脱贫家庭青少年社会流动信念与亲社会行为的纵向发展关系：城乡差异的调节作用

摘 要 激发脱贫人口的内生动力对于巩固脱贫攻坚成果和促进共同富裕至关重要。为了考察脱贫家庭青少年社会流动信念这一内生动力与亲社会行为的纵向发展关系， 以及城乡差异的调节作用， 本研究对847名脱贫家庭青少年（平均年龄11.38 ± 2.30岁， 女生57%）进行了为期2年共3次的追踪调查。结果显示：（1）脱贫家庭青少年社会流动信念呈上升趋势， 而亲社会行为则呈下降趋势。（2）社会流动信念的初始水平能显著正向预测亲社会行为初始水平， 并负向预测其下降速度， 而社会流动信念的上升趋势能显著减缓亲社会行为的下降速度。（3）城乡差异调节了社会流动信念与亲社会行为的纵向发展关系。与城市脱贫家庭青少年相比， 农村脱贫家庭青少年的社会流动信念初始水平越高， 其亲社会行为初始水平也越高， 下降速度越慢; 此外， 农村脱贫家庭青少年社会流动信念的增长速度越快， 其亲社会行为的下降速度减缓越明显。结果提示， 我国的脱贫政策不仅增强了脱贫家庭青少年对社会流动的主观预期和信心， 而且还有效遏制了农村脱贫家庭青少年亲社会行为的降低。

关键词 脱贫家庭青少年， 社会流动信念， 亲社会行为， 城乡差异， 纵向发展关系

分类号 B844， C91

1 引言

2020年， 中国进入了巩固和拓展脱贫攻坚成果同乡村振兴战略有效衔接的关键阶段。在此新发展阶段， 提升脱贫人口的自我发展能力显得尤为重要。社会流动信念是推动脱贫家庭青少年自我发展的核心内生动力， 更是其应对逆境与积极发展的关键保护因素（张凤， 黄四林， 2022）。然而， 学术界对脱贫家庭青少年社会流动信念的发展特征及其如何影响其社会性发展的研究仍显不足。Browman等（2019）融合社会学、经济学和心理学等多个学科领域的相关理论， 构建了一个整合的理论框架（Unified theoretical framework）， 认为社会流动信念是经济不平等影响底层青少年健康和行为的关键机制。同时， 由于我国长期存在的城乡二元结构， 导致青少年在城乡不同社会环境中的社会流动预期和社会性发展存在显著差异（聂衍刚 等， 2008; 朱镕君， 2021）。由此， 本研究拟探讨脱贫家庭青少年社会流动信念的动态变化及其对亲社会行为发展轨迹的影响， 并同时考察城乡差异的调节作用， 以期为制定和实施促进脱贫家庭青少年内生动力发展的相关政策提供实证依据。

1.1 脱贫家庭青少年社会流动信念的变化趋势

社会流动信念（social mobility belief， SMB）是指个体对未来所能取得社会经济地位的主观判断和预期（Kraus & Tan， 2015; 张跃 等， 2019）， 反映了脱贫家庭青少年对自己未来社会经济地位改善的期望和信心， 也是衡量他们内生动力的重要指标（傅安国 等， 2020; 张凤， 黄四林， 2022）。随着青少年对社会经济不平等问题认识的逐渐加深， 经济逆境可能会对其社会流动信念产生消极影响（Laurin & Engstrom， 2020; Wray‐Lake et al.， 2023）。贫困文化理论（Cultural Poverty Theory， CPT）指出， 低家庭经济地位青少年不仅是面临资源和机会的缺乏， 这种有形的物质差距也会进一步影响他们的世界观和抱负， 导致他们“在心理上还没有准备好如何利用机会来改善他们的未来” （Lewis， 1969）。经济绝望模型（Economic Despair Model， EDM）则认为， 社会经济不平等会导致底层青少年主观上认为自己未来成功的可能性较低， 这种认知会抑制他们社会流动信念的发展（Kearney & Levine， 2016）， 从而导致“读书无用”和“读书无望”等悲观教育心态在农村低收入家庭青少年群体中普遍存在（陈先哲， 全俊亘， 2020; Wen & Witteveen， 2021）。Browman等（2019）基于跨学科理论的融合， 构建了整合的理论框架。该理论框架认为低社会阶层青少年的社会流动信念形成是一个动态发展过程， 并受到了贫困文化、社会结构以及个体心理和行为等多方面因素的共同作用。经济不平等会削弱低社会阶层青少年追求社会经济成功的信念和动力， 从而影响他们对未来的期望和信心（Browman et al.， 2019）。

在从精准扶贫向脱贫攻坚转型的过程中， 国家政策持续强调激发贫困人口的内生动力。特别是在儿童和青少年领域， 政策将教育视为精准脱贫的关键路径， 致力于推动贫困地区义务教育的优质均衡发展， 确保贫困学生能够通过教育改变命运进而实现社会流动（何齐宗， 曾浩， 2023）。这些政策的实施旨在减少脱贫家庭青少年面临的社会流动障碍， 增强他们对社会的公平公正感， 并激发他们通过教育努力提升自身社会经济地位的信念（张雯闻， 方征， 2021）。根据中国社会心态调查（Chinese Social Mentality Survey， CSMS）和中国劳动力动态调查（China Labor-force Dynamics Survey， CLDS）的数据， 青少年的社会流动信念水平普遍较高， 且在5年的追踪调查期间呈现上升趋势（谭旭运， 吕邈， 2023; 吴炜， 2016）。在共同富裕背景下， 对脱贫家庭青少年的社会流动信念进行持续的追踪评估显得尤为关键。然而， 以往研究对于这一群体社会流动信念发展轨迹的关注仍然不足。由此， 本研究提出假设H1：在国家宏观的教育扶贫政策支持下， 脱贫家庭青少年社会流动信念发展可能呈上升趋势。

1.2 脱贫家庭青少年社会流动信念变化趋势对亲社会行为发展轨迹的影响

关于经济劣势如何影响青少年亲社会行为发展的问题上， 目前学界存在两种截然不同的观点。一些研究表明， 经济劣势可能使底层青少年感受到相对剥夺， 从而引发愤怒和敌意情绪， 导致其攻击行为的增加和亲社会行为的减少（Callan et al.， 2017; Smith & Pettigrew， 2014）。相关的纵向研究也支持了这一观点， 发现贫困家庭青少年早期的亲社会行为发展呈下降趋势（Bevilacqua et al.， 2021; 赵纤 等， 2023）。然而， 另一些研究者基于互惠利他主义理论（Evolution of Reciprocal Altruism Model， ERAM）提出， 经济压力可能激发低社会阶层个体的互助与合作等亲社会行为， 以增强其生存和适应能力（Motsenok et al.， 2022; Piff et al.， 2010; Trivers， 1971）。实证研究也表明， 经济压力能正向预测青少年的利他主义和匿名亲社会行为（Davis et al.， 2018）。这些看似矛盾的观点可能反映了经济劣势对青少年亲社会行为影响的复杂性， 需要进一步研究以揭示其内在机制。

经济劣势对底层青少年亲社会行为发展轨迹的影响存在不一致的预测和解释， 可能是因为忽视了青少年社会认知发展对其亲社会行为的动态影响（Tan et al.， 2021）。社会认同理论中的社会流动性假说（Social Mobility Hypothesis， SMH）认为， 当低阶层者感到社会上升渠道受限时， 可能会产生社会认同威胁， 从而引发反社会行为（Aquino & Douglas， 2003）。相反， 如果个体相信能够实现预期的社会流动， 将形成积极的社会认同， 进而促进其亲社会行为（Tajfel & Turner， 1979）。实证研究也表明， 高水平的社会流动信念可以减轻底层青少年的相对剥夺感及敌意情绪， 正向预测其亲社会行为（Rao et al.， 2022; Sagioglou et al.， 2019）。然而， 较低的社会流动信念则可能导致底层青少年对经济不平等产生更多负面情绪和消极社会态度， 从而降低其亲社会行为水平（Daenekindt， 2017）。此外， 有研究发现， 社会流动信念能够通过正向预测系统公正信念， 进而促进幸福感、却降低了亲社会行为（Park et al.， 2024）。尽管如此， 西方的研究结果不一定适合我国青少年群体。考虑到脱贫家庭青少年处境的改善可能影响到他们的社会流动信念， 而这些信念的变化又可能进一步塑造他们的亲社会行为发展。由此， 本研究拟对脱贫家庭青少年社会流动信念与亲社会行为发展的动态关系进行考察， 并提出假设H2：脱贫家庭青少年社会流动信念的动态变化能预测其亲社会行为的发展。这一假设的验证将有助于更好地理解社会流动信念在促进青少年社会心态和行为发展中的作用。

1.3 城乡差异的调节作用

我国长期的城乡二元体制导致城乡之间在经济资本、社会资本和文化资本等方面存在显著差异（杨晓霞， 2012）， 这种差异也深刻影响了青少年对社会流动的预期（朱镕君， 2021）。与城市青少年相比， 农村青少年获得向上流动的机会更不平等， 这可能会对他们的亲社会行为产生负面影响（胡霞， 李文杰， 2022; Lin et al.， 2024）。资源分配框架理论（Framework for Distributions of Resources， FDR）认为， 经济不平等增加了个体间的社会距离， 加剧了竞争感和个人利益的追求（Pickett & Wilkinson， 2015; Sánchez‐Rodríguez et al.， 2019）， 这可能导致农村家庭青少年在社会适应上与城市青少年存在显著差异（聂衍刚 等， 2008）。

我国脱贫攻坚战不仅帮助农村贫困群体成功摆脱了绝对贫困（汪三贵， 周诗凯， 2023）， 家庭收入水平的显著改善也有助于减缓脱贫家庭青少年对社会经济不平等的感知， 并可能激发他们向上流动的内生动力（廖青， 2023; Zhou et al.， 2023）。根据社会认同理论（Social Identity Theory， SIT）， 当较低社会阶层的群体认为社会阶层之间的界限可以被跨越时， 他们将更积极地追求社会流动， 并通过增加亲社会行为来促进社会认同（Tajfel & Turner， 1979）。反之， 如果他们认为这些界限是固定的， 则可能引发对抗和不良的竞争行为（王沛， 刘峰， 2007）。此外， 农村地区的易地扶贫搬迁政策和教育机会的增加， 为农村青少年提供了打破城乡壁垒的机会， 研究发现这一脱贫措施对青少年发展具有积极意义（曹谦， 2018; 杨智 等， 2021）。此做法与美国政府实施的贫困人口帮扶项目“Moving to Opportunity” （MTO）类似， 该项目已证实贫困社区青少年搬迁到经济发达的社区生活后， 对其学业和适应行为产生了积极影响（Ludwig et al.， 2001）。基于此， 本研究提出假设H3：城乡差异可能在脱贫家庭青少年社会流动信念与亲社会行为的关系中起调节作用， 这有助于更深入地理解社会流动信念与城乡背景如何共同塑造脱贫家庭青少年的亲社会行为发展。

综上， 本研究基于Browman等（2019）构建的整合理论框架， 从动态发展视角， 考察脱贫家庭经济状况的改善， 能否促进青少年的社会流动信念， 并影响其亲社会行为的发展。在此基础上， 进一步评估城乡差异在此动态关系中的调节效应。

2 研究方法

2.1 被试与程序

本研究在湖南省10所农村中学和8所城市中学选取脱贫家庭青少年作为追踪研究对象。以国家扶贫标准为依据， 要求被试曾经是享受城市居民最低生活保障家庭的学生[1]或建档立卡农村贫困户家庭的学生[2]， 并均于2020年达到贫困户脱贫标准的城市和农村脱贫家庭青少年[3]。调查实施均获得学校、学生及其家长的知情同意， 由统一培训的心理学教师和研究生担任主试。依据纵向数据统计模型对数据采集时间间隔要求为至少6个月的建议（Collins， 2006）。本研究首次调查时间为2021年5月， 追踪研究历时两年， 每7个月一次施测， 共进行了三次追踪测量。第一次发放问卷847份， 平均年龄为11.38 ± 2.30 （M ± SD）岁， 其中男生366人（43%）， 女生481人（57%）。其后两次测试由于学生转学、毕业等原因共流失80人， T2、T3分别流失49人、31人。最后有效问卷为767份， 平均年龄为13.34 ± 1.35 （M ± SD）岁， 男生318人（42%）， 女生449人（58%）， 城市脱贫家庭青少年369人（48%）， 农村脱贫家庭青少年398人（52%）。

卡方及t检验结果显示， 第一次参与测试的被试与流失的被试， 在城乡（χ² （1） = 2.62， p = 0.12）、性别（χ² （1） = 3.18， p = 0.89）、年龄（t （766） = 0.34， p = 0.20）、亲社会行为（t （766）= 0.28， p = 0.19）及社会流动信念（t （766） = 0.87， p = 0.80）上均不存在显著差异， 表明被试不存在结构化流失。

2.2 工具

2.2.1 人口统计学调查

人口统计学指标通过自编问卷进行收集， 包括性别、年龄、户籍所在地等。值得注意的是， 城乡差异变量不仅包括城市或农村的客观指标， 还涵盖了被试的贫困性质。因此， 本研究需要基于户籍所在地和是否曾为贫困户这两个信息构建变量。具体方法是， 首先剔除曾不是贫困户的普通家庭样本， 然后根据学生提供的人口学资料， 筛选出城市脱贫家庭青少年和农村脱贫家庭青少年被试。接着， 结合学生提供的户籍所在地信息（农村户口/城市户口）， 对农村贫困建档立卡家庭且农村户口的被试编码为“1”， 对城市居民最低生活保障家庭且为城市户口的被试编码为“0”， 从而构建城乡差异变量。

2.2.2 社会流动信念量表

采用Browman等（2017）等编制的社会流动信念问卷（Socioeconomic Mobility Belief Scale， SMBS）。量表共4个项目， 如“不管你是谁， 你都可以显著地提升自己的社会地位”。采用1～7点计分（1表示“完全不赞同”， 7表示“完全赞同”）， 计算项目均分， 得分越高表明社会流动信念越强。本研究中T1（第一次测量）到T3（第三次测量）社会流动信念量表的Cronbach α系数分别为0.85、0.80、0.81。验证性因素分析表明问卷结构效度良好（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 亲社会行为量表

采用Goodman等（1998）编制的长处与困难问卷自评版（Strengths and Difficulties Questionnaire， SDQ）中的亲社会行为分量表， 中文版由杜亚松等修订（杜亚松 等， 2006）。量表共5个项目， 如“我常与他人分享东西（食物、玩具、笔）”。采用李克特3点计分（0表示“不符合”， 2表示“非常符合”）， 计算项目均分， 得分越高表明亲社会行为倾向越强。本研究中T1（第一次测量）到T3（第三次测量）亲社会行为量表的Cronbach α系数分别为0.83、0.89、0.81。验证性因素分析表明问卷结构效度良好（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 数据处理与分析方法

使用SPSS 26.0进行数据录入、整理数据， 并进行相关分析和Harman单因素检验， 使用Mplus 8.3分三个步骤进行分析。第一步构建潜变量增长模型（Latent Growth Models， LGM）分别考察亲社会行为、社会流动信念的发展趋势。潜变量增长模型在描述变量发展轨迹时能得到截距（Intercept）和斜率（Slope）， 其中截距代表了变量发展的初始水平， 所有因子载荷固定为1; 斜率表示变量的发展速度。根据潜变量增长模型的使用要求， 考虑拟合线性发展轨迹， 斜率的因子载荷分别固定为0、1、2 （Bollen & Curran， 2006）。采用全信息最大似然法处理缺失值。

第二步使用社会流动信念和亲社会行为的3次数据建立平行潜变量增长模型（Parallel Latent Growth Model， PLGM）， 脱贫家庭青少年社会流动信念动态变化对亲社会行为发展的直接预测作用。

第三步采用Bayesian法和潜调节结构方程法相结合构建潜变量增长调节模型（the latent growth interaction models for the rate of change）， 以考察城乡差异在社会流动信念变化趋势对亲社会行为发展轨迹预测作用中的调节效应。根据Wen等（2014）建议， 用乘积指标构建了调节项的初始水平， 用差积指标构建了调节项的变化率。本研究中， 自变量社会流动信念（SMB）、因变量亲社会行为（PB）都随时间变化（纵向数据）， 调节变量城乡差异（W）不随时间变化。具体地， 自变量的潜变量线性增长模型可以表示为：

T1SMB =αSMB +d1 （1a）

T2SMB =αSMB +SSMB +d2 （1b）

T3SMB =αSMB +2SSMB +d3 （1c）

调节变量城乡差异（W）不随时间变化， 调节变量的方程可表示为：

W = W + d4 （2）

采用乘积指标构建了调节项的初始水平， 将方程（1a）与方程（2）相乘可得W对αSMB对αPB关系的调节效应， 可表示为方程（3）。调节项的初始水平为自变量社会流动信念截距与调节变量城乡的乘积项αSMBW， T1SMB × W是αSMBW的指标。

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

接下来， 采用差积指标构建了调节项的变化率， 将方程（1b）减去（1a）、方程（1c）减去（1b）， 可分别表示为方程（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）

调节项的变化率为自变量社会流动信念斜率与调节变量城乡的乘积项SSMB W， （T2SMB－T1SMB） × W和（T3SMB－T2SMB） × W是SSMB W的指标。

2.4 共同方法偏差

本研究中， 亲社会行为、社会流动信念均由青少年本人评估， 可能存在共同方法偏差。因此， 对青少年评价的变量进行Harman单因素检验。将亲社会行为、社会流动信念的所有项目纳入探索性因子分析， 第一个因子的方差解释率为21.30%， 小于临界值40%， 表明本研究数据不存在共同方法偏差。

3 结果

3.1 描述统计及相关分析

研究变量的均值、标准差及相关系数矩阵如表1所示。从T1（第一次测量）到T3（第三次测量）， 城乡与三次测量的社会流动信念呈显著正相关。T1、T2亲社会行为与T1-T3社会流动信念呈显著正相关; T3亲社会行为与T1、T3社会流动信念呈显著正相关， 表明脱贫家庭青少年社会流动信念越强， 其亲社会行为水平越高。

3.2 脱贫家庭青少年社会流动信念、亲社会行为的发展轨迹

为探究脱贫家庭青少年社会流动信念、亲社会行为的发展轨迹， 将性别作为控制变量， 使用无条件潜变量增长模型依次对社会流动信念、亲社会行为的追踪数据进行拟合。模型的拟合指数及截距和斜率均值如表2所示。结果显示， 社会流动信念模型及亲社会行为模型均拟合良好。社会流动信念的斜率均值为正（S = 0.06， p = 0.004）， 表明脱贫家庭青少年社会流动信念发展呈线性递增趋势（图1）; 亲社会行为的斜率均值为负（S = −0.04， p < 0.001），

表明脱贫家庭青少年亲社会行为的发展呈线性递减趋势（图2）。此外， 社会流动信念的截距和斜率相关为正， 说明初始水平越高， 增长速度越快。

3.3 脱贫家庭青少年社会流动信念动态变化对亲社会行为发展的直接预测作用

为考察脱贫家庭青少年社会流动信念动态变化对亲社会行为发展的直接预测作用。将社会流动信念截距与斜率作为自变量， 亲社会行为截距与斜率作为因变量， 城乡、性别作为控制变量， 进一步构建平行潜变量增长模型。社会流动信念的变化趋势不能影响亲社会行为的初始水平， 因此仅考察社会流动信念截距对亲社会行为截距和斜率的影响、社会流动信念斜率对亲社会行为斜率的影响（图3）。模型基于马尔科夫链蒙特卡罗方法（MCMC）进行模型收敛检验， 第300次迭代时PSR = 1.015 （Potential Scale Reduction， PSR小于严格标准1.025）， 表明模型满足收敛标准（Depaoli & Boyajian， 2014）。社会流动信念截距能够显著正向预测亲社会行为截距（β = 0.38， p < 0.001）， 表明社会流动信念初始水平越高， 亲社会行为的初始水平越高。社会流动信念截距能够（趋近）显著负向预测亲社会行为斜率（β = −0.12， p = 0.069）， 表明社会流动信念的初始水平越高， 亲社会行为的下降速度越慢。社会流动信念斜率能够显著负向预测亲社会行为斜率（β = −0.43， p= 0.020）， 表明社会流动信念的增长速度越快， 亲社会行为的下降速度越慢（表3）。

3.4 城乡差异在脱贫家庭青少年社会流动信念对亲社会行为发展轨迹中的调节效应

为进一步探究城乡差异在社会流动信念变化趋势对亲社会行为发展轨迹预测中的调节效应， 性别作为控制变量。根据Wen等（2014）建议使用潜调节结构方程法构建了调节项的潜变量增长模型（图4）。模型基于马尔科夫链蒙特卡罗方法（MCMC）进行模型收敛检验， 第700次迭代时PSR = 1.022 （Potential Scale Reduction， PSR小于严格标准1.025）， 表明模型满足收敛标准。城乡差异能够负向预测亲社会行为截距（β = −0.88， p < 0.001）， 但对亲社会行为斜率的预测作用不显著。社会流动信念截距与城乡的调节项正向预测亲社会行为的截距（β = 0.31， p< 0.001）， 表明农村脱贫家庭青少年随着社会流动信念的初始水平越高， 亲社会行为的初始水平越高。社会流动信念斜率与城乡的调节项正向预测亲社会行为的斜率（β = 0.48， p < 0.001）， 表明农村脱贫家庭青少年随着社会流动信念的上升速度越快， 对减缓亲社会行为下降速度的预测作用越强（表4）。

4 讨论

我国正处于深化脱贫攻坚成果与推进乡村振兴战略的关键转型时期， 提升脱贫群众的内生发展动力是当前的重点任务之一。在此背景下， 考察脱贫家庭青少年的社会流动信念这一内生动力， 以及社会流动信念如何随着家庭脱贫后的时间推移而发展， 对理解其社会性发展的影响至关重要。本研究考察了脱贫家庭青少年社会流动信念变化趋势对亲社会行为发展轨迹的预测作用， 并探讨了城乡差异在此关系中的调节作用。研究结果表明， 对农村脱贫家庭的青少年而言， 社会流动信念的增长趋势在减缓其亲社会行为下降速度方面发挥了显著的保护作用。

4.1 脱贫家庭青少年社会流动信念的发展轨迹

本研究经过为期两年的追踪， 发现脱贫家庭青少年的社会流动信念呈显著的上升趋势。这可能与中国扶贫实践的转型密切相关， 即从传统的经济援助转向注重培养受助者自我发展能力的“造血式”扶贫。这种转变有效地激发了脱贫家庭青少年的内生动力， 进而促进了他们的积极社会流动信念。以往研究表明， 长期身处经济劣势的个体往往表现出更低的内在动机与人际信任（Haushofer & Fehr， 2014）。贫困所引发的压力和资源匮乏可能使个体形成一种稀缺心态， 这种心态使得他们更倾向于关注当前的紧迫问题， 而非进行长期规划， 从而导致消极的未来社会流动预期（Mullainathan & Shafir， 2013）。结果提示， 西方研究中关于经济劣势青少年普遍持有消极社会流动信念的观点， 可能并不适合中国脱贫家庭青少年这一特定群体。这表明， 通过有效的政策干预和社会支持， 可以显著提升脱贫家庭青少年群体的社会流动信念， 为他们未来的经济地位发展和社会融入奠定坚实的心理基础。

教育脱贫政策通过消除社会流动的障碍， 显著促进了脱贫家庭青少年社会流动信念的增强。这些政策通过确保义务教育的普及和提高， 有效减少了因贫困导致的辍学问题， 并实质性地保障了贫困家庭子女接受教育的权利与机会（何齐宗， 曾浩， 2023）。同时， 教育资源向贫困地区的倾斜和优化配置， 弥补了教育资源不足， 改善了教育质量（张航， 邢敏慧， 2020）。这些措施不仅改变了脱贫家庭青少年对经济不平等的看法， 建立起对系统公正的信念， 还激发了自我提升和成长潜力， 进而增强他们通过教育改善未来社会地位的信心（张凤， 黄四林， 2022; Oyserman et al.， 2006）。因此， 持续支持和强化脱贫家庭青少年的社会流动信念对于他们实现社会阶层流动和阻断贫困代际传递至关重要。

4.2 脱贫家庭青少年社会流动信念变化趋势对亲社会行为发展轨迹的预测作用

本研究发现脱贫家庭青少年亲社会行为呈下降趋势。这与Carlo等（2007）的结果相似， 也支持了相对剥夺理论的部分观点， 与没有经历贫困的同龄人相比， 贫困经历青少年在社会中体验到更多的受限制感和剥夺感。当他们认为当前的社会系统赋予自己弱势地位而产生对经济不平等的看法时， 会更容易在社会交往中充满敌意情绪以及表现出较低的人际信任， 从而抑制了其亲社会行为的发展（Lin et al.， 2024）。

本研究还发现， 脱贫家庭青少年社会流动信念的增长可以减缓其亲社会行为的下降速度。该研究结果补充和拓展了Browman等（2019）提出的整合理论框架（Unified theoretical framework）。一方面， 该理论仅关注到经济不平等会削弱经济劣势青少年的社会流动信念， 但对家庭经济收入发生改善的脱贫家庭青少年缺乏解释。本研究结果表明， 家庭经济的改善可以促进青少年的社会流动信念。另一方面， 社会流动信念的整合模型主要聚焦于社会流动信念对青少年问题行为等消极结果变量的影响， 忽略了社会流动信念对青少年积极社会性发展的作用机制， 本研究在脱贫家庭青少年群体中揭示了社会流动信念与亲社会行为两者间的纵向发展关系。

以往相关理论与实证研究探讨了经济不平等对青少年亲社会行为发展的影响， 并存在不一致的结论（Carlo et al.， 2007; Piff et al.， 2010）。究其原因， 这种不一致可能源于以往研究未能充分考虑低社会阶层青少年内生动力的动态变化对其亲社会行为发展的影响。亲社会行为是一种重要的社会行为， 必然受到个体所处社会文化和社会环境的深刻影响。以往研究指出， 相较于客观经济不平等， 青少年对经济不平等的主观感知对其心理与行为结果的影响更为显著（Vezzoli et al.， 2022;Willis et al.， 2022）。这种主观感知不仅会削弱低阶层青少年向上流动的信念， 还与亲社会行为、合作行为的降低有关（Côté et al.， 2015）。如Day和Fiske （2019）的研究发现，JTMFXN0A03/fLR7+FT2pu78HHJonsb3er2OETcv6uzI= 个体持有较高的社会流动信念能够减缓对经济不平等的看法， 进而更倾向于支持政府政策， 并表现出更强的系统维护意愿。同时， 积极社会流动信念还会通过增强青少年的系统公正信念， 进而提升亲社会行为水平（Rao et al.， 2022）。我国教育脱贫政策的实施使得青少年能够感受到更多的社会支持和公平分配， 这有利于塑造脱贫家庭青少年良好的社会心态， 并促进亲社会行为发展。

4.3 城乡差异在脱贫家庭青少年社会流动信念变化对亲社会行为发展预测中的调节作用

本研究还发现， 城乡差异在脱贫家庭青少年社会流动信念对亲社会行为的动态影响中起调节作用。具体而言， 相较于城市脱贫家庭青少年， 农村脱贫家庭青少年较高的社会流动信念初始水平不仅与其较高的亲社会行为初始水平相关联， 还有助于缓冲其亲社会行为的下降。同时， 农村脱贫家庭青少年社会流动的增长趋势更有助于缓冲其亲社会行为的下降趋势。研究结果验证了社会认同理论（SIT）， 当低阶层者更相信群体边界具有可通透性时， 便会努力提升自己的社会地位来实现向上流动， 这有益于缓解群际威胁体验以促进良好的社会行为（Tajfel & Turner， 1979）。在中国特有的城乡二元结构下， 教育资源的不均衡导致农村家庭青少年在家庭经济资本、文化资本以及社会资本等多个层面均处于劣势（张欢， 朱战辉， 2021）。但随着乡村振兴战略和城乡义务教育一体化政策的深入实施， 改善了农村地区教育资源落后的状况（李培林， 2023）。这不仅提升了农村脱贫家庭青少年未来获得更高社会经济地位的预期（李兴洲， 2017）， 还有助于消解农村家庭普遍存在的教育悲观文化（陈先哲， 全俊亘， 2020）。由此促进了农村脱贫家庭青少年积极的社会流动信念， 并缓解其因长期经济劣势导致的消极社会心态， 使其在群体中表现出更多的合作、分享等亲社会行为。

同时， 城市与农村家庭青少年在不同生活环境中形成的价值观和社会比较可能导致他们在社会心态与行为上存在差异。农村青少年可能更频繁地面临生活中的重大压力事件， 这促使他们更倾向于发展互助与合作等亲社会行为， 以提高自身及家庭的生存和适应能力（Rees et al.， 2017）。而城市家庭青少年可能表现出相对较低的地方依恋和社区凝聚力， 社区成员参与服务的意愿也相对较低， 这可能减少了他们体会来自他人的友善与关怀， 导致更缺乏信任以及相互帮助的意愿较低（Dang et al.， 2022）。此外， 农村脱贫家庭青少年对贫富差距的感知较为模糊， 与同伴相处时不会因经济不平等而产生敌意情绪（Tyrrell & Harmer， 2015）。而城市脱贫家庭青少年可能对贫富差距有更深刻的感知， 导致他们对未来社会阶层流动的认同度较低或不确定性较强， 在同伴交往中增强了社会经济不平等信念进而引发自卑情绪（Seider et al.， 2018）。由此， 在缩小城乡差距方面， 仍有必要制定和实施更具针对性的政策和措施。

本研究结果为相关政策制定提供了一定的启示， 我国推动乡村振兴与精准扶贫有效衔接政策已在农村地区取得了显著成效， 并对激发脱贫家庭青少年内在的社会流动信念具有重要意义。为保持此积极成效， 仍需致力于实现城乡教育资源的均衡分配， 确保青少年平等地获得成长和发展机会。同时， 关注城市脱贫家庭青少年的社会流动信念及其社会性发展， 也应成为防止返贫策略的关键环节。研究结果进一步提示， 教育工作者可通过实施具体的心理干预措施来塑造青少年对未来的积极预期， 比如通过增强他们的内生动力资源来提高社会流动信念， 这样可以有效减缓亲社会行为的下降趋势（Sedikides， 2021）。采用“教育差异干预措施”可以激励青少年更主动地利用现有资源， 减少社会阶层差异对他们成就的影响， 并进一步增强他们的社会流动信念（Stephens et al.， 2014）。

4.4 研究局限

本研究为有关脱贫家庭青少年社会流动信念与亲社会行为的纵向发展关系及其城乡差异提供了重要见解。但也存在一些局限性， 亦为未来探究提供视角。首先， 研究的追踪时间跨度较短， 仅考察了两年期间三个时间点， 这限制了对脱贫家庭青少年在整个成长阶段社会流动信念与亲社会行为动态变化的深入理解。未来研究可以通过采用群组序列设计， 并延长追踪时间， 以更全面地描绘青少年在不同发展阶段的变化轨迹。

其次， 本研究主要关注了社会流动信念与亲社会行为间的纵向发展关系， 未能充分探讨两者间可能存在其他复杂的社会心理机制。例如， 经济不平等对低社会阶层青少年的社会流动信念的影响机制（Browman et al.， 2019）， 以及系统公正信念在社会流动信念与亲社会行为间的中介作用机制（Rao et al.， 2022）。未来研究应考虑采用实验设计来揭示二者间因果关系及其潜在的中介或调节效应， 可进一步提高研究的内部效度。

最后， 本研究在检验城乡差异的调节作用时， 过于简化地将城乡差异作为二分变量进行处理， 未能充分揭示脱贫家庭青少年主观层面的个体差异。未来研究应更深入地考察城市和农村脱贫家庭青少年在脱贫政策影响下的主观体验， 以及这些体验如何影响他们的社会流动信念和社会性发展， 从而为理解脱贫家庭青少年社会流动信念的发展机制及其对社会适应的影响提供更丰富的视角。

5 结论

研究的主要结论如下：（1）脱贫家庭青少年社会流动信念呈线性上升趋势、亲社会行为呈线性下降趋势; （2）脱贫家庭青少年社会流动信念的增长能够缓冲其亲社会行为下降速度; （3）城乡差异在脱贫家庭青少年社会流动信念与亲社会行为的纵向发展关系中起调节作用。具体而言， 与城市脱贫家庭青少年相比， 农村脱贫家庭青少年社会流动信念增长速度更能有效减缓其亲社会行为的下降趋势。

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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] 追踪调查时期为2021-2022年， 湖南省实施《城市居民最低生活保障条例》办法. 详见湖南省民政局网页： http：// mzt.hunan.gov.cn/mzt/xxgk/zcfg/202004/t20200409_11874631.html

[2] 湖南省建档立卡贫困户识别标准及程序. 以农户收入为基本依据， 详见湖南省乡村振兴局网页： http：//hnsfpb.hunan.gov.cn/ hnsfpb/xxgk_71121/zcfg/gfxwj/201904/t20190415_5315612.html.

[3] 贫困户的脱贫标准为家庭月收入达到4000元左右， 并且做到不愁吃、不愁穿， 基本医疗、义务教育、住房安全有保障。详见中华人民共和国中央人民政府网页：https：//www.gov.cn/ zhengce/2019-03/08/content_5371851.htm？trs=1.