一、引言

发展教育是提高国家未来劳动力素质和竞争力的基本路径，而儿童时期的教育不仅会影响人们未来的学业成就和幸福感，也会影响一个国家的创新能力和发展潜力。改革开放以来，随着教育投入的增加和义务教育的普及，居民的平均受教育水平有了显著的提升，但是由于教育资源的稀缺性和非均衡性，教育不公平的现象依然较为严重。大量的研究表明，近年来，家庭社会经济地位在个人教育获得中的作用呈上升趋势，其影响也没有随学校的扩招而减弱(文东茅，2005；李春玲，2010；李煜，2006；李忠路和邱泽奇，2016；孙志军等，2009)。

在社会分层逐渐加剧的今天，不仅学生自己的家庭社会经济地位存在差异，学生所在的社区环境以及学校生源的背景也存在差距(杜鹏，2005)。现阶段我国地区差异、城乡差异、行业差异的矛盾依然突出，这些差异反映到教育系统内部就表现为“超级名校”对优质教育资源的攫取与扭曲。人们在讨论家庭背景与教育获得的关系时，往往把就读学校的质量和学生家庭背景联系在一起。重点中小学通常集中了优质的师资力量和一流的硬件条件，对儿童的发展具有重要影响。目前社会上有关“学区房”的各种新闻一方面反映出学生家长对这些“超级名校”的追捧，另一方面，购买得起这些高价的“学区房”本身就是体现学生家长社会经济地位的一个重要指标。对这些“名校”的测量可以有不同的指标，采用学校生源的社会经济地位这个指标可以体现社会经济分层在教育系统的隔离。处于优势社会层级的父母有意愿把孩子送入“名校”，而这些“名校”也通过各种标准倾向于接收这些占优势地位父母的孩子(刘精明，2008；赵延东和洪岩璧，2012)。研究也表明，父母社会经济地位对儿童就读学校的质量有重要影响，家庭社会经济地位越高，儿童就读学校的等级也越高(李湘萍，2008；吴愈晓，2013)。

国内外学者开始关注学校生源的社会经济地位对教育资源分配以及学生学习成绩的影响。不过目前的研究大多着眼于家庭背景对学生学业能力的影响(李忠路，2016；孙志军等，2009)，还比较少考察学校生源的社会经济地位与心理健康、个性发展、主观幸福感等方面的关系(Hart，2013；Keenan et al.，2016)。而且有关学生社会经济地位的研究集中在个体家庭层面(individual level)，相对忽视了学校集体层面(collective-level)的研究(Bradley and Corwyn，2002)。有关学校生源家庭社会经济地位与学生主观幸福感的实证研究更是缺乏(乔娜等，2013；叶婷和吴慧婷，2012；李晓晗和郑磊，2017)。主观幸福感是衡量儿童青少年健康成长的一个重要指标。本研究试图探讨学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感水平的影响，同时确定学校系统中教师支持在其中的作用机制。

(一)学校生源的社会经济地位

跟学生家庭社会经济地位(social economic status，SES)的概念类似，学校生源的社会经济地位是从整体的层面考察学校内部学生家庭在占有或控制财富、社会人脉、教育等这些社会经济资源方面的差异(Leventhal and Brooks-Gunn，2000)。学校生源的社会经济地位的差异反映了社会分层在教育系统的隔离。它反映了学生家庭在获取现实或潜在资源方面的差异(Keenan et al.，2016；Bradley and Corwyn，2002)，是学生个体的家庭社会经济地位在学校集体水平的体现。不同社会阶层的群体占有教育资源的能力不同(任春荣和辛涛，2011)，学校间生源的分层必然导致校际资源的差异。国际学生评估项目(PISA)以学校生源的社会经济地位与学校教育资源之间的相关性来衡量教育公平(陆璟，2013)。假如所有学校享受到的教育资源是公平的，则学校生源的社会经济地位应该与教育资源是不相关的。相关越显著，说明教育资源的分配越不公平。PISA 2009上海的数据发现，生源社会经济地位高的学校在全职教师中拥有大学学历的比例、生师比、教育资源指数、课外活动指数等指标上面占据优势(陆璟，2013)。校际间生源的社会经济地位差异不仅可能导致教育资源分配差异，而且也与学生学习结果的差异相关。国外的数据发现学校的种族构成与阶层构成在解释学生学习结果不平等方面比学校本身拥有的资源更为重要(Keenan et al.，2016；Bradley and Corwyn，2002)。上海PISA 2009的数据也发现，学校生源的社会经济地位差异能够解释学校间学生阅读成绩67.7%的差异(陆璟，2013)。这些调查发现都意味着我们要重视学校生源的社会经济地位的差异对学生发展的影响。

1)构造条件复杂、天然裂隙发育、顶底板封盖能力低、延最大主应力方向井间距偏小等是影响压裂波及邻井主要的地质因素。

近年以来，社会各界常常讲工匠精神，而工匠本质上是手艺人，就是要讲传承的。经常听到某某人是什么派技艺的第几代传人，这个就是师承关系，也就是徒弟要像师傅，而且要一眼便知是谁的徒弟。

(二)主观幸福感

他所在的施工队伍，大都在南疆少数民族地区，在他的倡导和努力下推行了在各项目大力引入、培育少数民族协作队伍和劳务工参与项目建设。在实施阿拉尔工程项目时，就引进了三支维吾尔族协作队伍，共计120余人。在使用民族队伍上，一方面注重思想教育，同时要求所在项目要高度重视队伍在技术、管理等方面的培育工作，使少数民族协作队既掌握了施工技术，又利用农闲补贴了家用，增加了收入。

(三)学校生源的社会经济地位与主观幸福感的关系

本研究包括三个基本假设：

(四)教师支持的中介作用

师生关系是学生在学校环境中形成的最为重要的人际网络，而教师支持是学生社会支持中极为重要的一环，可能对学生身心发展有重要影响(林崇德，2009)。生态系统理论(ecological system theory)认为学校生源的社会经济地位相对于青少年的发展来说属于中系统(Bronfenbrenner，1992)。中系统可以通过微系统的中介，直接或间接地影响个体的发展。教师是与学生直接互动的微系统，青少年的思维方式、认知能力、社会经验水平及人格特点都不够成熟，需要成人的指导与帮助(林崇德，2009)。教师是青少年成长中的重要他人。教师支持对于学生身心发展来说是稳定的积极因素，可以缓冲家庭不利因素对学生发展的不良影响，也可以促进家庭有利因素对学生的积极影响(李文道等，2003)。学校生源的社会经济地位可能是通过教师支持的中介作用来影响中小学生主观幸福感的。那些生源社会经济地位水平较高学校的教师不仅教学水平较高，他们可能也更有教学艺术，对学生更为关心、尊重和重视。由此提出本研究的第二个假设：教师支持在学校生源的社会经济地位与中小学生主观幸福感之间起中介作用。

另外，教师支持的作用可能受到师生关系的调节(李彩娜等，2006)。师生关系指教师与学生在教学过程中形成的相互关系。如果学生在师生交往中感到亲密与温暖，他们就更愿意与教师沟通。在学习生活中遇到困难时，也更愿意向教师求助。因此也就更容易从教师那里得到支持与帮助。而师生关系比较差的学生因为与教师关系紧张，在与教师交往中感受不到温暖与信任，甚至与教师互动本身都可能导致学生反感焦虑(邹泓等，2007)。因此，本研究提出第三个假设：教师支持的中介效应可能受到师生关系的调节作用。

两组患者一般资料比较，差异无统计学意义(P>0.05)，具有可比性。本研究获得医院伦理委员会审核批准；所有患者及其家属对本研究均知情，并签署知情同意书。

改进生产方式，扶持和发展大棚蔬菜、露地蔬菜生产，提高蔬菜生产的设施化水平，形成设施栽培、露地栽培、错季栽培等多元生产格局，突破气候限制，实现周年生产，提高生产效益。

研究中介作用有助于阐释学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的影响是如何发生的或为什么发生，研究调节作用有助于阐释影响何时起作用，而研究有调节的中介效应则可揭示中介过程是否受到调节变量的调节。深入探讨学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的作用机制，可回答学校生源的社会经济地位“怎样”影响中小学生主观幸福感的问题。

(五)研究的理论框架及假设

有研究认为集体层面的社会经济地位(collective social economic status)可以从物质资源、人际网络资源以及精神价值资源等三个不同方面的内容来衡量。具体来看，物质资源包括博物馆、科普基地、艺术馆、体育馆、图书馆等；人际网络资源包括学生与社区中其他成员在互动中形成的人际网络资源；精神价值资源包括人文风俗、科学氛围、良俗公序等(Leventhal and Brooks-Gunn,2000)。生源社会经济地位较高的学校不仅在博物馆、体育馆等教学设施的硬件方面占据优势，这些学校在人际网络以及精神价值等软性资源也可能比弱势学校有优势。一般而言，学校生源的社会经济地位比较好的学校，教育资源也比较丰富。办学条件、师资力量等也比一般的学校要好。跟家庭投资理论的视角相似(Conger and Donnellan，2007)，生源较好的学校拥有较多的发展资本，这种发展资本表现为物质资本和人力资本。物质资本包括较好的教学设施、教学设备，较多的教育经费，而人力资本表现为较强的师资力量和素质更高的同学等，从而促进学生在个性、社会性上的积极发展。因此，提出本研究的第一个假设：学校生源的社会经济地位对中小学生的主观幸福感有积极的影响。

(1)学校生源的社会经济地位对中小学生的主观幸福感有积极影响。

(2)教师支持在学校生源的社会经济地位与中小学生的主观幸福感之间起着中介作用。

(3)教师支持的这一中介作用受到师生关系的调节，师生关系调节了中介过程的后半路径，即师生关系越好，教师支持对主观幸福感的影响越积极。教师支持对青少年主观幸福感的影响是有调节的中介效应。假设模型见图1。

  

图1　主观幸福感与学校生源的社会经济地位、教师支持和师生关系的假设模型

二、研究方法

(一)研究对象

(3)学校生源的社会经济地位对教师支持的直接效应a显著，a=0.150，SE=0.050，t=2.995，p=0.003<0.01。

主观幸福感是衡量个人社会生活质量的一种重要的综合性心理指标体系，指个体依据自己设定的主观标准对生活质量所作的整体评价，很多研究也把主观幸福感等同于生活满意度(段建华，1996)。主观幸福感在衡量青少年身心发展水平方面具有重要的意义。学生如果对学校生活不满意，可能会导致从学业不良、抑郁到厌学、退学等一系列不良后果(马颖和刘电芝，2005；Huebner et al.，2000)。另外，主观满意度除了会影响个体的情绪体验外，还可能对个体的行为追求和目标取向产生影响(张兴贵，2004)。主观满意度较低的个体行为追求可能出现问题和偏差，生活目标比较消极模糊。生活满意度和自我意识出现不良倾向，甚至对个体的人格都有不良的影响(阙敏等，2007)。

(二)研究工具

1.学校生源的社会经济地位。学术界一般采用父母的受教育程度、职业及家庭收入等指标来衡量家庭的社会经济地位(Hart，2013)。由于通常情况下中小学生对自己家庭的收入状况并不了解，所以本研究采用学生对家庭经济状况的自评结果代替家庭的具体收入。之后参照方晓义等人和PISA的计算方法，合成SES(方晓义等，2008；OECD，2006)。得分越高，代表家庭社会经济地位越高。在本研究中SES的均值为0，得分范围是[-2.50，1.95]。然后计算各学校中学生家庭社会经济地位的均值得到学校生源的社会经济地位。本研究中，学校生源的社会经济地位的均值为0，得分范围是[-1.44，1.28]。

2.主观幸福感量表。主观幸福感量表参考了前人研究，为了适合中小学生的理解和作答，对中国儿童青少年发育特征调查项目(董奇和林崇德，2011)的主观幸福感量表进行修订，将7点量表改为5点量表。量表包括总体情感指数维度和生活满意度维度两个部分，共9个题目。总体情感指数维度的均分和生活满意度维度得分相加得到主观幸福感指数，量表取值范围[2.1，10.5]，得分越高，代表个体的主观幸福感越高。量表的信效度良好。

3.教师支持问卷。教师支持是学生感知到的教师对其的支持态度和行为。本研究参考了“中国儿童青少年发育特征调查”项目的工具，在预试的基础上选取包括“当我需要帮助时，老师就会及时帮我”等5个因子载荷较高的题目，形成教师支持问卷。问卷采用五点计分，1～5分别为“很不符合”到“很符合”，用5个题目的平均分高低来判断师生关系的状况。量表的信效度良好。

4.师生关系问卷。师生关系是教师与学生之间的以情感、认知和行为交往为主要表现形式的心理关系(王耘等，2001)。本研究参考了“中国儿童青少年发育特征调查”项目及PISA的工具，在预试的基础上选取包括“跟老师在一起时，我觉得心情很愉快”等4个因子载荷较高的题目，形成师生关系问卷。问卷采用5点计分，1～5分别为“很不符合”到“很符合”，用4个题目的平均分高低来判断师生关系的状况。量表的信效度良好。

(三)分析方法

研究采用SPSS软件进行描述分析和推论统计分析，使用MPLUS软件进行结构效度的检验和多水平模型分析。

三、研究结果

本研究数据采集来自同一个来源，因此可能存在共同方法偏差问题。研究采用验证性因素分析的方法来做Harman单因子检验(周浩和龙立荣，2004)。单因子模型的拟合指标如下：χ2为49313.721，df为230，χ2/df为214.407，CFI为0.745，TLI为0.719，RMSEA为0.106，SRMR为0.072。四因子模型(社会经济地位、主观幸福感、教师支持、师生关系四个因子)的拟合指标如下：χ2为9798.005，df为224，χ2/df为43.74，CFI为0.950，TLI为0.944，RMSEA为0.047，SRMR为0.026。结果表明，单因子拟合不好，四因子模型拟合很好，说明单一因子并不能解释所有的变异，而四个因子都能被显著地区分出来。另外在研究程序上，通过设置反向题，保证受测学生的匿名性，减小其对测量目的的猜测等，尽量减少了共同方法偏差对假设关系的影响(Brockner et al.，1997)。

(一)中小学生幸福感的现状分析

描述统计分析结果发现，目前中小学生的主观幸福感处于一个比较积极健康的水平。在取值范围为2.1到10.5的量表上得分为8.81，现状比较令人满意。详见表1。

3.1.1 LCC模型[9]土地资源承载力反映的是区域人口与粮食的关系，可以用一定粮食消费水平下，区域粮食生产力所能供养的人口规模来度量，公式如下：

 

表1　各关键变量的描述统计及相关分析表

  

变量均值标准差主观幸福感8.811.63学校生源的社会经济地位0.000.59教师支持4.310.73师生关系3.690.98

(二)学校生源的社会经济地位对主观幸福感的影响

(1)零模型检验：以主观幸福感为因变量进行的零模型检验，ICC(1)为0.155>0.06；以教师支持为因变量进行的零模型检验，ICC(1)为0.174>0.06，符合多水平模型分析的条件。

 

表2　幸福感对学校生源的社会经济地位的回归分析表

  

bSEtp(Intercept)19.1890.92720.704<0.001年级-0.2300.018-12.638<0.001性别0.0410.0084.998<0.001学校生源的社会经济地位0.1240.0522.3780.017

结果表明，在控制了年级、性别之后，学校生源的社会经济地位对主观幸福感有积极的影响作用显著，b=0.124，t=2.378，p<0.05，说明在控制了年级、性别之后，学校生源的社会经济地位每提高一个单位，学生对主观幸福感提高0.124个单位。

信用管理部门可以从事前、事中、事后三个阶段对客户信用信息实时监控，预防应收账款过大造成的营运资金短缺、账龄过长、坏账率增多等风险问题。

(三)教师支持的中介作用

本研究假设，教师支持在学校生源的社会经济地位和主观幸福感之间起中介作用，而学校生源的社会经济地位为第二水平变量，因此，建立如图2的多水平中介模型(温忠麟等，2012)。

  

图 2　教师支持的多水平中介模型

多水平中介模型有两种可能：多水平固定中介效应模型和多水平随机中介效应模型。对两种模型进行检验，如表3所示，结果发现，多水平随机中介效应模型比多水平固定中介效应模型更复杂，且在模型拟合上较差，因此选择多水平固定中介效应模型作为中介效应模型。

 

表3　多水平固定中介效应模型和多水平随机中介效应模型拟合指标

  

H0自由参数AICBICABIC固定中介效应模型-52295.09012104614.181104708.597104670.462随机中介效应模型-53856.98811107735.976107822.524107787.566

根据方杰等人(2010)的方法，对多水平固定中介效应模型进行检验。

奥尔夫的声势教学法是一种比较灵活不拘束的教学方法，现在已逐渐应用于幼儿的日常教学中，不仅对幼儿早期的学习有很大帮助，同时也有效提高了老师的音乐素养，提高了幼儿的音乐体验。声势教学法对幼儿来说比较简单易懂，通过一些简单的动作、律动、声势以及音乐游戏等使音乐更加容易理解。声势教学可以帮助幼儿增强对音乐的理解，也可以增强教学的趣味性和创造性，使音乐具有真正的音乐性。

为了验证假设：学校生源的社会经济地位对主观幸福感有积极的影响作用，本研究以学校生源的社会经济地位为自变量，在控制年级、性别的情况下，对主观幸福感进行预测，建立多水平回归分析模型。以主观幸福感为因变量的零模型检验结果显示，ICC(1)为0.144，大于0.06，符合多水平模型分析的条件(温福星，2009)。水平回归分析结果见表2。

(2)学校生源的社会经济地位对主观幸福感的直接效应c显著，c=0.124，SE=0.052，t=2.378，p=0.017<0.05。

本研究采用两阶段不等概率抽样的方法，抽取了北京市各区393所学校的19303名五年级、八年级学生。其中，五年级9715人(男生5037人，女生4678人)，八年级9599人(男生4920人，女生4679人)。

(4)教师支持对主观幸福感的效应b显著，b=0.494，SE=0.009，t=56.162，p<0.001；学校生源的社会经济地位对主观幸福感的效应c′显著，c′=0.123，SE=0.051，t=2.398，p=0.016<0.05。

随着我国畜牧养殖产业的进一步发展壮大，动物疫病的发生严重危害了动物及动物产品的安全。新形势下动物疫情爆发不确定性和危害严重性不断加深，在全新历史时期，动物检疫监督部门面临越来越大的压力，进一步提高动物检疫监督工作水平成为新时期需要重点解决的难题。

由此可知，在控制了年级和性别后，教师支持在学校生源的社会经济地位和主观幸福感之间起部分中介效应，中介效应大小为ab=0.074，学校生源的社会经济地位对主观幸福感的总效应大小为ab+c′=0.074+0.123=0.197，中介效应占总效应的ab/(ab+c′)=37.6%。

重视竹产品精深加工。鼓励优质竹产品在加工技术、工艺上的创新，对竹缠绕复合压力管道、竹活性炭等加快推广应用，并通过对精深加工生产线的改(扩)建实现高附加值增效。

(四)师生关系对教师支持中介模型的调节作用

在验证了教师支持的中介作用后，本研究进一步检验教师支持的中介效应是否受师生关系的调节。即在控制了年级和性别后，检验师生关系对教师支持的中介模型的调节作用是否显著。本研究按照有调节的中介效应(moderated mediating effect)的检验程序(温忠麟等，2012；温忠麟等，2006)逐步进行下面几个检验：

(1)主观幸福感对学校生源的社会经济地位和师生关系的多水平分析，学校生源的社会经济地位的系数显著，c1=0.388，SE=0.057，t=6.795，p<0.001。

(2)教师支持对学校生源的社会经济地位和师生关系的多水平分析，学校生源的社会经济地位的系数显著，a1=0.269，SE=0.061，t=4.404，p<0.001。

(3)主观幸福感对学校生源的社会经济地位、师生关系和教师支持的多水平分析，教师支持的系数显著，b=0.344，SE=0.010，t=34.088，p<0.001。

(4)主观幸福感对学校生源的社会经济地位、师生关系、教师支持、师生关系和教师支持的交互作用项的多水平回归分析。结果表明，教师支持和师生关系的交互作用项的系数显著，d=0.036，SE=0.010，t=3.735，p<0.001，说明师生关系的调节作用显著，教师支持对主观幸福感的影响因师生关系的变化而变化。

进一步检验师生关系调节作用的方向，简单斜率检验(Dearing and Hamilton，2006)结果表明，在师生关系较差(低于一个标准差)时，教师支持每增加一个单位，主观幸福感增加0.757个单位，t=41.711，p<0.001。当师生关系一般(等于均值)时，教师支持每增加一个单位，主观幸福感增加0.838个单位，t=41.508，p<0.001。当师生关系较好(高于一个标准差)时，教师支持每增加一个单位，主观幸福感增加0.919个单位，t=32.869，p<0.001。由此可知，教师支持对学生主观幸福感的影响作用随师生关系的改善而增强，即学校生源的社会经济地位通过教师支持对主观幸福感的间接影响随师生关系的变好而增强。

四、讨论与结论

(一)学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的积极影响

研究文献发现生活在良好社区的学生在社会适应、认知发展、学业成就、心理健康、主观幸福感方面的表现也较为良好，而生活在不良社区的学生往往认知水平较差，也更容易具有抽烟、酗酒、吸毒、辍学等反社会性行为(Hart，2013；Keenan，2016；Leventhal，2000)。本研究跟这些有关学生生活的社区环境对学生发展影响的研究相一致。本研究发现在控制了师生关系和教师支持的作用后，学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的积极作用依然显著。这一发现与有关家庭社会经济地位影响作用的研究相类似，已有大量文献表明家庭社会经济地位对学生的社会适应及心理健康也有积极的影响(Keenan，2016；Leventhal，2000)。家境较好的学生不仅学业成绩较好(温忠麟等，2006)，他们的身心发展状况也较好。本研究的结果进一步证明社会经济地位不仅在个体层面对学生的发展起作用，即使是在集体层面，社会经济地位也可能对学生发展造成影响。所谓“物以类聚，人以群分”，作为一个整体，高社会阶层学生聚集的学校的教学资源优于一般学校。家长社会经济地位的差异通过学校生源分层在教育系统中发挥作用。学生家长可能通过捐资助学、购买教学仪器，共建单位通过拨付共建费用等手段支持学校发展，而这些手段远超政府控制。在我国当前的社会经济背景下，在地区差异、城乡差异导致教育资源的分配不公、学校生源存在较大差异的现实下，这一现象值得引起社会的广泛关注。政府应该打破教育系统内部的阶层固化现象，比如通过制定严格的入学政策控制学校各类生源的比例。

(二)教师支持对中小学生主观幸福感的影响

教师支持对中小学生主观幸福感有显著的直接作用，且能部分解释学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的影响。青少年的亲子关系不再像小时候那么和谐，亲子冲突增多，这时来自教师的支持和认可对保证青少年情绪稳定性的作用尤为重要(乔娜等，2013)。教师支持是学生社会支持中重要的一环，来自教师的支持和认可可以为学生带来积极的情绪体验，使学生感到心理上的温暖，因此教师支持对学生的主观幸福感有积极影响(Englehart，2009)。本研究还发现学校生源的社会经济地位对中小学生主观幸福感的影响部分是通过教师支持来实现的。学校生源社会经济地位较高的学校师资力量也较好，这些学校的老师可能更关注学生，也更有教学艺术，他们愿意给予学生情感支持，让学生敞开心扉倾诉生活中的问题，促进学生身心的健康发展，因此这些学校的中小学生主观幸福感也更高(Englehart，2009)。这也从另一方面表明，对那些生源较差的学校来说，可以引导教师的教学行为，培养教师对学生的爱心和耐心，给予学生更多的情感支持，这些来自教师的支持可以部分抵消校际生源分层对学生的不利影响。解决教育公平问题，在教育系统内部打破社会阶层的固化现象是个长期的命题。大量的研究表明很难从根本上解决择校及生源分层现象。在这种现实面前，要对那些社会弱势群体或有特殊教育需要的学生数量较多的学校给予更多的政策补贴，特别是要加强对这些学校的师资队伍建设，在教师投入、教师发展等方面给予更多支持。

师生关系是学校环境中一个影响广泛的重要变量。在本研究中，师生关系对教师支持的中介模型起调节作用。教师支持对中小学生主观幸福感的积极作用随师生关系的改善而增强。与教师关系更好的学生更可能获得教师支持，学校生源的社会经济地位对主观幸福感间接的正向影响也越大。师生关系融洽的学生在遇到困难时更愿意向教师求助，教师也愿意给他们提供鼓励和支持。师生关系调节着教师支持的积极作用，也进一步促进学校生源的社会经济地位积极作用的发挥。

综上所述，本研究重点探讨了学校生源的社会经济地位对学生主观幸福感之间的作用，同时关注教师支持和师生关系在其中的作用。研究结果证实了学校生源的社会经济地位对学生主观幸福感的影响，而且进一步发现教师支持对中小学生主观幸福感的正向预测作用，同时教师支持作为重要的中介变量，作用于学校生源的社会经济地位与中小学生主观幸福感之间。研究结论从理论上补充了学校生源社会经济地位作为一个整体对中小学生身心健康的影响，同时丰富了对有关学校生源的社会经济地位、教师支持以及师生关系对学生个体主观幸福感及其作用机制的认识。

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（二）医疗服务价格定价权限各省高度集中。定价权高度集中，全国各省的医疗服务定价权都在省一级，各省所属地市的经济发展水平不同、财政级次及补助比例不同、设备的档次不同，使用频次不同，各地群众的支付能力不同、医保的支付标准不同，用统一标准定价，各地的适应差异较大。医疗服务价格扭曲导致了医疗服务行为的偏移，医疗服务市场的价值取向出现问题，导致医疗市场混乱。所以，适应新的卫生体制改革需要，价格必须及时调整，才能保证医疗服务成本的补偿机制健全，医疗服务行为的偏移得到纠正；