Daniel Kim)和卡瓦奇(Ichiro Kawachi) (Kim &Kawachi,2006)研究发现,政治参与度较低的居民报告自评身体较差的概率比一般人要高出22%.
总体而言,西方学者的研究发现,不论是在国家或地区层面的集体健康还是个体健康,政治参与均可以显著提升居民的健康水平.但是这一研究结论是否适用于中国？有待本文的进一步验证.此外,在中国,不同形式的政治参与所面临的处境与产生的后果具有很大的差异（胡荣,2008）.体制内的政治参与,如基层选举的、社区参与等,往往为政府部门所提倡和鼓励,这可能会提高政府对该社区的公共品供给或者提升居民的自我效能感,从而有利于居民健康；相反,体制外的政治参与,如、集会、游行等形式,不被政府部门鼓励或允许,这可能会降低该社区在争取一些公共品上的声誉或者居民的自我效能感,从而不利于居民健康.因此,我们提出第一组假设：不同政治参与形式对居民的健康水平具有分化作用.具体操作化为：
Hl.1：体制内政治参与可以提高居民的健康水平.
Hl.2：体制外政治参与则会降低居民的健康水平.
(二)政治参与影响健康的路径
政治参与通过什么路径影响健康？或者说其作用机制是怎样？现有的研究大致可以归纳成两种：一是将政治参与看成是一种“赋权”,通过心理作用来影响健康( Morgan,2001),其内在逻辑是政治参与可以看成是社会交往的一部分,社会交往对居民健康具有积极的促进作用,通过政治参与,可以提高人的社会性,并且赢得更多的尊重,从而有利于健康状况( Sanders,2001).虽然不少文献指出政治参与可能通过“赋权”的心理作用影响居民健康,但对此的实证研究付之阙如.二是强调政治参与的“工具性”作用.该作用是指政治参与可以提高政府的公共财政支出,从而增加公共物品和公共服务( Abbott,2010).其内在逻辑在于：积极的政治参与行为可以反映出参与者本身的政治诉求( Ross,2006),也可以使决策者更能考虑到他们的需求,从而对他们的健康更有益处( Hill et al．,1992).张晓波等(Zhang et al．,2003)使用农村的调查数据发现,参与村庄选举的人数比例越高,该村庄支出中公共投资的比例也越高.王书娜和姚洋( Wang&Yao,2007)也发现了类似的结论,即政治参与影响公共财政支出.再有,在研究印度的公共物品供给时,贝当古( RogerBetancourt)和格里森(Suzanne Gleason) (Betancour&Gleason,2000)发现,一个地区,如果率较高,那么这个地区的护士、医生人数也较多.孟祥轶和张莉( Meng&Zhang,2011)研究发现,村民代表大会举行的次数越多,该村公共物品的供给越完善.以上这些文献主要集中于政治参与对公共投资、公共物品的影响,而后者与居民的健康有着莫大的关系.许多实证研究已经证明了公共品供给在改善居民健康方面的重要性( Morgan,2001；Abbott,2010；Ross,2006；方敏,2015；王曙光、董香书,2013).
由此可见,政治参与影响健康的路径,还有较大的拓展空间.目前,还未有实证研究去检验这两条路径；更缺乏同一框架下,两条作用路径的比较,究竟是政治参与的“心理赋权”作用更大,还是“工具性”作用更大,不得而知.本研究中,考虑到这两条路径的作用层面有所差异,区分了集体和个体层面.由于“工具性”作用主要包含公共投资、公共物品等,强调的是集体层面的概念,而“心理赋权”更多是个体层面的概念,因此我们认为集体层面的政治参与更多是通过其“工具性”发挥作用,即通过影响地区的公共投资和公共品供给,进而促进社区人口健康.体制内政治参与往往为政府部门所提倡,可能会获得更多的公共品供给；相反,体制外的政治参与形式,往往为政府部门所限制或禁止,造成社区居民与政府部门的紧张关系（胡荣,2008）,可能不利于该社区去争取一些公共投资或公共品.于是我们提出了第二组假设：在集体层面上,不同政治参与形式对社区人口健康的分化作用是通过公共品供给发挥*作用.具体操作化为：
H2.1：集体层面体制内的政治参与,可以增加公共品供给,进而有利于社区人口健康.
H2.2：集体层面体制外的政治参与,则会减少公共品供给,进而不利于社区人口健康.
作用路径如图1所示：
相反地,个体政治参与可能通过其“心理赋权”作用影响居民健康.有研究者提出,政治参与是一种政治教育,本质上可以提升选民的公民特质,从中习得的知识和技能将进一步鼓励参与者参与到将来的政治进程中( Finkel,1985；Parry,1972).换而言之,政治参与能够引导个体发展内在效能感或称自我效能感.对于城乡居民而言,参与选举、参与村委会或居委会的事务,尤其是所支持的候选者赢得选举,会使他们有一种能够对政府行为产生影响且政府对自己的诉求有所回应的感觉（胡荣、沈珊,2015）.当然,在中国,不同形式的政治参与所产生的结果具有很大的差异.体制内的政治参与,居民可以一定程度上实现自身的政治权力,增加“心理赋权”,提升自我效能感；而体制外的政治参与,居民往往可能遭遇到身体破坏或是心理恐吓（彭国胜,2014）,自我效能感也较容易遭遇挫败.因此,我们提出了第三组假设：在个体层面上,不同政治参与形式对居民健康的分化作用是通过自我效能感发挥作用.具体操作化为：
H3.1：个体层面体制内的政治参与,可以提升居民的自我效能感,进而有利于居民健康.
H3.2：个体层面体制外的政治参与,则会降低居民的自我效能感,进而不利于居民健康.
作用路径如图2所示：
三、数据、变量及测量
(一)使用数据
本研究所使用的原始数据来源于中国人民大学社会学系主持实施的2010年中国综合社会调查数据( CGSS2010).此次调查覆盖了中国大陆所有省级行政单位,采用多阶分层概率抽样设计,对全国100个县（区）、478个居（村）民委员会、12 000户家庭中的个人进行了调查,在全国共计完成11 783份有效调查问卷.①在数据分析时,我们利用该数据给定的权重系数对各变量进行了加权处理.
(二)变量及测量
1．健康
本研究的因变量是居民的健康状况.在社会学研究中,一般采用主观自评健康指标(Lowry&Xie,2009；王甫勤,2011；齐亚强,2014；池上新,2014,2016,2018).因此,同很多研究一样,本研究中,“健康状况”也是通过人们自己的主观评估来测量.CGSS2010的调查问卷中,针对生理健康,询问被访者“您是否患有慢性病或者长期的健康问题？”,回答分为“是”和“否”两类,我们将回答“否”看成“生理健康较好”,将回答“是”看作“生理健康较差”.针对心理健康,询问被访者“您感到心情抑郁或沮丧的情形是如何？”,答案分成“总是”“经常”“有时”“很少”“从不”五类,我们将前三类合并成“心理健康较差”,将后两类合并成“心理健康较好”.此外,还有一道比较综合的自评健康的测量题目“您觉得目前的身体健康状况如何？”,答案分成“很不健康”“比较不健康”“一般”“比较健康”“很健康”五类,我们将前两类类合并成“自评健康较差”,将后三类合并成“自评健康较好”.通过生理、心理、自评健康的测量,可以较全面地反映居民的健康状况.本研究测得：“生理健康较好”占65. 9%,频数2 563人,“生理健康较差”占34. 1%,频数为1 326；②“心理健康较好”占65. 7%,频数为7 717人,“心理健康较差”占34. 3%,频数为4 025人；“自评健康较好”占82.1%,频数为9 669人,“自评健康较差”占17. 9%,频数为2 104人.如图3所示.
2．政治参与
政治参与是本文的主要预测变量.政治参与被定义为“具有影响政府行动的意图或效果的行为,既包括直接地影响公共政策的制定实施的行为,也包括间接地影响人们的政策抉择的行为”( Verba et a1．,1995: 38).因此,、竞选、参与社区事务或者维权抗争等活动都可以被视为政治参与的不同形式.在CGSS2010问卷中,询问受访者在过去一年中是否参与过如下7项活动：(1)村委会、居委会、业委会的工作；(2)向村委会、居委会、业委会提建议或意见；(3)参加集体；(4)参加写联名信；(5)向新闻媒体反映有关小区的问题；(6)向相关政府部门反映有关小区的问题；(7)参加或.答案分为“参与”(1)和“没有参与”(0)两种.此外,问卷中还询问了“在上一次村委会／居委会选举中是否参与”和“近三年,您是否在居（村）委会换届选举中投过票”,回答分成“参与”(1)和“未参与”(0)两种.我们用主成分法对这9个项目进行因子分析,剔除两个共量值小于0.4的项目,最后保留了7个项目,这7个项目的Cronbach´s alpha系数为0.611.经最大方差法旋转,提取3个因子,分别命名为“基层选举因子”“维权抗争因子”和“社区参与因子”,如表1所示.
此外,如果从制度化维度来看,不同的政治参与活动是不一样的.有的参与方式是制度化的,如参加村／居委会的选举,参加村／居委会工作等,但有的参与方式却是非制度化的,如集体.与此相对应,制度化的政治参与行动通常是在法律和制度允许的框架内进行的,因而也往往能够得到政府部门的鼓励和保护,但非制度化（或者称体制外）的政治参与因为其可能超越法律允许的框架而极易使参与者处于与政府（至少是地方政府）对立的境地,甚至与地方政府处于冲突的状态,因而很难得到制度的保护（胡荣,2008）.鉴于此,我们将基层选举和社区参与看作体制内政治参与形式；而维权抗争看作体制外的政治参与形式.
3．公共品供给
公共品是指在一定地域范畴内具有非排他性、非竞争性的社会产品或服务（Samuelson,1954）,可见公共品供给是一个集体层次的概念.本研究主要考察的是社区公共品供给情况,对于公共品供给的测量,CGSS2010问卷中设置了三道题.询问被访者居住地周围一公里范围内公共品供给情况：“我居住的地方适合进行体育锻炼,如慢跑、步行”“我居住的地方有足够的公共设施（如社区中心、图书馆、公园等）”和“我居住的地方很安全”,分别考察了体育设施、文化娱乐设施和公共安全的情况.答案根据Likert量表设计成5个等级：“完全不同意”“不同意”“既不同意也不反对”“同意”和“完全同意”,并由低到高分别赋值1至5分.这3个项目的Cronbach´s Alpha信度系数为0.586,经最大方差法旋转,提取了1个因子——公共品供给因子（见表2）.
4．自我效能感
自我效能感这一概念是美国著名心理学家班杜拉( Albert Bandura) 1977年首次提出的.他认为,自我效能感是指“人们对自身能否利用所拥有的技能去完成某项工作行为的自信程度”( Bandura,1995).对于自我效能感的测量,CGSS2010问卷中设置了三道题,询问被访者最近出现以下感受或想法的频率如何：“感到自己能有效地处理生活中所发生的重要改变”“感到自己能有效地处理私人的问题”和“感到自己有能力控制自己的生活”.答案根据Likert量表设计成5个等级：“从不”“很少”“有时”“经常”和“总是”,并由低到高分别赋值1至5分.这3个项目的Cronbach´s Alpha信度系数为0.866,经最大方差法旋转,提取了1个因子——自我效能感因子(见表3).
5．控制变量
此外,根据以往的相关研究（Lowry&Xie,2009；王甫勤,2011；胡安宁,2014；池上新,2014,2016,2018）,我们把性别、年龄、户籍、区域、婚姻状况、政治面貌、受教育年限、个人年收入、职业特征、医保参与等作为控制变量.各控制变量的描述性统计见表4.
(三)研究策略
本研究要考察政治参与和健康之间的两条作用路径,即分别考察公共品供给、自我效能感在政治参与和健康之间的*效应.因此,将通过依次检验回归系数的方式判断是否存在*效应.检验策略如以下三个方程：
其中X,y分别为自变量和因变量,肘为*变量.判断方式为：若三个方程中,c、口、6都显著且c“小于c,则可判断存在部分*效应,如果c“不显著,则可判断X对Y的影响存在完全*效应；若在式(1)中c显著,式(2)中口或式(3)中6中有一个不显著,则需要通过Sobel或者Goodman*检验进行效应判别（温忠麟等,2012：71 - 81）.
其中a为a的标准回归系数,δ_α为口的标准误；β为b的标准回归系数,δ_β为b的标准误.当样本很大时候（例如大于500）,Sobel检验和Goodman检验结果区别不大,三个检验公式趋向于一致性结果.
此外,个体层面验证时,本研究采用的是Logistic模型,涉及同一样本中不同Logit模型中的系数比较.然而,在Logit模型中,不同自变量组合所估计的因变量的残差是不断变化的,因而不能像线性回归那样直接通过比较嵌套模型中某一个变量系数的变化来确定该变量作用的变化（Winship&Mare,1984；洪岩璧,2015）.为了便于Logit模型间系数的比较,本文采用“y*标准化”方法,具体而言,就是用系数除以各自模型潜在因变量的估计标准差SD（y*）,然后就可以进行比较了（洪岩璧,2015）.
四、政治参与和居民健康：集体层面的验证
(一)政治参与、公共品供给和社区人口健康
本研究的思路是分别考察集体层面、个体层面政治参与和居民健康的关系及作用机制.集体层面上,将以村／居委会为分析单位,后文中统称为社区.由于缺乏社区层面的直接数据,社区的变量值还是在个体层面进行测量,然后由个体的变量值汇总、平均而成各社区的变量值.虽然这种测量方法可能存在着层次谬误问题,但个体层面的指标具有自身的优势,在实践中也更加可行.在社区层面的测量虽然可以避免层次谬误问题,但是这些指标往往只是一些粗略的*变量（Harpham,2007）.因此,我们以村／居委会为单位,分别求得各社区居民生理健康、心理健康、自评健康较好的比例,集体基层选举、集体维权抗争、集体社区参与和社区公共品供给变量.此外,也加入男性比例、平均年龄、城市户籍比例、区域变量、党员比例、平均受教育年限、平均年收入对数等社区指标作为控制变量.表5为集体层面政治参与和社区人口健康的回归模型.
由表5可知,一共有478个社区参与分析,各模型的拟合情况也较好.从控制变量看,男性比例、党员比例对社区人口健康都不具有统计上的显著影响.平均年龄对社区人口的生理健康、自评健康具有显著的负向作用.城市户籍比例对社区人口的心理健康具有显著的消极影响.和西部社区相比,东部、中部社区人口的心理健康、自评健康都要更好,反映了健康的区域不平等.平均受教育年限对社区人口的心理健康、自评健康则有非常显著的正向影响.平均年收入对社区人口的生理、心理和自评健康均有非常显著的积极影响.由此可见,社会经济地位对健康的促进效应在本研究也得以证实.
从集体政治参与和社区人口健康看,各维度对社区人口的生理健康、自评健康都不具有显著作用,但集体维权抗争会显著降低社区人口的心理健康水平,即体制外的政治参与将不利于社区人口的心理健康.如模型5所示,集体维权抗争每提高1分,该社区居民心理健康较好的比例将降低5%.因此,在集体层面上,假设H1.2得以部分证实,但假设H1.1没有被证实.
从社区公共品供给和社区人口健康看,其对社区人口的生理、心理和自评健康都具有显著的积极效应.如模型3、6、9所示,社区公共品供给每提高1分,社区居民的生理、心理和自评健康较好的比例将分别提高4. 6%、4.1%和1. 7%.此外,对比模型5和模型6,我们发现加入社区公共品供给后,集体政治参与各维度对社区人口心理健康的影响,方向、显著性保持不变,但集体维权抗争的系数绝对值变小了,由原来的5%变成3.9%.换而言之,加入社区公共品供给后,集体维权抗争每提高1分,对社区人口心理健康的负向影响由5%减弱为3. 9%.说明,公共品供给变量可能部分*（准确说是稀释）了集体维权抗争和社区人口心理健康之间的负效应.
(二)政治参与和社区公共品供给
为了进一步验证上述的*效应,我们作了政治参与和社区公共品供给的回归模型,如表6所示.由于*分析依赖于多个模型的系数值和标准误,因此为了做到模型的可比性,我们采用了同样的控制变量.如表6所示,控制变量上,只有平均受教育年限对社区公共品供给具有很显著的正向作用.这可能跟他们居住的社区有关,社会经济地位高的居民,居住的社区往往比较高档,在基础设施和公共服务上会更加完善.
集体政治参与和社区公共品供给上,仅有集体维权抗争对社区公共品供给具有显著的正向作用,而集体基层选举、集体社区参与对社区公共品供给则没有统计上的显著性.换而言之,体制内政治参与对社区公共品供给不具有显著影响,反而体制外的政治参与可以提高社区的公共品供给.这与我们之前的预设不一致,甚至相反.在发展中国家,一些体制内的政治参与往往流于形式,没有实质性的意义,反而体制外的政治参与对政府决策具有较大的冲击性,起到更大的作用.
由此,我们发现集体维权抗争对社区人口的心理健康具有负向作用,但这种负效应会因为社区公共品供给增加的补偿机制而相应地减弱.因此,虽然假设H2.1和H2.2未能得以验证,但政治参与的“工具性”作用得以一定程度的验证.为了更加清晰地说明这种关系,我们作了“集体维权抗争、社区公共品供给和社区人口心理健康”三者之间的交互作用图,如图4所示.将社区公共品供给分成两组：高水平公共品供给（大于等于均值）和低水平公共品供给（小于均值）.如图4,不同公共品供给水平下,集体维权抗争对社区人口心理健康的影响具有较大差异.高水平公共品供给时,集体维权抗争对社区人口心理健康的负向作用较弱；相反,低水平公共品供给时,这种负向作用较强.
五、政治参与和居民健康：个体层面的验证
(一)政治参与、自我效能感和个体身心健康
表7为政治参与、自我效能感和个体身心健康的二元Logistic回归模型.在控制变量上,性别对居民的心理健康、自评健康都具有显著影响,并且呈现出严重的性别不平等,即男性居民的健康要显著地优于女性.年龄和健康的关系,在表7的9个模型都呈现“U”型曲线关系,意味着年龄和健康并不是一个线性递减的过程.户籍对居民健康也具有显著影响,尤其体现在生理健康上,和农村居民相比,城市居民的生理健康更差.此外,健康也呈现出严重的区域不平等,和西部居民相比,东部、中部居民的生理健康、心理健康和自评健康均要更好.婚姻对健康的保护作用体现在心理健康模型上,但在生理健康和自评健康上并不显著.政治面貌、有无医保对居民的身心健康都没有统计上的显著影响.受教育年限对居民的心理健康、自评健康均有显著积极作用,同集体层面的发现也一致.职业特征对居民健康也具有一定影响,具有非农工作的居民,其生理健康、自评健康水平更高.此外,个人年收入和居民的生理、心理健康都呈倒“U”型曲线关系,通过对年收入和身心健康的分组描述分析,我们发现个人年收入大约在“30 000 - 50 000元”之间的居民,其身心健康水平是最高的.
政治参与各因子与居民健康上,首先,和集体层面的发现一样,基层选举与居民健康的各维度都不具有统计显著性；其次,维权抗争对生理健康、自评健康没有统计显著性,但对心理健康具有显著的负向影响,以模型5为例,维权抗争因子每提高1分,居民心理健康较好的几率将降低7. 8%(1-e-0.081等于0. 078)；再次,社区参与对居民的生理健康、自评健康具有显著积极作用,但对心理健康则没有统计上的显著影响,如模型2、8中,社区参与因子每提高1分,其生理健康、自评健康较好的几率将分别提高12.2% (e0.115 -1 等于0.122)和8. 3% (e0.080-1等于0.083).总之,社区参与对居民的生理健康、自评健康具有正向作用；而维权抗争对居民的心理健康具有负向作用.换而言之,体制内政治参与可以促进居民的生理健康和自评健康,而体制外的政治参与则不利于居民的心理健康.因此,在个体层面上,假设Hl.1和Hl.2得到了一定程度的验证.
自我效能感和居民健康上,我们发现,其对居民的心理健康、自评健康都具有正向的显著影响.如模型6、9所示,自我效能感因子每提高1分,居民的心理健康和自评健康较好的几率将分别提高25. 6%(e0.228 -1等于0.256)和23. 0%(e0.207 -1等于0.230).仔细观察加入自我效能感因子后,模型5、6以及模型8、9在政治参与各因子上的变化,我们发现社区参与对自评健康的影响变得不显著了,y*标准化系数由0.017降到0.004；维权抗争因子对心理健康的影响仍然显著,但是y*标准化系数的绝对值变小了.由此可见,自我效能感可能是社区参与和自评健康、维权抗争和心理健康的*变量.
(二)政治参与和自我效能感
为了进一步检验上述*效应,我们作了政治参与和自我效能感的线性回归模型,如表8所示.在控制变量上,性别、年龄、户籍、区域、婚姻状况、政治面貌、职业特征、有无医保等对居民的自我效能感均没有统计上的显著意义,只有受教育年限和年收入对居民自我效能感具有显著的正向作用.由此可见,社会经济地位越高,居民的自主能力越强,可以获取更多的资源,因此拥有较高的自我效能感.
在政治参与各维度和自我效能感上,基层选举和社区参与对自我效能感有非常显著的促进作用,而维权抗争对自我效能感则没有统计上的显著影响,即体制内政治参与有利于提高居民个体的自我效能感.结合前文分析,社区参与可以显著地促进个体的自评健康,但加入自我效能感后,其显著性消失了.因此,可以说自我效能感是社区参与和居民自评健康的完全*变量,假设H3.1得以验证.但是,自我效能感是不是维权抗争和居民心理健康的部分*变量？按照温忠麟等(2012)的*效应检测思路,我们对此作了Sobel和Goodman*检验.如表9所示,自我效能感在维权抗争和居民心理健康的*效应通过显著性检验,不论是Sobel检验,还是Goodman Ⅰ、Ⅱ检验,均在0.05水平下得以显著,其*效应占总效应的比例为15. 324%.因此,自我效能感也是维权抗争和居民心理健康的部分*变量,假设H3.2得以验证.
六、结论与讨论：政治参与有利于健康吗？
人民健康是民族昌盛和国家富强的重要标志.党的十九大报告中明确提出要实施健康中国战略,要完善国民健康政策,为人民群众提供全方位全周期健康服务.目前中国的发展已经到了关键时期,健康问题事关人的基本权益——生命权,是其他权力的基础,理应得到社会的高度关注.本研究从政治化视野出发,分别从集体和个体层面,考察了多元化政治参与对居民健康的影响及其作用机制,具体来说,有以下几点结论与讨论：
第一,基层选举对居民健康不具有统计上的显著影响.不论是在集体层面还是个体层面,基层选举对居民健康均没有统计显著性.在中国,基层选举主要指的是居委会、村委会的选举,虽然由于不同的经济发展水平可能会影响基层选举的激烈程度,但是基层选举毕竟只是单次或者几次的行动,并不是一个长期持续的过程,加上由于的日程以及其他相关内容已经确定,选民不用付出太多的体力与脑力,因此对居民健康的影响可能没有那么明显.尤其在经济发展落后的地方,基层单位没有控制多少资源,居民对谁当基层干部抱无所谓的态度,那么选举就很难按规定进行,而更可能流于形式,甚至很多居民都没有到场参与.对于农村村委会选举来说,当的利益回报没有大于成本的时候,大批进城务工的农民工根本不会回村参加.虽然基层选举中也有委托制度,但是在实施过程中极其不规范,很多进城农民工根本不在意村里的选举（唐鸣,2009）.因此,基层选举对个体的作用更微弱了.
第等于,社区参与对居民个体的自评健康具有正向作用,并且是通过自我效能感发挥完全*作用.社区参与可以实现居民的某些政治权利,提高居民的自我效能感,进而促进居民的自评健康.社区参与其实是社会参与的一部分,以往的很多研究发现,社会参与可以促进居民的身心健康.例如,社会参与可以降低抑郁症状发生的风险( Cacioppo et a1．,2006)、减少认知损害发生的几率( Bassuk et a1．,1999)、提高个体对变迁环境的适应能力(Ambriz et a1．,2012)等.所有这些社会参与的“益处”无疑能够对个体的健康水平产生重要的提升作用.社会参与对居民健康的促进作用在很多国内学者的经验研究也得到了证实（陆杰华等,2017；胡安宁,2014）.在社会参与影响居民健康的机制上,卡瓦奇等( Kawachi et a1．,1999)曾提出,可能存在三种影响路径：第一,它可能加快健康信息在交往群体之间的传播,使得他们更可能接受并遵循一些有利于健康的行为规范,进而可能抑制一些不利于健康的行为的发生；第二,它可能使居民有更多的机会使用当地的服务及设施并促进健康；第三,它可能通过一些社会心理过程,如增强自尊以及互相尊重并进而给居民提供情感性支持来促进他们的健康.本研究发现社区参与和居民健康的*变量——自我效能感,正好印证了卡瓦奇等人提出的第三种影响路径.
第三,维权抗争对居民的心理健康具有负向作用,但在集体层面和个体层面的作用机制上有所差异：在集体层面,这种负效应会因为社区公共品供给增加的补偿机制而相应地减弱；而在个体层面上,这种负向作用是通过自我效能感发挥部分*作用.改革开放以来,急剧的社会变迁所导致的利益失衡引发了中国民众的各种维权抗争行动,并引起了国内外学界的普遍关注.所谓维权抗争,是指明确感知到自身权益受损的冲突主体在冲突情境中提出对冲突客体的利益产生影响的要求（蒂利、塔罗,2010）.可见,维权抗争往往伴随着双方的冲突发生,而冲突会直接损害居民健康.在维权抗争方式上,也日益多样,有依法抗争、以理抗争、依弱者身份抗争、以身抗争等（彭国胜,2014）.依法抗争、以理抗争等指抗争主体利用自身之外的资源进行维权抗争的策略；而依弱者身份抗争、以身抗争等指抗争主体利用自身内部的资源进行维权抗争的策略,这些内部的资源和力量既可以是表征自身社会地位的身份,也可以是生理意义上的身体.相比之下,依弱者身份抗争、以身抗争等形式对居民的身心健康具有直接的伤害.与此同时,维权抗争并不是那么容易就能够取得预期成效,在长期的冲突对抗中,往往也伴随着自我效能感的降低,甚至对自身能力和价值产生了怀疑,这也间接影响了居民的身心健康.
最后,本研究也存在一些局限性.第一,关于反向因果以及样本选择偏误可能造成的内生性问题.以往的研究更多是考察健康对政治参与的影响,而本研究采用逆向思维,考察政治参与对健康的作用,恰恰是本研究的一个创新.如何控制反向因果关系,的确是一个难题.如果有追踪数据可以很好地解决这个问题,但CGSS系列都是横截面调查数据,无法实现该操作.再有,对于可能存在的样本选择偏误问题,比较理想的做法是使用倾向值匹配模型,但是该模型要求主要的预测变量（政治参与）为二分类变量,本研究对政治参与的测量是一个连续性变量,不适用倾向值匹配模型.因此,我们通过增加相关的控制变量,尽可能地减少样本选择偏误问题.第二,对公共品供给的测量,受限于原有问卷,测量指标不够全面,缺乏与医疗卫生、健康保健直接相关的内容.第三,对健康的测量缺少了客观体测指标.虽然自评健康数据是有效反映个体感知的健康状况的综合性的指标（Murray&Chen,1992；Sen,2002）,在中国情境下也具有较好的信度和效度（齐亚强,2014）,但不得不承认,自评健康会受到个体认知偏差影响,可能存在一定的回答偏误问题.因此,在未来研究中,应当同时收集自评健康指标和客观体测指标,确保研究结论的可靠性.
归纳上文：这是关于影响方面的大学硕士和本科毕业论文以及政治参与和双重验证和个体层面相关影响论文开题报告范文和职称论文写作参考文献资料.
食物细胞数也影响健康？痛风：来去如风的酒肉损友
春节期间,一大波吃货经历了一系列饕餮大餐的滋润,但随之而来的是“每逢佳节胖三斤”的烦恼,还有些人则饱受肢端关节痛的折磨——痛风加重 这种病以剧痛出名,据.
网络政治参和对我国政治现代化的影响与
一、网络政治和政治现代化（一）网络政治伴随互联网的快速普及和网民数量的迅猛增长,公众可以在最短时间内了解到一些迫切需要的实时信息,这正是利用了网络的特点来实现了信息的平……化传播,与此同时,我国网络政.
您的大脑健康吗？
科 普 篇大脑亚健康应引起重视据专家介绍,脑健康受损主要分为两种一是大脑出现病故,如脑卒中、脑炎……；一种是大脑“亚健康”,这些人一般在医院检查后,大脑无任何明显疾病,但是就会.
早餐吃咸菜健康吗？
咸菜古已有之,按类型分为泡菜、酸菜、腌菜……,对于很多家庭来说,每曰早餐喝上一碗粥,同时再搭配一点咸菜,在满足口腹之欲的同时更是一种惬意的享受 但是也有人认为咸菜中亚硝酸盐含量高,容易导致癌症的发生 .