歧视知觉与流动儿童生活满意度的关系：公正世界信念和教师支持的作用

贾绪计，白佳蕊，林 琳，刘 霞

(1.教育部人文社会科学重点研究基地天津师范大学心理与行为研究院，天津 300387；2.天津师范大学 心理学部，天津 300387；3.学生心理发展与学习天津市高校社会科学实验室，天津 300387；4.北京师范大学 发展心理研究院，北京 100875)

一、引言

流动儿童的歧视知觉是指儿童知觉到的因自己的农村户籍身份而受到有区别的或不公正的对待。相关研究的统计表明，约75.5%的流动儿童在日常生活和学习中曾感受过被歧视(方晓义等，2008)。歧视知觉已经被认为是影响流动儿童心理适应的主要危险因素(刘霞，2008)，生活满意度作为个体心理适应的关键维度，高歧视知觉对其造成的消极后果也为大量研究所证实(Jia et al.,2017；刘霞，2013；刘霞等，2013)。进一步探究歧视知觉影响流动儿童生活满意度的具体机制以及边界条件，能从理论上探索提升流动儿童生活满意度的可能途径，最终为教育实践中流动儿童幸福感的提升方案制定提供更为具体和有效的指导。

知觉到周围人的歧视，自然会对个体产生一定的压力。依据压力—应对的交易模型(Lazarus & Folkman,1984)，当个体将某消极事件视为压力源时，自我形象会受到威胁。这种威胁可能破坏或削弱个体对自己和世界的原有信念，从而带来心理困扰或降低幸福感水平。歧视知觉作为流动儿童的重要压力源，可能会通过削弱流动儿童的公正世界信念，进而影响其生活满意度。这里，公正世界信念是指人们对所生活的世界是否公正的认知倾向，它为个体提供了安全感和可控感，使其以一种有意义的方式理解和解释生活事件(Dalbert,1998，2001)。从理论和实证结果出发，可以推测，公正世界信念可能在歧视知觉与生活满意度的关系中起中介作用。一方面，公正世界信念与生活满意度关系密切。公正世界信念促进了人们对命运感知的公正感以及对未来的掌控感(Dalbert，2001)，给予个人投资长期目标并期待有所回报的信心(Dette et al.,2004；Otto & Dalbert，2005)，最终为人们提供了一个解释自己生活的框架。当公正世界信念较高时，人们会对未来充满希望，努力投入工作和生活，生活满意度会提高；反之会导致较低的生活满意度或幸福感。实证研究也显示，公正世界信念与抑郁和压力呈负相关，与生活满意度正相关(Dalbert，1998，2001；Lipkus et al.,1996；Tian et al.,2016)，能正向预测生活满意度 (Correia et al.,2009；Jiang et al.,2016)。另一方面，公正世界信念受到个体感知到的环境(如歧视知觉)的影响，尤其是对于处境不利的儿童青少年的影响尤其显著。如果长期承受来自他人的负面行为，个体的公正世界信念容易降低(Stroebe et al.,2011；Sutton，2008)。流动儿童感知到的歧视通常由不可控因素引起，容易引起个体的无助感(Ruggiero & Taylor，1997)，认为生活是自己无法决定和掌控的，无论再怎么努力也无法达成预期目标，从而产生世界并非公平公正的认知倾向。此外，也有研究证实公正世界信念在压力事件与幸福感关系中起中介作用，如儿童期的虐待经历能通过大学生公正世界信念间接影响其主观幸福感(田志鹏等，2017)，公正世界信念在少数种族的民族歧视知觉与主观幸福感关系中起到中介作用(Schaafsma，2013)。综上，提出研究假设：公正世界信念在流动儿童的歧视知觉和生活满意度的关系中起中介作用。

探讨公正世界信念在歧视知觉与生活满意度之间的中介作用，有助于回答歧视知觉“如何影响”流动儿童生活满意度问题，但并不能明确其作用在何时更加显著。因此，本研究进一步引入“教师支持”这一调节变量，构建有调节的中介模型，以对歧视知觉与生活满意度的关系以及公正世界信念的中介效应何时更显著这一问题做出回应。教师支持是影响儿童发展的关键性因素之一(Sakiz et al.,2012)，主要指学生能够感受到教师的信任和公正，认为老师尊重他们的观点与感受，关心他们的学习和生活。作为学校生活中的重要他人，教师不仅能为儿童提供物质、信息和情感上的帮助，还能教会他们解决问题和应对压力的策略，从而促使他们发展积极的认知，减少消极情绪，增加积极情绪(Mihalas et al.,2012；Suldo et al.,2009；Tian et al.,2016)。如前所述，流动儿童的歧视知觉，作为重要压力性事件，会对其公正世界信念和生活满意度产生消极影响。依据社会支持的缓冲器模型，教师支持能缓冲消极事件对个体的不利影响，是重要的保护性因素。据此推测，教师支持可能缓冲歧视知觉对生活满意度和公正世界信念的预测作用。

个体—环境交互作用模型(Lerner et al.,2006)认为，个体与环境因素相互作用共同影响个体发展(Lun & Bond，2016；鲍振宙等，2013)。基于此模型，公正世界信念可被视为一种重要认知因素(Dalbert，2001)，教师支持则属于环境感知因素中的关键一环，二者共同影响歧视知觉与生活满意度的关系，是生活满意度的重要保护性因素。同时，Fergus和Zimmerman(2005)提出的“保护因子-保护因子”模型认为，在预测青少年发展时，不同保护因子之间的交互作用可分为“促进假说”和“排除假说”两种不同模式(李董平，2012)：促进假说认为，一种保护因子(如教师支持)会增强另一种保护因子(如公正世界信念)对结果变量(如生活满意度)的预测，据此，高公正世界信念者较之低公正世界信念者的生活满意度收益更多体现在高教师支持条件下。排除假说则认为，一种保护因子(如教师支持)会削弱另一种保护因子(如公正世界信念)对结果变量(如生活满意度)的预测。根据此假说，高公正世界信念者较之低公正世界信念者的生活满意度收益更多体现在低教师支持条件下。目前尚未有研究从保护效应角度探讨公正世界信念与社会支持的相互作用模式，对该问题的考察将有助于深入理解歧视知觉与生活满意度之间的关联机制，为流动儿童歧视知觉干预方案的制定提供科学依据。

综上，本研究以流动儿童作为研究对象，考察流动儿童公正世界信念在歧视知觉和生活满意度关系中的中介作用，以及教师支持对该中介效应的调节作用。具体假设模型见图1。

二、研究方法

(一)研究对象

采用整群抽样法，选取北京市8所学校五年级至八年级892名流动儿童作为研究对象。平均年龄13.2岁(SD=1.5)，范围在10-17岁之间；平均流动时间3.7年(SD=1.1)。其中，男孩456人(51.1%)，女孩436人(48.9%)；小学470人(52.7%)，初中422人(47.3%)；公立学校276人(30.9%)，打工子弟学校616人(69.1%)。

(二)研究工具

1．歧视知觉。采用刘霞和申继亮(2010)编制的个体歧视知觉问卷。该问卷有20个项目，项目采用5点计分，“从完全不符合”到“完全符合”，得分越高代表个体知觉到的歧视越多。该问卷在国内使用广泛(范兴华等，2012；刘霞，2013)，本研究中该问卷的内部一致性系数为0.87。

2．教师支持。采用“班级气氛量表” (张玉茹，林世华，2001)的“教师支持分量表”。该量表有40个项目，分为教师支持、同学支持、满意程度、内聚力四个分量表，各分量表有10个项目，采用5点计分。得分越高，表明被试知觉到的教师支持水平越高。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.80。

3．公正世界信念。采用Dalbert(1999)的“一般公正世界信念量表”测量流动儿童的公正世界信念水平。该量表有6个项目，采用6点计分，从1“完全不同意”到6“完全同意”。得分越高表示公正世界信念水平越高。本研究中，该问卷的内部一致性系数为0.71。

4．生活满意度。采用Huebner(1991)的“生活满意度量表”进行测量。该量表有7个项目，从“非常不同意”到“非常同意”分别计为1～6分。得分越高表示被试的生活满意度越高。该量表在国内流动儿童研究中广泛使用，信效度良好(刘霞等，2013)。本研究中，该问卷的内部一致性系数为0.70。

(三)研究程序

在征得学校、家长及学生同意后，以班级为单位进行群体施测，每班配备2名主试，主试为事先经过培训的心理学专业研究生。被试独立作答问卷，有问题可以咨询主试，并在完成后立即收回问卷。采用SPSS 21.0和Mplus7.4进行统计分析。

三、结果与分析

(一)共同方法偏差的检验

鉴于问卷调查可能存在共同方法偏差，采用Harman单因子检验法进行检验(周浩，龙立荣，2004)。结果显示，特征值大于1的因子共8个，且第一个因子解释的变异量为19.4%，小于40%的临界标准。因此，本研究不存在严重的共同方法偏差。

(二)主要变量的平均数、标准差和相关分析

表1列出了各变量的平均数、标准差及相关矩阵。相关分析表明，歧视知觉与公正世界信念和生活满意度均呈负相关，公正世界信念、教师支持和生活满意度之间均呈正相关。生活满意度与性别相关不显著(r=0.06,p>0.05)，与年龄(r=-0.15,p<0.001)和学校类型(r=0.14,p<0.001)相关显著；歧视知觉与性别(r=-0.14,p<0.001)、年龄(r=0.22.p<0.001)和学校类型(r=0.28,p<0.001)都相关显著。因此在后面分析中都将性别、年龄和学校类型作为控制变量。

表1 各变量的平均数、标准差及相关矩阵

(三)公正世界信念的中介作用分析

歧视知觉、公正世界信念、生活满意度通过平衡式项目打包技术分别形成3个项目包(Little et al.,2002)，作为各自潜变量的测量指标。考虑到歧视知觉分布的偏态性，模型采用稳健极大似然估计(MLM)以增强结果的稳健性和统计检验力(王孟成，2014)。检验结果显示整体模型拟合指数良好：χ2=131.52，df=48,RMSEA=0.04 [90% CI:0.04，0.05],CFI=0.97,TLI=0.96。具体标准化路径系数见图2。公正世界信念的中介效应值为-0.17，95% CI[-0.22,-0.12]，中介效应占总效应的42.50%。该模型对生活满意度的解释率为33%。

(四)教师支持的调节作用分析

通过结构方程模型分析歧视知觉对生活满意度的作用机制，考察公正世界信念的中介和教师支持的调节作用。歧视知觉、公正世界信念、生活满意度和教师支持通过平衡式项目打包技术分别形成3个项目包(Little et al.,2002)。采用配对乘积指标法构建交互项指标，即歧视知觉*教师支持通过中心化后，歧视知觉的3个项目包与教师支持3个项目包根据指标负荷大小进行配对，高负荷指标间配对，低负荷指标间配对(王孟成，2014)。教师支持*公正世界信念交互项的配对方法同上。

采用偏差校正的bootstrap法(抽取次数5000次)进一步检验(见表2)显示，各标准化路径系数的95%置信区间均不包含0。其中，公正世界信念的中介效应值为-0.10，95% CI[-0.14,-0.06]，中介效应占总效应的29.4%。

表2 最终模型各路径系数的Bootstrap结果

为更深入地探究教师支持的调节效应，将教师支持分为高(Z≥-1SD)、低(Z≤-1SD)两组进行简单斜率检验，分别考察高教师支持和低教师支持水平下，公正世界信念的中介作用(见图4)。结果显示，高教师支持水平时，公正世界信念对生活满意度的预测较强，Bsimple= 0.40，SE=0.05，p<0.001；低教师支持水平时，公正世界信念对生活满意度的预测较弱，Bsimple= 0.25，SE=0.04，p<0.001。进一步分析公正世界信念在歧视知觉与生活满意度之间的中介效应发现：在高教师支持水平下，间接效应为-0.13，占总效应的42%，95%置信区间[-0.17，-0.09]；在低教师支持水平下，间接效应为-0.08，占总效应的31%，95%置信区间[-0.12，-0.05]。因此，无论教师支持水平高低，歧视知觉通过公正世界信念影响流动儿童生活满意度的间接效应均显著；但与低教师支持水平相比，高教师支持水平的流动儿童的歧视知觉通过公正世界信念预测生活满意度的间接效应更大。

四、讨论

(一)公正世界信念的中介作用

本研究发现，公正世界信念可以部分解释歧视知觉对生活满意度的作用途径，即歧视知觉通过公正世界信念间接影响流动儿童的生活满意度，这与前人在少数族裔(Schaafsma，2013)和大学生群体(田志鹏等，2017)中的研究结果一致。个体公正世界信念会受到现实生活的影响，当生活中不断经历不合理的负性事件，个体公正世界信念水平会降低(Adoric & Kvartuc，2015)。流动儿童的歧视知觉既是一种消极体验，也是一种负性生活经历，随着负性经历累积，儿童的相对剥夺感会更强烈(Smith et al.,2012)，使其对于“世界是公正的，所得即应得”等观念产生怀疑甚至否定，从而降低其公正世界信念的水平。前人的研究指出，公正世界信念的重要功能就是赋予意义和目标感，让个体对未来生活充满信心和希望(Dalbert，1999)，增强个体的心理弹性(Wu et al.,2011)，形成乐观的态度和健康的应对方式(Dalbert，2001)，增加长期的希望感和满足感(Xie，2011)，促进感恩形成(Jiang et al.,2016)等，这些都与生活满意度密切相关。而低公正世界信念的流动儿童，可能无法获得公正世界信念所带来的这些积极功能，因此，随着流动儿童歧视知觉的增加，其公正世界信念水平会降低，并进而降低生活满意度水平。

(二)教师支持的调节作用

本研究发现，教师支持并不调节假设模型的前半程路径，说明歧视知觉与公正世界信念的消极关系不受到教师支持的影响，即无论教师支持的高低，流动儿童知觉到的歧视都会影响他们对这个世界公正性的看法。不过，教师支持可以显著调节假设模型的后半程路径，即公正世界信念与生活满意度的关系取决于教师支持水平的高低。这里，教师支持的调节模式符合Fergus(2005)等提出的“保护因子-保护因子”模型的“促进假说”。这说明与低公正世界信念相比，高公正世界信念对生活满意度的积极影响更多出现在高教师支持的情况下，即教师支持可以保护那些虽然感受到歧视，但公正世界信念尚未严重受损的儿童，因此教师支持与公正世界信念的交互模式体现出“锦上添花”效应(李董平，2012)。这也提示我们，应该用个体特征和环境交互作用的观点来理解和干预流动儿童的生活满意度。需要说明的是，虽然有调节的中介模型的变异解释率(33.5%)比中介模型的解释率(33%)仅提高了0.5%，但并不意味着该调节效应没有意义。小效果量若能支持所检验的理论观点，则仍可能有重要的理论意义(Ellis，2010；鲍振宙等，2013)。本研究结果对于流动儿童生活满意度的提升和干预具有重要启发：对于高教师支持感知的流动儿童，要加强个体内部资源的干预促进，重点提升其公正世界信念水平，以减少歧视知觉对其生活满意度的消极影响；对于低教师支持感知的儿童，干预的重点需要放到环境系统方面，一方面降低流动儿童的歧视知觉，另一方面帮助他们获取更多的教师支持，在此基础上进一步结合公正世界信念的促进干预，最终达致提升生活满意度水平的目标。

最后，本研究发现教师支持不调节歧视知觉对生活满意度的直接路径，也不直接预测生活满意度，这与社会支持的缓冲器模型假设不符。这可能与生活满意度的评价有一定关系：生活满意度是衡量个体整体生活质量的综合性心理指标，属于认知层面的评价，而教师支持对儿童生活质量(尤其是物质生活)方面的关注和支持较少，更侧重于儿童的学习、情感方面，因此教师支持可能对流动儿童的认知层面(生活满意度)的直接影响较小，而对情感层面(积极和消极情感)的预测作用较大(Mihalas et al.,2012；Tian et al.,2016)。后续研究有必要同时结合生活质量测查的认知和情感层面的多重指标，系统探讨教师支持的复杂调节效应。

(三)研究的局限性

首先，本研究属于横断研究，无法厘清变量间明确的因果关系，例如，虽然本研究通过问卷法得出公正世界信念正向预测生活满意度的结论，但也有纵向研究表明公正世界信念和生活满意度存在双向预测作用(Correia et al.,2009)。因此，未来应采用实验或纵向追踪法，深入考察歧视知觉、公正世界信念和生活满意度的动态变化过程，更深刻地理解变量间的关系。其次，本研究将教师支持作为整体概念探讨其调节作用，事实上，教师支持从功能上可分为信息支持、情感支持和工具支持等不同方面，并且教师支持的这些不同维度对生活满意度的预测可能存在差异(Suldo et al.,2009)，未来应更聚焦于教师支持的不同维度。最后，本研究的对象主要是小学高年级和初中的流动儿童，在将研究结论推广到其他年龄段流动儿童时需要谨慎。