1. 引言
1.1. 研究价值
自2013年中共十八届三中全会提出将“推进国家治理体系和治理能力现代化”作为全面深化改革的总目标之一后，社会治理的概念和思想大量出现在我国的政治生活和学术话语体系之中(杨玉芳，郭永玉，2017)。近年来，社会治理中的心理学问题开始受到心理学者的关注，日益关注重大社会现实问题是我国心理学研究发展的一个突出趋势(辛自强，2018)。心理学在社会发展中的作用不可忽视，站在心理学的角度上讨论社会治理问题有助于推进社会管理创新(郑蕊，周洁，陈雪峰，傅小兰，2012)。
随着2017年社会心态蓝皮书的发布，当下中国人的社会心态成为了心理学者的讨论热点(王俊秀，陈满琪，2017)。未来社会心态的研究走向将以当下的社会治理为研究对象(王俊秀，2017)。作为社会心态的维度之一，公民参与态度体现国人的人格与社会心理，是国民性研究的重要元素(周晓虹，2012)。一项针对社会心态新特征的分析指出，公民的社会表达、交流和寻求共识的需求在增长，因此对公民参与态度的研究具有现实意义(杨宜音，2016)。
随着国民生活的精细化，国家对社会的治理范围和治理程度逐渐显露局限性，社会治理越来越要求公民的参与，公民参与态度会影响公民参与行为(高勇，2014)。公民对公共事务的积极参与是落实治理理念、实现有效社会治理的前提，有学者(辛自强，2017)因此指出，心理建设或可上升为国家战略。然而，如何使中国公民更积极参与社会治理，仍需深入研究。就目前的研究来看，公民参与态度可能和政府信任感、社会公平感之间存在一定的联系(e.g.，芮国强，宋典，2015；王益富，潘孝富，2013；Herian, 2014；Tausch et al., 2011)。本研究将在中国公民群体中考察社会公平感与公民参与态度之间的关系，并在此基础上，进一步考察政府信任感对于两者关系的影响作用。
1.2. 公民参与态度与社会公平感
根据芮国强和宋典(2015)的观点，公民参与态度(Attitude of Citizens’ Participation)是指公民通过纳谏、咨询、知情等方式对政府决策产生一定影响的意愿。作为一种具体化的社会意识，公民参与态度的形成有着复杂的现实基础和深刻的社会根源(龙燕，2014)。作为其外在表现，公民参与行为是指公民通过基层治理结构参与政治生活，表达利益要求并影响政策和政治体系的构成与运行的行为(孙龙，2011)。在本研究中，公民参与态度是指公民通过公民参与行为对社会治理产生影响的意愿。
国内外学者对社会公平感(Sense of Social Equity)的定义较为相似，它是指个体对整个社会公平现状或程度的感知和评价(Mummendey et al., 1999；吕晓俊，2010)。具体而言，它是指个体对社会资源、机会等分配情况的感知和评价(朱博文，许伟，2016)。还有研究(张媛，2009)指出，社会公平感是人们以应有的社会状况为标准，对社会是否符合这一标准而做出公平与否的判断；而应有的社会状况反映的是处于相同文化背景的人们对公平社会的共识，人们通过将现实与这种共识进行对比，判断两者的符合程度，从而得到对社会公平程度的感知和判断。
过去有研究(钟其，2013)发现，社会公平感与公民参与态度呈显著正相关。在跨文化研究中，社会公平感是社会成员参与公共行为意愿的重要预测变量(Tausch et al., 2011)。一项关于社会公平、公民意识与政府信任的关系研究表明，社会公平感能够弱化公平权利意识对基层政府的负向影响，并且强化表达意识和参与意识对基层政府的正向作用(王来祥，2016)。还有研究进一步表明，社会公平感对公民参与行为具有正向预测作用(Van et al., 2004)。
以往的研究都验证了社会公平感与公民参与态度的正相关关系(e.g., 王来祥，2016；钟其，2013；Tausch et al., 2011；Van et al., 2004)，本研究将在中国公民群体中，进一步考察两者之间是否存在正相关关系。此外，本研究还假设，社会公平感与公民参与态度之间存在政府信任感这一中介变量，并将具体考察政府信任感在二者之间能否发挥显著的中介作用。
1.3. 政府信任感与社会公平感、公民参与态度
政府信任感(Sense of Government-Trusting)是指公众对政治权威当局及其机构的行为活动进行的评估和判断，其评价标准是民众的规范性期望是否得以实现(Miller & Listhaug, 1990)，国内学者谢舜和张韵(2016)也给出了相似的定义。张成福和孟庆存(2003)从动态角度进一步强调政府信任感是公众建立在其对政府的合理期待以及政府对这种期待进行回应的互动合作关系上的评价。王毅杰和乔文俊(2014)关于中国城乡居民政府信任及其影响因素的研究也认为，政府信任感是公民在与政府长期互动过程中逐渐形成的对政府的一种信赖与期待，是衡量公民与政府关系的重要指标。
国外(Liou, Sylvia, & Brunk, 1990)与国内(杨智涵，虞涛，2012)均有研究表明，社会公平感与政府信任感呈显著正相关。此后的多数研究(e.g., 王益富，潘孝富，2013；袁浩，顾洁，2015；张书维，2017)均验证了这一结果，即社会公平感对政府信任感具有正向预测作用。一项对农民政府信任感的心理机制的研究也显示，农民的社会心理因素，如社会信任度、社会风险性、社会公平感和生活幸福感等，会对其政府信任感产生显著影响(张文雅，2017)。此外，权威当局作为政治组织的代表者和权力行使者，社会公平感也会影响个体对权威者的信任水平(Ayree, Budhwar, & Chen, 2002)。
过去的一些研究(e.g., 李燕，朱春奎，姜影，2017；王来祥，2016；芮国强，宋典，2015；乔志杰，郭莉，2014)发现，政府信任感与公民参与态度呈显著正相关。因此，改善公民的政府信任感，有助于增强公民参与态度(余敏江，梁莹，2008；Herian, 2014)。杨斌(2012)也指出，在政府与公众的信任关系良性循环的情况下，公民参与态度会明显增强。此外，还有一项研究(高勇，2014)发现，同一城市内部不同社区公民参与度对政府信任感的影响远大于不同城市公民参与度对政府信任感的影响；这表明政府信任感与公民参与态度之间的影响是双向的，而且这种影响存在地区差异。
1.4. 研究假设
本研究将聚焦于中国公民的社会公平感与公民参与态度，考察二者之间的关系，并进一步探讨政府信任感在二者之间的中介作用。本研究提出以下四个假设：
假设1：社会公平感与公民参与态度呈正相关。
假设2：政府信任感与社会公平感呈正相关。
假设3：政府信任感与公民参与态度呈正相关。
假设4：政府信任感能中介社会公平感与公民参与态度之间的关系，中介作用的模型图如图1所示。
Figure 1. Hypothesized mediation model
图1. 中介作用的模型图
2. 对象与方法
2.1. 对象
通过方便取样，在中国公民中开展问卷调查，为方便被试作答，本研究采用网络问卷的形式。共回收有效问卷356份，其中男性138人(38.8%)，女性218人(61.2%)。被试的年龄为11~62岁，平均26.85岁(SD = 10.18)。被试的教育背景中，本科以下(不含本科) 135人(37.9%)，本科187人(52.5%)，硕士及以上34人(9.6%)。被试的工作状况中，无业或待业196人(55.1%)，在职153人(43.0%)，已退休7人(2.0%)。被试的家庭月收入中，五千元以下120人(33.7%)，五千元到一万元124人(34.8%)，一万元到五万元94人(26.4%)，五万元以上18人(5.1%)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 公民参与态度量表
采用周义程和梁莹(2009)编制的公民参与态度量表(Civic Engagement Attitude Scale)作为测量工具之一。该量表由8个项目组成，包括“志愿参与态度”和“政治参与态度”两个因子，各包含4个项目，采用5级评分，1代表“很不愿意”，5代表“很愿意”。计算8个项目的平均分，所得分数越高，表明公民参与态度越强。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.84。
2.2.2. 中国人社会心态量表
采用王益富和潘孝富(2013)编制的中国人社会心态量表(Chinese Social Mentality Scale)。该量表包含“生活满意感、社会压力感、政府信任感、社会公平感、社会安全感和社会问题感”六个分量表，本研究采用“政府信任感”分量表和“社会公平感”分量表作为测量工具。
1) 政府信任感分量表
政府信任感分量表(Sense of Government-Trusting Subscale)由8个项目组成，包括“中央政府信任感”和“地方政府信任感”两个因子，各包含4个项目，采用5级评分，1代表“低评价”，5代表“高评价”。计算8个项目的平均分，所得分数越高，表明政府信任感越强。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.94。
2) 社会公平感分量表
社会公平感分量表(Sense of Social Equity Subscale)由5个项目组成，包括“总体公平感、分配公平感、地位公平感、机会公平感、权力公平感”五个因子，采用5级评分，1代表“不赞同”，5代表“非常赞同”。计算5个项目的平均分，所得分数越高，表明社会公平感越强。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.89。
2.3. 统计处理
运用SPSS24.0完成共同方法偏差检验、差异检验、相关分析和中介效应检验，运用Amos24.0完成结构方程模型对理论假设的验证。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差检验
本研究通过问卷调查法收集数据，可能存在共同方法偏差(Common Method Biases)，根据周浩和龙立荣(2004)的相关建议，采用Harman单因素检验对数据进行分析。结果显示，特征值大于1的因子共有7个，累计贡献率为71.68%，且第一个因子解释的变异量为32.26%，小于40%的临界标准。因此，本研究可以不考虑共同方法偏差对结果的影响。
3.2. 描述性统计
本研究测量的人口学变量包括性别、年龄、教育背景、工作状况和家庭月收入。为了考察研究变量及其因子在各年龄阶段上是否存在显著差异，预先对年龄进行分组处理：参考Erikson (1966)的心理发展八阶段理论，并结合本研究被试的年龄分布情况，将被试的年龄分为青少年期(17岁以下，14人)、成年早期(18~25岁，220人)、成年中期(26~50岁，113人)以及成年晚期(51岁以上，9人)四组。
首先，考察研究变量在上述人口学变量上是否存在显著差异。独立样本t检验的结果显示，社会公平感(t = 0.94, p = 0.35, Cohen’s d = 0.10)、政府信任感(t = −0.35, p = 0.72, Cohen’s d = −0.04)、公民参与态度(t = 0.11, p = 0.91, Cohen’s d = 0.01)均不存在显著的性别差异。在年龄上的方差分析结果显示，社会公平感(F = 4.09, p < 0.01)、政府信任感(F = 4.36, p < 0.01)、公民参与态度(F = 3.65, p < 0.05)在年龄上均存在显著差异。在其余人口学变量上的方差分析结果显示，除了社会公平感在工作状况上存在显著差异(F = 3.51, p < 0.05)以外，各研究变量在教育背景、工作状况和家庭月收入上均不存在显著差异(ps > 0.05)。
接着，考察研究变量各因子在上述人口学变量上是否存在显著差异。独立样本t检验的结果显示，研究变量各因子均不存在显著的性别差异(ps > 0.05)。在年龄上的方差分析结果显示，总体公平感(F = 3.80, p < 0.05)、地位公平感(F = 3.67, p < 0.05)、机会公平感(F = 4.01, p < 0.01)、中央政府信任感(F = 6.80, p < 0.001)、志愿参与态度(F = 3.67, p < 0.05)在年龄上存在显著差异，其余各因子在年龄上不存在显著差异(ps > 0.05)。在其余人口学变量上的方差分析结果显示，除了分配公平感(F = 3.15, p < 0.05)、地位公平感(F = 5.33, p < 0.01)、权力公平感(F = 3.93, p < 0.05)、政治参与态度(F = 3.63, p < 0.05)在工作状况上存在显著差异，以及地方政府信任感(F = 3.35, p < 0.05)在家庭月收入上存在显著差异外，其余各因子在教育背景、工作状况和家庭月收入上均不存在显著差异(ps > 0.05)。表1呈现了所有人口学变量的差异数据。
Table 1. Difference tests on study variables and their factors by all demographic variables
表1. 各变量及其因子在所有人口学变量上的差异检验
进一步对方差分析结果存在显著差异的变量进行事后检验(I-J表示前组与后组的平均值差值，下同)。在年龄上的Sheffe检验结果显示，社会公平感(I-J = −0.37, p < 0.05)、政府信任感(I-J = −0.34, p < 0.05)、总体公平感(I-J = −0.35, p < 0.05)、地位公平感(I-J = −0.44, p < 0.05)、机会公平感(I-J = −0.42, p < 0.05)、中央政府信任感(I-J = −0.46, p < 0.001)在成年早期与成年中期存在显著差异，均为成年中期评分水平较高；公民参与态度(I-J = 0.56, p < 0.05)在青少年期与成年早期存在显著差异，青少年期评分水平较高；志愿参与态度未显示明显的组间差异(ps > 0.05)。在工作状况上的Sheffe检验结果显示，社会公平感(I-J = −0.27, p < 0.05)、分配公平感(I-J = −0.31, p < 0.05)、地位公平感(I-J = −0.42, p < 0.01)、权力公平感(I-J = −0.33, p < 0.05)、政治参与态度(I-J = −0.24, p < 0.05)在无业或待业者与在职者之间存在显著差异，均为在职者的评分水平较高。在家庭月收入上的Sheffe检验结果显示，地方政府信任感(I-J = −0.38, p < 0.05)在五千元以下与五千元到一万元之间存在显著差异，家庭月收入在五千元到一万元者评分水平较高。
3.3. 各变量及其因子的平均数、标准差与相关矩阵
表2列出了各变量及其因子的平均数、标准差、相关系数和信度系数。相关分析表明，社会公平感与政府信任感(r = 0.62, p < 0.01)、社会公平感与公民参与态度(r = 0.30, p < 0.01)、政府信任感与公民参与态度(r = 0.36, p < 0.01)均呈显著正相关。假设1、假设2、假设3均得以验证。
Table 2. Descriptive statistics and correlations between study variables and their factors (N = 356)
表2. 各变量及其因子的平均数、标准差、相关系数和信度系数(N = 356)
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。变量的内部一致性系数在斜对角线上。
3.4. 政府信任感对于社会公平感与公民参与态度的中介作用
相关分析的结果表明，可以进行中介效应检验。控制人口学变量后，通过回归分析(Hayes, 2013)考察政府信任感对于社会公平感与公民参与态度的中介作用。表3的结果显示，95%的置信区间不包括0 (LLCI = 0.06, ULCI = 0.20)，表明中介效应显著，即政府信任感在社会公平感与公民参与态度之间发挥了显著的中介作用。其中，中介效应为0.13，总效应为0.22 (0.09 + 0.13)，中介效应占总效应的比值为60.47%。进一步的Sobel检验也支持了这一结论(Z = 3.59, p < 0.001)。假设4得以验证。
Table 3. Mediation analyses of sense of government-trusting between sense of social equity and attitude of citizens’ participation
表3. 政府信任感在社会公平感与公民参与态度之间的中介作用分析
中介作用示意图如图2所示，控制中介变量政府信任感后，社会公平感对公民参与态度的预测作用不显著，95%的置信区间包括0 (LLCI = −0.01, ULCI = 0.18)，这进一步表明，政府信任感在社会公平感对公民参与态度的影响中起完全中介作用(温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云，2004)。
Figure 2. Mediation effect of sense of government-trusting between sense of social equity and attitude of citizens’ participation
图2. 政府信任感对于社会公平感与公民参与态度的中介作用
3.5. 结构方程模型对理论假设的验证
进一步通过结构方程模型对理论假设进行验证分析。各研究变量及其因子的路径系数如图3所示，其中，社会公平感与政府信任感(β = 0.73, p < 0.001)、政府信任感与公民参与态度(β = 0.45, p < 0.001)之间的路径显著。模型拟合结果为：χ2/df = 2.75，RMSEA = 0.07，GFI = 0.96，AGFI = 0.93，NFI = 0.96，CFI = 0.97，IFI = 0.97。各项拟合指标均显示良好(侯杰泰，温忠麟，成子娟，2004)，说明实验数据与理论模型的拟合度理想，四个理论假设得到进一步验证。
Figure 3. Standardized path coefficients between study variables and their factors
图3. 各变量及其因子的标准化路径系数
4. 讨论
4.1. 各研究变量及其因子在人口学变量上的差异
在本研究中，中国公民的社会公平感、政府信任感、公民参与态度以及三者因子的水平在性别上不存在显著差异，但在年龄阶段、教育背景、工作状况以及家庭月收入上呈现出不同的差异。本部分将就差异检验结果中存在显著差异的部分逐一进行讨论。
4.1.1. 社会公平感及其因子
在年龄上的差异检验结果显示，社会公平感、总体公平感、地位公平感、机会公平感在成年早期与成年中期存在显著差异，均为成年中期评分水平较高。社会公平感的结果与以往的研究(e.g., Chaudhury et al, 2018；高文珺，2015；郑功成，2009)结果一致。一项关于我国社会公平正义状况测评与改善对策的研究(麻宝斌，贾茹，2017)显示，代际公平感与公共生命历程存在显著的关联，随着年龄的增加，中国公民的总体公平感逐渐提高。还有研究(王晓磊，2018；张艳，2016；Marginson, 2011)发现，社会地位是影响社会公平感的因素之一；随着年龄的增加，中国人的社会地位总体上不断提高(黄婷婷，刘莉倩，王大华，张文海，2016)，知觉到的地位公平感逐渐增强。过去关于机会公平感的研究集中在人力资源领域，被试通常为已就业的成年中期群体，这类群体的机会公平感会随着年龄的增加而降低(e.g., 肖兴政，赵志彬，2017；Weitzenblum, 2009；Hutchens, 1988)，但与成年早期的公民群体相比，成年中期群体知觉到的发展机会仍然更多，机会公平感也更强。
在工作状况上的差异检验结果显示，社会公平感、分配公平感、地位公平感、权力公平感在无业或待业者与在职者之间存在显著差异，均为在职者的评分水平较高。社会公平感的结果与熊青(2014)的研究结果一致，即是否已工作对社会公平感的影响显著。还有研究(辛彗，郭黎岩，2012)发现，就业压力对社会公平感有负向预测作用。工作状况反映个体的收入水平和生活压力，收入水平越低(孟天广，2012)、感知到的生活压力越大(王毅杰，冯显杰，2013)，分配公平感水平越低。一项关于在职人员的社会经济地位对退休期望的影响的研究(钱锡红，申曙光，2012)发现，职位级别和期望退休年龄呈显著正相关，一定程度上反映了地位公平感在工作状况上的差异。过去关于权力公平感的研究较少，一项关于权力等级对公平感影响的ERP研究(张艳，2016)发现，个体对公平情境的满意度显著高于不公平情境，特别当双方的权力等级相同时。本研究的结果反映权力公平感可能与工作状况存在某种关系，未来有待深入研究。
4.1.2. 政府信任感及其因子
在年龄上的差异检验结果显示，政府信任感、中央政府信任感在成年早期与成年中期存在显著差异，均为成年中期评分水平较高。说明政府信任感在年龄阶段上的差异主要体现在中央政府信任感维度；且中央政府信任感随着年龄的增加而提高，与过去的研究(俞国良，赵凤青，2017；朱荟，2014)结果一致。
在家庭月收入上(分为“五千元以下、五千元到一万元、一万元到五万元、五万元以上”四组)的差异检验结果显示，地方政府信任感在五千元以下与五千元到一万元之间存在显著差异，家庭月收入在五千元到一万元者评分水平较高。有类似的研究(刘文，张玉，刘方，2015)显示，年收入四万元以上的公民地方政府信任感水平显著高于年收入两万元以下的公民。上述研究说明，收入水平会显著影响公民的政府信任感，未来的具体研究可以考虑结合各个收入群体的特征进行分析。
4.1.3. 公民参与态度及其因子
在年龄上的差异检验结果显示，公民参与态度在青少年期与成年早期存在显著差异，青少年期评分水平较高。以往的研究(e.g., 陈永胜，项先红，2011；杨荣军，2010)显示，青少年通常具有较低水平的公民参与度；而本研究的结果反映，青少年的参与态度强烈，或者可以解释为当前青少年的爱国教育、政治教育的效果良好；低水平的公民参与度并不意味着具有低水平的公民参与态度，这提示我们应当拓宽青少年的参与渠道。方差分析的结果显示，志愿参与态度在年龄阶段上存在显著差异，但事后检验未显示明显的组间差异，由于检验方法的不同，统计学上允许出现这种情况，但未来有待进一步讨论。
在工作状况上的差异检验结果显示，政治参与态度在无业或待业者与在职者之间存在显著差异，在职者的评分水平较高。有关研究发现，政府、事业单位在职者及离退休人员的政治参与态度更强(谷峪，2007)，而无业者和普通在职者的政治参与态度不够积极(杨福忠，姚凤梅，2012)，尽管被试群体的划分不完全一致，但一定程度上还是能够佐证本研究的结果。
4.2. 社会公平感、公民参与态度和政府信任感之间的相关关系
本研究发现，社会公平感与公民参与态度呈显著正相关，与以往的研究(e.g., 王来祥，2016；钟其，2013；Tausch et al., 2011；Van et al., 2004)结果一致。郑建君(2013)的实证研究也发现，在政府信任感水平恒定的情况下，社会公平感的提升将通过公民参与态度提升其参与质量，这说明社会公平感不仅能提升公民参与态度，还能提升公民参与行为的质量。随着法治社会的建设和权利意识的普及，公民参与态度的增强也要求政府采取有效的方式解决社会不公平问题，以实现公民地位的平等和利益的平衡(胡媛媛，2016)。还有研究者(赵红卫，2010)认为，公民有序的政治参与有助于推进民主政治建设、实现社会公平正义。上述研究表明，社会公平感与公民参与态度的关系是相互影响、相辅相成的。
同时，本研究也发现社会公平感与政府信任感呈显著正相关，这与过去的研究(e.g., 张书维，2017；袁浩，顾洁，2015；王益富，潘孝富，2013；杨智涵，虞涛，2012)结果一致。张海良和许伟(2015)的研究也认为，社会公平感对于提高公民的政府信任感水平具有显著的正向作用，促进社会公平对于改善信任危机现状至关重要。此外，还有研究(赵建国，于晓宇，2017)进一步发现，中国政府信任感存在“央强地弱”的格局，而社会公平感对政府信任感的影响呈现出“央弱地强”的格局，这既表明中国公民的中央政府信任感水平高于地方政府信任感水平，也表明社会公平感对于政府信任感的影响作用显著，而且这种影响存在地域差异，本研究的结果支持了这一发现。
此外，政府信任感与公民参与态度也呈显著正相关，也与以往的研究(e.g., 李燕等，2017；王来祥，2016；芮国强，宋典，2015；Herian, 2014)结果一致。根据郑建君(2013)的观点，政治信任感水平的提高有利于增强公民参与态度，进而提升公民参与行为的质量。余敏江和梁莹(2008)也认为，增强公民的政府信任感能够有效提高公民参与的积极性与主动性；对此，黄建钢和李百齐(2008)提出，培育公民与政府间的合作型信任是一个行之有效的途径。公民参与在社会建设特别是社区建设的过程中发挥着关键作用，而公民对政府的信任既是国家政治稳定的基础，也是公民政治参与和志愿参与的前提(宁可振，2009)，所以增强政府信任感对公民参与社会建设和治理具有重大意义。
4.3. 政府信任感的中介作用
回归分析验证了政府信任感对于社会公平感和公民参与态度的中介作用，也就是说，社会公平感不仅直接影响公民参与态度，而且通过政府信任感间接影响公民参与态度。一方面，公民的社会公平感水平越高，其政府信任感水平也越高，前述诸多相关研究(e.g.,张海良，许伟，2015；王益富，潘孝富，2013；杨智涵，虞涛，2012)已经证实了这一点。另一方面，社会公平感水平的提高会通过政府信任感水平的提高间接增强公民参与态度。张书维(2017)先前关于社会公平感、机构信任度与公共合作意向的研究已经发现，社会公平感直接决定着个体的机构信任度，并影响其公共合作参与。本研究将该研究中的机构进一步细化为政府机构，将公共合作进一步细化为公民与政府间的合作(主要表现为公民参与)，验证并支持了前人的研究成果，政府信任感这一中介机制的发现也为社会治理中的心理建设提供了参考。
本研究还进一步发现，政府信任感在社会公平感与公民参与态度之间的中介作用属于完全中介作用，也就是说，在控制了中介变量政府信任感后，社会公平感对公民参与态度的影响不显著。这一结果具有一定的统计学意义，进一步证明政府信任感是一个成功的中介变量；但在理论研究和社会实践中，对于中介作用完全与部分的区分意义不大。在理论研究中，自变量与因变量之间不可能穷尽所有的中介变量；在社会实践中，不同于实验室研究，公民的心理因素无法被完全控制。
4.4. 实践意义与展望
总的来说，本研究对公民参与态度的研究进行了补充，不仅发现社会公平感、政府信任感和公民参与态度三者之间的显著正相关关系，还发现政府信任感是社会公平感影响公民参与态度的一个重要机制，即中介作用。鉴于此，社会治理视野下中国公民的心理建设，特别是公民参与态度的培养和增强，可以着力从解决社会不公平问题以及培养公民与政府间的合作型信任两方面入手，以提高国民的社会公平感和政府信任感水平，调动公民政治参与和志愿参与的积极性。同时，还应进一步创新政治参与方式，疏通参与渠道，切实提高公民政治参与的程度和水平(杨荣军，2010)。
此外，本研究还发现，社会公平感、政府信任感以及公民参与态度在一些人口学变量(如年龄、工作状况、家庭月收入)上存在一定的差异，且有的差异显著，这就提示我们，社会治理不仅要广泛深入，还要具体问题具体分析，针对不同年龄、不同工作状况和不同收入的公民群体以及相关社会问题，必要时应当有计划地分别采取干预或解决措施，使国民的心理建设和公共参与更有效果。表4是研究者在研究结果的基础上提出的对策性建议。
Table 4. Countermeasure suggestions on study results
表4. 基于研究结果的对策性建议
4.5. 研究局限
本研究存在以下几点局限之处：
第一，在实验设计上，本研究属于横向研究，各研究变量在本质上是相关关系，对因果关系的论证缺乏说服力。未来的研究可以通过收集纵向数据或者开展实验研究，进一步论证变量之间的因果关系。对于实验室研究，可以通过控制或提高社会公平感或政府信任感，考察公民参与态度的变化。
第二，本研究采用的测量工具尚不成熟，缺乏专家效度，未来的研究可以考虑先修订量表，待测量工具成熟之后再投入研究使用，其信效度可能会更高。
此外，本研究问卷调查的内容具有一定的政治敏感性，可能受到社会期望效应的影响而得不到完全真实的数据，未来的研究可以考虑结合其他研究方法获取数据。
5. 结论
本研究得出如下结论：
1) 社会公平感与公民参与态度显著正相关；
2) 社会公平感与政府信任感显著正相关；
3) 政府信任感与公民参与态度显著正相关；
4) 政府信任感能够中介社会公平感与公民参与态度之间的关系。
致谢
衷心感谢尊敬的导师王国芳教授，王老师耐心的指导、严谨的态度，不仅帮助笔者完成了这项研究，也使笔者的研究能力有了更大的进步，笔者的提升绝不限于这项研究本身。
感谢淮阴师范学院的王益富副教授分享《中国人社会心态量表》并给予使用权限。
感谢中国政法大学社会学院的苗淼老师在统计处理与分析上给予的指导和建议。
感谢全国图书馆参考咨询服务平台提供的文献传递服务。
感谢所有帮助收集数据、填写问卷的人士。感谢本文引用的前人研究和文献。
基金项目
本研究得到如下课题的资助：北京市哲学社科基金(15SHB018)、教育部人文社会科学研究青年基金(18YJC190016)、中国政法大学交叉学科培育与建设计划“法证心理学”项目资金。
NOTES
*通讯作者。