大學新生家庭社會地位與公正世界信念:有調節的中介

丁芳媛 程剛

摘 要 本研究旨在探討家庭客觀社會地位、主觀社會地位以及貧困生標簽在大學新生公正世界信念中的作用及其關系。本研究分別從西部、中部和東部進行取樣調查，共調查了1060名大一新生，采用相關分析和有調節的中介模型檢驗進行數據分析。結果發現：（1）家庭客觀社會地位分別與主觀社會地位和公正世界信念呈顯著正相關，（2）主觀社會地位與公正世界信念呈顯著正相關，（3）主觀社會地位在家庭客觀社會地位與公正世界信念間起完全中介作用，（4）貧困生標簽對主觀社會地位的中介效應前半段路徑具有調節作用，即在家庭客觀社會地位相當的新生中，有貧困生標簽的學生主觀社會地位更低，進而其公正世界信念水平也更低。結果說明：主觀社會地位的提升對改善新生的公正世界信念有積極作用，但貧困生標簽的消極作用也應在未來教育實踐中加以改進。

關鍵詞 家庭客觀社會地位，公正世界信念，主觀社會地位，貧困生標簽

分類號 B848.4

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.04.004

1 引言

美國心理學家Lerner最早提出公正世界信念這一概念，指出人們需要相信他們處在一個公正穩定有序的世界里，這個世界里每個人都能得到其所應該得到的，而每個人所得到的也都是其應該得到的（Lerner & Miller， 1978）。有研究者認為這種世界是公正的信念可以為人們提供一種對世界的控制感和安全感，從而使人們能夠遵循社會規范行事，全神貫注于自身所追求的長遠目標，之所以公正世界信念具有這樣的作用，是因為擁有高公正世界信念的人會相信，只要遵守社會規范并努力投入就能獲得應得的結果（杜建政， 祝振兵， 2007）。此外，研究者們還發現，公正世界信念對個體心理健康的維護（周春燕， 郭永玉， 2013， Bartholomaeus & Strelan， 2019）、未來的投資與人生追求（楊其勇， 2017， Dette， Stber， & Dalbert， 2004， Zuckerman， 1975）、學業成績（Dalbert & Stoeber， 2005， Peter， Kloeckner， Dalbert， & Radant， 2012）和社會幸福感（孫曉培， 韋雪艷， 2016）等均有重要的作用。總的來說，從社會層面來說，公正世界信念能對社會穩定起到一定的保護作用，而從個人層面來說，公正世界信念對促進個體發展也具有重要的意義。

就大學生群體而言，研究者們認為他們正處于人生觀與世界觀形成的關鍵時期，提高其公正世界信念無論對其個體，還是對整個社會的發展都具有重要的價值（曾燕波， 2007， 周春燕， 郭永玉， 2013）。但就現有研究來看，我們對于大學生公正世界信念的形成機制還知之甚少。不過隨著近來社會階層心理研究的興起，有研究者提出，個體公正世界信念的形成很可能會受其所處社會階層的影響（郭永玉， 周春燕， 2014， 張羽， 李瑋瑋， 羅玉晗， 華銷嫣， 王耘， 2017）。通常來說，低社會階層的群體擁有的各種資源都比較少，往往在社會競爭中處于劣勢，因此低社會階層的個體通常會有更強的不公平感（馬磊， 劉欣， 2010， 翁定軍， 2010， Whyte & Han， 2008）。這種強烈且持續的不公平感， 會逐漸形成一種對世界相對穩定的認知， 導致低社會階層群體的公正信念往往較低。

目前研究者們在開展有關社會階層的研究時，通常會將社會階層分為客觀與主觀兩種。其中，客觀社會地位主要是指個人或一個群體在社會中依據其所擁有的社會資源而被界定的社會位置（Bradley & Corwyn， 2002） 。就大學生群體而言，由于其未踏入社會工作，其在社會中所擁有的社會資源主要由其家庭（父母）提供，因此研究者們通常以其父母的客觀社會地位來評估大學生的客觀社會地位，即稱其為家庭客觀社會地位。該評估主要由學生父母的受教育程度、職業聲望和家庭財產來綜合評估，代表著學生所擁有的家庭資源的多少。主觀社會地位（Subjective social status）則代表的是人們對自身所處的社會等級位置的主觀知覺與判斷（Jackman & Jackman， ?1973）。目前也有研究者從主觀與客觀兩個方面，探討了社會階層與大學生公正世界信念的關系，研究結果分別顯示，與家庭客觀階層低分組相比，家庭客觀階層高分組的公正世界信念水平更高，同時，主觀階層高分組的公正世界信念水平也要高于主觀階層低分組（周春燕， 郭永玉， 2013）。該研究有力地證明了，大學生公正世界信念的形成與其主客觀社會階層關系緊密，但遺憾的是，該研究卻未能就三者間的關系展開更為深入的探討，忽略了三者間可能存在的共變關系。

事實上，首先從主、客觀社會階層的定義來看，主觀社會地位是在客觀社會地位的基礎上產生的，也就是說主觀社會地位的形成會受到客觀社會地位的影響，其次，現有研究表明，與客觀社會地位相比，主觀社會地位對身心健康的影響更加直接和復雜 （周佳惠， 2019， Quon & McGrath， 2014， Sakurai， Kawakami， Yamaoka， Ishikawa， & Hashimoto， 2010），對公平感的預測力也更強（馬磊， 劉欣， 2010， 王培剛， 2008， 翁定軍， 2010， Whyte & Han， 2008），同時，有研究表明大學生的家庭客觀社會地位能預測其主觀社會地位 （程剛， 張大均， 2018）。基于上述研究證據，本研究認為，大學生主觀社會地位會在其家庭客觀社會地位與公正世界信念間起中介作用。

此外還需引起注意的是，在大學生公正世界信念的形成過程中，與家庭客觀社會地位緊密聯系的貧困生身份，也可能會起到重要的作用。眾所周知，目前我國高校會對家庭經濟困難的學生給予經濟上的資助。但資助對象的確定，通常要經歷學生自主申報、班級民主評議和學校認定公示三個環節，從而最終確定哪些學生屬于貧困生（王長恒， 楊直， 2016）。低家庭客觀社會地位本身只是學生的客觀家庭屬性，但是，經過這一認定過程，那些得到資助的低家庭客觀社會地位大學生，則會被貼上一個明顯的身份標簽。而根據社會標簽理論的觀點來看，是否貧困這個標簽，可能會經過學生內化后影響其自我認知，從而使得貧困生這一群體對自身有更低的自我認識（侯秀麗， 2015）。因此，貧困生標簽可能會與大學生主觀社會地位有關，進而對其公正世界信念產生作用。

綜上所述，本研究擬選取大一新生作為研究對象，來考察大學生家庭客觀社會地位、主觀社會地位與公正世界信念三者間的關系，并同時考察貧困生標簽是否會在其中起調節作用。這里僅選取大一新生作為研究對象，其原因在于：首先，大學生的主觀社會地位主要是在大一時形成（Anderson， John， Keltner， & Kring， 2001），其次，家庭經濟困難大學生的認定工作，也主要是集中在大一上學期完成，而高年級大學生的貧困生認定工作，通常是在大一認定結果的基礎上進行調整和補充（盛潔， 倪艷， 2015， 張麗， 王曉鵬， 暴曉彤， 遲瑞娟， 楊柳， 2016）。因此，為了排除時間上可能帶來的干擾效應，本研究的對象僅為大一新生。本研究所假設的關系模型如圖1所示，并提出以下兩個假設：

（1） 大一新生的主觀社會地位在其家庭客觀社會地位和公正世界信念間起中介作用。

（2） 貧困生標簽對大一新生的主觀社會地位的中介效應起調節作用，即有調節的中介模型成立。

2 方法

2.1 研究對象

本研究從中部、東部和西部的7所全日制本科院校中選取大一新生（其中二本高校5所， 211高校2所）為研究對象。總共發放了1200份問卷，回收了1117份問卷（回收率93.08%）， 剔除無效問卷后， 有效問卷為1060份（有效率94.90%）。在有效樣本中，包含680名女生（64.15%），377名男生（35.57%），缺失3人，其中有350名學生為學校認定的貧困生（33.02%），有效樣本的年齡介于17歲到25歲（M=19.66， SD=0.99），缺失16人。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭客觀社會地位評估

本研究依據國際學生評估項目（OECD， 2012）和程剛等人（2018）的方法來計算家庭客觀社會地位，收集了大一新生的家庭財產資源、父母職業及其文化程度方面的信息。具體計算方法為：首先，使用李春玲（2005）編制的職業聲望指數對父母職業地位進行賦值，而家庭財產資源和父母文化程度方面則依據PISA的標準來進行賦值，其中該生的父母職業及其文化程度由父母得分高的一方來代表，然后，將職業、家庭財產資源、文化程度這三個變量進行標準分轉換，并進行主成分分析，得到每個變量的因素負荷，最后，按下面的公式計算出個體的家庭客觀社會地位的值：家庭客觀社會地位=（β1×Z職業+β2×Z 家庭財產資源+β3×Z文化程度）/εf，β1、β2、β3為因素負荷，εf是主成分分析得到的第一個因子的特征值。本研究對象的家庭客觀社會地位得分介于-2.22到1.88，分數越高說明其家庭客觀社會地位就越高。

2.2.2 主觀社會地位

本研究采用程剛等人所編制的大學生主觀社會地位量表（程剛， 陳艷紅， 關雨生， 張大均， 2015）。該量表由家庭條件、人緣狀況、學業成績等共7個指標構成，量表采用圖形化十級梯子的測量方式。總分在10到70分之間，分數越高代表主觀社會地位越高，本研究中的得分范圍為16到70分。該量表在本研究中的內部一致性系數為0.81。

2.2.3 公正世界信念

本研究采用蘇志強等人修訂的Dalbert （1999）的公正世界信念量表來測量大一新生的公正世界信念水平（蘇志強， 張大均， 王鑫強， 2012）。該量表包含一般公正世界信念和個人公正世界信念兩個維度，兩個維度分別有6、7個項目，共計13個項目。項目采用李克特6點計分，總分范圍為13到78分，得分越高表示被試的公正世界信念水平越高。本研究中的公正世界信念得分在13到78之間，本研究中公正世界信念量表的內部一致性系數為0.91。

2.2.4 貧困生標簽

一方面，在自我報告法中，學生往往會不真實作答或者漏填，另一方面，如果讓學生自我報告是否貧困生，容易讓學生猜測到調查目的，從而引起作答偏差。基于上述可能存在的問題，本研究在發放調查問卷之后，直接向各班級輔導員索取貧困認定名單，以確保貧困生標簽數據的完整與真實。

2.3 數據采集與分析

在各校貧困生認定工作結束后，本研究以班為單位進行問卷施測。在輔導員配合下，由經過培訓的心理學專業研究生擔任主試進行施測。首先，本研究的測試是實名制的，因而在測試前主試會告知被試，問卷結果僅用于科學研究，研究者以外的人員都不會得到被試的個人信息和測試結果，然后，在被試簽署《知情同意書》后，主試才正式發放問卷。施測完成后由主試當場收回，并向參與者支付少量報酬或一些小禮物。

對收回的問卷進行錄入和整理后，使用SPSS 22.0和Mplus 7.0分別進行描述統計和模型檢驗分析。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究對共同方法偏差首先進行了程序性控制，即采用不同測量方式獲取四個變量的信息。在家庭客觀社會地位的測量上采用的是各人口統計學指標合成的方式，主觀社會地位則采用的是圖形化測量方式，公正世界信念采用李克特6點計分方式，而貧困生標簽則是直接從輔導員處獲取。因此，本研究涉及的四個變量的共同方法偏差應該很小。然后，使用Harman單因子檢驗法對本研究中，除貧困生標簽以外的三個變量進行共同方法偏差統計檢驗，結果顯示有4個因子的特征根大于1，其中特征根最大的因子所解釋的方差變異量為27.62%，低于40%的臨界標準。因此，本研究的共同方法偏差并不明顯，不會顯著干擾本研究結果。

3.2 描述統計

對家庭客觀社會地位、主觀社會地位和公正世界信念進行相關分析和描述統計，結果表明三個變量兩兩之間都存在顯著的正相關關系（見表1）。

3.3 有調節的中介模型

本研究采用系數乘積法進行Bootstrap前半路徑被調節的中介模型檢驗。首先，本研究將家庭客觀社會地位、主觀社會地位和公正世界信念分數進行中心化，采用虛擬變量編碼方式對貧困生標簽進行編碼，0代表不是貧困生，1代表是貧困生，然后，采用中心化后的家庭客觀社會地位與貧困生標簽建立乘積項，最后，采用偏差校正的Bootstrap方法（設置5000次迭代）檢驗有調節的中介模型是否成立。

模型檢驗結果顯示：a3b1=-0.21，其95%的置信區間為[-0.52，-0.04]，不包含0。這說明主觀社會地位在家庭客觀社會地位與公正世界信念之間的中介作用的前半路徑會受到貧困生標簽的調節。有調節的中介效應為（a1+a3×貧困生標簽）×b1=0.28-0.21×貧困生標簽，當貧困生標簽取值為0或1時（0為非貧困生，1為貧困生），其有調節的中介效應值分別為0.28和0.07。另外c′3=0.60，通過偏差校正的Bootstrap計算出的c′3的95%置信區間為[-1.71，2.36]，其中包含有0，未達到顯著，說明家庭客觀社會地位對公正世界信念的直接效應并沒有受到貧困生標簽的調節。最后，家庭客觀社會地位對公正世界信念的直接效應c′1=0.67，其95%的置信區間為[-0.22，1.55]，其中包含0，即直接效應不顯著，說明家庭客觀社會地位完全通過主觀社會地位對公正世界信念產生間接效應。

4 討論

根據模型檢驗的結果，大一新生主觀社會地位在其家庭客觀社會地位和公正世界信念之間起完全中介作用，本研究的假設一成立。即是說，大一新生的家庭客觀社會地位，也即其父母的客觀社會地位，通過新生的主觀社會地位對其公正世界信念水平產生間接效應。這一結果與已有的研究結果是一致的（周春燕， 郭永玉， 2013）。這表明家庭擁有資源較少的學生，對自身所處的社會等級位置的主觀知覺會更低，從而會傾向于相信他們所生活的世界并非公正有序的，即使他們付出很多努力也很難改變其社會地位現狀。基于已有研究所發現的，公正世界信念使人們能夠遵循社會規范行事，并且有利于心理健康以及對長遠目標的追求（杜建政， 祝振兵， 2007， 周春燕， 郭永玉， 2013），那么本研究的發現則意味著，如果為家庭資源較少的學生進行相應的資源補充，增強其對自身社會地位的主觀感知將有利于學生未來更好的發展。

其次，模型檢驗結果還顯示，貧困生標簽對主觀社會地位的中介效應具有調節作用，假設二也成立。即是說，在那些家庭資源相當的大一新生當中，帶有貧困生標簽的學生有著更低的主觀社會地位，進而其公正世界信念水平也更低。這種調節作用意味著貧困生標簽會惡化家庭客觀社會地位對主觀社會地位的作用，使得貧困生對其主觀社會地位評價更低，從而可能誘發許多消極問題。這一結果與先前的研究發現基本相似，即貧困生標簽不利于大學生心理健康（侯秀麗， 2015， 王長恒， 楊直， 2016）。

綜合本研究結果的兩個發現，本研究認為對家庭經濟困難的大學生給予經濟資助，在一定程度上解決了低社會地位學生資源匱乏的問題，有利于學生公正世界信念的建立，但在對他們進行經濟資助的同時，教育主管部門也要意識到貧困生標簽的污名效應，它會使得學生擁有更低的主觀社會地位，從而帶來一定的負面影響。因此，綜合考慮二者的作用，本研究認為在經濟資助過程中，有必要建立心理輔導與經濟資助相結合的工作體系，此外，還應在貧困生認定的過程中，注意保護學生的隱私，同時加強對貧困生的關心與心理指導（荊玉君， 2015， 時名早， 2016）。

本研究使用實證研究的手段，考察了家庭客觀社會地位和貧困生標簽是如何通過大一新生的主觀社會地位來對其公正世界信念產生效應的，本研究的發現有助于改進高校貧困生資助工作，從而有利于促進家庭經濟困難的大學生更好地發展。但是，本研究也存在以下幾點不足：首先，本研究的對象只涵蓋了大一學生，因而本研究的結果是否在高年級大學生中也是一致的，還需要在未來研究中進行考察，其次，本研究采用的是橫向研究設計，因此對于變量間的因果關系推論，還需采用縱向數據進行驗證。

5 結論

（1）大一新生的主觀社會地位在其家庭客觀社會地位與公正世界信念中起完全中介作用，

（2）貧困生標簽對大一新生主觀社會地位的形成具有負向的調節作用，進而引發更低的公正世界信念。

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Abstract

The study aimed to explore the roles of familys objective social status of freshmen， subjective social status and the poor students label in belief in a just world for freshmen. This study investigated 1060 freshmen from central， eastern and western China respectively and adopted correlation analysis and a moderated mediation model for data analysis. The results showed that： （1） Familys objective social status was significantly positively correlated with subjective social status and belief in a just world， （2） Subjective social status was significantly positively correlated with belief in a just world， （3） Subjective social status completely mediated the influence of familys objective social status on belief in a just world， （4） Poor students label moderated the mediation role of subjective social status.

Specifically， among these freshmen with similar familys objective social status， students with poor labels had lower subjective social status and lower belief in a just world. The results

demonstrated that the improvement of subjective social status had positive effect on freshmens belief in a just world. However， poor students labels negative effect should be carefully addressed in future educational practice.

Key words： ?familys objective social status， belief in a just world， subjective social status， poor students label