摘 要 激發(fā)脫貧人口的內(nèi)生動力對于鞏固脫貧攻堅(jiān)成果和促進(jìn)共同富裕至關(guān)重要。為了考察脫貧家庭青少年社會流動信念這一內(nèi)生動力與親社會行為的縱向發(fā)展關(guān)系， 以及城鄉(xiāng)差異的調(diào)節(jié)作用， 本研究對847名脫貧家庭青少年（平均年齡11.38 ± 2.30歲， 女生57%）進(jìn)行了為期2年共3次的追蹤調(diào)查。結(jié)果顯示：（1）脫貧家庭青少年社會流動信念呈上升趨勢， 而親社會行為則呈下降趨勢。（2）社會流動信念的初始水平能顯著正向預(yù)測親社會行為初始水平， 并負(fù)向預(yù)測其下降速度， 而社會流動信念的上升趨勢能顯著減緩親社會行為的下降速度。（3）城鄉(xiāng)差異調(diào)節(jié)了社會流動信念與親社會行為的縱向發(fā)展關(guān)系。與城市脫貧家庭青少年相比， 農(nóng)村脫貧家庭青少年的社會流動信念初始水平越高， 其親社會行為初始水平也越高， 下降速度越慢; 此外， 農(nóng)村脫貧家庭青少年社會流動信念的增長速度越快， 其親社會行為的下降速度減緩越明顯。結(jié)果提示， 我國的脫貧政策不僅增強(qiáng)了脫貧家庭青少年對社會流動的主觀預(yù)期和信心， 而且還有效遏制了農(nóng)村脫貧家庭青少年親社會行為的降低。

關(guān)鍵詞 脫貧家庭青少年， 社會流動信念， 親社會行為， 城鄉(xiāng)差異， 縱向發(fā)展關(guān)系

分類號 B844， C91

1 引言

2020年， 中國進(jìn)入了鞏固和拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略有效銜接的關(guān)鍵階段。在此新發(fā)展階段， 提升脫貧人口的自我發(fā)展能力顯得尤為重要。社會流動信念是推動脫貧家庭青少年自我發(fā)展的核心內(nèi)生動力， 更是其應(yīng)對逆境與積極發(fā)展的關(guān)鍵保護(hù)因素（張鳳， 黃四林， 2022）。然而， 學(xué)術(shù)界對脫貧家庭青少年社會流動信念的發(fā)展特征及其如何影響其社會性發(fā)展的研究仍顯不足。Browman等（2019）融合社會學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)等多個(gè)學(xué)科領(lǐng)域的相關(guān)理論， 構(gòu)建了一個(gè)整合的理論框架（Unified theoretical framework）， 認(rèn)為社會流動信念是經(jīng)濟(jì)不平等影響底層青少年健康和行為的關(guān)鍵機(jī)制。同時(shí)， 由于我國長期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)， 導(dǎo)致青少年在城鄉(xiāng)不同社會環(huán)境中的社會流動預(yù)期和社會性發(fā)展存在顯著差異（聶衍剛 等， 2008; 朱镕君， 2021）。由此， 本研究擬探討脫貧家庭青少年社會流動信念的動態(tài)變化及其對親社會行為發(fā)展軌跡的影響， 并同時(shí)考察城鄉(xiāng)差異的調(diào)節(jié)作用， 以期為制定和實(shí)施促進(jìn)脫貧家庭青少年內(nèi)生動力發(fā)展的相關(guān)政策提供實(shí)證依據(jù)。

1.1 脫貧家庭青少年社會流動信念的變化趨勢

社會流動信念（social mobility belief， SMB）是指個(gè)體對未來所能取得社會經(jīng)濟(jì)地位的主觀判斷和預(yù)期（Kraus & Tan， 2015; 張躍 等， 2019）， 反映了脫貧家庭青少年對自己未來社會經(jīng)濟(jì)地位改善的期望和信心， 也是衡量他們內(nèi)生動力的重要指標(biāo)（傅安國 等， 2020; 張鳳， 黃四林， 2022）。隨著青少年對社會經(jīng)濟(jì)不平等問題認(rèn)識的逐漸加深， 經(jīng)濟(jì)逆境可能會對其社會流動信念產(chǎn)生消極影響（Laurin & Engstrom， 2020; Wray‐Lake et al.， 2023）。貧困文化理論（Cultural Poverty Theory， CPT）指出， 低家庭經(jīng)濟(jì)地位青少年不僅是面臨資源和機(jī)會的缺乏， 這種有形的物質(zhì)差距也會進(jìn)一步影響他們的世界觀和抱負(fù)， 導(dǎo)致他們“在心理上還沒有準(zhǔn)備好如何利用機(jī)會來改善他們的未來” （Lewis， 1969）。經(jīng)濟(jì)絕望模型（Economic Despair Model， EDM）則認(rèn)為， 社會經(jīng)濟(jì)不平等會導(dǎo)致底層青少年主觀上認(rèn)為自己未來成功的可能性較低， 這種認(rèn)知會抑制他們社會流動信念的發(fā)展（Kearney & Levine， 2016）， 從而導(dǎo)致“讀書無用”和“讀書無望”等悲觀教育心態(tài)在農(nóng)村低收入家庭青少年群體中普遍存在（陳先哲， 全俊亙， 2020; Wen & Witteveen， 2021）。Browman等（2019）基于跨學(xué)科理論的融合， 構(gòu)建了整合的理論框架。該理論框架認(rèn)為低社會階層青少年的社會流動信念形成是一個(gè)動態(tài)發(fā)展過程， 并受到了貧困文化、社會結(jié)構(gòu)以及個(gè)體心理和行為等多方面因素的共同作用。經(jīng)濟(jì)不平等會削弱低社會階層青少年追求社會經(jīng)濟(jì)成功的信念和動力， 從而影響他們對未來的期望和信心（Browman et al.， 2019）。

在從精準(zhǔn)扶貧向脫貧攻堅(jiān)轉(zhuǎn)型的過程中， 國家政策持續(xù)強(qiáng)調(diào)激發(fā)貧困人口的內(nèi)生動力。特別是在兒童和青少年領(lǐng)域， 政策將教育視為精準(zhǔn)脫貧的關(guān)鍵路徑， 致力于推動貧困地區(qū)義務(wù)教育的優(yōu)質(zhì)均衡發(fā)展， 確保貧困學(xué)生能夠通過教育改變命運(yùn)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)社會流動（何齊宗， 曾浩， 2023）。這些政策的實(shí)施旨在減少脫貧家庭青少年面臨的社會流動障礙， 增強(qiáng)他們對社會的公平公正感， 并激發(fā)他們通過教育努力提升自身社會經(jīng)濟(jì)地位的信念（張雯聞， 方征， 2021）。根據(jù)中國社會心態(tài)調(diào)查（Chinese Social Mentality Survey， CSMS）和中國勞動力動態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey， CLDS）的數(shù)據(jù)， 青少年的社會流動信念水平普遍較高， 且在5年的追蹤調(diào)查期間呈現(xiàn)上升趨勢（譚旭運(yùn)， 呂邈， 2023; 吳煒， 2016）。在共同富裕背景下， 對脫貧家庭青少年的社會流動信念進(jìn)行持續(xù)的追蹤評估顯得尤為關(guān)鍵。然而， 以往研究對于這一群體社會流動信念發(fā)展軌跡的關(guān)注仍然不足。由此， 本研究提出假設(shè)H1：在國家宏觀的教育扶貧政策支持下， 脫貧家庭青少年社會流動信念發(fā)展可能呈上升趨勢。

1.2 脫貧家庭青少年社會流動信念變化趨勢對親社會行為發(fā)展軌跡的影響

關(guān)于經(jīng)濟(jì)劣勢如何影響青少年親社會行為發(fā)展的問題上， 目前學(xué)界存在兩種截然不同的觀點(diǎn)。一些研究表明， 經(jīng)濟(jì)劣勢可能使底層青少年感受到相對剝奪， 從而引發(fā)憤怒和敵意情緒， 導(dǎo)致其攻擊行為的增加和親社會行為的減少（Callan et al.， 2017; Smith & Pettigrew， 2014）。相關(guān)的縱向研究也支持了這一觀點(diǎn)， 發(fā)現(xiàn)貧困家庭青少年早期的親社會行為發(fā)展呈下降趨勢（Bevilacqua et al.， 2021; 趙纖 等， 2023）。然而， 另一些研究者基于互惠利他主義理論（Evolution of Reciprocal Altruism Model， ERAM）提出， 經(jīng)濟(jì)壓力可能激發(fā)低社會階層個(gè)體的互助與合作等親社會行為， 以增強(qiáng)其生存和適應(yīng)能力（Motsenok et al.， 2022; Piff et al.， 2010; Trivers， 1971）。實(shí)證研究也表明， 經(jīng)濟(jì)壓力能正向預(yù)測青少年的利他主義和匿名親社會行為（Davis et al.， 2018）。這些看似矛盾的觀點(diǎn)可能反映了經(jīng)濟(jì)劣勢對青少年親社會行為影響的復(fù)雜性， 需要進(jìn)一步研究以揭示其內(nèi)在機(jī)制。

經(jīng)濟(jì)劣勢對底層青少年親社會行為發(fā)展軌跡的影響存在不一致的預(yù)測和解釋， 可能是因?yàn)楹鲆暳饲嗌倌晟鐣J(rèn)知發(fā)展對其親社會行為的動態(tài)影響（Tan et al.， 2021）。社會認(rèn)同理論中的社會流動性假說（Social Mobility Hypothesis， SMH）認(rèn)為， 當(dāng)?shù)碗A層者感到社會上升渠道受限時(shí)， 可能會產(chǎn)生社會認(rèn)同威脅， 從而引發(fā)反社會行為（Aquino & Douglas， 2003）。相反， 如果個(gè)體相信能夠?qū)崿F(xiàn)預(yù)期的社會流動， 將形成積極的社會認(rèn)同， 進(jìn)而促進(jìn)其親社會行為（Tajfel & Turner， 1979）。實(shí)證研究也表明， 高水平的社會流動信念可以減輕底層青少年的相對剝奪感及敵意情緒， 正向預(yù)測其親社會行為（Rao et al.， 2022; Sagioglou et al.， 2019）。然而， 較低的社會流動信念則可能導(dǎo)致底層青少年對經(jīng)濟(jì)不平等產(chǎn)生更多負(fù)面情緒和消極社會態(tài)度， 從而降低其親社會行為水平（Daenekindt， 2017）。此外， 有研究發(fā)現(xiàn)， 社會流動信念能夠通過正向預(yù)測系統(tǒng)公正信念， 進(jìn)而促進(jìn)幸福感、卻降低了親社會行為（Park et al.， 2024）。盡管如此， 西方的研究結(jié)果不一定適合我國青少年群體?？紤]到脫貧家庭青少年處境的改善可能影響到他們的社會流動信念， 而這些信念的變化又可能進(jìn)一步塑造他們的親社會行為發(fā)展。由此， 本研究擬對脫貧家庭青少年社會流動信念與親社會行為發(fā)展的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行考察， 并提出假設(shè)H2：脫貧家庭青少年社會流動信念的動態(tài)變化能預(yù)測其親社會行為的發(fā)展。這一假設(shè)的驗(yàn)證將有助于更好地理解社會流動信念在促進(jìn)青少年社會心態(tài)和行為發(fā)展中的作用。

1.3 城鄉(xiāng)差異的調(diào)節(jié)作用

我國長期的城鄉(xiāng)二元體制導(dǎo)致城鄉(xiāng)之間在經(jīng)濟(jì)資本、社會資本和文化資本等方面存在顯著差異（楊曉霞， 2012）， 這種差異也深刻影響了青少年對社會流動的預(yù)期（朱镕君， 2021）。與城市青少年相比， 農(nóng)村青少年獲得向上流動的機(jī)會更不平等， 這可能會對他們的親社會行為產(chǎn)生負(fù)面影響（胡霞， 李文杰， 2022; Lin et al.， 2024）。資源分配框架理論（Framework for Distributions of Resources， FDR）認(rèn)為， 經(jīng)濟(jì)不平等增加了個(gè)體間的社會距離， 加劇了競爭感和個(gè)人利益的追求（Pickett & Wilkinson， 2015; Sánchez‐Rodríguez et al.， 2019）， 這可能導(dǎo)致農(nóng)村家庭青少年在社會適應(yīng)上與城市青少年存在顯著差異（聶衍剛 等， 2008）。

我國脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)不僅幫助農(nóng)村貧困群體成功擺脫了絕對貧困（汪三貴， 周詩凱， 2023）， 家庭收入水平的顯著改善也有助于減緩脫貧家庭青少年對社會經(jīng)濟(jì)不平等的感知， 并可能激發(fā)他們向上流動的內(nèi)生動力（廖青， 2023; Zhou et al.， 2023）。根據(jù)社會認(rèn)同理論（Social Identity Theory， SIT）， 當(dāng)較低社會階層的群體認(rèn)為社會階層之間的界限可以被跨越時(shí)， 他們將更積極地追求社會流動， 并通過增加親社會行為來促進(jìn)社會認(rèn)同（Tajfel & Turner， 1979）。反之， 如果他們認(rèn)為這些界限是固定的， 則可能引發(fā)對抗和不良的競爭行為（王沛， 劉峰， 2007）。此外， 農(nóng)村地區(qū)的易地扶貧搬遷政策和教育機(jī)會的增加， 為農(nóng)村青少年提供了打破城鄉(xiāng)壁壘的機(jī)會， 研究發(fā)現(xiàn)這一脫貧措施對青少年發(fā)展具有積極意義（曹謙， 2018; 楊智 等， 2021）。此做法與美國政府實(shí)施的貧困人口幫扶項(xiàng)目“Moving to Opportunity” （MTO）類似， 該項(xiàng)目已證實(shí)貧困社區(qū)青少年搬遷到經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的社區(qū)生活后， 對其學(xué)業(yè)和適應(yīng)行為產(chǎn)生了積極影響（Ludwig et al.， 2001）。基于此， 本研究提出假設(shè)H3：城鄉(xiāng)差異可能在脫貧家庭青少年社會流動信念與親社會行為的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用， 這有助于更深入地理解社會流動信念與城鄉(xiāng)背景如何共同塑造脫貧家庭青少年的親社會行為發(fā)展。

綜上， 本研究基于Browman等（2019）構(gòu)建的整合理論框架， 從動態(tài)發(fā)展視角， 考察脫貧家庭經(jīng)濟(jì)狀況的改善， 能否促進(jìn)青少年的社會流動信念， 并影響其親社會行為的發(fā)展。在此基礎(chǔ)上， 進(jìn)一步評估城鄉(xiāng)差異在此動態(tài)關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 研究方法

2.1 被試與程序

本研究在湖南省10所農(nóng)村中學(xué)和8所城市中學(xué)選取脫貧家庭青少年作為追蹤研究對象。以國家扶貧標(biāo)準(zhǔn)為依據(jù)， 要求被試曾經(jīng)是享受城市居民最低生活保障家庭的學(xué)生[1]或建檔立卡農(nóng)村貧困戶家庭的學(xué)生[2]， 并均于2020年達(dá)到貧困戶脫貧標(biāo)準(zhǔn)的城市和農(nóng)村脫貧家庭青少年[3]。調(diào)查實(shí)施均獲得學(xué)校、學(xué)生及其家長的知情同意， 由統(tǒng)一培訓(xùn)的心理學(xué)教師和研究生擔(dān)任主試。依據(jù)縱向數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)模型對數(shù)據(jù)采集時(shí)間間隔要求為至少6個(gè)月的建議（Collins， 2006）。本研究首次調(diào)查時(shí)間為2021年5月， 追蹤研究歷時(shí)兩年， 每7個(gè)月一次施測， 共進(jìn)行了三次追蹤測量。第一次發(fā)放問卷847份， 平均年齡為11.38 ± 2.30 （M ± SD）歲， 其中男生366人（43%）， 女生481人（57%）。其后兩次測試由于學(xué)生轉(zhuǎn)學(xué)、畢業(yè)等原因共流失80人， T2、T3分別流失49人、31人。最后有效問卷為767份， 平均年齡為13.34 ± 1.35 （M ± SD）歲， 男生318人（42%）， 女生449人（58%）， 城市脫貧家庭青少年369人（48%）， 農(nóng)村脫貧家庭青少年398人（52%）。

卡方及t檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 第一次參與測試的被試與流失的被試， 在城鄉(xiāng)（χ2 （1） = 2.62， p = 0.12）、性別（χ2 （1） = 3.18， p = 0.89）、年齡（t （766） = 0.34， p = 0.20）、親社會行為（t （766）= 0.28， p = 0.19）及社會流動信念（t （766） = 0.87， p = 0.80）上均不存在顯著差異， 表明被試不存在結(jié)構(gòu)化流失。

2.2 工具

2.2.1 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)調(diào)查

人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)通過自編問卷進(jìn)行收集， 包括性別、年齡、戶籍所在地等。值得注意的是， 城鄉(xiāng)差異變量不僅包括城市或農(nóng)村的客觀指標(biāo)， 還涵蓋了被試的貧困性質(zhì)。因此， 本研究需要基于戶籍所在地和是否曾為貧困戶這兩個(gè)信息構(gòu)建變量。具體方法是， 首先剔除曾不是貧困戶的普通家庭樣本， 然后根據(jù)學(xué)生提供的人口學(xué)資料， 篩選出城市脫貧家庭青少年和農(nóng)村脫貧家庭青少年被試。接著， 結(jié)合學(xué)生提供的戶籍所在地信息（農(nóng)村戶口/城市戶口）， 對農(nóng)村貧困建檔立卡家庭且農(nóng)村戶口的被試編碼為“1”， 對城市居民最低生活保障家庭且為城市戶口的被試編碼為“0”， 從而構(gòu)建城鄉(xiāng)差異變量。

2.2.2 社會流動信念量表

采用Browman等（2017）等編制的社會流動信念問卷（Socioeconomic Mobility Belief Scale， SMBS）。量表共4個(gè)項(xiàng)目， 如“不管你是誰， 你都可以顯著地提升自己的社會地位”。采用1～7點(diǎn)計(jì)分（1表示“完全不贊同”， 7表示“完全贊同”）， 計(jì)算項(xiàng)目均分， 得分越高表明社會流動信念越強(qiáng)。本研究中T1（第一次測量）到T3（第三次測量）社會流動信念量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.85、0.80、0.81。驗(yàn)證性因素分析表明問卷結(jié)構(gòu)效度良好（T1： χ2/df = 1.48， CFI = 0.99， TLI = 0.99， SRMR = 0.001， RMSEA = 0.08; T2： χ2/df = 1.18， CFI = 0.97， TLI = 0.91， SRMR = 0.004， RMSEA = 0.03; T3： χ2/df = 0.48， CFI = 0.99， TLI = 0.98， SRMR = 0.001， RMSEA = 0.02）。

2.2.3 親社會行為量表

采用Goodman等（1998）編制的長處與困難問卷自評版（Strengths and Difficulties Questionnaire， SDQ）中的親社會行為分量表， 中文版由杜亞松等修訂（杜亞松 等， 2006）。量表共5個(gè)項(xiàng)目， 如“我常與他人分享東西（食物、玩具、筆）”。采用李克特3點(diǎn)計(jì)分（0表示“不符合”， 2表示“非常符合”）， 計(jì)算項(xiàng)目均分， 得分越高表明親社會行為傾向越強(qiáng)。本研究中T1（第一次測量）到T3（第三次測量）親社會行為量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.83、0.89、0.81。驗(yàn)證性因素分析表明問卷結(jié)構(gòu)效度良好（T1： χ2/df = 1.15， CFI = 0.99， TLI = 0.99， SRMR = 0.001， RMSEA = 0.001; T2： χ2/df = 1.09， CFI = 0.99， TLI = 0.99， SRMR = 0.001， RMSEA = 0.001; T3： χ2/df = 1.07， CFI = 0.99， TLI = 0.99， SRMR = 0.001， RMSEA = 0.001）。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析方法

使用SPSS 26.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入、整理數(shù)據(jù)， 并進(jìn)行相關(guān)分析和Harman單因素檢驗(yàn)， 使用Mplus 8.3分三個(gè)步驟進(jìn)行分析。第一步構(gòu)建潛變量增長模型（Latent Growth Models， LGM）分別考察親社會行為、社會流動信念的發(fā)展趨勢。潛變量增長模型在描述變量發(fā)展軌跡時(shí)能得到截距（Intercept）和斜率（Slope）， 其中截距代表了變量發(fā)展的初始水平， 所有因子載荷固定為1; 斜率表示變量的發(fā)展速度。根據(jù)潛變量增長模型的使用要求， 考慮擬合線性發(fā)展軌跡， 斜率的因子載荷分別固定為0、1、2 （Bollen & Curran， 2006）。采用全信息最大似然法處理缺失值。

第二步使用社會流動信念和親社會行為的3次數(shù)據(jù)建立平行潛變量增長模型（Parallel Latent Growth Model， PLGM）， 脫貧家庭青少年社會流動信念動態(tài)變化對親社會行為發(fā)展的直接預(yù)測作用。

第三步采用Bayesian法和潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法相結(jié)合構(gòu)建潛變量增長調(diào)節(jié)模型（the latent growth interaction models for the rate of change）， 以考察城鄉(xiāng)差異在社會流動信念變化趨勢對親社會行為發(fā)展軌跡預(yù)測作用中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)Wen等（2014）建議， 用乘積指標(biāo)構(gòu)建了調(diào)節(jié)項(xiàng)的初始水平， 用差積指標(biāo)構(gòu)建了調(diào)節(jié)項(xiàng)的變化率。本研究中， 自變量社會流動信念（SMB）、因變量親社會行為（PB）都隨時(shí)間變化（縱向數(shù)據(jù)）， 調(diào)節(jié)變量城鄉(xiāng)差異（W）不隨時(shí)間變化。具體地， 自變量的潛變量線性增長模型可以表示為：

T1SMB =αSMB +d1 （1a）

T2SMB =αSMB +SSMB +d2 （1b）

T3SMB =αSMB +2SSMB +d3 （1c）

調(diào)節(jié)變量城鄉(xiāng)差異（W）不隨時(shí)間變化， 調(diào)節(jié)變量的方程可表示為：

W = W + d4 （2）

采用乘積指標(biāo)構(gòu)建了調(diào)節(jié)項(xiàng)的初始水平， 將方程（1a）與方程（2）相乘可得W對αSMB對αPB關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 可表示為方程（3）。調(diào)節(jié)項(xiàng)的初始水平為自變量社會流動信念截距與調(diào)節(jié)變量城鄉(xiāng)的乘積項(xiàng)αSMBW， T1SMB × W是αSMBW的指標(biāo)。

T1SMB W = αSMB W + Wd1 + αSMB d4 + d1d4 （3）

接下來， 采用差積指標(biāo)構(gòu)建了調(diào)節(jié)項(xiàng)的變化率， 將方程（1b）減去（1a）、方程（1c）減去（1b）， 可分別表示為方程（5）。

（0sC6EEf7dUbIF9yIRBFShg==T2SMB?T1SMB） W = SSMB W +

SSMB d4 + W （d2?d1） + （d2?d1） d4 （4）

（T3SMB?T2SMB） W = SSMB W + SSMB d4 +

W （d3?d2） + （d3?d2） d4 （5）

調(diào)節(jié)項(xiàng)的變化率為自變量社會流動信念斜率與調(diào)節(jié)變量城鄉(xiāng)的乘積項(xiàng)SSMB W， （T2SMB－T1SMB） × W和（T3SMB－T2SMB） × W是SSMB W的指標(biāo)。

2.4 共同方法偏差

本研究中， 親社會行為、社會流動信念均由青少年本人評估， 可能存在共同方法偏差。因此， 對青少年評價(jià)的變量進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)。將親社會行為、社會流動信念的所有項(xiàng)目納入探索性因子分析， 第一個(gè)因子的方差解釋率為21.30%， 小于臨界值40%， 表明本研究數(shù)據(jù)不存在共同方法偏差。

3 結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示。從T1（第一次測量）到T3（第三次測量）， 城鄉(xiāng)與三次測量的社會流動信念呈顯著正相關(guān)。T1、T2親社會行為與T1-T3社會流動信念呈顯著正相關(guān); T3親社會行為與T1、T3社會流動信念呈顯著正相關(guān)， 表明脫貧家庭青少年社會流動信念越強(qiáng)， 其親社會行為水平越高。

3.2 脫貧家庭青少年社會流動信念、親社會行為的發(fā)展軌跡

為探究脫貧家庭青少年社會流動信念、親社會行為的發(fā)展軌跡， 將性別作為控制變量， 使用無條件潛變量增長模型依次對社會流動信念、親社會行為的追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合。模型的擬合指數(shù)及截距和斜率均值如表2所示。結(jié)果顯示， 社會流動信念模型及親社會行為模型均擬合良好。社會流動信念的斜率均值為正（S = 0.06， p = 0.004）， 表明脫貧家庭青少年社會流動信念發(fā)展呈線性遞增趨勢（圖1）; 親社會行為的斜率均值為負(fù)（S = ?0.04， p < 0.001），

表明脫貧家庭青少年親社會行為的發(fā)展呈線性遞減趨勢（圖2）。此外， 社會流動信念的截距和斜率相關(guān)為正， 說明初始水平越高， 增長速度越快。

3.3 脫貧家庭青少年社會流動信念動態(tài)變化對親社會行為發(fā)展的直接預(yù)測作用

為考察脫貧家庭青少年社會流動信念動態(tài)變化對親社會行為發(fā)展的直接預(yù)測作用。將社會流動信念截距與斜率作為自變量， 親社會行為截距與斜率作為因變量， 城鄉(xiāng)、性別作為控制變量， 進(jìn)一步構(gòu)建平行潛變量增長模型。社會流動信念的變化趨勢不能影響親社會行為的初始水平， 因此僅考察社會流動信念截距對親社會行為截距和斜率的影響、社會流動信念斜率對親社會行為斜率的影響（圖3）。模型基于馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法（MCMC）進(jìn)行模型收斂檢驗(yàn)， 第300次迭代時(shí)PSR = 1.015 （Potential Scale Reduction， PSR小于嚴(yán)格標(biāo)準(zhǔn)1.025）， 表明模型滿足收斂標(biāo)準(zhǔn)（Depaoli & Boyajian， 2014）。社會流動信念截距能夠顯著正向預(yù)測親社會行為截距（β = 0.38， p < 0.001）， 表明社會流動信念初始水平越高， 親社會行為的初始水平越高。社會流動信念截距能夠（趨近）顯著負(fù)向預(yù)測親社會行為斜率（β = ?0.12， p = 0.069）， 表明社會流動信念的初始水平越高， 親社會行為的下降速度越慢。社會流動信念斜率能夠顯著負(fù)向預(yù)測親社會行為斜率（β = ?0.43， p= 0.020）， 表明社會流動信念的增長速度越快， 親社會行為的下降速度越慢（表3）。

3.4 城鄉(xiāng)差異在脫貧家庭青少年社會流動信念對親社會行為發(fā)展軌跡中的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為進(jìn)一步探究城鄉(xiāng)差異在社會流動信念變化趨勢對親社會行為發(fā)展軌跡預(yù)測中的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 性別作為控制變量。根據(jù)Wen等（2014）建議使用潛調(diào)節(jié)結(jié)構(gòu)方程法構(gòu)建了調(diào)節(jié)項(xiàng)的潛變量增長模型（圖4）。模型基于馬爾科夫鏈蒙特卡羅方法（MCMC）進(jìn)行模型收斂檢驗(yàn)， 第700次迭代時(shí)PSR = 1.022 （Potential Scale Reduction， PSR小于嚴(yán)格標(biāo)準(zhǔn)1.025）， 表明模型滿足收斂標(biāo)準(zhǔn)。城鄉(xiāng)差異能夠負(fù)向預(yù)測親社會行為截距（β = ?0.88， p < 0.001）， 但對親社會行為斜率的預(yù)測作用不顯著。社會流動信念截距與城鄉(xiāng)的調(diào)節(jié)項(xiàng)正向預(yù)測親社會行為的截距（β = 0.31， p< 0.001）， 表明農(nóng)村脫貧家庭青少年隨著社會流動信念的初始水平越高， 親社會行為的初始水平越高。社會流動信念斜率與城鄉(xiāng)的調(diào)節(jié)項(xiàng)正向預(yù)測親社會行為的斜率（β = 0.48， p < 0.001）， 表明農(nóng)村脫貧家庭青少年隨著社會流動信念的上升速度越快， 對減緩親社會行為下降速度的預(yù)測作用越強(qiáng)（表4）。

4 討論

我國正處于深化脫貧攻堅(jiān)成果與推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)鍵轉(zhuǎn)型時(shí)期， 提升脫貧群眾的內(nèi)生發(fā)展動力是當(dāng)前的重點(diǎn)任務(wù)之一。在此背景下， 考察脫貧家庭青少年的社會流動信念這一內(nèi)生動力， 以及社會流動信念如何隨著家庭脫貧后的時(shí)間推移而發(fā)展， 對理解其社會性發(fā)展的影響至關(guān)重要。本研究考察了脫貧家庭青少年社會流動信念變化趨勢對親社會行為發(fā)展軌跡的預(yù)測作用， 并探討了城鄉(xiāng)差異在此關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)果表明， 對農(nóng)村脫貧家庭的青少年而言， 社會流動信念的增長趨勢在減緩其親社會行為下降速度方面發(fā)揮了顯著的保護(hù)作用。

4.1 脫貧家庭青少年社會流動信念的發(fā)展軌跡

本研究經(jīng)過為期兩年的追蹤， 發(fā)現(xiàn)脫貧家庭青少年的社會流動信念呈顯著的上升趨勢。這可能與中國扶貧實(shí)踐的轉(zhuǎn)型密切相關(guān)， 即從傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)援助轉(zhuǎn)向注重培養(yǎng)受助者自我發(fā)展能力的“造血式”扶貧。這種轉(zhuǎn)變有效地激發(fā)了脫貧家庭青少年的內(nèi)生動力， 進(jìn)而促進(jìn)了他們的積極社會流動信念。以往研究表明， 長期身處經(jīng)濟(jì)劣勢的個(gè)體往往表現(xiàn)出更低的內(nèi)在動機(jī)與人際信任（Haushofer & Fehr， 2014）。貧困所引發(fā)的壓力和資源匱乏可能使個(gè)體形成一種稀缺心態(tài)， 這種心態(tài)使得他們更傾向于關(guān)注當(dāng)前的緊迫問題， 而非進(jìn)行長期規(guī)劃， 從而導(dǎo)致消極的未來社會流動預(yù)期（Mullainathan & Shafir， 2013）。結(jié)果提示， 西方研究中關(guān)于經(jīng)濟(jì)劣勢青少年普遍持有消極社會流動信念的觀點(diǎn)， 可能并不適合中國脫貧家庭青少年這一特定群體。這表明， 通過有效的政策干預(yù)和社會支持， 可以顯著提升脫貧家庭青少年群體的社會流動信念， 為他們未來的經(jīng)濟(jì)地位發(fā)展和社會融入奠定堅(jiān)實(shí)的心理基礎(chǔ)。

教育脫貧政策通過消除社會流動的障礙， 顯著促進(jìn)了脫貧家庭青少年社會流動信念的增強(qiáng)。這些政策通過確保義務(wù)教育的普及和提高， 有效減少了因貧困導(dǎo)致的輟學(xué)問題， 并實(shí)質(zhì)性地保障了貧困家庭子女接受教育的權(quán)利與機(jī)會（何齊宗， 曾浩， 2023）。同時(shí)， 教育資源向貧困地區(qū)的傾斜和優(yōu)化配置， 彌補(bǔ)了教育資源不足， 改善了教育質(zhì)量（張航， 邢敏慧， 2020）。這些措施不僅改變了脫貧家庭青少年對經(jīng)濟(jì)不平等的看法， 建立起對系統(tǒng)公正的信念， 還激發(fā)了自我提升和成長潛力， 進(jìn)而增強(qiáng)他們通過教育改善未來社會地位的信心（張鳳， 黃四林， 2022; Oyserman et al.， 2006）。因此， 持續(xù)支持和強(qiáng)化脫貧家庭青少年的社會流動信念對于他們實(shí)現(xiàn)社會階層流動和阻斷貧困代際傳遞至關(guān)重要。

4.2 脫貧家庭青少年社會流動信念變化趨勢對親社會行為發(fā)展軌跡的預(yù)測作用

本研究發(fā)現(xiàn)脫貧家庭青少年親社會行為呈下降趨勢。這與Carlo等（2007）的結(jié)果相似， 也支持了相對剝奪理論的部分觀點(diǎn)， 與沒有經(jīng)歷貧困的同齡人相比， 貧困經(jīng)歷青少年在社會中體驗(yàn)到更多的受限制感和剝奪感。當(dāng)他們認(rèn)為當(dāng)前的社會系統(tǒng)賦予自己弱勢地位而產(chǎn)生對經(jīng)濟(jì)不平等的看法時(shí)， 會更容易在社會交往中充滿敵意情緒以及表現(xiàn)出較低的人際信任， 從而抑制了其親社會行為的發(fā)展（Lin et al.， 2024）。

本研究還發(fā)現(xiàn)， 脫貧家庭青少年社會流動信念的增長可以減緩其親社會行為的下降速度。該研究結(jié)果補(bǔ)充和拓展了Browman等（2019）提出的整合理論框架（Unified theoretical framework）。一方面， 該理論僅關(guān)注到經(jīng)濟(jì)不平等會削弱經(jīng)濟(jì)劣勢青少年的社會流動信念， 但對家庭經(jīng)濟(jì)收入發(fā)生改善的脫貧家庭青少年缺乏解釋。本研究結(jié)果表明， 家庭經(jīng)濟(jì)的改善可以促進(jìn)青少年的社會流動信念。另一方面， 社會流動信念的整合模型主要聚焦于社會流動信念對青少年問題行為等消極結(jié)果變量的影響， 忽略了社會流動信念對青少年積極社會性發(fā)展的作用機(jī)制， 本研究在脫貧家庭青少年群體中揭示了社會流動信念與親社會行為兩者間的縱向發(fā)展關(guān)系。

以往相關(guān)理論與實(shí)證研究探討了經(jīng)濟(jì)不平等對青少年親社會行為發(fā)展的影響， 并存在不一致的結(jié)論（Carlo et al.， 2007; Piff et al.， 2010）。究其原因， 這種不一致可能源于以往研究未能充分考慮低社會階層青少年內(nèi)生動力的動態(tài)變化對其親社會行為發(fā)展的影響。親社會行為是一種重要的社會行為， 必然受到個(gè)體所處社會文化和社會環(huán)境的深刻影響。以往研究指出， 相較于客觀經(jīng)濟(jì)不平等， 青少年對經(jīng)濟(jì)不平等的主觀感知對其心理與行為結(jié)果的影響更為顯著（Vezzoli et al.， 2022;Willis et al.， 2022）。這種主觀感知不僅會削弱低階層青少年向上流動的信念， 還與親社會行為、合作行為的降低有關(guān)（Co?te? et al.， 2015）。如Day和Fiske （2019）的研究發(fā)現(xiàn)，JTMFXN0A03/fLR7+FT2pu78HHJonsb3er2OETcv6uzI= 個(gè)體持有較高的社會流動信念能夠減緩對經(jīng)濟(jì)不平等的看法， 進(jìn)而更傾向于支持政府政策， 并表現(xiàn)出更強(qiáng)的系統(tǒng)維護(hù)意愿。同時(shí)， 積極社會流動信念還會通過增強(qiáng)青少年的系統(tǒng)公正信念， 進(jìn)而提升親社會行為水平（Rao et al.， 2022）。我國教育脫貧政策的實(shí)施使得青少年能夠感受到更多的社會支持和公平分配， 這有利于塑造脫貧家庭青少年良好的社會心態(tài)， 并促進(jìn)親社會行為發(fā)展。

4.3 城鄉(xiāng)差異在脫貧家庭青少年社會流動信念變化對親社會行為發(fā)展預(yù)測中的調(diào)節(jié)作用

本研究還發(fā)現(xiàn)， 城鄉(xiāng)差異在脫貧家庭青少年社會流動信念對親社會行為的動態(tài)影響中起調(diào)節(jié)作用。具體而言， 相較于城市脫貧家庭青少年， 農(nóng)村脫貧家庭青少年較高的社會流動信念初始水平不僅與其較高的親社會行為初始水平相關(guān)聯(lián)， 還有助于緩沖其親社會行為的下降。同時(shí)， 農(nóng)村脫貧家庭青少年社會流動的增長趨勢更有助于緩沖其親社會行為的下降趨勢。研究結(jié)果驗(yàn)證了社會認(rèn)同理論（SIT）， 當(dāng)?shù)碗A層者更相信群體邊界具有可通透性時(shí)， 便會努力提升自己的社會地位來實(shí)現(xiàn)向上流動， 這有益于緩解群際威脅體驗(yàn)以促進(jìn)良好的社會行為（Tajfel & Turner， 1979）。在中國特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下， 教育資源的不均衡導(dǎo)致農(nóng)村家庭青少年在家庭經(jīng)濟(jì)資本、文化資本以及社會資本等多個(gè)層面均處于劣勢（張歡， 朱戰(zhàn)輝， 2021）。但隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和城鄉(xiāng)義務(wù)教育一體化政策的深入實(shí)施， 改善了農(nóng)村地區(qū)教育資源落后的狀況（李培林， 2023）。這不僅提升了農(nóng)村脫貧家庭青少年未來獲得更高社會經(jīng)濟(jì)地位的預(yù)期（李興洲， 2017）， 還有助于消解農(nóng)村家庭普遍存在的教育悲觀文化（陳先哲， 全俊亙， 2020）。由此促進(jìn)了農(nóng)村脫貧家庭青少年積極的社會流動信念， 并緩解其因長期經(jīng)濟(jì)劣勢導(dǎo)致的消極社會心態(tài)， 使其在群體中表現(xiàn)出更多的合作、分享等親社會行為。

同時(shí)， 城市與農(nóng)村家庭青少年在不同生活環(huán)境中形成的價(jià)值觀和社會比較可能導(dǎo)致他們在社會心態(tài)與行為上存在差異。農(nóng)村青少年可能更頻繁地面臨生活中的重大壓力事件， 這促使他們更傾向于發(fā)展互助與合作等親社會行為， 以提高自身及家庭的生存和適應(yīng)能力（Rees et al.， 2017）。而城市家庭青少年可能表現(xiàn)出相對較低的地方依戀和社區(qū)凝聚力， 社區(qū)成員參與服務(wù)的意愿也相對較低， 這可能減少了他們體會來自他人的友善與關(guān)懷， 導(dǎo)致更缺乏信任以及相互幫助的意愿較低（Dang et al.， 2022）。此外， 農(nóng)村脫貧家庭青少年對貧富差距的感知較為模糊， 與同伴相處時(shí)不會因經(jīng)濟(jì)不平等而產(chǎn)生敵意情緒（Tyrrell & Harmer， 2015）。而城市脫貧家庭青少年可能對貧富差距有更深刻的感知， 導(dǎo)致他們對未來社會階層流動的認(rèn)同度較低或不確定性較強(qiáng)， 在同伴交往中增強(qiáng)了社會經(jīng)濟(jì)不平等信念進(jìn)而引發(fā)自卑情緒（Seider et al.， 2018）。由此， 在縮小城鄉(xiāng)差距方面， 仍有必要制定和實(shí)施更具針對性的政策和措施。

本研究結(jié)果為相關(guān)政策制定提供了一定的啟示， 我國推動鄉(xiāng)村振興與精準(zhǔn)扶貧有效銜接政策已在農(nóng)村地區(qū)取得了顯著成效， 并對激發(fā)脫貧家庭青少年內(nèi)在的社會流動信念具有重要意義。為保持此積極成效， 仍需致力于實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)教育資源的均衡分配， 確保青少年平等地獲得成長和發(fā)展機(jī)會。同時(shí)， 關(guān)注城市脫貧家庭青少年的社會流動信念及其社會性發(fā)展， 也應(yīng)成為防止返貧策略的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。研究結(jié)果進(jìn)一步提示， 教育工作者可通過實(shí)施具體的心理干預(yù)措施來塑造青少年對未來的積極預(yù)期， 比如通過增強(qiáng)他們的內(nèi)生動力資源來提高社會流動信念， 這樣可以有效減緩親社會行為的下降趨勢（Sedikides， 2021）。采用“教育差異干預(yù)措施”可以激勵青少年更主動地利用現(xiàn)有資源， 減少社會階層差異對他們成就的影響， 并進(jìn)一步增強(qiáng)他們的社會流動信念（Stephens et al.， 2014）。

4.4 研究局限

本研究為有關(guān)脫貧家庭青少年社會流動信念與親社會行為的縱向發(fā)展關(guān)系及其城鄉(xiāng)差異提供了重要見解。但也存在一些局限性， 亦為未來探究提供視角。首先， 研究的追蹤時(shí)間跨度較短， 僅考察了兩年期間三個(gè)時(shí)間點(diǎn)， 這限制了對脫貧家庭青少年在整個(gè)成長階段社會流動信念與親社會行為動態(tài)變化的深入理解。未來研究可以通過采用群組序列設(shè)計(jì)， 并延長追蹤時(shí)間， 以更全面地描繪青少年在不同發(fā)展階段的變化軌跡。

其次， 本研究主要關(guān)注了社會流動信念與親社會行為間的縱向發(fā)展關(guān)系， 未能充分探討兩者間可能存在其他復(fù)雜的社會心理機(jī)制。例如， 經(jīng)濟(jì)不平等對低社會階層青少年的社會流動信念的影響機(jī)制（Browman et al.， 2019）， 以及系統(tǒng)公正信念在社會流動信念與親社會行為間的中介作用機(jī)制（Rao et al.， 2022）。未來研究應(yīng)考慮采用實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)來揭示二者間因果關(guān)系及其潛在的中介或調(diào)節(jié)效應(yīng)， 可進(jìn)一步提高研究的內(nèi)部效度。

最后， 本研究在檢驗(yàn)城鄉(xiāng)差異的調(diào)節(jié)作用時(shí)， 過于簡化地將城鄉(xiāng)差異作為二分變量進(jìn)行處理， 未能充分揭示脫貧家庭青少年主觀層面的個(gè)體差異。未來研究應(yīng)更深入地考察城市和農(nóng)村脫貧家庭青少年在脫貧政策影響下的主觀體驗(yàn)， 以及這些體驗(yàn)如何影響他們的社會流動信念和社會性發(fā)展， 從而為理解脫貧家庭青少年社會流動信念的發(fā)展機(jī)制及其對社會適應(yīng)的影響提供更豐富的視角。

5 結(jié)論

研究的主要結(jié)論如下：（1）脫貧家庭青少年社會流動信念呈線性上升趨勢、親社會行為呈線性下降趨勢; （2）脫貧家庭青少年社會流動信念的增長能夠緩沖其親社會行為下降速度; （3）城鄉(xiāng)差異在脫貧家庭青少年社會流動信念與親社會行為的縱向發(fā)展關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。具體而言， 與城市脫貧家庭青少年相比， 農(nóng)村脫貧家庭青少年社會流動信念增長速度更能有效減緩其親社會行為的下降趨勢。

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The longitudinal relationship between social mobility belief and prosocialbehavior among adolescents from out-of-poverty families：The moderating effect of urban?rural differences

Abstract

China has entered a new stage of consolidating achievements in poverty alleviation， where it is crucial to stimulate the development of endogenous power among the population that has emerged out of poverty. Therefore， enhancing self-development capabilities among adolescents from out-of-poverty families is vital for overcoming the intergenerational transmission of poverty and promoting social integration. Social mobility belief is an important embodiment of strong endogenous power for independent development and the realization of life value， which is related to the positive socialization development of adolescents from out-of-poverty families. The integrated theories from various disciplines， such as sociology， economics， and psychology， are used to construct a unified theoretical framework， which posits that social mobility is a key mechanism through which economic inequality affects the health and behavior of disadvantaged adolescents. Additionally， owing to the long-standing urban?rural dual structure in China， there are significant differences in the social mobility expectations and social development of adolescents in different urban and rural social environments. This study examined the longitudinal relationship between social mobility belief and prosocial behavior among adolescents from out-of-poverty families and whether the longitudinal relationship is moderated by urban?rural differences among adolescents from out-of-poverty families.

This study followed 847 adolescents （Mage 11.38 ± 2.30 years old， 58% girls） from out-of-poverty families， with two follow-up surveys administered during the following two years. Data analyses were performed via SPSS 24.0 and Mplus 8.4. The parallel latent growth model was used to explore the longitudinal relationship between social mobility belief and prosocial behavior， and the latent growth interaction model was subsequently used to explore the moderating role of rural?urban differences in this longitudinal relationship.

The results revealed that （1） social mobility belief exhibited a linear increase in development trajectory， whereas prosocial behavior showed a linear decrease in development trajectory among adolescents from out-of-poverty families. （2） Controlling for gender， the parallel latent growth model revealed that the initial level of social mobility belief positively predicted the initial level of prosocial behavior and negatively predicted the decline in prosocial behavior. Moreover， the increasing trajectory of social mobility belief negatively predicts a decline in prosocial behavior. （3） The latent growth interaction model revealed that rural?urban differences served as a moderating factor in the longitudinal relationship between social mobility belief and prosocial behavior. Specifically， for rural adolescents in out-of-poverty families， a higher initial level of social mobility belief was associated with a higher initial level of prosocial behavior. Moreover， a faster growth rate in social mobility belief had a stronger predictive effect on reducing the decline rate of prosocial behavior among these adolescents from out-of-poverty families.

The findings of this study demonstrate the longitudinal relationship between social mobility belief and prosocial behavior among adolescents from out-of-poverty families， as well as the moderating impact of urban?rural differences. These findings suggest that th140c7180fe6f3e46c401d0ec945321b6b525f5adfa6f45245ff325cb16385384e upward trend of social mobility belief can foster the positive social development of rural adolescents among out-of-poverty families. Research findings indicate that China’s poverty alleviation policies have not only effectively increased social mobility belief among adolescents in out-of-poverty families who have overcome poverty but also significantly mitigated the decreased development of prosocial behavior in rural adolescents from out-of-poverty families.

Keywords adolescents from out-of-poverty families， social mobility belief， prosocial behavior， urban?rural differences， longitudinal relationship

[1] 追蹤調(diào)查時(shí)期為2021-2022年， 湖南省實(shí)施《城市居民最低生活保障條例》辦法. 詳見湖南省民政局網(wǎng)頁： http：// mzt.hunan.gov.cn/mzt/xxgk/zcfg/202004/t20200409_11874631.html

[2] 湖南省建檔立卡貧困戶識別標(biāo)準(zhǔn)及程序. 以農(nóng)戶收入為基本依據(jù)， 詳見湖南省鄉(xiāng)村振興局網(wǎng)頁： http：//hnsfpb.hunan.gov.cn/ hnsfpb/xxgk_71121/zcfg/gfxwj/201904/t20190415_5315612.html.

[3] 貧困戶的脫貧標(biāo)準(zhǔn)為家庭月收入達(dá)到4000元左右， 并且做到不愁吃、不愁穿， 基本醫(yī)療、義務(wù)教育、住房安全有保障。詳見中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)頁：https：//www.gov.cn/ zhengce/2019-03/08/content_5371851.htm？trs=1.