西南大学学报 (社会科学版)  2019, Vol. 45 Issue (4): 109-117.  DOI: 10.13718/j.cnki.xdsk.2019.04.012
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  • 青少年主观社会经济地位与心理韧性的关系:公正世界信念的作用    [PDF全文]
    郭成, 张琳雅, 杨营凯     
    西南大学 心理学部 心理健康与社会适应实验室、心理健康教育研究中心, 重庆 400715
    摘要:为了探究青少年的主观社会经济地位、公正世界信念与心理韧性的关系,本研究采用整群抽样法选取了重庆市初一至高二年级的6 442名学生进行问卷调查。结果发现:(1)初中生的主观社会经济地位与自我公正世界信念显著高于高中生;(2)青少年主观社会经济地位、心理韧性与公正世界信念之间均存显著正相关,青少年主观社会经济地位能够显著预测其公正世界信念和心理韧性,同时青少年的公正世界信念也能显著预测其心理韧性;(3)公正世界信念能在青少年主观社会经济地位与心理韧性的关系中起部分中介作用。
    关键词青少年    主观社会经济地位    公正世界信念    心理韧性    中介作用    
    一、前言

    青少年时期正是个体养成积极心理品质、形成健全人格的关键时期,青少年的心理健康与人格发展一直备受社会与心理学家的高度关注。在当前的社会环境中,面对父母的期望,升学、就业的迫切需求与快节奏的生活方式,青少年所面临的压力越来越大,尤其是目前中国独生子女占比很高的社会中,青少年所肩负的责任与期许更是空前巨大。在这些巨大的压力面前,只有具有良好的心理韧性,才能更好地应对学习与生活中的各种矛盾、冲突与不适。“心理韧性”是一个复杂的构念,它涉及到与身心恢复相关的特质、结果和过程,因此它在个人、家庭、组织、社会和文化背景下有不同的定义[1]。拥有较高心理韧性的个体更容易在不同的环境之中更快、更好地达成适应,同时,也能在面临较大压力与威胁的情境下,仍然获得较好的心理发展水平。心理韧性水平较高的人,更容易从消极的状态下回复过来,同时根据外部环境的变化妥善处理自身的负面情绪。由此可见,拥有较高心理韧性水平的人通常也会显示出较强的情绪稳定性。因此,研究青少年心理韧性的形成机制能更好地帮助我国青少年解决相关心理问题,形成更好的社会适应与健全的人格特质。

    关于心理韧性,学者们通常使用两种构念,即自我韧性(ego-resiliency)[2]和特质韧性(trait resilience)[3]。已有元分析表明,相较于特质韧性,自我韧性与人格特质之间的关联更为显著[4]。研究也表明,相对于自我韧性低的个体,具有高自我韧性的个体能够更好地进行自我调节,更快地适应变化的环境,进而取得更高的个人成就[5-8],如Asendorpf等人的研究指出,有较高水平韧性的个体更容易得到关于他们行为的积极反馈,从而表现出更稳定的个性模式,因此能发展出更好的人格与环境适应性[9]。另外,研究也表明,在儿童与青少年时期,自我韧性与移情行为,以及社会胜任行为[10-11]等心理指标息息相关。综上所述,青少年的自我韧性与其人格发展、社会适应能力和心理健康等方面均有着紧密的联系。因此,在本研究中,我们将自我韧性作为内生变量,着重探讨有哪些因素可以对其起到影响作用。

    目前,已有大量研究在探讨影响心理韧性的外源变量,其中,社会经济地位被认为是一个重要变量而备受关注。就社会经济地位的研究,目前主要分为主观社会经济地位与客观社会经济地位两大方面。相对剥夺理论[12-13]认为,人们通常习惯于拿自己与周围的人或物比较。当个体在比较过程中发现自己的劣势处境,就会产生相对剥夺感,同时,这种比较也能影响到主观幸福感。当个体在比较过程当中发现自己处于优势处境时,这类比较则会提升主观幸福感[14]。Adler等人的研究认为,相较于每个人的实际情况,人们的主观经济地位对他们的主观幸福感影响更大[15]。社会比较理论则认为:社会经济地位不仅仅是一个人能挣多少钱,也是一个人如何看待自己与他人之间比较的过程,这两个指标有一定程度的相关[15-16]。与客观社会经济地位相比,主观社会经济地位对个体的影响更大[16]。因此,研究青少年主观社会经济地位对心理韧性的影响比研究客观社会经济地位更有实践意义。本次研究采用主观社会经济地位作为预测因子,探究其变化对青少年心理韧性的不同影响。出身于社会经济地位较高家庭的孩子们通常容易取得更好的学业成就、拥有更健康的体魄、获得更快的智力发展水平与心理健康水平。近年来,有关社会经济地位对子女人格影响的研究逐渐增多。如,Angelina等人的研究表明,受教育年限较长的父母,子女成年后更开放、外向和情绪稳定[17]。Meyer等人2014年的研究发现,情绪调节是儿童在家庭中的社会化特征[18]。拥有较稳定情绪的儿童无疑在成长过程中能表现更好的学校与社会适应能力、更强的计划性与更健全的心理发展水平。另一方面,社会经济地位不仅决定了人们获得的物质资源,也决定了个体心理水平(如心理韧性)的发展。在资源稀缺、社会经济地位较低的环境中,人们往往不愿接受个人的影响、选择或控制,往往不相信自己的效能或影响社会的能力[19]。而情绪调节能力与社会适应能力正是心理韧性的重要外在表现形式,因此我们推断社会经济地位能影响到青少年的心理韧性。

    “公正世界信念”(Belief in a Just World)是指人们需要相信一个公正的世界,以维持他们的主观幸福感,并在复杂的社会世界中导航精神状态[20]。Lipkus、Dalbert和Siegler认为,公正世界信念主要包括自我公正世界信念(Personal Belief in a Just World)与他人公正世界信念(General Belief in a Just World)两个维度[21]。其中,自我公正世界信念表示相信世界上发生的事情对我来讲通常是公正的,他人公正世界信念则表示相信这个世界总的来说是公正的。自我公正世界信念与他人公正世界信念有一定程度的相关,自我公正世界信念与各种心理指标和调节功能呈正相关,如更大的生活满意度[22],更低的抑郁[23],以及更高的生活目标[24]。而他人公正世界信念通常与对待弱势群体的较低宜人性有关,表现为对待社会处境不利群体的偏见更大,较少的利他行为,如对待难民态度更为强硬[25]等。Hou等人进一步的研究发现,社会经济地位能正向预测公正世界信念[26],公正世界信念与人们的心理健康指标呈显著正相关,且与主观幸福感、生活满意度之间存在互为因果的互惠效应[27]。Otto等人研究发现,自我公正世界信念通常与各种负面情绪呈显著负相关[28]。Laurin等人则认为,公正世界信念对于社会中处于不利地位的弱势群体,能起到一定的自我调节作用[29]。拥有较高公正世界信念的个体通常更能在长远的计划中坚持与投入,也会对未来怀有更高的期待和信心,促进其对长远目标的追求,从而改善其社会阶层[30]。而情绪的调节与适应性,正是评价心理韧性的重要指标。因此,公正世界信念与心理韧性之间存在极大的关联,公正世界信念能在一定程度上预测心理韧性的水平。同时,主观幸福感也能正向预测到公正世界信念[27]。因此,本研究在探究青少年主观社会经济地位对心理韧性影响的基础上,将公正世界信念假定为中介变量,以探究其在青少年主观社会经济地位对心理韧性的预测中的具体作用机制。

    二、方法 (一) 研究对象

    本研究采用整群抽样法抽取重庆市一所重点中学和一所普通中学的初一、初二、初三和高一、高二年级以及一所职业中学的高一、高二年级学生参与问卷调查。学生以班级为单位,每个班的施测均在各自班主任或者相应计算机课老师的协助之下,按统一测试指导语在计算机课上通过问卷星进行集中在线测试。共发放问卷6 496份,收回有效问卷6 442份,问卷有效率为99.1%。其中,男生3 475人,女生2 967人。由于职业中学属于高中,因此,本次测试的对象高中生居多,其中初一736人,初二661人,初三807人,高一2 442人,高二1 796人。

    (二) 研究工具 1. 青少年主观社会地位量表(Scale of Adolescent Students' Subjective Social Status)

    该量表由程刚、陈艳红[31]等人编制,包括人缘状况、社会实践能力、同龄异性交往情况、学业成绩、才艺水平、家庭条件、形象气质7个条目。量表采用1~10分10级计分,得分越高代表青少年主观社会地位越高。本研究中全量表的Cronbach α系数为0.888,量表的信度较好。

    2. 公正世界信念量表(Scale of Belief In a Just World)

    该量表由Dalbert[32]等人编制,共13个条目,分为自我公正世界信念与他人公正世界信念两个维度。量表采用1(完全不符合)~6(完全符合)6级计分,得分越高代表公正世界信念越高。本研究中全量表的Cronbach α系数为0.915,自我公正世界信念量表的Cronbach α系数为0.855,他人公正世界信念量表的Cronbach α系数为0.870,量表的信度较好。

    3. 自我韧性改进量表(Scale of ER89-R)

    该量表由Alessandri、Vecchione[33]等人编制,共10个条目,分为最优调节与开放的生活经验两个维度。量表采用1(完全不符合)~7(完全符合),得分越高代表符合的程度越高。本研究中全量表的Cronbach α系数为0.870,最优调节量表的Cronbach α系数为0.801,开放的生活经验量表的Cronbach α系数为0.826,量表的信度较好。

    (三) 数据的统计与处理

    本研究采用SPSS 21.0和MPLUS 7.0统计软件对数据进行建模、处理与分析。利用SPSS 21.0对数据进行独立样本t检验、ANOVA方差分析、两两变量的相关分析,利用MPLUS 7.0对数据进行结构方程模型建模,对模型的聚合效度与区分效度进行验证性因素分析,利用建模对数据进行多元逐步回归分析,通过偏差校正的非参数百分位Bootstrap法确认间接效应的显著程度。

    三、结果 (一) 青少年主观社会经济地位、公正世界信念和自我韧性的性别与学段差异比较

    表 1可知,在性别上,男女青少年在主观社会经济地位、公正世界信念及其具体维度和自我韧性及其具体维度上差异均不显著;在学段上,初中生的主观社会经济地位、自我/他人公正世界信念和自我韧性及其具体维度上均显著高于高中生(p<0.01)。

    表 1 不同性别和学段青少年主观社会经济地位、公正世界信念和自我韧性的差异比较
    (二) 青少年主观社会经济地位、公正世界信念与心理韧性的相关分析

    表 2可知,青少年无论是自我公正世界信念、他人公正世界信念还是自我韧性的得分均与其主观社会经济地位得分呈显著正相关(p<0.01),同时,青少年自我韧性的得分与其自我公正世界信念和他人公正世界信念得分之间亦呈显著正相关(p<0.01)。这表明青少年的主观社会经济地位、自我公正世界信念、他人公正世界信念与其心理韧性之间存在密切关系。

    表 2 青少年主观社会经济地位、公正世界信念与心理韧性的相关分析
    (三) 青少年主观社会经济地位对公正世界信念与心理韧性的预测作用

    本研究采用逐步回归的方法探究青少年主观社会经济地位是否能预测青少年的公正世界信念与自我韧性,结果如表 3所示。从表 3可以看出,青少年主观社会经济地位能同时显著正向预测青少年的公正世界信念与心理韧性。

    表 3 主观社会经济地位对公正世界信念与自我韧性的预测作用(N=6 442)

    本研究采用同样的方法探究了青少年的公正世界信念对自我韧性的预测作用,结果如表 4所示,即青少年的自我公正世界信念与他人公正世界信念均能显著正向预测自我韧性。

    表 4 公正世界信念对自我韧性的预测作用(N=6 442)
    (四) 公正世界信念在青少年主观社会经济地位与心理韧性之间的中介作用检验

    表 3可知,青少年主观社会经济地位对公正世界信念和青少年心理韧性均存在显著正向预测作用,同时,青少年公正世界信念的两个维度——自我公正世界信念与他人公正世界信念均对其自我韧性有显著正向预测作用。因此,我们假定公正世界信念可在主观社会经济地位与心理韧性之间起到部分中介作用。本研究采用结构方程模型(SEM)对公正世界信念的中介作用进行检验。依据Lipkusa、Dalbert和Siegler(1996)的研究,公正世界信念包含自我公正世界信念与他人公正世界信念两个维度[21],且两个维度与心理特质之间的关系有所不同。为此,本研究假定公正世界信念能在青少年主观社会经济地位与心理韧性之间起到平行中介作用。由于本研究发现初高中不同学段青少年的主观社会地位与自我公正世界信念有显著差异,因此,本研究除了考察在总体样本中公正世界信念在青少年主观社会经济地位与心理韧性之间的中介作用外,还会分初中和高中学段分别考察各变量之间的关系。

    首先,考察自我公正世界信念与他人公正世界信念在整体样本中的作用。通过验证性因素分析,对模型进行聚合效度与区分效度检验,结果显示χ2=7 844.307,df=399,RMSEA=0.054,CFI=0.918,TLI=0.911,模型拟合较好。在结构方程模型中,主观家庭经济地位对自我韧性的直接作用路径系数β为0.267,且达到了显著水平(p<0.001),同时,间接效应也均达到了显著水平(p<0.001)(见图 1)。采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法来确认间接效应的显著程度,用Bootstrap方法重复抽样1 000次计算自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间的中介效应,95%的置信区间为[0.109,0.140],[0.185,0.232],[0.231,0.448],[0.179,0.288],[0.142,0.177],均不包含0,且符号相同,说明间接效应显著,自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间存在部分中介作用。其中,自我公正世界信念、他人公正世界信念在主观社会经济地位与青少年心理韧性的间接效应分别为0.071、0.082,分别占总效应的16.905%和19.524%。

    图 1 主观社会经济地位、公正世界信念与心理韧性的结构方程模型 注:*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001

    主观经济地位能够预测自我公正信念(青少年,β=0.304***;初中生,β=0.312***;高中生,β=0.295***),自我公正信念能够预测自我韧性(青少年,β=0.232***;初中生,β=0.247***;高中生,β=0.220***)。主观经济地位能够预测他人公正信念(青少年,β=0.264***;初中生,β=0.238***;高中生,β=0.275***),他人公正信念能够预测自我韧性(青少年,β=0.310***;初中生,β=0.294***;高中生,β=0.325***)。主观经济地位能够直接预测自我韧性(青少年,β=0.267***;初中生,β=0.309***;高中生,β=0.240***)。

    然后,对模型进行分组,分别考察自我公正世界信念与他人公正世界信念在初中生和高中生样本中的作用。通过验证性因素分析,对模型进行聚合效度与区分效度检验,结果显示,χ2=8 754.656,df=850,RMSEA=0.054,CFI=0.914,TLI=0.912,模型拟合较好。

    在初中生中,主观家庭经济地位对自我韧性的直接作用路径系数β为0.309,且达到了显著水平(p<0.001),同时,间接效应也均达到了显著水平(p<0.001)(见图 1)。采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法来确认间接效应的显著程度,用Bootstrap方法重复抽样1 000次计算自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间的中介效应,95%的置信区间为[0.108,0.152],[0.142,0.225],[0.184,0.527],[0.131,0.303],[0.148,0.210],均不包含0,且符号相同,说明间接效应显著,自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间存在部分中介作用。其中,自我公正世界信念、他人公正世界信念在主观社会经济地位与青少年心理韧性的间接效应分别为0.077、0.070,分别占总效应的16.886%和15.351%。

    在高中生中,主观家庭经济地位对自我韧性的直接作用路径系数β为0.240,且达到了显著水平(p<0.001),同时,间接效应也均达到了显著水平(p<0.001)(见图 1)。同样采用偏差校正的非参数百分位Bootstrap法来确认间接效应的显著程度,用Bootstrap方法重复抽样1 000次计算,自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间的中介效应,95%的置信区间为[0.104,0.138],[0.185,0.249],[0.184,0.462],[0.180,0.320],[0.124,0.168],均不包含0,且符号相同,说明间接效应显著,自我公正世界信念与他人公正世界信念在主观社会经济地位与自我韧性之间存在部分中介作用。其中,自我公正世界信念、他人公正世界信念在主观社会经济地位与青少年心理韧性的间接效应分别为0.065、0.089,分别占总效应的16.497%和22.589%。

    四、讨论 (一) 青少年主观社会经济地位、公正世界信念和自我韧性的性别与学段差异

    本研究发现,青少年主观社会经济地位、公正世界信念和自我韧性在性别上没有显著差异,但学段差异显著。就性别而言,该结论与已有文献有所出入,2014年的一项研究表明,女性的心理韧性通常要高于男性[34],分析其原因,这可能与社会文化氛围有关。中国女性的劳动参与率较高,且现阶段青少年独生子女较多,导致社会以及家庭对女性的要求更高,女性所面临的压力也更大,因此,与国外的研究相反,女性的心理韧性并没有显著高于男性。在不同学段青少年中,初中生心理韧性显著高于高中生,这可能与青少年在初中和高中阶段所接触到的社会生活内容的丰富和复杂程度不同有关。一方面,初中属于义务教育阶段,初中生所面临的社会生活事件相对比较单一,学业压力和家庭责任压力远远低于高中,因此初中生会相较而言拥有更强的主观幸福感,而主观幸福感是主观社会经济地位的重要指标之一。一旦进入高中,青少年不仅学业压力增大,其所面临的社会生活事件相对多样和复杂,需要承担的家庭和社会责任不断增加,他们对家庭社会经济地位的主观感知更直接,然而,由于他们思想意识不够成熟,难以应对来自学业、家庭和人际的各种压力,从而导致其家庭主观社会经济地位偏低;另一方面,依据Malahy等人的研究,社会制度对于公正世界信念的形成有极大的影响[35]。相较于初中生而言,高中生由于其社会生活内容更加丰富,对社会复杂现象的感受更加直接和真实,这可能影响其公正世界信念。同时,依据Yao等人的研究发现,主观幸福感与公正世界信念之间存在显著正相关[36];另有研究也表明,自我公正世界信念与生活满意度[22]、生活目标[24]之间有显著正相关,而与抑郁之间呈显著负相关[23],而高中生无论其学业压力还是家庭、社会责任压力都明显高于初中生,这样的高中生活也会影响其公正世界信念及其心理韧性的发展。

    (二) 青少年主观社会经济地位对公正世界信念与心理韧性的影响

    研究发现,青少年主观社会经济地位与公正世界信念和心理韧性之间均呈显著正相关,同时,自我公正世界信念与他人公正世界信念均能显著正向预测心理韧性。这与之前的研究结果具有一致性。Kraus等人在2012年的一项研究中发现,社会经济地位较高的人群,对个人权利与社会公平会更感兴趣[16]。低家庭社会经济地位儿童青少年的心理健康、学业成绩以及心理素质等都比高家庭社会经济地位的儿童青少年差[37-39],这也许会影响到青少年对社会公平的认知。Thomas等人的研究就发现,拥有各种特权的人,更容易抽象化地了解到社会的不公,而不用受到系统性不公正的威胁[40]。周春燕和郭永玉的研究也发现,在中国,家庭社会阶层较高的学生,拥有较高的公正世界信念、主观幸福感与心理健康水平[41]

    已有研究还证明,家庭社会经济地位与青少年情感发展有关,并能一定程度地预测它们[42]。Morris等人提出[43],家庭社会经济地位主要通过三个主要机制影响着青少年的情绪适应:(1)青少年对父母情感状态的观察。(2)与社会化情绪有关的教养实践和行为,以及家庭的情绪气氛,反映在依恋关系的质量上。(3)教养方式,家庭表现力和婚姻关系的情感质量。研究发现,拥有更多社会资源的父母,他们在对孩子的培养、指导和实际协作方面能提供更多的帮助[44]。由此可见,青少年的情绪适应能力与情感发展都与社会经济地位呈正相关,而情绪适应能力正是心理韧性的一个重要表征。通常社会经济地位较高的家庭,父母较为开明,也更能正确地引导青少年各项心理特质的发展,因此,生活在社会经济地位较高家庭的子女,通常心理健康指标更高,也拥有更好的心理韧性。同时,前言里援引的各种文献也间接地解释了公正世界信念对心理韧性的正向预测作用,这些都与本研究的结果具有一致性。

    (三) 公正世界信念在青少年主观社会经济地位与心理韧性之间的中介效应分析

    研究发现,自我公正世界信念和他人公正世界信念无论在初中生、高中生抑或在整个样本中,都在青少年主观社会经济地位与心理韧性之间起到了部分中介作用。在整体样本中,自我公正世界信念的作用占总效应的16.9%,他人公正世界信念的作用占总效应的19.5%,而在初中学段与高中学段,自我公正世界信念和他人公正世界信念分别占总效应的16.9%、15.4%和16.5%、22.6%。此结果在一定程度上解释了青少年在人缘状况、社会实践能力、同龄异性交往情况、学业成绩、才艺水平、家庭条件、形象气质等方面的主观社会地位与心理韧性之间的作用机制,即青少年主观社会经济地位不仅仅能正向预测到青少年的心理韧性,也会通过公正世界信念的中介作用,从而间接影响到他们的心理韧性,这与以前的一些研究结果是一致的。目前已有一些研究证实,公正世界信念能在主观社会经济地位与某些心理指标的外化特征之间起到中介作用,如Hou等人2017年的研究发现,主观社会经济地位越高的人通常拥有更高的公正世界信念,从而影响到许多心理外化行为,如网络羞辱[26]。同时,上述研究也发现,在初中生中,自我公正世界信念的中介效应要大于高中生,而在高中生中,他人公正世界信念的中介效应要大于初中生,这一结果与上文分析中提到的初中和高中生这两个群体的学业与生活境遇,以及职业中学学生的发展状况有关。

    值得一提的是,已有不少国外研究指出,他人公正世界信念通常与宜人性等各种心理健康与调节功能方面呈显著负相关,如对弱势群体表现出更为严厉冷酷的态度[25],而通常情况下,心理健康指标和生活满意度较高的群体拥有较好的心理韧性。这与本研究揭示的他人公正世界信念能正向预测心理韧性的结论似乎是相悖的。通过回顾文献,我们认为,公正世界信念与生活满意度之间的负相关关系并不适用于中国的社会文化环境。已有国内研究显示,在中国,他人公正世界信念与自我公正世界信念一样,与生活满意度之间呈正相关[45]。这也许与国内外不同的文化价值观有关。处于集体主义文化取向的中国,人们会比个人主义文化占上风的西方更倾向于帮助团体中的弱者。

    总的来说,本研究不仅进一步证明了主观社会经济地位对心理韧性的正向预测作用,同时揭示了公正世界信念在其间的作用机制。因此,本研究启示我们在促进我国青少年心理健康发展、增强青少年心理韧性方面,不仅需要给他们提供良好的家庭与学校生活质量,更应该多关注青少年积极心理品质的培养,为他们提供一个公平公正的学习与生活环境。

    (四) 问题与展望

    1.尽管已有研究揭示了公正世界信念对人们心理特质方面的影响在国内外存在一些不同,从本研究来看,不同文化价值观与社会文化氛围对公正世界信念的不同影响仍然有待进一步探究。

    2.已有研究表明,年龄与性别对自我韧性的稳定与变化都有一定的影响,通常女性的心理韧性要略高于男性[34]。而在本研究当中,女性与男性的心理韧性并无显著差异,这也需要在以后的研究中进一步探讨和验证。

    五、结论

    通过本研究,可以得出如下结论:

    (1) 初中生无论是主观社会经济地位、公正世界信念还是心理韧性都要显著高于高中生;

    (2) 青少年的主观经济地位、心理韧性与公正世界信念之间均呈显著正相关。青少年的主观社会经济地位能显著正向预测其公正世界信念和心理韧性,同时青少年的公正世界信念也能显著正向预测其心理韧性;

    (3) 公正世界信念在青少年主观社会经济地位与心理韧性的关系中起部分中介作用。

    参考文献
    [1]
    SOUTHWICK S M, BONANNO G A, MASTEN A, et al. Resilience definitions, theory, and challenges:interdisciplinary perspectives[J]. European journal of psychotraumatology, 2014(1): 1-14.
    [2]
    BLOCK J, TURULA E. Identification, ego-control, and adjustment[J]. Child development, 1963(4): 945-953.
    [3]
    ONG A D, BERGERMAN C S, BISCONTI T L, et al. Psychological resilience, positive emotions and successful adaptation in later life[J]. Journal of personality and social psychology, 2006(4): 730-749.
    [4]
    ATSUSHI O, KANAKO T, MARI H, et al. Resilience and Big Five personality traits:a meta-analysis[J]. Personality and individual differences, 2018, 13: 54-60.
    [5]
    AREND R, GOVE F L, SROUFE L A. Continuity of individual adaptation from infancy to kindergarten:a predictive study of ego-resiliency and curiosity in preschoolers[J]. Child development, 1979(4): 950-959.
    [6]
    BLOCK J H, BLOCK J. The role of ego-control and ego resiliency in the organization of behavior[M]//COLLINS W A. The minnesota symposium on child psychology: development of cognition, affect, and social relations. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum, 1980(13): 39-101.
    [7]
    KLOHNEN E, VANDEWATER E, YOUNG A. Negotiating the middle years:ego-resiliency and successful midlife adjustment in women[J]. Psychology and aging, 1996(3): 431-442.
    [8]
    FREDRICKSON B L, TUGADE M M, WAUGH C E, et al. What good are positive emotions in crisis? A prospective study of resilience and emotions following the terrorist attacks on the U.S. on september 11th, 2001[J]. Journal of personality and social psychology, 2003(2): 365-376.
    [9]
    ASENDORPF J B, VAN AKEN M A G. Correlates of the temporal consistency of personality patterns in childhood[J]. Journal of personality, 2010(4): 689-703.
    [10]
    STRAYER J, ROBERTS W. Children's empathy and role taking:child and parental factors, and relations to prosocial behavior[J]. Journal of applied developmental psychology, 1989(2): 227-239.
    [11]
    EISENBERG N, SPINRAD T L, FABES R A, et al. The relations of effortful control and impulsivity to children's resiliency and adjustment[J]. Child development, 2004(1): 25-46.
    [12]
    STOUFFER S A, SUCHMAN E A, DEVINNEY L C D, et al. Studies in social psychology in World War Ⅱ. vol. Ⅰ:The American soldier:adjustment during army life[J]. Social service review, 1949(4): 557-559.
    [13]
    TOBIAS G, CHRISTINA S. subjective socioeconomic status causes aggression:a test of the theory of social deprivation[J]. Journal of personality and social psychology, 2016(2): 178-194.
    [14]
    WILLS T A. Downward comparison principles in social psychology[J]. Psychological bulletin, 1981(2): 245-271.
    [15]
    ADLER N E, EPEL E S, CASTELLAZZO G, et al. Relationship of subjective and objective social status with psychological and physiological functioning:preliminary data in healthy white women[J]. Health psychology, 2000(6): 586-592.
    [16]
    KRAUS M W, PIFF P K, KELTNER D. Social class, sense of control, and social explanation[J]. Journal of personality and social psychology, 2009(6): 992-1004.
    [17]
    SUTIN A R, LUCHETTI M, STEPHAN Y, et al. Parental educational attainment and adult offspring personality:an intergenerational life span approach to the origin of adult personality traits[J]. Journal of personality and social psychology, 2017(1): 144-166.
    [18]
    MEYER S, RAIKES H A, VIRMANI E A, et al. Parent emotion representations and the socialization of emotion regulation in the family[J]. International journal of behavioral development, 2014(2): 164-173.
    [19]
    KRAUS M W, STEPHENS N M A. Road map for an emerging psychology of social class[J]. Social and personality psychology compass, 2012(9): 642-656.
    [20]
    LERNER M J, MILLER D T. Just world research and the attribution process:looking back and ahead[J]. Psychological bulletin, 1978(5): 1030-1051.
    [21]
    LIPKUS I M, DALBERT C, SIEGLER I C. The importance of distinguishing the belief in a just world for self versus for others:implications for psychological well-being[J]. Personality and social psychology bulletin, 1996(7): 666-677.
    [22]
    DALBERT C. The world is more just for me than generally:about the personal belief in a just world scale's validity[J]. Social justice research, 1999(2): 79-98.
    [23]
    DZUKA J, DALBERT C. Mental health and personality of slovak unemployed adolescents:the impact of belief in a just world[J]. Journal of applied social psychology, 2002(4): 732-757.
    [24]
    BEGUE L, BASTOUNIS M. Two spheres of belief in justice:extensive support for the bidimensional model of belief in a just world[J]. Journal of personality, 2003(3): 435-463.
    [25]
    KHERA M L K, HARVEY A J, CALLAN M J. Beliefs in a just world, subjective well-being and attitudes towards refugees among refugee workers[J]. Social justice research, 2014(4): 432-443.
    [26]
    HOU Y, JIANG T, WANG Q. Socioeconomic status and online shaming:the mediating role of belief in a just world[J]. Computers in human behavior, 2017, 76: 19-25. DOI:10.1016/j.chb.2017.07.003
    [27]
    CORREIA P I, BATISTA M T, LIMA M L. Does the belief in a just world bring happiness? causal relationships among belief in a just world, life satisfaction and mood[J]. Australian journal of psychology, 2009(4): 220-227.
    [28]
    OTTO K, BOOS A, DALBERT C, et al. Posttraumatic symptoms, depression, and anxiety of flood victims:the impact of the belief in a just world[J]. Personality and individual differences, 2006(5): 1075-1084.
    [29]
    LAURIN K, FITZSIMONS G M, KAY A C. Social disadvantage and the self-regulatory function of justice beliefs[J]. Journal of personality and social psychology, 2011(1): 149-171.
    [30]
    郭永玉, 周春燕. 公正世界信念对低社会阶层的双重作用[J]. 西南大学学报(社会科学版), 2014(1): 63-67.
    [31]
    程刚, 陈艳红, 关雨生, 等. 大学生主观社会地位的指标构成及特点[J]. 西南大学学报(自然科学版), 2015(6): 156-162.
    [32]
    DALBERT C. The world is more just for me than generally:about the personal belief in a just world scale's validity[J]. Social justice research, 1999(2): 79-98.
    [33]
    ALESSANDRI G, VECCHIONE M, LETZIRING T, et al. The ego-resiliency scale revised:a cross-cultural study in Italy, Spain, and the United States[J]. European journal of psychological assessment, 2012(2): 139-146.
    [34]
    MILIONI M, ALESSANDRI G, EISENBERG N, et al. Reciprocal relations between emotional self-efficacy beliefs and ego-resiliency across time[J]. Journal of personality, 2014(5): 552-563.
    [35]
    MALAHY L W, RUBINlICHT M A, KAISER C R. Justifying inequality:a cross-temporal investigation of US income disparities and just-world beliefs from 1973 to 2006[J]. Social justice research, 2009(4): 369-383.
    [36]
    YAO S, CHEN J, YU X, et al. Mediator roles of interpersonal forgiveness and self-forgiveness between self-esteem and subjective wellbeing[J]. Current psychology, 2017(3): 585-592.
    [37]
    KLANSCEK H J, ZIBERNA J, KOROSWC A, et al. Mental health inequalities in slovenian 15-year-old adolescents explained by personal social position and family socioeconomic status[J]. International journal for equity in health, 2014(1): 26.
    [38]
    RADZISZEWSKA B, RICHARDOSON J L, DENT C W, et al. Parenting style and adolescent depressive symptoms, smoking, and academic achievement:ethnic, gender, and SES differences[J]. Journal of behavioral medicine, 1996(19): 289-305.
    [39]
    程刚, 刘家琼, 林楠, 等. 中学生家庭社会经济地位与心理健康的关系:心理素质的中介作用[J]. 西南大学学报(社会科学版), 2019(1): 105-112.
    [40]
    THOMAS K J, NAPOLITANO P H. Educational privilege:the role of school context in the development just world beliefs among brazilian adolescents[J]. International journal of psychology, 2016(S1): 106-113.
    [41]
    周春燕, 郭永玉. 家庭社会阶层对大学生心理健康的影响:公正世界信念的中介作用[J]. 中国临床心理学杂志, 2013(4): 636-640.
    [42]
    BRADLEY R H, CORWYN R F. Socioeconomic status and child development[J]. Annual review of psychology, 2002(3): 371-399.
    [43]
    MORRIS A S, SILK J S, STEINBERG L, et al. The role of the family context in the development of emotion regulation[J]. Social development, 2007(2): 361-388.
    [44]
    CONGER R D, CONGER K J, MARTIN M J. Socioeconomic status, family processes, and individual development[J]. Journal of marriage and the family, 2010(3): 685-704.
    [45]
    吴胜涛, 王力, 周明洁, 等. 灾区民众的公正观与幸福感及其与非灾区的比较[J]. 心理科学进展, 2009(3): 579-587.
    Relationship Between Subjective Socio-economic Status and Adolescents' Resilience: Mediating Role of Belief in a Just World
    GUO Cheng, ZHANG Linya, YANG Yinkai
    Abstract: In order to investigate the relationship among adolescents' subjective socio-economic status, belief in a just world and resilience in China, This research investigated 6442 high school students in Chongqing ranging from grade seven to grade eleven with the method of questionnaire. The results are as follows. First, in terms of theAdolescent Students' Subjective Social Status Scale and Personal Belief in a Just World Scale, junior high school students' score is significantly higher than senior high school students'. Second, adolescents' subjective socio-economic status could significantly positively predict their belief in a just world and their resilience, and adolescents' belief in a just world could also significantly positively predict their resilience. Third, adolescents' belief in a just world not only significantly affects their resilience, but also plays a partial intermediary role between adolescents' subjective socio-economic status and their resilience.
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