社會流動與公眾環境抗爭

摘要：每位公民都有參與政治活動的權利和自由，雖然這已經打破了以往在傳統社會結構中上層階級社會才有政治參與機會的現象，但是，社會流動或社會層級等階級因素對公民的政治參與已經沒有影響了嗎？若有，又有著怎樣的影響呢？我們使用CGSS2013數據庫，并構建了結構方程模型對該問題予以研究，結果表明：公民的社會層級認同和社會流動預期對環境抗爭參與產生正向影響，而主觀垂直流動對環境抗爭參與有著負向影響。此外，公眾的中央環境治理滿意度和地方環境治理滿意度對環境抗爭參與有著不同方向的影響。最后，主觀幸福、社會公平和央地的環境治理滿意度在以上關系中所起到的中介效應也有所不同。

關鍵詞：社會流動；環境抗爭；結構方程模型

中圖分類號：C915

文獻標識碼：A DOI：10.3963/j.issn.16716477.2018.04.0015

一、問題的提出

《詩經》有云：“先民有言，詢于芻蕘”。這意味著，“最古之世，人民之得以參與政事者也”[1]。然而，古時之中國，只有上層階級才有政治參與的機會[2]。隨著歷史上封建制度的打破和無產階級登上歷史的舞臺，政治運動成為群眾參與政治活動的一種形式。由此可見，民眾的政治參與首先與其在社會結構中的位置有著密切聯系。其次，不同社會階層有著不同的政治活動參與形式。最后，隨著社會結構的變遷，民眾政治參與的形式也出現多樣化。且在不同歷史背景下，民眾參與政治的方式也具有歷史的特殊性，例如歷史上著名的“公車上書”。而在當今社會，隨著人民代表大會制度的確立，人民可以委托人大代表表達其政治利益訴求。中華人民共和國憲法中第三十五條規定：“中華人民共和國公民有言論、出版、集會、結社、游行、示威的自由。”由此可以看出，當今的中國公民具有參與政治活動的自由，這看似已與社會階級無關。然而，現如今中國公民政治參與行為與階級因素真的沒有關系嗎？若有，又有著怎樣的關系呢？不同的社會階層和不同方向的社會流動對公眾的政治參與有著怎樣的影響？此外，過去經歷了社會位置移動或未來可能發生類似變動的社會公眾，其政治參與情況如何？文章根據CGSS2013社會調查數據，以公眾環境抗爭作為對其政治參與問題的研究。

環境抗爭，屬于社會抗議范疇[3]。目前，學界主要從公民參與、新聞媒體、環保組織及政府責任這四種研究范式對環境抗爭或環保運動予以研究[4]。本文采用第一種研究視角。馮仕政[4]認為，環境抗爭是個人或家庭在遭受環境危害后，為制止危害或挽回損失而做出呼吁、警告、抗議、申訴、投訴、游行、示威等對抗性行為。因而，公民環境抗爭參與，即公眾為解決環境問題而進行的呼吁、警告、抗議、申訴、投訴、游行及示威等對抗性活動參與。環境抗爭本質上屬于政治參與行為。其具有體制內抗爭、個體行動和非連續性特征[4]。環境抗爭應當有狹義和廣義上的區分。廣義上的環境抗爭，指為解決環境問題及保障公民的基本權利而進行的呼吁、警告、抗議、申訴、投訴、游行和示威等對抗性行為。這種抗爭可以是個體抗爭，也可以是集體抗爭，可以是非持續地抗爭，也可以是連續性抗爭。其中，連續性環境抗爭進一步發展成為環保運動。在抗爭群體中，既包括直接遭受環境損害的群體，也包括并未遭受環境損害但出于公平正義參與到抗爭中的群體。雖然，學者對于環境抗爭參與群體的參與動機進行過機制梳理，然而，該方面的實證分析尚且不多。

二、研究假設

（一）社會流動與公眾環境抗爭

根據馬斯洛需求層次理論，人的需求包括生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我實現需求五個層級。當社會公眾的社會位置移動向上時，該部分群體會因為物質需求得到滿足而追求更高層次的尊重需求及自我實現需求的滿足。而參與環境抗爭正是該群體實現“追求公平正義”這種高層次需求滿足的體現。因而，主觀垂直社會流動、社會層級認同和社會流動預期會對公眾的環境抗爭行為產生影響。進而，這種高層次需求的滿足，又體現為主觀幸福感和社會公平感的感知。然而，根據后文中學者對于公眾參與環境抗爭的負向情緒機制的解釋，社會流動向下的公眾會提升其參與抗爭的活動次數，二者存在負向關系。因而，對于社會流動與環境抗爭關系的梳理上，存在競爭性假設，即：

H1a：公眾的主觀垂直流動會對其環境抗爭參與產生正向（或負向）影響。

H1b：公眾的社會層級認同會對其環境抗爭參與產生正向（或負向）影響。

H1c：公眾的社會流動預期會對其環境抗爭參與產生正向（或負向）影響。

（二）社會態度或情緒與公眾環境抗爭

“情感論”是學者解釋抗爭政治起源的主要范式[5]。 “公道”、“怨恨”、“正義訴求”和相對受剝奪感等情感或情緒是影響環境抗爭的重要因素[67]。其中，怨恨被視為是一種不公平感[8]。因而，社會公平感可以成為公眾環境抗爭參與怨恨心理機制研究的一個新視角。有學者認為，社會公平感是個體對社會公平程度的感知和評判[9]，然而它與社會實際的公正與否關系不大[10]。但是，公眾對不公平感的反應與回應引發群體行為[1112]。根據李華胤[11]的研究結果，公眾的社會公平感通過憤怒因素影響其參與群體性事件的意愿。而政治參與則可以帶來社會公平感[13]，因而，出于社會公平的原因，公眾會參與到政治活動中。因利益分配不平等產生的挫折感和失落感成為其政治參與的內驅力[14]。因而，根據以上研究可以提出以下研究假設：

H2：公眾社會公平感可能會對其環境抗爭參與產生影響。

公眾的社會公平感與主觀幸福感是相聯系的，當其充滿抱怨心理時，幸福感會受到影響。主觀幸福是個體對生活狀況和價值取向以及各種需求的客觀反映[15]。也有學者將其定義為公眾不同層次的需要得到滿足后的積極認知評價和情感狀態[16]。根據以上學者的研究，可以推斷，憤怒感高的群體幸福感也低，社會公平感有可能會通過幸福感對公眾的抗爭行為產生影響，即：

H3：公眾主觀幸福感可能會對其環境抗爭參與產生影響。

H4：公眾的主觀幸福在社會公平感與環境抗爭參與中起中介作用。

此外，當公眾的社會公平感低時，容易出現抱怨社會及政府的現象，從而使其在政府績效評價上帶有濃厚的情緒色彩，對政府工作感到不滿，導致其參與到與政府互動的抗爭行動中。然而，從公民參與或政治參與的角度也可以對公眾因政府工作開展情況的滿意程度而參與抗爭的行為進行解釋。在環境抗爭中，公眾的抗爭行為屬于為解決環境問題，促使政府在環境治理方面的工作做得更好而進行投訴或上訴。當公眾對政府環境治理工作感到并不滿意時，會激發其參與到投訴或上訴行動的欲望。因此，根據以上推論，可以提出以下研究假設：

H5a：公眾的中央環境治理滿意度可能會對其環境抗爭參與產生影響。

H5b：公眾的地方環境治理滿意度可能會對其環境抗爭參與產生影響。

（三）社會流動與社會態度或情緒

社會流動可以被理解為個人或社會對象從一個位置到另一個位置的轉變。在流動過程中，社會成員的生活方式、行為模式、認知態度和價值觀念也發生相應改變[17]。但是，社會公平認知在社會流動中更容易得到重塑。在社會流動與分配公平感間關系的經典假設中，實現向上社會流動的人因從社會利益分配體系中得到優勢而感到社會公平，而向下社會流動的人則產生抱怨和不公平感[18]。根據社會比較理論，當社會成員以自己為參照對象時，將目前的狀態與過去、理想狀態及應得性標準比較的落差會給其帶來相對剝奪感，進而對其主觀幸福感產生影響[19]。因而，根據以上學者的研究可以推斷，社會流動與社會成員的主觀幸福感和社會公平感會存在一定聯系，向上的社會流動和流動預期會對成員的幸福感和公平感產生積極影響。由此可見，社會流動因素會對公眾的社會態度或情緒產生影響。

隨著社會流動的發生，社會分層也出現相應變化[20]。所以，除了研究社會流動對社會成員的抗爭參與外，社會分層也被納入研究中。雖然社會流動和社會分層分別以動態和靜態兩種視角對社會結構予以研究，然而，社會分層卻是社會流動的產物，是社會流動從動態到靜態的轉變結果，這種分層是暫時的，向上還是向下是社會成員社會位置移動的趨勢。所以，社會分層也被納入社會流動的研究范疇。

關于社會分層，學者常從客觀階層地位和主觀階層地位對階層予以研究。主觀階層認同是社會成員根據某一標準將自己歸屬于社會分層體系的某一層[21]，是階層意識的組成部分[22]。而階層地位和預期階層地位向上都會對行動者的集體行動參與意愿產生正向影響[23]。因而，社會成員的主觀社會層級劃分也有可能對社會成員的環境抗爭參與產生影響。根據前文所述，當個體將自己歸屬于較高的社會層級時，其主觀幸福感或社會公平感都會比較高，反之，則較低。結合情緒因素與公眾環境抗爭關系的推理，以及社會結構因素與情緒因素和公眾環境抗爭關系的推理，可以提出以下假設：

H6a：公眾的社會公平感在垂直社會流動對環境抗爭參與中起中介作用。

H6b：公眾的社會公平感在社會層級認同對環境抗爭參與中起中介作用。

H6c：公眾的社會公平感在社會流動預期對環境抗爭參與中起中介作用。

H7a：公眾的主觀幸福感在主觀垂直流動對環境抗爭參與中起中介作用。

H7b：公眾的主觀幸福感在社會層級認同對環境抗爭參與中起中介作用。

H7c：公眾的主觀幸福感在社會流動預期對環境抗爭參與中起中介作用。

泄憤心理被視為群體事件發生的心理機制，仇官、仇富和仇警等心理具有情緒轉移作用，例如，通過特定的環境議題進行釋放或轉移，從而成為社會群體進行環境抗爭的重要推手[24]。此外，人們在社會經濟發展過程中感受到的利益分配不均、地方政府不作為、亂作為甚至貪污腐敗等行為，都會造成抗爭群體負面情緒或心理累積，最終通過某一事件宣泄出來。反之，當公眾從社會分配中獲得利益時，就會對政府及其行為產生積極情緒或心理。所以，當公眾的社會經濟地位已經或者將會發生向上的位置轉移時，就有可能對政府或其行為擁有積極的評價及態度。因而，可以提出以下研究假設：

H8a：公眾的中央環境治理滿意度在主觀垂直流動對環境抗爭參與中起中介作用。

H8b：公眾的地方環境治理滿意度在主觀垂直流動對環境抗爭參與中起中介作用。

H9a：公眾的中央環境治理滿意度在社會層級認同對環境抗爭參與中起中介作用。

H9b：公眾的地方環境治理滿意度在社會層級認同對環境抗爭參與中起中介作用。

H10a：公眾的中央環境治理滿意度在社會流動預期對環境抗爭參與中起中介作用。

H10b：公眾的地方環境治理滿意度在社會流動預期對環境抗爭參與中起中介作用。

三、研究設計

（一）數據來源

所有數據均來源于CGSS2013數據庫，樣本共計11 438個[25]。在對社會成員的垂直社會流動、社會層級和社會流動預期通過主觀幸福感和社會公平感對環境抗爭參與產生影響的結構方程模型中，在剔除所有奇異值后，共得樣本10 429個。在對社會成員的垂直社會流動和社會流動預期通過政府環境治理滿意度（中央環境治理滿意度和地方環境治理滿意度）對環境抗爭參與的結構方程模型中，在對數據予以剔除外，共得樣本8 712個。

（二）變量說明

文中所需變量說明及變量設計見表1。

（三）研究方法

通過使用AMOS.21結構方程分析軟件對社會流動對公眾環境抗爭參與予以研究，分別構建了以主觀幸福感和社會公平感為中介變量的結構方程模型一，和以中央環境治理滿意度和地方環境治理滿意度為中介變量的結構方程模型二。構建結構方程的目的是為了探索變量間的關系，從而為中介作用的探討提供依據。而在對中介效應進行一步地驗證時，則使用Process分析工具進行Boostrap檢驗。

四、實證分析

從表2中可以看出，公眾經常參與環境抗爭的情況并不多見，偶爾參與環境抗爭的情況比較多（公眾環境抗爭參與行為的均值為1.11）。此外，公眾的主觀幸福感相對較高（均值為3.76），社會公平感相對較低（均值為3）。在主觀垂直社會流動中，大多數公眾在三年內實現了社會經濟地位的提升，即實現了向上的社會流動（均值為1.88）。此外，公眾對其社會層次的判斷大致為中下層（均值為4.3）。對于社會流動預期，大多公眾認為其社會經濟地位將會得到提升（均值為1.1644）。最后，公眾對中央政府環境治理和地方政府環境治理的努力程度都比較認可，但是在治理效果的認同上還不是很高，從均值3.05和2.9。

根據表4的變量相關性的分析可以看出，主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期與主觀幸福感和社會公平感及環境抗爭參與間存在相關性，且主觀幸福感與社會公平感也存在相關性。其中，相關系數|r|在0.8-1.0之間代表極強相關，0.6-0.8間代表強相關，0.4-0.6間代表中等程度相關，0.2-0.4之間代表弱相關，0.0-0.2間代表極弱相關或無相關。因而，根據以上分析，建立的結構方程模型如圖1所示。

根據表6中的各變量間路徑系數和顯著性的統計可以看出，主觀垂直流動和社會層級認同都對社會公平感影響顯著。其中，主觀垂直流動對社會公平感的標準化路徑系數為-0.043，絕對值大于0，且p<0.001，說明在經歷了2010年到2013年間社會經濟地位變化的垂直社會流動中，向上的社會流動與社會公平感呈正比，而經歷了方向向下的社會流動的群體，其社會公平感越低，該結果符合剝削理論的解釋；此外，社會層級認同對社會公平感的標準化路徑系數為0.091，大于0，且p<0.001。根據研究設計中對于主觀垂直流動的賦值，處于靜態的上層社會結構中的人群的社會公平感更高。該結果的出現同樣符合剝削理論的解釋。但是，社會流動預期對社會公平感的影響不夠顯著，p=0.032，p<0.05，且標準化路徑系數為-0.0017。由于流動并未發生實質性變化，只是主觀預期，且并未實際體會到被剝削感，因而會對其社會公平感的影響較弱，與前兩種有所不同；此外，主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期都對主觀幸福感均影響顯著，而公眾的社會公平感對主觀幸福感也影響顯著（p<0.001），以上結果的得出，可由情緒擴散來解釋。

最后，社會流動對環境抗爭參與結構方程模型中的所有自變量（主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期）和中介變量（主觀幸福感）都對環境抗爭參與影響顯著。其中，公眾的主觀幸福感對環境抗爭參與的標準化路徑系數為-0.021，絕對值大于0，且p<0.001。說明公眾的主觀幸福感與環境抗爭參與呈負向關系，幸福感越低的公眾參與環境抗爭的次數越多，這在一定程度上驗證了泄憤機制的存在；此外，社會公平感對環境抗爭參與的p值等于0.072，p>0.05，說明社會公平感對環境抗爭參與并未產生影響，因而接下來不再對社會公平感的中介效應進行分析。該結果與剝削理論相悖；此外，主觀垂直流動對環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.014，大于0，且p<0.001。說明社會群體在2010到2013年間的社會經濟地位出現下降的情況對其環境抗爭參與產生了顯著的正向影響。因而，社會公眾的垂直社會流動與環境抗爭存在負向關系，馬斯洛需求層次理論并不能作為解釋；此外，社會層級認同對環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.023，大于0，且p<0.001。說明社會層級越高的社會成員參與環境抗爭的次數越多。然而，對于該結果的出現，卻能夠通過馬斯洛需求層次理論進行解釋；最后，社會流動預期對環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.017，大于0，且p<0.05。說明公眾的社會流動預期與環境抗爭參與呈正向關系。根據上述分析可以得知，公眾的主觀幸福感在主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期對環境抗爭參與中均起到了中介作用。此外，表6中也顯示出，公眾的主觀幸福感在社會公平感對環境抗爭參與也起到了中介作用。其次，我們也對社會成員的主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期是否通過中央環境治理滿意度和地方環境治理滿意度對環境抗爭參與產生影響，也構建了結構方程模型進行分析。且再將參數e1和e2作出路徑調整后，模型擬合度實現最優，因而模型二的構建如圖2所示。

根據表7中的各變量間路徑系數和顯著性的統計可以看出，主觀垂直流動和社會流動預期對中央環境治理和地方環境治理的滿意度都具有顯著的影響作用。其中，主觀垂直流動對中央環境治理的標準化路徑系數為-0.157，絕對值大于0，但p<0.001。說明在2010到2013年間經歷了向上社會流動的社會成員對中央環境治理滿意度更高，反之，結果相反；此外，主觀垂直流動對地方環境治理的標準化路徑系數為-0.094，絕對值大于0，且p<0.001。其解釋與前者相同。其次，社會層級認同對中央和地方的環境治理滿意度的標準化路徑系數分別為0.020和0.059，都大于0，且p<0.001。說明公眾的社會層級認同與央地環境治理滿意度成正比，其社會層級認同越高，對央地環境治理的滿意度越高。最后，社會流動預期對央地環境治理滿意度無影響，這由p>0.1可見。其次，社會流動預期對地方環境治理滿意度的p值也大于0.1。說明社會流動預期對央地方環境治理滿意度均未產生影響。

其次，在中介變量（中央環境治理滿意度和地方環境治理滿意度）對公眾環境抗爭參與的影響中，公眾的中央環境治理滿意度對環境抗爭參與的標準化路徑系數為-0.017，絕對值大于0，且p<0.001。說明公眾的中央環境治理滿意度越低，其參與環境抗爭的次數越多。反之，結果相反；而公眾的地方環境治理滿意度對公眾環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.014，絕對值大于0，且p<0.001。說明公眾的地方環境治理滿意度越高，其參與環境抗爭的次數越多，這一結論與上一結論完全相反。最后，在自變量（主觀垂直流動、社會層級認同和社會流動預期）對公眾環境抗爭參與的影響中，主觀垂直流動對環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.043，大于0，且p<0.001。該結果與上一模型所反映出的社會流動向下程度與環境抗爭次數成正比的情況相同；其次，社會層級認同對環境抗爭參與的標準化路徑系數為0.019，大于0，且p<0.001，說明公眾的社會層級認同越高，其參與環境抗爭的次數越多。這在一定程度上反映出，社會層級越高的公眾的民主意識更強。此外，社會流動預期對環境抗爭參與的標準化路徑系數也為0.019，大于0，且p<0.001。該結果與上一模型所得到的結果也一致。

由于結構方程并不能將控制變量納入數據分析中，因而只能做初步的中介檢驗，為了進一步驗證以上中介效應的存在與否，通過Boostrap中介檢驗法對以上各項中介作用進行驗證，使用的數據分析工具為Process插件。經實踐證明，這種中介檢驗法比遞歸中介檢驗更為嚴謹，在數據結果上更加精細。參照陳瑞[26]等人在對Boostrap結果的匯報內容，主要關注中介路徑是否顯著，即BootstrapLLCL和BootstrapULCL的區間不包含0，中介效應的大小及自變量對因變量的直接影響是否顯著，可由p值進行判斷。

此外，根據Zhao et al.[27]總結的中介效應檢驗程序，對于a×b（中介路徑）是否顯著的檢驗，有Sobel檢驗、Bootstrap檢驗、乘積分步法和MCMC法。而我們采用Bootstrap中介效應檢驗法，若a×b顯著，說明研究假設中提出的中介路徑存在；否則，中介路徑不存在。[28]首先，對主觀垂直流動對環境抗爭參與的中介效應進行檢驗，在以主觀幸福為中介變量時，在樣本量為5000和95%的置信區間下，中介檢驗結果沒有包含0（BootLLCI= 0.0004，BootLLCI= 0.0017），說明中介路徑存在。其次，在控制了中介變量（主觀幸福）后，主觀垂直流動對環境抗爭參與的影響也很顯著（p<0.001），說明主觀幸福在主觀垂直流動與環境抗爭參與的中介效應顯著，且中介效應大小為0.0010。此結果也說明還存在其他的中介路徑。因而，繼續分析中央環境治理滿意度在主觀垂直流動與環境抗爭參與的中介效應。根據結果顯示，以中央環境治理滿意度為中介變量時，中介檢驗結果沒有包含0（BootLLCI= 0.000 4，BootLLCI= 0.002 4），說明中介路徑存在。其次，在控制了中介變量（中央環境治理滿意度）后，主觀垂直流動對環境抗爭參與的影響也很顯著（p<0.001），說明中央環境治理滿意度在主觀垂直流動與環境抗爭參與的中介效應顯著，且中介效應大小為0.001 3，說明還存在其他的中介路徑。所以，繼續分析地方環境治理滿意度在主觀垂直流動與環境抗爭參與的中介效應。該中介檢驗結果包含0（BootLLCI=-0.001 2，BootLLCI= 0.000 2），說明地方環境治理滿意度在主觀垂直流動與環境抗爭參與的中介路徑不存在，這一結果與路徑分析中的結果相悖。

其次，對社會層級認同與環境抗爭參與的中介效應進行檢驗，在以主觀幸福為中介變量時，中介檢驗結果沒有包含0（BootLLCI=-0.004 6，BootLLCI=-0.002 0），說明中介路徑存在。其次，在控制了中介變量（主觀幸福）后，社會層級認同對環境抗爭參與的影響也很顯著（p<0.001），說明主觀幸福在社會層級認同與環境抗爭參與的中介效應顯著，且中介效應大小為-0.003 2。此結果說明還存在其他的中介路徑。因而，繼續分析中央環境治理滿意度在社會層級認同與環境抗爭參與的中介效應是否存在。根據結果顯示，中介檢驗結果沒有包含（BootLLCI=-0.000 6，BootLLCI=-0.000 1），說明中介路徑存在。其次，在控制了中介變量（中央環境治理滿意度）后，社會層級認同對環境抗爭參與的影響也很顯著（p<0.001），說明中央環境治理滿意度在社會層級認同與環境抗爭參與的中介效應顯著，且中介效應大小為-0.000 3。接下來，繼續分析地方環境治理滿意度在社會層級認同與環境抗爭參與的中介效應。該中介檢驗結果包含0（BootLLCI=-0.000 3，BootLLCI= 0.000 4），說明地方環境治理滿意度在社會層級認同與環境抗爭參與的中介路徑不存在。那么，其他的中介變量還有哪些，學者還可以作進一步的探討。

最后，檢驗社會流動預期與環境抗爭參與的中介效應，在以主觀幸福為中介變量時，中介檢驗結果包含0（BootLLCI=-0.000 5，BootLLCI= 0.000 0），說明中介不路徑存在。因而，對于社會流動預期與環境抗爭參與的中介效應的檢驗到此為止。

五、總結與討論

“民安，則國泰。”因而，對于社會流動、社會公平感、幸福感及公眾的中央政府環境治理和地方政府環境治理滿意度的研究對于國家的社會治理和政府治理均具有一定的現實意義。根據研究結果，公民環境抗爭參與意味著其政治參與的積極性越來越高，但是這也反映出政府的環境治理還有待進一步加強。此外，公眾對政府的環境治理滿意度會影響到其環境抗爭參與，但是呈現出不同方向的相關性，即公眾對地方政府的環境治理滿意度越高，其參與環境抗爭的次數越多，而公眾對中央政府環境治理的滿意度越低，其參與環境

抗爭的次數出現了同樣趨勢。對此我們的解釋是，公眾對中央政府和地方政府的滿意度作用于政治參與行為可能有著不同的影響機制，即：當公眾對地方政府工作績效評價越高時，公眾越會為其治理工作的進一步提升付出個人行動，反之，則相反。但是，當公眾對中央政府的工作績效評價較低時，公眾促進政府環境治理的意愿則愈強烈，從而促使其積極參與到投訴等政治活動中。

其次，根據結構方程模型二可以看出，公眾社會位置的向上移動會對央地政府環境治理的滿意度產生影響，無論是過去發生了社會位置的向上移動還是未來會發生這樣的轉變，其上移程度越高，其對政府環境治理的滿意度也越高，反之，越低。此外，公眾的社會層級認同與其環境抗爭參與有著正向影響，但是，三年內發生社會位置向下移動的程度越大，其環境抗爭參與水平越高。這在一定程度上說明，向下的社會流動使得公眾的負面情緒增強，從而觸發了該群體的抗爭行為。而并未發生實際社會流動的公眾環境抗爭參與，則更能通過馬斯洛需求層次理論進行解釋。該結果的得出，具有一定的社會意義。最后，公眾過去和未來的社會位置移動以及社會層級的自我歸屬劃分，都會對其主觀幸福感和社會公平感產生影響，且都呈正比關系。總之，從維持社會安定和政治穩定的角度來講，為減少社會公眾的抗爭行為，國家應當加強社會經濟建設，提升公眾的幸福感，努力營造更加公平的社會氛圍，從而提升公眾的社會公平感。

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（責任編輯 王婷婷）