摘 要 根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，探究公正世界信念在家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間關(guān)系的作用時應(yīng)納入學(xué)校班級背景特征?；趯?03 個班級共3763 名青少年的調(diào)查數(shù)據(jù)，多水平線性模型分析結(jié)果表明，學(xué)生水平公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀具有負向關(guān)系；班級水平公正世界信念對物質(zhì)主義價值觀產(chǎn)生額外的負向預(yù)測作用，表現(xiàn)為背景效應(yīng)；班級水平公正世界信念在家庭社會經(jīng)濟地位和物質(zhì)主義價值觀之間發(fā)揮著背景調(diào)節(jié)效應(yīng)，即僅當(dāng)班級水平和學(xué)生水平公正世界信念均維持在較低水平時，家庭社會經(jīng)濟地位和物質(zhì)主義價值觀呈正向關(guān)系。研究結(jié)果拓展了雙路徑模型，強調(diào)個體發(fā)展背景在物質(zhì)主義價值觀形成中的作用。

關(guān)鍵詞 公正世界信念 物質(zhì)主義價值觀 家庭社會經(jīng)濟地位 青少年 背景效應(yīng)

1 引言

物質(zhì)主義價值觀指的是個體所持有的價值取向，該取向把金錢和財富擺在人生目標(biāo)的重要位置，并驅(qū)動個體追逐與之相關(guān)的地位、名聲等 （Kasser，2016; Richins， 2004）。以往研究顯示，物質(zhì)主義價值觀通常對個人的情緒、學(xué)業(yè)及其社會功能具有損害作用，并且引發(fā)一系列問題行為 （蔣獎等，2016）。鑒于此，研究者開始探究物質(zhì)主義價值觀的成因，本研究聚焦于青少年家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系。

社會經(jīng)濟地位指個體或家庭在社會階層體系中所處的相對位置，通常以其所獲取的社會、經(jīng)濟或文化資本來反映 （Antonoplis， 2023）。家庭是價值觀社會化發(fā)生的重要場所 （Kuczynski et al.，1997）。家庭社會經(jīng)濟地位作為家庭系統(tǒng)結(jié)構(gòu)維度中的重要元素，影響著家庭內(nèi)的教養(yǎng)實踐和社會化過程 （Roubinov amp; Boyce， 2017）。根據(jù)雙路徑模型 （Shrum et al.， 2022），個體物質(zhì)主義價值觀的形成受到社會化和個體心理雙重因素的影響。一方面，社會化動因向個體傳遞群體信念、規(guī)范和價值觀等，這些社會化動因包括家庭、同伴、社會組織以及大眾媒介 （Richins， 2017）。由于客觀社會經(jīng)濟地位較高的青少年更可能暴露于物質(zhì)主義價值觀有關(guān)的商品、規(guī)范、敘事或?qū)嵺`中，他們更可能形成基于地位的社會身份認(rèn)同，內(nèi)化物質(zhì)主義價值觀（Destin et al.， 2017）。在這一視角下，家庭社會經(jīng)濟地位可能提高個體的物質(zhì)主義價值觀。另一方面，個體心理- 社會因素可充當(dāng)物質(zhì)主義價值觀的預(yù)測因子。有利于形成穩(wěn)定、安全自我的心理- 社會因素可以充當(dāng)個體的心理資源，幫助個體免受物質(zhì)主義價值觀的影響。家庭社會經(jīng)濟地位是經(jīng)濟和社會資源獲取的體現(xiàn)，是個體心理- 社會資源的重要來源 （Gallo et al.， 2005; Kraus et al.， 2012），高社會經(jīng)濟地位往往預(yù)示著更安全穩(wěn)定的自我。在這一視角下，家庭社會經(jīng)濟地位可能降低個體的物質(zhì)主義價值觀?？傊?，根據(jù)現(xiàn)有的理論假設(shè)，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系是復(fù)雜的。實證研究中，兩者之間的關(guān)系也沒有獲得一致的結(jié)果。例如，有些研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間存在正向關(guān)系 （Baker et al.， 2013），有些研究發(fā)現(xiàn)兩者之間存在負向關(guān)系 （Chaplin etal.， 2014），其他研究則沒有發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健的顯著關(guān)系（Wang et al.， 2022）。

這些不一致的理論預(yù)期和實證結(jié)果可能隱含著家庭社會經(jīng)濟地位和物質(zhì)主義價值觀之間具有異質(zhì)性關(guān)系。在互動論視角下，家庭社會經(jīng)濟地位與教養(yǎng)行為、青少年發(fā)展之間并非簡單的決定與被決定關(guān)系 （Conger amp; Donnellan， 2007）。這表明雙路徑模型中的每一路徑機制都有其適用條件。如前所述，某些個體心理- 社會因素可充當(dāng)物質(zhì)主義價值觀的雙相預(yù)測因子。公正世界信念指的是人們堅信他們生活在一個公平的地方，每個人都能得到他們應(yīng)得的對待 （Lerner， 1980）。它為個體提供關(guān)于他人和世界的預(yù)期，激勵個體對長遠目標(biāo)的追求。同時，它作為個人心理- 社會資源具有應(yīng)對功能，是個體生命意義感的來源 （Bal amp; van Den Bos， 2017），因而較高的公正世界信念往往伴隨著較低的物質(zhì)主義價值觀?；诖?，本研究提出假設(shè)1：個體水平公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀呈負向預(yù)測關(guān)系。

公正世界信念作為積極心理- 社會資源除了對發(fā)展結(jié)果具有主效應(yīng)外，還可能緩沖環(huán)境因素對青少年發(fā)展的不利影響。根據(jù)價值內(nèi)化工作模型，父母和青少年在雙向互動中構(gòu)建態(tài)度和價值觀，在這一過程中，青少年并非總是被動依從，而是會對父母的態(tài)度和價值觀作出解釋和選擇 （Kuczynski etal.， 1997）。換言之，青少年所內(nèi)化的價值觀是其主動篩選過后的信息。當(dāng)兒童抱有較高的公正世界信念時，他們可能對父母的物質(zhì)主義價值規(guī)范重新解釋或加以拒絕，轉(zhuǎn)而探索新的價值取向 （Branje etal.， 2021）。以往研究顯示，當(dāng)個體具有心理- 社會資源，并且基本需要滿足后，個體更趨向內(nèi)在價值取向，而非指向財富、名聲等外在價值取向 （Kasser，2016）。就本研究而言，當(dāng)公正世界信念較低時，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間存在正向關(guān)系；反之，當(dāng)公正世界信念較高時，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間不存在正向關(guān)系?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)2：個體水平公正世界信念調(diào)節(jié)家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系。

在青少年階段，同伴群體逐漸在個體社會化過程扮演著越來越重要的作用。根據(jù)布朗芬布倫納的生態(tài)系統(tǒng)理論，個體發(fā)展總是處于一系列相互關(guān)聯(lián)的背景中 （Bronfenbrenner amp; Morris， 2007）。班級作為個體與同伴互動的微觀系統(tǒng)環(huán)境對班級成員產(chǎn)生影響，并以群體氛圍的方式塑造著個體的社會預(yù)期和行為反應(yīng)。在Wang 等人（2020）看來，班級氛圍為學(xué)生的發(fā)展提供了資源和機會。由個體水平公正世界信念所合成的班級水平公正世界信念可能顯示出額外的預(yù)測力，保護個體抵消物質(zhì)主義價值觀的影響，表現(xiàn)為班級背景效應(yīng) （Raudenbush amp;Bryk， 2002）。背景效應(yīng)指的是由個體水平特征所合成的群體特征對結(jié)果具有顯著的效應(yīng)，即使個體水平的特征本身仍與結(jié)果存在關(guān)系。在回歸方程中可表達為βc=βb-βw，其中Xij為個體水平的特征， Xj為由個體水平特征所合成的群體特征。

Yij=β0+βbX.j+βw（Xij-X.j）+u0j+rij

就本研究而言，背景效應(yīng)表示即使在個體水平上兩個人持有同等水平的公正世界信念，就讀于平均公正世界信念較高的班級仍可減少個體的物質(zhì)主義價值觀?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)3：班級水平公正世界信念可以超越個體水平公正世界信念，對青少年物質(zhì)主義價值觀產(chǎn)生額外的負向預(yù)測作用。

在背景效應(yīng)的基礎(chǔ)上，研究者進一步提出背景調(diào)節(jié)效應(yīng) （Jeong， 2022），即班級水平背景變量與個體水平預(yù)測變量之間跨水平交互效應(yīng)。根據(jù)社會背景模型 （Chang， 2004），班級水平公正世界信念實際上充當(dāng)著群體氛圍或群體規(guī)范的角色，對班級成員發(fā)展具有積極功能。當(dāng)班級水平公正世界信念較高時，成員之間的信任、友誼以及親社會行為更可能頻繁發(fā)生，而來自同伴的積極反饋和情感支持可以促進青少年基本需要滿足，賦予個體更多的資源或策略以抵消環(huán)境因素所帶來的不利后果，促進個體尋求自我決定和身份認(rèn)同 （Luyckx et al.，2009）。此外，鑒于以往研究顯示支持性情緒氛圍可以減少高焦慮個體所導(dǎo)致的排斥風(fēng)險 （Avant etal.， 2011），班級水平公正世界信念甚至可能彌補個體水平公正世界信念不足所引發(fā)的消極后果。就本研究而言，當(dāng)班級水平公正世界信念較低，同時個體水平公正世界信念也較低時，個體水平社會經(jīng)濟地位可能提升青少年物質(zhì)主義價值觀；而當(dāng)班級水平公正世界信念較高時，個體水平社會經(jīng)濟地位和個體水平公正世界信念對物質(zhì)主義價值觀不存在顯著的影響?；诖耍狙芯刻岢黾僭O(shè)4：班級水平公正世界信念調(diào)節(jié)家庭社會經(jīng)濟地位、個體水平公正世界信念兩者與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系。

本研究基于生態(tài)系統(tǒng)理論，把家庭和班級看作青少年發(fā)展的兩個重要微系統(tǒng)，把家庭和班級之間相互關(guān)系看作中系統(tǒng)。微系統(tǒng)之間存在積極互動時，青少年可以獲得最優(yōu)發(fā)展。在該理論視角下，本研究采用調(diào)查法對青少年的家庭社會經(jīng)濟地位、公正世界信念以及物質(zhì)主義價值觀進行問卷調(diào)查，通過多水平混合模型分離出個體和班級水平家庭社會經(jīng)濟地位和公正世界信念對物質(zhì)主義價值觀的主效應(yīng)和交互效應(yīng)，以期對上述四個假設(shè)進行實證檢驗。

2 研究方法

2.1 樣本

本研究在山東省青島、濰坊和煙臺三地不同縣市的8 所學(xué)校對103 個班級進行整群取樣，共獲得3763 名中學(xué)生有效數(shù)據(jù)，完整數(shù)據(jù)3619 份，約占96.17%，缺失率為3.83%。其中女生1965 人，約占52.22%，男生1746，約占46.40%，另有52 人沒有報告性別信息。年齡分布在10～18 歲之間，M = 13.95 歲，SD = 1.49 歲。其中1702 人居住在城市（縣城），878 人居住在鄉(xiāng)鎮(zhèn)，1183 人居住在農(nóng)村。在本研究中家庭月收入在2000 元以下共143人，在2001～4000 元之間共683 人，在4001～6000元之間共912 人，在6001～8000 元之間共767 人，在8001～10000 元之間共793 人， 在10000 元以上共551 人，另有14 人沒有報告家庭月收入信息。55.85% 父親、60.13% 母親受教育程度在初中及以下學(xué)歷，27.94% 父親、24.76% 母親受教育程度在高中及中職學(xué)歷，16.21% 父親、15.11% 母親受教育程度在高等教育學(xué)歷；21.36% 父親、19.07% 母親職業(yè)在經(jīng)理人員及以上，63.79% 父親、68.33% 母親職業(yè)在個體工商戶至私營企業(yè)主之間，14.85% 父親、12.60% 母親職業(yè)在商業(yè)服務(wù)人員及以下。研究樣本具有較為廣泛的代表性。

2.2 工具

2.2.1 家庭社會經(jīng)濟地位

家庭社會經(jīng)濟地位基于家庭月收入、父親受教育程度、母親受教育程度、父親職業(yè)聲望和母親職業(yè)聲望五個指標(biāo)合成 （Liu et al.， 2023）。家庭月收入采用6 點計分；父母受教育程度采用5 點計分；父母職業(yè)聲望采用10 點計分，根據(jù)陸學(xué)藝（2002）所提出的社會階層的標(biāo)準(zhǔn)，把當(dāng)今中國的社會群體劃分為十個階層。對五個指標(biāo)進行主成分分析發(fā)現(xiàn)，特征值大于1 的主成分共1 個，可解釋50.23% 的總變異，然后通過計算并保存該主成分的得分來合成家庭社會經(jīng)濟地位，其表達式為社會經(jīng)濟地位 =.57× 家庭月收入 + .75× 父親受教育程度 + .73× 母親受教育程度 + .76× 父親職業(yè)聲望 + .71× 母親職業(yè)聲望，其中系數(shù)為成分載荷，每項指標(biāo)都轉(zhuǎn)換為標(biāo)準(zhǔn)分。

2.2.2 物質(zhì)主義價值觀

物質(zhì)主義采用簡版物質(zhì)主義價值觀量表（Richins， 2004）。以往的研究顯示，該量表適用于中國文化背景，具有良好的信效度指標(biāo) （李靜， 郭永玉， 2009）。本研究采用6 個題項的簡版，以5點計分，要求受試者指出對每個題目描述內(nèi)容的同意程度，如“如果能買得起更多東西，我會更快樂?！痹诒狙芯恐?，內(nèi)部一致性信度Cronbach α = .80。

2.2.3 公正世界信念

公正世界信念采用一般公正世界信念量表（Dalbert， 1999）。該量表在中國大學(xué)生和青少年群體中都具有良好的適用性 （蘇志強等， 2012）。該量表共6 個題項，以6 點計分，要求受試者指出對每個題目描述內(nèi)容的同意程度，如“我認(rèn)為這個世界基本上是公正的?！痹诒狙芯恐?，內(nèi)部一致性信度Cronbach α = .85 。

2.3 施測流程和分析流程

本研究數(shù)據(jù)收集采用紙筆測驗形式。主試由高年級本科生和研究生擔(dān)任，并進行統(tǒng)一培訓(xùn)。施測前已征得合作學(xué)校主管領(lǐng)導(dǎo)和監(jiān)護者的同意。調(diào)查以班級為單位進行，首先由主試講解作答要求和注意事項，學(xué)生拿到問卷后先閱讀指導(dǎo)語，然后在安靜的環(huán)境中作答，最后由主試收回問卷。

數(shù)據(jù)初步處理和描述統(tǒng)計分析基于SPSS 26.0，后續(xù)的模型分析基于R 4.3.2。數(shù)據(jù)分析流程如下：首先，采用Harman 單因子法檢驗共同方法偏差；其次，對物質(zhì)主義價值觀和公正世界信念進行多水平驗證性因子分析，檢驗跨水平測量不變性，并計算不同水平的信度指標(biāo)；最后，進行線性混合模型分析，檢驗公正世界信念的班級背景效應(yīng)及班級背景調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究數(shù)據(jù)缺失率為3.83%，為完全隨機缺失模式（Little χ 2 = 36.70，df = 37，p =.48），在線性混合模型分析時，首先采用jomo 程序包進行20 次多重插補 （Grund et al.， 2021），然后基于lme4 程序包進行分析 （Bates et al.， 2015）；多水平驗證性因子分析采用lavaan 程序包 （Rosseel，2012）； 簡單斜率分析則采用ggeffects 程序包（Lüdecke， 2018）。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗

本研究所涉及的幾個主要變量均由自我報告方式測量，因此可能存在共同方法偏差。Harman 單因子法可用以檢驗數(shù)據(jù)中是否存在較嚴(yán)重的共同方法偏差 （湯丹丹，溫忠麟，2020）。對三個變量的所有題項進行探索性因子分析顯示，最大公因子可以解釋27.50% 的變異，表明變量之間的共變關(guān)系并不能簡單還原為共同方法變異。

3.2 描述統(tǒng)計分析結(jié)果

主要變量的描述統(tǒng)計分析結(jié)果如表1 所示。

3.3 多水平驗證性因子分析

因本研究關(guān)注公正世界信念的班級背景效應(yīng)，根據(jù)Stapleton 和Johnson（2019） 的分類， 班級水平的公正世界信念屬于構(gòu)型式構(gòu)念（configuralconstruct），需首先確定因子載荷的跨水平測量不變性，并計算相應(yīng)的信度指標(biāo)。多水平驗證性因子分析顯示，公正世界信念具有良好的跨水平測量不變性，限定對應(yīng)載荷在兩水平相等，模型擬合依然良好，χ 2 = 347.74，df = 23，CFI = .96，TLI = .95，RMSEA = .06，SRMR_within = .03，SRMR_between= .03。組內(nèi)信度ω = .85，組間信度ω = .92。

3.4 多水平線性混合模型設(shè)定

在對嵌套數(shù)據(jù)進行多水平分析時，通常還需要計算 ICC（intraclass correlation coefficients），該指標(biāo)說明群體間變異占變量總變異的比重，并據(jù)此計算設(shè)計效應(yīng)。在本研究中物質(zhì)主義價值觀ICC 為 .06，因平均每個班級的人數(shù)nc = 36.53，根據(jù)計算公式1+ （nc-1）×ICC，設(shè)計效應(yīng)為 3.13，大于臨界值2，因此適合進行多水平混合效應(yīng)分析 （Peugh， 2010）。

如前所述，本研究主要分析公正世界信念的背景效應(yīng)和背景調(diào)節(jié)效應(yīng)。在建立模型之前，首先對性別、年齡、家庭社會經(jīng)濟地位和公正世界信念進行標(biāo)準(zhǔn)分轉(zhuǎn)換，然后基于標(biāo)準(zhǔn)分計算每個班級的平均家庭社會經(jīng)濟地位和平均公正世界信念。

3.4.1 班級水平背景效應(yīng)

根據(jù)背景效應(yīng)模型設(shè)置，以物質(zhì)主義價值觀為因變量，同時納入學(xué)生水平和班級水平家庭社會經(jīng)濟地位和公正世界信念，以及性別和年齡為協(xié)變量，分析結(jié)果如表2 所示。就學(xué)生水平而言，性別和年齡可以顯著預(yù)測物質(zhì)主義價值觀的變化，其中，女生的物質(zhì)主義價值觀水平顯著高于男生（β = .08，t = 5.21，p lt; .001）；隨著年齡的增加，物質(zhì)主義價值觀水平呈現(xiàn)出增長的趨勢（β = .14，t = 6.71，p lt; .001）。個體和班級水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間均不存在顯著的預(yù)測關(guān)系（ps gt; .05）。

個體水平公正世界信念可以顯著反向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = -.15，t = -7.84，p lt; .001）。而在班級水平上，合成的公正世界信念可以顯著反向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = -.40，t = -5.36，p lt;.001）。班級水平公正世界信念的背景效應(yīng)顯著（β =-.25， F = 10.45， p = .001）。背景效應(yīng)顯著意味著即使在學(xué)生水平上公正世界信念可以減少物質(zhì)主義價值觀，班級水平上公正世界信念仍具有潛在的益處，即對于持有同等水平公正世界信念的學(xué)生而言，當(dāng)他們來自平均公正世界信念較高的班級時，他們的物質(zhì)主義價值觀水平會顯著降低。

3.4.2 班級水平背景調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)背景調(diào)節(jié)效應(yīng)模型設(shè)置，以物質(zhì)主義價值觀為因變量，除了包括學(xué)生和班級水平家庭社會經(jīng)濟地位和公正世界信念以及性別和年齡等協(xié)變量外，還納入了班級水平公正世界信念、個體水平公正世界信念和個體水平家庭社會經(jīng)濟地位的交互效應(yīng)。分析結(jié)果如表2 所示。就學(xué)生水平而言，性別和年齡可以顯著預(yù)測物質(zhì)主義價值觀的變化，其中，女生的物質(zhì)主義價值觀水平顯著高于男生（β = .08，t = 5.20，p lt; .001）；隨著年齡的增加，物質(zhì)主義價值觀水平呈現(xiàn)出增長的趨勢（β = .14，t = 6.67，plt; .001）。個體水平公正世界信念可以顯著反向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = -.15，t = -7.93，p lt; .001）。而在班級水平上，合成的公正世界信念可以顯著反向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = -.41，t = -5.50，p lt;.001）。班級水平公正世界信念的背景效應(yīng)仍然顯著（β c = - .26， F = 11.32， p = .001）。更為重要的是，班級水平公正世界信念的三階交互顯著（β = .16，t= -2.66，p = .01）。

如圖1 所示，簡單斜率分析表明，當(dāng)班級水平公正世界信念較低時，個體水平公正世界信念也較低時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位可以正向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = .12，t = 3.47，p lt; .001），個體水平公正世界信念為中等水平時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位可以正向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β =.05，t = 2.23，p lt; .05），個體水平公正世界信念較高時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位無法顯著預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = -.01，t = -.31）；當(dāng)班級水平公正世界信念為中等水平時，個體水平公正世界信念也較低時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位可以正向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = .05，t = 2.09，p lt; .05），個體水平公正世界信念保持在中等水平時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位可以邊緣顯著正向預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = .03，t = 1.84，p = .07），個體水平公正世界信念較高時，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位無法顯著預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（β = .01，t = .50，pgt; .05）；當(dāng)班級水平公正世界信念較高時，無論個體水平公正世界信念處于何種程度，個體水平家庭社會經(jīng)濟地位均無法顯著預(yù)測物質(zhì)主義價值觀（psgt; .05）。

4 討論

本研究采用多水平混合效應(yīng)模型從學(xué)生和班級兩個水平分析了公正世界信念對于物質(zhì)主義價值觀的作用。分析結(jié)果顯示，在控制了年齡和性別變量之后，個體和群體水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間均不存在顯著關(guān)系；學(xué)生水平的公正世界信念能反向預(yù)測個體物質(zhì)主義價值觀水平，支持假設(shè)1；而背景效應(yīng)分析揭示，在學(xué)生水平之外，班級水平的公正世界信念對于減少個體物質(zhì)主義價值觀仍具有額外的益處，支持假設(shè)3；背景調(diào)節(jié)效應(yīng)分析則進一步揭示，班級水平的公正世界信念對于個體水平公正世界信念、個體水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，支持假設(shè)4。個體水平公正世界信念沒有調(diào)節(jié)個體水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系，不支持假設(shè)2。

4.1 學(xué)生水平公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀的負向關(guān)系

在學(xué)生水平上，公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀呈現(xiàn)出負向聯(lián)系。公正信念得到滿足則可能為個體提供意義框架和心理資源 （Bal amp; van Den Bos，2017）。根據(jù)公正世界理論 （Lerner， 1980），人們需要相信世界是一個公正的地方，每個人都能得到他們應(yīng)得的。它滿足了人們基本的認(rèn)知性需要，即需要把世界看作結(jié)構(gòu)分明、秩序井然的地方，世界的運行是可預(yù)測、可控制的 （Landau etal.， 2015），進而促進個人追求長遠目標(biāo)，聚焦于個人自身成長等內(nèi)在價值系統(tǒng) （Kasser， 2016）。公正信念受到挑戰(zhàn)可能產(chǎn)生雙重心理后果。一方面，公正信念降低可能引發(fā)個體對環(huán)境的不安全感；另一方面，公正信念降低可能損害個人的控制感。以往研究顯示，環(huán)境不安全或控制感受損通常都會導(dǎo)致個體的物質(zhì)主義取向 （Zhang et al.， 2015）。換言之，當(dāng)個體的公正世界信念受到挑戰(zhàn)時，他們需要借助外在物質(zhì)以應(yīng)對環(huán)境不確定和控制感喪失帶來的心理威脅，象征性地滿足個體對秩序和規(guī)則的需求。總之，個體水平公正世界信念充當(dāng)了個體物質(zhì)主義價值觀的雙相（bipolar）影響因子 （Masten，2001）。

在本研究中，個體水平公正世界信念未能調(diào)節(jié)個體水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系。然而基于背景調(diào)節(jié)效應(yīng)的分析，本研究結(jié)果表明個體水平公正世界信念對個體水平家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間關(guān)系的調(diào)節(jié)還取決于其它背景因素。這可能是因為個體水平公正世界信念作為個體心理應(yīng)對資源所產(chǎn)生的保護性作用效應(yīng)量過小，致使其保護性作用只有在特定條件下才會突顯出來。

4.2 班級水平公正世界信念對物質(zhì)主義價值觀的班級背景效應(yīng)

在班級水平上，本研究顯示班級公正世界信念可以對物質(zhì)主義價值觀產(chǎn)生額外的預(yù)測作用，即當(dāng)兩位青少年個體持有同等水平的公正世界信念時，來自班級水平公正世界信念較高的個體將具有更低的物質(zhì)主義價值觀。這一結(jié)果與以往關(guān)于班級和組織水平特征影響個體水平特征的研究發(fā)現(xiàn)相一致。然而以往關(guān)于班級氣氛的研究多聚焦于學(xué)業(yè)領(lǐng)域（Wang et al.， 2020），本研究則聚焦于學(xué)生一般性的個體差異特征，分離出個體和班級水平因素對學(xué)生價值觀的不同影響路徑。班級作為組織單元不僅服務(wù)于教學(xué)，也是學(xué)生和學(xué)生、學(xué)生和老師之間交流情感體驗、傳遞價值觀念的場所，班級獨特的群體動力及其所衍生出的特征對其成員將會產(chǎn)生潛移默化的影響。換言之，班級作為同伴群體的組織單元，本身具有整合性功能，不僅影響到學(xué)業(yè)領(lǐng)域，還延伸至價值觀念。這種影響甚至超越個體自身特征，表現(xiàn)為背景效應(yīng)。

個體水平和班級水平公正世界信念對物質(zhì)主義價值觀具有一致性作用對于理解不同類型的背景效應(yīng)也提供了啟示。與“大魚小池塘效應(yīng)”不同，本研究的背景效應(yīng)表現(xiàn)為群體平均效應(yīng) （Blalock，1984）。群體動力學(xué)機制強調(diào)群體成員互動和社會影響的作用，班級作為一個功能單位，可以整合不同成員的信念、品味和行為規(guī)范，進而在微觀和宏觀之間建立起聯(lián)系 （Neal amp; Neal， 2013）；然而也可能存在自我選擇機制，即因某些結(jié)構(gòu)性或偏好性因素，具有高公正世界信念的個體來到了同一班級，比如學(xué)校所制定的分班方案。

4.3 家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的異質(zhì)性關(guān)系以及班級背景調(diào)節(jié)效應(yīng)

以往研究顯示，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間存在不一致的結(jié)果 （Baker et al.， 2013;Chaplin et al.， 2014）。本研究通過分離個體水平家庭社會經(jīng)濟地位和班級水平家庭社會經(jīng)濟地位均未發(fā)現(xiàn)家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間的顯著關(guān)系。在雙路徑模型中，家庭社會經(jīng)濟地位作用于物質(zhì)主義價值觀的雙重機制可能存在相互抵消的情況。為了厘清兩者之間的內(nèi)在機制，本研究納入個體和班級水平公正世界信念。研究結(jié)果顯示，班級水平公正世界信念發(fā)揮著積極背景調(diào)節(jié)效應(yīng)，當(dāng)個體置身于較高水平的班級公正世界信念時，個體水平公正世界信念和家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間不存在顯著關(guān)系；只有當(dāng)個體置身于較低水平的班級公正世界信念時，并且當(dāng)個體自身持有較低的公正世界信念時，家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間才呈現(xiàn)出顯著的正向預(yù)測關(guān)系。換言之，個體水平和群體水平公正世界信念充當(dāng)著具有互補性關(guān)系的雙重保護因子。兩者相互獨立又缺一不可，它們交互性地發(fā)揮作用以保護個體免受家庭社會經(jīng)濟地位對青少年物質(zhì)主義價值觀的不利影響。這一發(fā)現(xiàn)對于課堂教學(xué)和班級管理具有重要的啟發(fā)價值。學(xué)校是教學(xué)育人的場所，教師不僅擔(dān)負著傳授知識的責(zé)任，也維護著學(xué)生的人格完善、情緒健康。心理健康教學(xué)實踐不能僅局限在個體心理層面。實際上，學(xué)生嵌入在班級中，群體公平規(guī)范和公正氣氛的營造和維護對于學(xué)生的健康發(fā)展也具有重要的影響。

4.4 研究貢獻與不足

本研究通過多水平模型分離出影響青少年物質(zhì)主義價值觀形成的雙重保護性通路。這一發(fā)現(xiàn)對于理解公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀之間的關(guān)系提供了新視角。公正世界信念是個體理解和探索世界的意義框架和心理資源。本研究發(fā)現(xiàn)個體水平和群體水平公正世界信念都可以為個體提供心理資源，幫助個體減少物質(zhì)主義價值觀。背景調(diào)節(jié)效應(yīng)分析則進一步厘清了家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間關(guān)系的邊界條件，班級水平公正世界信念可以幫助個體抵消家庭社會經(jīng)濟地位對物質(zhì)主義價值觀的不利影響，這一結(jié)果擴展了雙路徑模型 （Shrum et al.， 2022），強調(diào)青少年物質(zhì)主義價值觀形成的生態(tài)發(fā)展背景（Bronfenbrenner amp; Morris， 2007）。

本研究還存在一些不足以及尚待解決的問題。例如，本研究采用橫斷面調(diào)查數(shù)據(jù)，無法通過研究設(shè)計確立背景效應(yīng)的因果地位，群體公正世界信念對個體產(chǎn)生積極益處的內(nèi)在機制還有待探索，未來研究可以采用追蹤數(shù)據(jù)或多水平結(jié)構(gòu)方程模型進行深入研究。此外，本研究所關(guān)注的背景效應(yīng)仍屬于青少年發(fā)展的微系統(tǒng)，無法考察社會文化或世代文化因素對青少年發(fā)展所產(chǎn)生的影響，未來研究可以納入不同文化之間的比較，包括不同社會和不同世代之間的比較，在宏系統(tǒng)和歷時系統(tǒng)的視角下探究青少年物質(zhì)主義價值觀的影響因素。

5 結(jié)論

本研究結(jié)論如下：

（1）個體水平公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀呈負向關(guān)系；

（2）由個體水平公正世界信念所合成的班級水平公正世界信念與物質(zhì)主義價值觀呈負向關(guān)系，表現(xiàn)為背景效應(yīng)；

（3）家庭社會經(jīng)濟地位與物質(zhì)主義價值觀之間存在異質(zhì)性關(guān)系，受到個體和班級水平公正世界信念的調(diào)節(jié)，表現(xiàn)為背景調(diào)節(jié)效應(yīng)。

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本研究得到國家社會科學(xué)基金青年項目 （20CSH070）和山東省高等學(xué)校青創(chuàng)科技支持計劃（2021RW002）的資助。