2017, Vol. 33
国家教育部主管、北京师范大学主办。
文章信息
- 张羽, 李玮玮, 罗玉晗, 华销嫣, 王耘. 2017.
- ZHANG Yu, LI Weiwei, LUO Yuhan, HUA Xiaoyan, WANG Yun. 2017.
- 家庭社会经济地位与父母教养方式对儿童青少年公正世界信念的影响
- Effects of Family Socioeconomic Status and Parenting on Children and Adolescents' Belief in a Just World
- 心理发展与教育, 33(5): 513-523
- Psychological Development and Education, 33(5): 513-523.
- http://dx.doi.org/10.16187/j.cnki.issn1001-4918.2017.05.01
公正世界信念(Belief in a Just World, BJW)是指人们相信自己所处的世界是公正有序的，人人得其所应得，所得即应得，它反应了个体对公平性的感知(Lerner, 1965)。大量研究表明，低家庭社会经济地位儿童青少年的心理健康、学业成绩等都比高家庭社会经济地位差(Klanšček, Žiberna, Korošec, Zurc, & Albreht, 2014; OECD, 2014)，他们的生活处境和教育资源都不如高家庭社会经济地位丰富(郑信军, 2006)。这种相对不利的生活处境可能会威胁儿童青少年对公平性的感知，即公正世界信念。虽然家庭社会经济地位对公正世界信念存在一定的威胁，但是父母对孩子积极的教育行为、与孩子有效的互动方式，即父母教养方式，可能在一定程度上会促进儿童青少年公正世界信念的发展。儿童青少年期是公正世界信念发展的关键期，具有一定的可塑性(Dalbert, 2003)。同时，公正世界信念对帮助儿童青少年合理应对不公平事件，缓解生活压力，调节不良情绪，维护心理健康，促进对学业成绩的追求等具有重要作用(Downing, 2012; Furnham, 2003; Hafer & Rubel, 2015; 周春燕, 郭永玉, 2013)。因此，有必要深入探讨家庭社会经济地位(Family Socioeconomic Status, Family SES)与父母教养方式(Parenting)两大重要家庭因素对公正世界信念的影响(Chiu, 2007; 曲可佳, 邹泓, 2013)，为儿童青少年公正世界信念的发展提供有效的家庭指导策略。
1.1 公正世界信念的维度与测量从青春期开始，公正世界信念逐渐分化为具有不同公正指向的一般公正世界信念(General Belief in a Just World, GBJW)与个人公正世界信念(Personal Belief in a Just World, PBJW)：一般公正世界信念指向世界、他人，通常与个体如何解释发生在他人身上的不公平事件有关；个人公正世界信念指向自己，通常与个体如何解释发生在自己身上的不公平事件有关(Dalbert, 1999; Dalbert, Montada, & Schmitt, 1987)。Sutton和Douglas(2005)的研究进一步证明一般公正世界信念与个人公正世界信念是两种不同的公正世界信念。目前，Dalbert编制的《公正世界信念量表》是使用最广泛的测量工具之一，其信效度良好，在许多不同文化国家都得到验证(Christandl, 2012; Dzuka & Dalbert, 2002; Lipkus, Dalbert, & Siegler, 1996; Wu et al., 2013)。本研究将采用该量表测量一般公正世界信念与个人公正世界信念。
1.2 家庭社会经济地位对儿童青少年公正世界信念的影响家庭社会经济地位是儿童青少年发展领域研究的核心概念，直接影响儿童青少年成长过程中各个方面的发展(Bradley & Corwyn, 2002)。关于家庭社会经济地位对个体公正世界信念的影响有以下两种假设：一种假设认为低家庭社会经济地位个体的公正世界信念更高，处于低家庭社会经济地位中的弱势群体倾向于采用合理化的方式从认知层面减少现实不公平世界与理想公平世界之间的差距(周春燕, 郭永玉, 2013)，使自己相信这个世界是公平的，从而缓解压力，维护心理健康(Dzuka & Dalbert, 2002; Roshani, Jalili, & Adaryani, 2013)；另一种假设则认为高家庭社会经济地位个体的公正世界信念更高，高家庭社会经济地位群体能够更充分获得和利用各种资源(Yeung, Linver, & Brooks-Gunn, 2002; 张云运, 骆方, 陶沙, 罗良, 董奇, 2015)，更有可能实现自己的人生目标，认为“得其所应得”，从而相信这个世界是公平的(Umberson, 1993)。上述两种假设在成人群体中都分别得到验证(Begue & Laurent, 2000; Hunt, 2000; 杨沈龙, 郭永玉, 李静, 2013)，但缺乏对儿童青少年群体的研究。
值得注意的是，儿童青少年正处于发展时期，道德推理与认知发展尚未成熟(Piaget, 1965)，未必会像成人一样采用认知合理化等策略来维护高水平的公正世界信念(Hunt, 2000; 杨沈龙等, 2013)，同时，相较于高家庭社会经济地位儿童青少年，低家庭社会经济地位儿童青少年从家庭中获得的发展资源较少，成长环境较差(Bradley & Corwyn, 2002; Conger & Donnellan, 2007)，他们在学校环境中通过同伴比较可能确实会感受到自己遭遇不公正对待，从而威胁公正世界信念。因此，本研究推测对于儿童青少年，家庭社会经济地位越低，其公正世界信念水平可能越低，反之，则越高。
1.3 父母教养方式对儿童青少年公正世界信念的影响父母教养方式是父母的教养观念、教养行为及其对儿童情绪表现的一种组合方式(Darling & Steinberg, 1993)。Baumrind(1967)首次将父母教养方式划分为权威、独裁、纵容三种类型。不同类型的父母教养方式，所塑造的家庭规则、家庭氛围不同，对公正世界信念的影响也会不同。例如，有研究初步探讨了父母教养方式对公正世界信念的影响(Dalbert & Radant, 2004; Sallay & Dalbert, 2004)，结果发现：权威型教养方式是一种温情支持、积极反馈、合理限制并期待儿童做出适当、成熟行为的教养方式(Parke & Clarke-Stewart, 2011)，家庭中的每个成员彼此尊重，公平对待，塑造了良好的家庭公平氛围，有利于儿童对公平的感知，从而使儿童拥有较高的公正世界信念水平(Dalbert & Radant, 2004)；独裁型教养方式是一种强调绝对控制和服从，缺乏情感关怀的教养方式(Papalia, Olds, & Feldman, 2013)，对公正世界信念的影响存在争议，一方面，明确的规则意识可能会提高公正世界信念(Dalbert & Radant, 2004)，另一方面，父母的冷漠、缺乏温暖使个体更容易形成孤僻、多疑和不信任的人格特点(Baumrind, 1967)，对自我与世界有更多的质疑，公正世界信念可能会更低(Dalbert & Radant, 2004)。在中国文化下，独裁型教养方式更多指绝对控制、极端惩罚、情感淡漠等教养方式，儿童青少年不能自主控制所处环境，也不能获得任何满足(Parke & Clarke-Stewart, 2011)。因此，我们推测以中国儿童青少年为研究对象的结果可能更倾向于支持独裁型教养方式降低公正世界信念。目前，还没有研究探讨纵容型教养方式对公正世界信念的影响。纵容型教养方式是指父母多采用一种忽视并任其自由发展的教养方式，或者是极端溺爱但管理过于宽松、惩罚前后不一致的教养方式，通常会造成儿童不受控制、不合作、易攻击、多问题行为的特点(Parke & Clarke-Stewart, 2011)。在这种教养方式的影响下，儿童青少年的公正世界信念可能受到消极影响，但需要实证研究支持。
1.4 家庭社会经济地位与父母教养方式的交互作用对儿童青少年公正世界信念的影响如前所述，不同家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念可能存在不同特点，而父母教养方式可能会进一步影响两者之间的关系，即家庭社会经济地位与父母教养方式可能存在交互作用。权威型教养方式能够给予儿童青少年积极关注与支持，帮助他们建立面对现实不公平事件的良好认知方式与应对方式，并且家中成员彼此尊重形成良好的家庭氛围，从而降低了低家庭社会经济地位由于物质贫乏所带来的不公平体验，而高家庭社会经济地位个体则通过获得来自父母的支持与公平对待，进一步提高了原有的公正世界信念水平(Dalbert & Radant, 2004; Hoff, Laursen, & Tardif, 2002; Papalia et al., 2013)。相反，独裁型与纵容型教养方式采用处罚与粗暴的方式教养个体，家庭氛围整体较差，个体更容易遭受来自父母不公平的对待，进一步增强了低家庭社会经济地位儿童青少年的不公平体验，而高家庭社会经济地位儿童青少年尽管能够通过丰富的物质支持拥有较高的公正世界信念，但来自父母的不公平对待，也会威胁其公正世界信念。
综上所述，已有研究存在以下不足：其一，已有研究虽然关注家庭社会经济地位与父母教养方式的作用，但鲜有人同时考察两者对公正世界信念的影响；其二，没有区分是对一般公正世界信念还是对个人公正世界信念的影响。基于此，本研究将进一步考察家庭社会经济地位与父母教养方式对儿童青少年一般公正世界信念与个人公正世界信念的直接作用与交互作用。研究假设为：(1) 家庭社会经济地位能够正向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念；(2) 权威型教养方式能够正向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念，独裁型与纵容型教养方式能够负向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念；(3) 家庭社会经济地位与父母教养方式的交互作用对公正世界信念的影响显著，具体而言，权威型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念均有促进作用，独裁型与纵容型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念均有削弱作用。
2 方法 2.1 被试本数据来源中国儿童青少年心理发育特征调查项目(National Children’s Study of China, NCSC)的社会适应数据库①。本研究被试来自中国31个省、直辖市、自治区(港澳台除外)的100个区县共计24013名4~9年级学生，具体信息见表 1。
| 4年级 | 5年级 | 6年级 | 7年级 | 8年级 | 9年级 | ||||||||||||
| 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | 男 | 女 | ||||||
| 人数(n) | 2137 | 1819 | 2131 | 1847 | 2151 | 1828 | 2071 | 1789 | 1860 | 1810 | 1354 | 1337 | |||||
| 年龄(M/SD) | 10.41/0.86 | 11.43/0.83 | 12.48/0.84 | 13.50/0.77 | 14.44/0.69 | 15.21/0.51 | |||||||||||
| 注：4年级到9年级未报告性别的人数分别为47人、34人、29人、145人、332人、1292人，共计1879人。 | |||||||||||||||||
①“中国儿童青少年心理发育特征调查项目”是我国首个大型的、公益性的关于全国儿童青少年心理发育特点的大型研究项目，涵盖近10万6~15岁儿童青少年及其抚养人的数据，涉及认知能力、学业成就、社会适应、成长环境四个方面。该项目和数据库的具体信息参见http://www.cddata-china.org/main/index.aspx。
2.2 研究工具 2.2.1 公正世界信念量表采用Dalbert(1987, 1999)编制、中国儿童青少年心理发育特征调查项目组(董奇, 林崇德, 2011)修订的《儿童青少年公正世界信念量表》。本量表为学生自评量表，共13题，包括一般公正世界信念(6题)和个人公正世界信念(7题)两个维度。采用4点计分。每个维度均分越高，表明公正世界信念越强。量表总体和分量表的Cronbach α系数在0.69~0.84之间。
2.2.2 父母教养方式量表采用Robinson(1995)编制、中国儿童青少年心理发育特征调查项目组(董奇, 林崇德, 2011)修订的《父母教养方式量表》。本量表为学生自评量表，共34题，包括权威(16题)、独裁(12题)、纵容(6题)三个维度。采用5点计分。每个维度均分越高，表明学生体验到某类型的父母教养方式越强。量表总体和分量表的Cronbach α系数在0.71~0.91之间。
2.2.3 家庭社会经济地位家庭社会经济地位包括主观家庭社会经济地位与客观家庭社会经济地位(Kraus, Horberg, Goetz, & Keltner, 2011)。在基于全国代表性样本调查的前提下，相较于客观家庭社会经济地位，主观家庭社会经济地位更能够直接反映一个家庭在当地经济水平中相对位置的高低(Bradley & Corwyn, 2002)。因此，本研究将以主观家庭社会经济地位为指标，考察家庭社会经济地位对儿童青少年公正世界信念的影响。主观家庭社会经济地位用1道题目测量，父亲或母亲作答，为5点计分。具体题目为：“相较于当地基本情况，您认为您的家庭经济状况：1-很差，2-比较差，3-一般，4-比较好，5-很好”。
2.2.4 数据处理使用SPSS20.0进行统计分析。采用缺失值分析进行缺失值处理，Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003)，多元方差分析描述一般公正世界信念与个人公正世界信念的年级与性别特征，相关分析与回归分析探讨控制年级、性别后，家庭社会经济地位与父母教养方式对一般公正世界信念与个人公正世界信念的影响。
3 结果 3.1 缺失值处理与共同方法偏差检验缺失值分析结果表明除性别变量外，所有变量缺失数量均小于5%，采用线性插入法不会影响统计分析结果(Tabachnick & Fidell, 2006)。采用Harman单因素检验法对所有变量进行探索性因素分析，结果发现特征根大于1的因子共有5个，第一个因子解释14.84%的变异，小于40%的临界标准，表明本研究并不存在严重的共同方法偏差(Meade, Watson, & Kroustalis, 2007)。
3.2 儿童青少年公正世界信念的年级与性别差异采用6(年级)×2(性别)的多元方差分析(MANOVA)，探讨4~9年级儿童青少年一般公正世界信念与个人公正世界信念的年级与性别差异，其平均数与标准差如表 2所示。结果发现：年级的主效应显著(F一般公正世界信念(5，23735)=234.15，p＜0.001；F个人公正世界信念(5，23735)=111.27，p＜0.001)；性别的主效应显著(F一般公正世界信念(1，23735)=25.99，p＜0.001；F个人公正世界信念(1，23735)=4.01，p＜0.05)，女生的一般公正世界信念与个人公正世界信念均高于男生；年级与性别的交互作用不显著(F一般公正世界信念(5，23735)=0.93，p＞0.05；F个人公正世界信念(5，23735)=2.06，p＞0.05)。进一步对年级做事后检验，结果如表 3所示：对一般公正世界信念而言，除4年级与5年级差异不显著外(p＞0.05)，其它年级两两差异显著(ps＜0.001)，表明一般公正世界信念从6年级开始下降，以后不断下降；对个人公正世界信念而言，5年级与6年级、6年级与7年级、8年级与9年级两两差异显著(ps＜0.01)，表明个人公正世界信念在6年级、7年级、9年级时明显下降。此外，还发现我国儿童青少年的一般公正世界信念始终高于个人公正世界信念。
| 一般公正世界信念 | 个人公正世界信念 | ||
| 年级 | 性别 | M±SD | M±SD |
| 4年级 | 男生 | 3.29±0.45 | 3.05±0.52 |
| 女生 | 3.31±0.43 | 3.09±0.53 | |
| 5年级 | 男生 | 3.29±0.45 | 3.04±0.53 |
| 女生 | 3.31±0.43 | 3.06±0.54 | |
| 6年级 | 男生 | 3.22±0.48 | 3.00±0.53 |
| 女生 | 3.26±0.46 | 3.02±0.56 | |
| 7年级 | 男生 | 3.17±0.51 | 2.93±0.53 |
| 女生 | 3.18±0.51 | 2.90±0.56 | |
| 8年级 | 男生 | 3.08±0.55 | 2.88±0.53 |
| 女生 | 3.12±0.54 | 2.92±0.56 | |
| 9年级 | 男生 | 2.97±0.56 | 2.84±0.53 |
| 女生 | 3.02±0.55 | 2.84±0.54 |
 |
4年级 | 5年级 | 6年级 | 7年级 | 8年级 | 9年级 |
| 4年级 | 0.01 | 0.06*** | 0.13*** | 0.20*** | 0.31*** | |
| 5年级 | -0.02 | 0.05*** | 0.12*** | 0.20*** | 0.30*** | |
| 6年级 | -0.06** | -0.04** | 0.07*** | 0.14*** | 0.25*** | |
| 7年级 | -0.14*** | -0.13*** | -0.09*** | 0.07*** | 0.18*** | |
| 8年级 | -0.17*** | -0.15*** | -0.11*** | -0.02 | 0.10*** | |
| 9年级 | -0.22*** | -0.21*** | -0.17*** | -0.08*** | -0.06*** | |
| 注：① 表中的数值表示I-J的差值；② 表格内右上方表示一般公正世界信念年级的事后检验结果，左下方表示个人公正世界信念年级的事后检验结果；③*表示p＜0.05，**表示p＜0.01，***表示p＜0.001，下同。 | ||||||
对家庭社会经济地位、权威型教养方式、独裁型教养方式、纵容型教养方式、一般公正世界信念与个人公正世界信念各变量间做描述统计与相关分析，结果如表 4所示。家庭社会经济地位、权威型教养方式均与一般公正世界信念、个人公正世界信念呈显著正相关(r=0.03~0.40，ps＜0.001)，独裁型、纵容型教养方式均与一般公正世界信念、个人公正世界信念呈显著负相关(r=-0.21~-0.10，ps＜0.001)。
| M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | |
| 1家庭社会经济地位 | 2.89±0.72 | 1 | |||||
| 2权威型 | 3.18±0.51 | 0.09*** | 1 | ||||
| 3独裁型 | 2.96±0.54 | -0.05*** | -0.38*** | 1 | |||
| 4纵容型 | 3.29±0.83 | -0.05*** | -0.12*** | 0.28*** | 1 | ||
| 5一般公正世界信念 | 2.19±0.79 | 0.03*** | 0.29*** | -0.13*** | -0.11*** | 1 | |
| 6个人公正世界信念 | 1.68±0.63 | 0.07*** | 0.40*** | -0.21*** | -0.10*** | 0.59*** | 1 |
采用分层回归分析考察家庭社会经济地位、父母教养方式对一般公正世界信念与个人公正世界信念的影响。为避免多重共线性，首先将年级、性别、家庭社会经济地位与父母教养方式标准化，并生成父母教养方式与家庭社会经济地位的交互项。在SPSS中使用强迫进入法(Enter)分四层依次将各变量放入回归模型进行分析：第一层放入年级与性别控制变量，第二层放入家庭社会经济地位，第三层放入父母教养方式，第四层放入家庭社会经济地位与父母教养方式的交互项。
家庭社会经济地位、父母教养方式对一般公正世界信念的回归分析结果见表 5。当控制年级、性别后，家庭社会经济地位能够正向预测一般公正世界信念(β=0.03，p＜0.001)，解释0.1%的变异；当加入父母教养方式后，家庭社会经济地位对一般公正世界信念的预测作用不显著(β=-0.00，p＞0.05)，权威型教养方式能够正向预测一般公正世界信念(β=0.26，p＜0.001)，独裁型(β=-0.02，p＜0.01) 与纵容型(β=-0.09，p＜0.001) 教养方式能够负向预测一般公正世界信念，共解释8.3%的变异；权威型(β=0.01，p＜0.05)、纵容型(β=0.02，p＜0.01) 教养方式与家庭社会经济地位的交互作用对一般公正世界信念的影响显著。
| 预测变量 | 模型一(β) | 模型二(β) | 模型三(β) | 模型四(β) | |
| 第一层 | 年级 | -0.21*** | -0.21*** | -0.20*** | -0.20*** |
| 性别 | 0.03*** | 0.03*** | 0.03*** | 0.03*** | |
| 第二层 | 家庭社会经济地位 | 0.03*** | -0.00 | -0.00 | |
| 权威型 | 0.26*** | 0.26*** | |||
| 第三层 | 独裁型 | -0.02** | -0.02* | ||
| 纵容型 | -0.09*** | -0.09*** | |||
| 权威型*家庭社会经济地位 | 0.01* | ||||
| 第四层 | 独裁型*家庭社会经济地位 | -0.00 | |||
| 纵容型*家庭社会经济地位 | 0.02** | ||||
| F | 564.70*** | 381.84*** | 586.40*** | 392.46*** | |
| R2 | 0.045 | 0.046 | 0.129 | 0.130 | |
| ΔF | 564.70*** | 15.43*** | 754.61*** | 4.12** | |
| ΔR2 | 0.045 | 0.001 | 0.083 | 0.001 |
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| 图 1 儿童青少年公正世界信念的年级发展特点 |
进一步做简单斜率检验(Sinacore, 1993)，结果如图 2与图 3所示。权威型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的一般公正世界信念均有促进作用，且对高家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope=0.14，t=20.28，p＜0.001) 比对低家庭社会经济地位(simple slope=0.12，t=16.47，p＜0.001) 儿童青少年的促进作用更大；纵容型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的一般公正世界信念均有削弱作用，且对低家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope =-0.06，t=-8.91，p＜0.001) 比对高家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope =-0.03，t=-4.18，p＜0.001) 的削弱作用更大。
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| 图 2 家庭社会经济地位与权威型教养方式的交互作用对儿童青少年一般公正世界信念的影响 |
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| 图 3 家庭社会经济地位与纵容型教养方式的交互作用对儿童青少年一般公正世界信念的影响 |
家庭社会经济地位、父母教养方式对个人公正世界信念的回归分析结果见表 6。当控制年级、性别后，家庭社会经济地位能够正向预测个人公正世界信念(β=0.07，p＜0.001)，解释0.5%的变异；权威型教养方式能够正向预测个人公正世界信念(β=0.35，p＜0.001)、独裁型(β=-0.07，p＜0.001) 与纵容型教养方式(β=-0.05，p＜0.001) 能够负向预测个人公正世界信念，共解释15.6%的变异；权威型(β=0.02，p＜0.05)、独裁型(β=-0.01，p＜0.05) 教养方式与家庭社会经济地位的交互作用对个人公正世界信念的影响显著。
| 预测变量 | 模型一(β) | 模型二(β) | 模型三(β) | 模型四(β) | |
| 第一层 | 年级 | -0.15*** | -0.15*** | -0.13*** | -0.13*** |
| 性别 | 0.01* | 0.01* | 0.02** | 0.02** | |
| 第二层 | 家庭社会经济地位 | 0.07*** | 0.04*** | 0.04*** | |
| 权威型 | 0.35*** | 0.35*** | |||
| 第三层 | 独裁型 | -0.07*** | -0.07*** | ||
| 纵容型 | -0.05*** | -0.05*** | |||
| 权威型*家庭社会经济地位 | 0.02* | ||||
| 第四层 | 独裁型*家庭社会经济地位 | -0.01* | |||
| 纵容型*家庭社会经济地位 | 0.00 | ||||
| F | 268.05*** | 221.15*** | 888.31*** | 594.17*** | |
| R2 | 0.022 | 0.027 | 0.183 | 0.184 | |
| ΔF | 268.05*** | 124.55*** | 1513.23*** | 4.99** | |
| ΔR2 | 0.022 | 0.005 | 0.156 | 0.001 |
进一步做简单斜率检验(Sinacore, 1993)，结果如图 4与图 5所示。权威型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的个人公正世界信念均有促进作用，且对高家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope =0.21，t=29.07，p＜0.001) 比对低家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope=0.18，t=25.19，p＜0.001) 的促进作用更大；独裁型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的个人公正世界信念均有削弱作用，且对高家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope=-0.05，t=-7.33，p＜0.001) 比对低家庭社会经济地位儿童青少年(simple slope=-0.02，t=-3.41，p＜0.001) 削弱作用更大，但低家庭社会经济地位儿童青少年的个人公正世界信念整体水平仍然较低。
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| 图 4 家庭社会经济地位与权威型教养方式的交互作用对儿童青少年个人公正世界信念的影响 |
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| 图 5 家庭社会经济地位与独裁型教养方式的交互作用对儿童青少年个人公正世界信念的影响 |
我国10~15岁儿童青少年公正世界信念随年龄增长总体呈下降趋势，与西方研究结果一致(Oppenheimer, 2005, 2006)，但下降转折点有所不同。具体而言，我国10~15岁儿童青少年一般公正世界信念从6年级(12岁)开始持续下降，个人公正世界信念在6年级(12岁)、7年级(13岁)、9年级(15岁)时明显下降。随着认知水平的提高与自我意识的萌芽与发展，儿童青少年逐渐发现随机的、偶然的、不公平事件的发生，意识到世界本身并没有好坏公平之分，于是公正世界信念开始下降，且一般公正世界信念的下降趋势更明显(Dalbert, 2003; Oppenheimer, 2005, 2006; 刘长江等, 2008)。其中，个人公正世界信念在升学时期(6年级和9年级)有明显下降。这可能是由于处于升学时期的儿童青少年面临学习环境的巨大改变，可能会遭遇更多的不公平事件，例如遭受来自教师的不公平对待、同伴的拒绝等，对世界于自己是否公平产生了质疑(刘长江等, 2008)，导致个人公正世界信念在这一时期急剧下降。
我国10~15岁女生的一般公正世界信念与个人公正世界信念均高于男生，与刘长江等(2008)的结果一致，但与西方的研究结果并不一致。例如，在针对西方人的研究中，Furnham和Procter(1989)与Hunt(2000)的研究发现男生的公正世界信念更高，而O’Connor等(1996)与Oppenheimer(2006)结果则发现公正世界信念不存在性别差异。这可能是由于在中国社会环境中，当遭遇不公平事件或者挫折时，男生更倾向于自我解决，而女生更加人际依赖(Burleson, 2010)，更倾向于寻求来自师长、父母、朋友等的社会支持，而积极的社会支持能够帮助儿童青少年合理应对不公平事件，导致女生的公正世界信念更高。
我国10~15岁儿童青少年的一般公正世界信念高于个人公正世界信念，与刘长江等(2008)的结果一致，但与西方研究结果相反(Dalbert, 2003)。这种差异可能源于东西方文化差异(Oppenheimer, 2006)。西方个人主义强调自我，关注自己与他人的差异性以及坚持自我的重要性，而东方集体主义则强调自我与他人的相容，关注与他人的和谐相处以及为了国家的繁荣、集体的荣誉而努力奋斗的重要性(刘长江等, 2008)。这种观念使儿童青少年倾向于将自己所受到的不公平对待解释为“维护整个社会的和谐”，而不是质疑世界的公正性。
4.2 家庭社会经济地位对儿童青少年公正世界信念的影响儿童青少年的家庭社会经济地位能够正向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念。家庭社会经济地位越高的儿童青少年，拥有更多的资源，更容易实现自己的人生目标，更倾向于合理化自己的身份地位，也更倾向于将结果归因于自身(比如：特质、能力等)，从而认为这个世界是公平的(Umberson, 1993)。而低家庭社会经济地位儿童青少年从家庭中获得的发展资源较少，成长环境较差(Bradley & Corwyn, 2002; Conger & Donnellan, 2007)，加之与周围家庭社会经济地位较高的同伴做比较，可能确实会有明显的不公平体验，从而威胁公正世界信念。并且，相较于一般公正世界信念，家庭社会经济地位对个人公正世界信念的影响更大。这可能是因为儿童青少年主观感知到家庭社会经济地位直接反应了个体在社会阶层中所处的位置，与个人的生活经历联系更加紧密，因此对个人公正世界信念的影响更大。
4.3 父母教养方式对儿童青少年公正世界信念的影响权威型教养方式对一般公正世界信念与个人公正世界信念有积极影响，独裁型与纵容型教养方式对一般公正世界信念与个人公正世界信念有消极影响。权威型教养方式的温情支持、合理反馈为儿童青少年提供了一种良好的家庭氛围，且父母将儿童视为独立的个体平等公平对待(Dalbert & Radant, 2004)，从而提高公正世界信念。独裁型教养方式尽管按照高标准、高要求的规则教养孩子，但这种规则并不总是公平有效的，往往伴随着父母采取不讲理、言语侵犯、暴力和肉体惩罚的消极教养方式(Parke & Clarke-Stewart, 2011)，这种教养方式下的家庭公平氛围较差(Dalbert & Radant, 2004)，不利于公正世界信念的发展。纵容型教养方式的过分溺爱、过分忽视以及不一致的惩罚方式使儿童缺乏明确的规则意识(Shaffer & Kipp, 2013)，不能合理解释所遇到的不公平事件，不公平体验更强，导致公正世界信念水平降低。
我国权威型与独裁型教养方式对一般公正世界信念与个人公正世界信念均有影响，但西方的这两种教养方式仅对个人公正世界信念有影响(Dalbert & Radant, 2004; Sallay & Dalbert, 2004)。这可能是因为父母教养方式存在文化差异(Keller et al., 2004)。Yamada(2004)针对兼具集体主义与个人主义文化的64名日本母亲的访谈研究发现，她们倾向于采用合理控制的教养方式管教儿童传统习俗、道德、安全等方面的问题，而让儿童自主决定其游戏、玩伴、服装等私人领域问题。而我国父母对儿童的交友、活动场所也会限制，不仅影响儿童对自我的感知，而且影响儿童对外部世界的认识与判断。此外，我国集体主义文化下儿童青少年一般公正世界信念与个人公正世界信念分化程度可能较西方低，并不像西方群体一样是两个独立且非互补的信念系统(Dalbert, 2003; Dalbert & Umlauft, 2009; Kals & Maes, 2012)，甚至有可能个人公正世界信念从属于一般公正世界信念。因此，父母教养方式对我国儿童青少年的两种公正世界信念均有影响。
4.4 父母教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念的影响本研究发现权威型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念均有促进作用，独裁型与纵容型教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念均有削弱作用，且存在程度差异。
首先，权威型教养方式对高家庭社会经济地位比对低家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念的促进作用更大。这可能是因为权威型教养方式能够使儿童青少年获得更多的发展资本，比如陪伴时长、沟通理解、父母支持等，并且拥有良好的家庭公平氛围，从而提高公正世界信念(Conger & Donnellan, 2007; 乔娜, 张景焕, 刘桂荣, 林崇德, 2013)，而较高的家庭社会经济地位能够为个体提供更多的资源且家庭公平氛围往往较好，进一步加强了这种积极作用，而较低的家庭社会经济地位由于父母的精力主要集中在满足家庭基本生活需求方面，不能为个体提供较多的物质支持与情感支持，且家庭氛围往往较差，从而减弱了这种积极作用，使得高家庭社会经济地位比低家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念更高。
其次，独裁型与纵容型教养方式对低家庭社会经济地位比对高家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念的削弱作用更大。独裁型与纵容型教养方式对儿童青少年发展的投资资本较少(Conger & Donnellan, 2007; 乔娜等, 2013)，并且采用过度惩罚、绝对控制、纵容溺爱等方式教养孩子(Baumrind, 1967; Papalia et al., 2013; Parke & Clarke-Stewart, 2011)，将原本处于物质支持与家庭公平氛围均匮乏的低家庭社会经济地位的儿童青少年置于更加不利的处境，极大程度的威胁公正世界信念的发展，而高家庭社会经济地位的儿童青少年由于能够获得较多的物质支持，利用各种资源，实现自己的人生目标，加之父母为其提供了良好的家庭公平氛围，且原有的公正世界信念水平较高(Umberson, 1993)，因此，并没有受到特别严重的威胁。
综上所述，不同类型的父母教养方式对不同家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念有不同的影响。低家庭社会经济地位儿童青少年的公正世界信念面临“多重危机”：本身已经处于低家庭社会经济地位环境中；权威型教养方式对公正世界信念的促进作用较低；独裁型与纵容型教养方式对公正世界信念的削弱作用反而更严重。而对高家庭会经济地位儿童青少年而言，仅独裁型与纵容型教养方式会威胁公正世界信念的发展。因此，在教育实践中，鼓励父母多采用民主沟通、温情支持、合理控制、有效指导等积极的教养方式，尽量不要采用专制、命令、惩罚、不理睬、纵容等消极的教养方式，将儿童视为独立的个体，尊重赏识儿童的观点与社会行为，让儿童感知到自己是被尊重的、被公平对待的，从而塑造儿童青少年良好的公正世界信念。
4.5 研究不足与展望本研究同时探讨了家庭社会经济地位与父母教养方式对儿童青少年公正世界信念的影响，具有一定的理论意义与实践意义，但仍有一些不足之处。首先，没有控制其它家庭变量对公正世界信念的影响，如父母的公正世界信念、家庭公平氛围、儿童青少年本身经历的生活事件的不公平程度与频率等，这导致有可能会高估家庭社会经济地位与父母教养方式对儿童青少年公正世界信念的影响。因此，在后续研究中有必要控制这些影响因素，进一步探究。其次，本研究所使用的数据来自大型调查项目，为横断研究数据，能够为研究中所涉及的家庭社会经济地位与父母教养方式如何影响一般公正世界信念与个人公正世界信念提供现象、影响趋势的客观描述，但并不能对变量之间的关系做因果推论。因此，在今后的研究中，应当通过设计更能够揭示因果关系的研究，采用追踪研究以及严密的实验设计方法，对公正世界信念的影响因素与影响机制进行更为深入细致的探究。最后，有研究者曾指出，随着个体的成长，相较于家庭影响因素，个体的认知发展、个人经历以及学校环境中的校园氛围、师生关系、同伴关系等其它因素对一般公正世界信念比对个人公正世界信念的影响会更大(Dalbert & Sallay, 2004)。因此，后续研究中有必要探讨一般公正世界信念与个人公正世界信念的影响因素是否完全相同以及相同的影响因素其影响程度与影响机制是否相同。
5 结论(1) 家庭社会经济地位能够正向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念；
(2) 权威型教养方式能够正向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念，独裁型与纵容型教养方式能够负向预测一般公正世界信念与个人公正世界信念；
(3) 家庭社会经济地位与父母教养方式的交互作用对公正世界信念的影响显著，其中，权威型教养方式对高家庭社会经济地位比对低家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念的促进作用更大，独裁型与纵容型教养方式对低家庭社会经济地位比对高家庭社会经济地位儿童青少年公正世界信念的削弱作用更大。
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