1 引言
古语有言“穷则独善其身, 达则兼善天下” (《孟子·尽心上》)。而在现代社会, 再分配(redistribution)是“兼善天下”这一思想的集中体现; 它对于减少社会不平等、阶层冲突等突出的社会问题具有重要的作用。那么事实上“达者”会“兼济天下”吗?或者, 怎样的“达者”会“兼济天下”或者说较支持再分配?基于对这一问题的思考, 本研究将结合已有的理论与研究, 探讨社会阶层对再分配偏向的影响与心理机制; 并重点发现促进高阶层者再分配偏向的干预策略。
1.1 社会阶层对再分配偏向的影响
再分配偏向(redistributive preferences, 又译“再分配偏好”)是指人们在态度或行为上对再分配的支持倾向(徐建斌, 刘华, 尹开国, 2013)。近年来, 大量研究基于社会阶层的研究视角, 发现社会阶层能够显著负向预测再分配偏向。如Brown-Iannuzzi等(2015)基于自编的再分配偏向问卷考察个体的再分配偏向, 问卷通过11道题目考察人们对个人税收、社会福利的态度, 结果发现主观阶层越高的个体, 越倾向于反对再分配政策。Andersen和Curtis (2015)分析了世界价值观调查(World Values Survey)的数据, 并以“国家是否应该保障每个人的生活”这一项目作为支持社会福利的度量, 发现在澳大利亚、加拿大、智利、法国等所有的24个国家, 与工人阶层相比, 专业技术人员、经理、私营企业主更不支持社会福利。Page等人(2013)得益于与美国芝加哥大学全国民意研究中心(National Opinion Research Center)这一富有研究经验的机构合作, 他们对排名在国家前1%的83名美国富人展开访谈, 结果发现与一般公众相比, 这些富人对税收、经济调控、社会福利项目的态度更保守。总体来看, 这些研究在一定程度上反映出通常情况下, “达者”并没有那么地“兼济天下”。当然目前这些结论主要来自于欧美国家。是否在中国社会背景下, 高阶层者的再分配偏向也显著低于低阶层者?随着对社会阶层研究的深入, 研究者除关注其直接的影响效应之外, 也越来越关心这些影响效应在不同社会文化下的一致性与差异性(Miyamoto, 2017)。基于此, 本研究将首先在中国社会背景下验证社会阶层对再分配偏向影响效应的存在。
1.2 社会阶层影响再分配偏向的心理机制
以上研究揭示出再分配偏向阶层差异的普遍性。那么与低阶层者相比, 高阶层者的再分配偏向为何更低?这背后的心理机制是怎样的?关于此问题的探讨可以追溯至上个世纪80年代Meltzer和Richard (1981)构建的经典的理性选民模型(rational voter model)。这一模型的一大假设即认为人之所以追求再分配是受到经济自利动机的驱动。当然这种自利动机的视角仍然囿于经济学“理性人假说”的传统框架, 而越来越多的研究者认为再分配偏向不仅受到自利动机的驱动, 也在很大程度上受到公平认知的影响, 即发展出了再分配偏向研究的公平认知视角(Alesina & Angeletos, 2005)。在此视角下研究者发现即使在控制自利动机的情况下, 高阶层者的再分配偏向仍显著低于低阶层者(Brown-Iannuzzi et al., 2015); 并开始探讨究竟是何种认知因素造成了再分配偏向的阶层差异(Brown- Iannuzzi et al., 2017; Bullock, 2017)。不过在此方面目前还缺少直接的心理机制的揭示。
受到社会阶层不平等维持模型(inequality of maintenance model of social class, Piff et al., 2018)的启发, 本研究拟提出贫富差距归因倾向的中介作用。由Piff等(2018)提出的社会阶层不平等维持模型, 其中重要的观点即认为社会不同层级的人在适应其生存环境的过程中会自然而然地形成不同的对经济不平等的合理化信念(如对贫富差距不同的归因倾向等), 并会通过反映在其投票选举、政策偏向等不对等的政治参与中, 而加剧阶层间的不平等。相关的实证研究也表明不同阶层者总体的系统合理信念有所不同(Li et al., 2020; 杨沈龙 等, 2016)。而具体到对贫富差距归因上, 高阶层者也更倾向于内归因, 即将贫富差距归因于能力、努力、志向或抱负等个体内部因素(Kraus et al., 2009; 李静, 2014; Whyte & Han, 2008)。而这种贫富差距的内归因倾向确实会促成较低的再分配偏向。研究或从已有的CGSS数据中选取衡量再分配偏向的项目“应该从有钱人那里征收更多的税来帮助穷人” (潘春阳, 何立新, 2011; 徐建斌, 刘华, 2013), 或通过问卷考察其对政府政策、社会福利、累进税、慈善等再分配政策的综合态度(Rodriguez-Bailon et al., 2017), 均发现当个体越倾向于将贫富差距归因于个人努力、进取心时, 再分配偏向越低。另一些实验则基于参与者在再分配游戏中的转移支付的额度考察其再分配偏向(Durante et al., 2014; Krawczyk, 2010), 也发现与报酬由运气决定的情形相比, 在最初报酬由参与表现决定时个体的平均转移支付额度更低(Krawczyk, 2010)。基于以上的观点与研究发现, 本研究将探讨贫富差距归因倾向在社会阶层影响再分配偏向中的中介作用。
1.3 谦卑对高阶层者再分配偏向的促进作用
置于大的社会背景下, 高阶层者较低的再分配偏向会造成再分配的阻滞, 进而加剧社会不平等, 引发阶层冲突(Kraus & Callaghan, 2014; Laurison, 2016)。因此, 有必要从心理机制的角度切入, 进行提升高阶层者再分配偏向的干预。这便需要进一步挖掘高阶层者为何更倾向于对贫富差距进行内归因。著名政治哲学家Sandel (2018)指出高阶层者过多强调个人能力、努力对财富的影响, 而忽略了外部环境因素的作用, 源于一种精英的傲慢(meritocratic hubris)。而相关的实证研究也表明无论是成人还是来自高阶层家庭的学生确实有更多自我膨胀的想法(Belmi & Laurin, 2016; Leckelt et al., 2019; Martin et al., 2016; Piff, 2014); 觉得自己应该比他人得到的更多、更好(Piff, 2014)。针对精英的傲慢, Sandel (2018)呼吁社会应关注培育高阶层者谦卑的心态。谦卑(humility)是一种传统美德。在积极心理学的视角下, 它也被视为一种相对稳定(仍然会受到环境影响或是可塑造)的积极人格特质(Exline et al., 2004); 是个体拥有准确的自我看法, 以及在人际中表现出谦虚的态度或行为、关心他人福祉的倾向(Davis et al., 2010; Worthington & Allison, 2018)。大量有关谦卑与成功归因、平等主义、亲社会行为相关的研究表明谦卑使人更倾向于将个人成就归功于他人的帮助、支持(Berg et al., 2006; Blickle et al., 2012); 更倾向于支持平等政策, 拥有更多的捐赠、助人等亲社会行为(Exline & Hill, 2012; Kruse et al., 2017; Wright et al., 2018)。这些研究间接说明了在谦卑的状态下, 个体更可能对贫富差距进行外归因、更支持再分配。基于以上的观点与研究发现, 本研究将考察启动谦卑心态对高阶层者贫富差距归因倾向的影响, 进而对其再分配偏向的影响。
综上, 本研究将通过3个子研究分别考察社会阶层对再分配偏向的影响与心理机制, 并重点发现促进高阶层者再分配偏向的干预策略。研究1通过大样本数据验证在中国社会背景下, 社会阶层对再分配偏向预测效应的存在; 对此, 基于前文介绍和分析, 研究提出假设1：在中国社会背景下, 与低阶层者相比, 高阶层者的再分配偏向更低。在研究1得到直接效应的基础上, 研究2进一步通过问卷调查法探讨贫富差距归因倾向在社会阶层影响再分配偏向中的中介作用; 对此, 研究提出假设2：与低阶层者相比, 高阶层者更倾向于对贫富差距进行内归因, 进而再分配偏向更低。在研究2得到心理机制的基础上, 研究3从实际意义出发, 专门以高阶层者为实验对象, 进一步通过干预实验考察启动谦卑心态对高阶层者贫富差距归因倾向的影响, 进而对其再分配偏向的影响; 对此, 研究提出假设3：与控制条件相比, 在启动谦卑心态的条件下, 高阶层者贫富差距内归因倾向更低, 进而再分配偏向更高。总体而言, 3个子研究是层层递进的关系。
2 研究1——预测效应：高阶层者再分配偏向更低
研究1的目的是基于中国综合社会调查发布的大样本数据(Chinese General Social Survey, CGSS2015), 从中抽取衡量社会阶层、再分配偏向的指标, 以在中国社会背景下考察社会阶层对再分配偏向的影响效应。中国国家调查数据库(Chinese National Survey Data Archive, CNSDA)负责收集的中国综合社会调查始于2003年, 而本研究所使用的CGSS2015, 调查内容涵盖了个人、家庭、社区、社会等多个方面的社会态度, 其中也包括能够代表社会阶层、再分配偏向的一些指标。
2.1 被试
CGSS2015采用分层抽样的方式, 广泛地调查来自中国大陆各个省市自治区的18岁以上的成年人, 共有被试11438人, 最终有效样本量为10968人, 有效率为89.0%。在本研究中, 删除那些在所选取的指标中选择拒绝回答、无法回答或回答不知道、不适用的数据; 研究最终保留有效被试8376人。所有被试的年龄在18~94岁之间, 平均年龄为51.02岁(SD = 16.17)。
2.2 指标选取
本研究从CGSS2015中分别选取了代表主、客观社会阶层, 再分配偏向的一些指标。客观社会阶层的指标包括受教育程度和年收入。其中受教育程度的测量题目是“您目前的最高教育程度是”, 要求被试做14分评价, 1表示“没有受过任何教育”, 13表示“研究生及以上” (其中14表示“其他”, 由于选择这一分类的被试较少, 且该分类的存在会影响变量的连续性; 因此在实际的统计分析中删除了该分类)。年收入的测量题目是“您个人去年(2014)全年的总收入是多少?”, 要求被试从个位至百万位(元)各填写相应的数字。参照同类研究的做法, 本研究将个人年收入进行对数转化后取标准分, 再将其与受教育程度的标准分平均, 合成了总的客观阶层分数(Tan & Kraus, 2015)。
主观社会阶层的指标包括主观社会阶层、家庭相对经济地位、个人相对经济地位。主观社会阶层的测量题目是向被试呈现代表社会阶层的梯子, 要求被试判断“您认为您自己目前在哪个等级上?”; 并从1~10中选择一个数字填入, 1表示“最底层”, 10表示“最顶层”。家庭相对经济地位的测量题目是“您家的家庭经济状况在所在地属于哪一档?”要求被试进行5分评价, 1表示“远低于平均水平”, 5表示“远高于平均水平”。个人相对经济地位的测量题目是“与同龄人相比, 您本人的社会经济地位是”; 要求被试进行3分评价, 1表示“较高”, 2表示“差不多”, 3表示“较低”。为了方便后续研究结果的理解, 本研究对此数值进行了反向计分的处理。
再分配偏向的测量题目是“应该从有钱人那里征收更多的税来帮助穷人”, 要求被试在以下选项中作出选择：1表示“非常同意”, 2表示“同意”, 3表示“无所谓”, 4表示“不同意”, 5表示“非常不同意”。为了方便后续研究结果的理解, 本研究对此数值进行了反向计分的处理。同时以往的研究发现性别、年龄、民族身份等人口学变量都会对个体的再分配偏向产生影响(徐建斌, 刘华, 尹开国, 2013)。因此本研究将这些人口学变量也纳入分析, 进行统计上的控制。
2.3 研究结果
首先相关性分析结果显示(见表1), 客观阶层(r = -0.12, p < 0.001)、主观阶层(r = -0.06, p < 0.001)、家庭相对经济地位(r = -0.08, p < 0.001)、个人相对经济地位(r = -0.06, p < 0.001)均与再分配偏向呈显著的负相关。
表1 各变量的描述性统计和相关分析
| 变量 | %/M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1性别 | 51.50 | — | ||||||||||
| 2年龄 | 51.02 | 16.17 | 0.02 | |||||||||
| 3民族 | 92.60 | — | 0.00 | -0.03** | ||||||||
| 4宗教 | 11.40 | — | -0.08*** | -0.04*** | -0.22*** | |||||||
| 5政治 | 90.20 | — | 0.02 | 0.02 | 0.00 | 0.00 | ||||||
| 6婚姻 | 20.60 | — | -0.03** | 0.03** | 0.01 | 0.02 | -0.02 | |||||
| 7客观 | 0.00 | 0.86 | -0.15*** | -0.40*** | -0.10*** | 0.07*** | -0.03** | 0.00 | ||||
| 8主观 | 4.35 | 1.61 | 0.03* | 0.00 | -0.04*** | 0.00 | 0.02 | 0.06*** | 0.25*** | |||
| 9 家庭 | 2.67 | 0.72 | -0.01 | -0.07*** | -0.05*** | 0.00 | 0.00 | 0.07*** | 0.31** | 0.45*** | ||
| 10个人 | 1.73 | 0.59 | -0.02* | 0.00 | -0.05*** | 0.01 | 0.00 | 0.05*** | 0.25*** | 0.40*** | 0.55*** | |
| 11偏向 | 3.78 | 0.93 | 0.02 | 0.10*** | 0.03* | -0.03* | 0.02 | 0.00 | -0.12*** | -0.06*** | -0.08*** | -0.06*** |
注：性别, 1男, 2女; 民族, 1汉族, 2少数民族; 宗教信仰, 1有宗教信仰, 2无宗教信仰; 政治面貌, 1非共产党员, 2共产党员; 婚姻状况, 1非在婚状态, 2在婚状态; %表示分类变量中属性为"1"的人数百分比;*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。
随后研究以这些反映主、客观阶层的指标作为自变量; 以再分配偏向作为因变量; 以性别、年龄、民族身份等作为控制变量进行分层回归分析。在模型1中纳入性别、年龄、民族、宗教信仰、政治面貌、婚姻状况进行分析时, 模型是显著的, F(6, 8369) = 16.55, p < 0.001; 所有这些控制变量能够解释再分配偏向变异的1.2%。在模型2至5中除在第一层纳入人口学变量之外, 还在第二层分别纳入客观阶层、主观阶层、家庭相对经济地位、个人相对经济地位。结果显示与模型1相比, 所有这些模型解释量的变化都是显著的, p < 0.001。客观阶层显著负向预测再分配偏向(β = -0.09, SE = 0.13, p < 0.001)。所有反映主观阶层的指标：主观阶层(β = -0.03, SE = 0.01, p < 0.001)、家庭相对经济地位(β = -0.10, SE = 0.01, p < 0.001)、个人相对经济地位(β = -0.11, SE = 0.02, p < 0.001)也都显著地负向预测再分配偏向。
2.4 讨论
本研究基于CGSS2015这一样本量大、覆盖面广的调查数据, 揭示出所有反映社会阶层的指标均能够显著预测再分配偏向。即研究支持了假设1：与低阶层者相比, 高阶层者的再分配偏向更低。这与以往在欧美国家开展研究得到的结论是一致的(Andersen & Curtis, 2015; Brown-Iannuzzi et al., 2015; Page et al., 2013); 说明社会阶层对再分配偏向的预测效应具有跨文化的普遍性。基于这一研究发现, 研究2将进一步探讨社会阶层影响再分配偏向的心理机制。
3 研究2——心理机制：贫富差距归因倾向的中介作用
研究2的目的是通过对我国城乡居民的广泛调查考察社会阶层影响再分配偏向的心理机制, 即贫富差距归因倾向的中介作用。
3.1 被试
研究通过问卷网平台, 对宁夏、山西、湖北、江苏、广东等多个省份的城乡居民(包括少量的学生)展开调查, 共发放问卷700份。删除规律性作答、作答时间过长(过短)以及存在做假嫌疑的问卷, 最终获得有效问卷621份, 有效率为88.71%。所有被试的年龄在18~65岁之间, 平均年龄为32.73岁(SD = 8.73)。
3.2 研究工具与程序
社会阶层的测量考察了主观阶层与客观阶层两方面的指标。主观阶层的测量是采用阶梯量表(Kraus et al., 2010; Piff et al., 2010), 过程是向被试呈现一个10级阶梯, 要求被试想象梯子不同的层级代表不同人所处的社会阶层, 层级越高, 表示其社会阶层越高; 并要求被试主观评定觉得自己当前位于1至10级的哪一层级。客观阶层的测量包括个人年收入、受教育程度、职业三项指标; 其中个人年收入的测量是询问被试的个人年收入(含各种津贴、福利、红利、租金等), 要求被试在1 = “1万元及以下”、2 = “10001元~2万元”、3 = “20001元~3万元”、4 = “30001元~5万元”、5 = “50001元~7万元”、6 = “70001元~10万元”、7 = “100001元~20万元”、8 = “200001元~50万元”、9 = “500001元~100万元”、10 = “100万元以上”中作出选择。受教育程度的测量是询问被试的受教育程度, 要求被试在1 = “小学及以下”、2 = “初中”、3 = “高中／中专／技校”、4 = “大专／夜校／电大”、5 = “本科”、 6 = “硕士及以上”中作出选择。
职业的测量是参考了社会学学者刘欣(2007)以公共权力、市场能力为基础而提出的中国城市社会分层框架, 并结合该框架中所缺的社会下层及农村职业类别(陆学艺, 2002), 共得到社会阶层从低到高的7个类别：(1)城乡无业、失业、半失业者; (2)非技术工人或体力劳动者, 如产业工人和农业劳动者; (3)商业服务业员工, 如厨师、司机、理发师等; (4)个体自雇劳动者或办事人员; (5)中产下层, 包括低级职务的党政事业单位的干部、小型企业经理或中大型企业基层管理人员、中级及以下职称专业技术人员等; (6)中产上层, 包括党政事业单位的中层领导干部、中大型企业上层管理人员、高级职称专业技术人员等; (7)社会上层, 包括党政事业机构的高层领导干部、大型国有企业的高级管理人员及民营企业家。研究让受调查者选择或填写其职业, 随后处理数据时按照这7个类别进行归类和赋值(1~7分)。研究最后参照同类研究(Tan & Kraus, 2015)与研究1的做法, 将三项指标取标准分后再平均, 得到总的客观阶层分数。
贫富差距归因倾向的测量是采用李静(2014)编制的具有良好信效度水平的贫富差距归因倾向问卷(参见：杨沈龙 等, 2016)。问卷包括了内部归因和外部归因两个维度, 各有8个项目。内归因的项目如“个人勤奋或努力程度不同”、“个人的能力不同”等; 外归因的项目如“有无关系或门路”、“家庭背景或出身不同”等内容。对于每一种归因, 让被试报告其同意或不同意的程度, 采取7点计分(1 = “完全不同意”, 7 = “完全同意”)。在本研究中内、外归因两个维度及总量表的α系数分别为0.82、0.82、0.86。在计算分值时, 由于研究在理论上更强调的是内归因倾向, 依照前人研究做法(Hussak & Cimpian, 2015), 也是工具编制者(李静, 2014)的建议, 取被试在内归因8道题总分与外归因8道题总分的差值, 作为衡量贫富差距内归因倾向的分值。得分越高, 表示被试的内归因倾向越高。
再分配偏向的测量采用本研究自编的再分配偏向量表。本研究结合我国的再分配活动主要包括个人税收、社会保障、均等化公共服务三个方面(李清彬, 2012), 编制了共12个项目、3个维度的再分配偏向量表。3个维度的例题分别如下“政府应该更多地向高收入群体征税”、“政府应该增加低收入群体的医疗保险、养老金补贴等社会保险”、“社会中的低收入群体应享受与高收入群体同等的公共基础设施”。对于每一条目, 要求被试报告其同意或不同意的程度, 采取7点计分(1 = “完全不同意”, 7 = “完全同意”)。研究对问卷进行验证性因素分析的结果显示：χ2/dƒ = 2.36、RMSEA = 0.08、GFI = 0.92、CFI = 0.95、IFI = 0.95、NFI = 0.91; 表明量表具有良好的结构效度。在本研究中3个维度及总量表的α系数分别为0.81、0.86、0.91、0.90。另外研究也收集了被试的性别、年龄、民族身份等人口学信息, 进行统计上的控制。
3.3 共同方法偏差检验
基于收集的数据均来自于问卷调查, 研究采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。结果表明在未旋转的情况下, 第一个因子解释变异量为28.14%, 小于40%的临界标准。此外, 研究还对客观阶层、贫富差距归因倾向、再分配偏向3个构念(主观阶层的测量仅1道题, 因此未包含在内)进行验证性因素分析, 并将拟合指数与单因素模型进行比较, 结果显示, 三因素模型的拟合指数明显好于单因子模型, 以上结果都表明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.4 研究结果
首先相关分析的结果显示(见表2), 主观阶层(r = -0.21, p < 0.001)、内归因倾向(r = -0.15, p < 0.001)与再分配偏向呈显著负相关, 主观阶层与内归因倾向呈显著正相关(r = 0.22, p < 0.001)。而客观阶层与内归因倾向(r = -0.07, p = 0.096 > 0.05)、再分配偏向(r = 0.01, p = 0.866 > 0.05)的相关不显著。同时结果显示, 户口类型(r = 0.10, p = 0.018 < 0.05)、政治面貌(r = 0.11, p = 0.008 < 0.01)与内归因倾向呈显著正相关, 年龄(r = 0.23, p < 0.001)、宗教信仰(r = 0.14, p < 0.001)、婚姻状况(r = 0.09, p = 0.024 < 0.05)与再分配偏向呈显著正相关, 因此在进一步的中介效应分析中, 研究将这些人口学变量予以统计上的控制。
表2 各变量的描述性统计和相关分析
| 变量 | %/M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1性别 | 41.70 | — | ||||||||||
| 2 年龄 | 32.73 | 8.73 | -0.04 | |||||||||
| 3 民族 | 94.20 | — | 0.00 | -0.05 | ||||||||
| 4 户口 | 60.20 | — | -0.05 | -0.11** | -0.05 | |||||||
| 5 政治 | 19.00 | — | 0.13** | -0.08* | -0.04 | 0.20*** | ||||||
| 6 宗教 | 90.30 | — | -0.07 | -0.07 | 0.32*** | 0.02 | 0.12** | |||||
| 7 婚姻 | 61.80 | — | 0.13*** | 0.49*** | -0.08* | -0.10* | -0.04 | -0.14*** | ||||
| 8 客观 | 0.01 | 0.76 | -0.14*** | -0.18*** | 0.10* | -0.30*** | -0.27*** | 0.12** | -0.26*** | |||
| 9 主观 | 4.15 | 1.88 | 0.04 | -0.07 | -0.02 | -0.13** | -0.04 | -0.03 | -0.02 | 0.30*** | ||
| 10归因 | 0.27 | 1.05 | 0.02 | 0.00 | -0.01 | 0.10* | 0.11** | -0.05 | 0.00 | -0.07 | 0.22*** | |
| 11偏向 | 5.35 | 1.00 | 0.03 | 0.23*** | 0.05 | 0.02 | 0.03 | 0.14*** | 0.09* | 0.01 | -0.21*** | -0.15*** |
注：性别, 1男, 2女; 民族, 1汉族, 2少数民族; 户口, 1城镇, 2农村; 政治面貌, 1共产党员, 2非共产党员; 宗教信仰, 1无宗教信仰, 2有宗教信仰; 婚姻状况, 1未婚, 2已婚; %表示分类变量中属性为"1"的人数百分比;*p < 0.05;**p < 0.01; ***p < 0.001。
(1)内归因倾向在主观阶层预测效应中的中介作用
研究以主观阶层为自变量, 再分配偏向为因变量(控制年龄、宗教信仰等)进行回归分析, 结果表明主观阶层对再分配偏向具有显著的预测作用(β = -0.19, SE = 0.04, p < 0.001), 即主观阶层对再分配偏向的总效应是显著的; 然后采用SPSS 23.0的Process插件检验中介效应(Hayes, 2013), Bootstrap抽样次数为5000, 控制年龄、宗教信仰等人口学变量。如表3所示, 结果表明主观阶层显著正向预测内归因倾向(β = 0.24, SE = 0.04, p < 0.001); 主观阶层和内归因倾向同时预测再分配偏向时, 主观阶层(β = -0.17, SE = 0.04, p < 0.001)和内归因倾向(β = -0.11, SE = 0.04, p = 0.005 < 0.01)均有显著预测效应。校正的Bootstrap检验表明, 内归因倾向在主观阶层预测效应中的中介作用显著, 间接效应值为-0.03, 95%的置信区间为[-0.08, -0.01]; 中介效应占总效应(-0.19)的15.79%。
表3 内归因倾向在主观阶层预测效应中的中介作用分析
| 因变量 | R2 | β | SE | t | 95% CI |
|---|---|---|---|---|---|
| 内归因倾向作 因变量 | 0.09 | ||||
| 年龄 | 0.03 | 0.05 | 0.64 | [-0.06, 0.12] | |
| 户口类型 | 0.09 | 0.04 | 2.32* | [0.01, 0.17] | |
| 政治面貌 | 0.16 | 0.04 | 3.76*** | [0.08, 0.25] | |
| 宗教信仰 | -0.06 | 0.04 | -1.44 | [-0.13, 0.02] | |
| 婚姻状况 | -0.07 | 0.05 | -1.46 | [-0.17, 0.02] | |
| 主观阶层 | 0.24 | 0.04 | 6.11*** | [0.16, 0.32] | |
| 再分配偏向作 因变量 | 0.14 | ||||
| 年龄 | 0.25 | 0.04 | 5.77*** | [0.17, 0.34] | |
| 户口类型 | 0.03 | 0.04 | 0.78 | [-0.05, 0.11] | |
| 政治面貌 | 0.01 | 0.04 | 0.19 | [-0.08, 0.09] | |
| 宗教信仰 | 0.15 | 0.04 | 3.82*** | [0.07, 0.22] | |
| 婚姻状况 | -0.02 | 0.05 | -0.38 | [-0.11, 0.08] | |
| 主观阶层 | -0.17 | 0.04 | -4.20*** | [-0.24, -0.09] | |
| 内归因倾向 | -0.11 | 0.04 | -2.85* | [-0.19, -0.04] |
注：*p < 0.05;*** p < 0.001
(2)内归因倾向在客观阶层预测效应中的中介作用
随后研究以客观阶层为自变量, 再分配偏向为因变量(控制年龄、宗教信仰等)进行回归分析, 结果表明客观阶层对再分配偏向总的预测效应不显著(β = 0.08, SE = 0.06, p = 0.218 > 0.05); 同样采用SPSS 23.0的Process插件检验中介效应, Bootstrap抽样次数为5000, 控制年龄、宗教信仰等人口学变量。如表4所示, 结果表明客观阶层对内归因倾向的预测作用不显著(β = 0.03, SE = 0.06, p = 0.673 > 0.05); 客观阶层和内归因倾向同时预测再分配偏向时, 客观阶层对再分配偏向的预测效应不显著(β = 0.08, SE = 0.06, p = 0.191 > 0.05); 内归因倾向的预测作用显著(β = -0.15, SE = 0.04, p < 0.001)。校正的Bootstrap检验表明, 内归因倾向在客观阶层预测效应中的中介作用不显著, 间接效应值为0.00, 95%的置信区间为[-0.01, 0.01]。
表4 内归因倾向在客观阶层预测效应中的中介作用分析
| 因变量 | R2 | β | SE | t | 95% CI |
|---|---|---|---|---|---|
| 内归因倾向作因变量 | 0.03 | ||||
| 年龄 | 0.03 | 0.05 | 0.64 | [-0.06, 0.12] | |
| 户口类型 | 0.04 | 0.04 | 0.96 | [-0.04, 0.13] | |
| 政治面貌 | 0.18 | 0.05 | 3.82*** | [0.09, 0.28] | |
| 宗教信仰 | -0.04 | 0.04 | -0.99 | [-0.13,.04] | |
| 婚姻状况 | -0.08 | 0.05 | -1.54 | [-.18, 0.02] | |
| 客观阶层 | 0.03 | 0.06 | 0.42 | [-0.10, 0.15] | |
| 再分配偏向作因变量 | 0.10 | ||||
| 年龄 | 0.27 | 0.05 | 5.86*** | [0.18, 0.36] | |
| 户口类型 | 0.06 | 0.04 | 1.39 | [-0.02, 0.14] | |
| 政治面貌 | 0.04 | 0.05 | 0.90 | [-0.05, 0.14] | |
| 宗教信仰 | 0.14 | 0.04 | 3.34*** | [0.06, 0.23] | |
| 婚姻状况 | -0.02 | 0.05 | -0.35 | [-0.12, 0.08] | |
| 客观阶层 | 0.08 | 0.06 | 1.31 | [-0.04, 0.21] | |
| 内归因倾向 | -0.15 | 0.04 | -3.65*** | [-0.23, -0.07] |
注：***p < 0.001
3.5 讨论
本研究通过对我国城乡居民的广泛调查, 发现了贫富差距归因倾向在主观阶层与再分配偏向的关系中起到部分中介作用。即研究结果支持了假设2：与主观阶层较低的个体相比, 主观阶层较高的个体更倾向于对贫富差距进行内归因, 进而再分配偏向更低。而研究并未发现贫富差距归因倾向在客观阶层与再分配偏向关系中的中介作用(在本研究中客观阶层对贫富差距归因、再分配偏向的预测作用均不显著)。这可能是由于客观阶层预测再分配偏向本身的效应量较小, 因此可能像研究1中那样的大样本量可以保证数据结果达到显著, 而研究2的样本量未能检测到这一效应。前人很多研究也发现, 主观阶层对于一些因变量的预测要好于客观阶层(Cohen et al., 2008; Sakurai et al., 2010; Whyte & Han, 2008), 这与本研究的结果一致。不过总体而言, 研究2还是支持了研究假设。基于研究2的发现, 研究3将结合实际意义的考虑, 进一步探讨谦卑对高阶层者贫富差距归因倾向的影响, 进而对其再分配偏向的影响。
4 研究3——干预作用：谦卑对高阶层者再分配偏向的促进作用
研究3的目的是通过实验法考察启动高阶层者谦卑的心态对其贫富差距归因倾向及再分配偏向的影响, 以此尝试探索促进高阶层者再分配偏向的可能途径。
4.1 研究方法
基于研究目的, 本研究参照类似研究(e.g., Sands & de Kadt, 2020; Whitson & Galinsky, 2008)的逻辑或做法, 采用单因素完全随机实验设计来单纯考察谦卑启动对高阶层者贫差距归因倾向的影响, 进而对其再分配偏向的促进作用。也就是说, 本研究并未纳入低阶层参与者作为被试, 而仅仅以高阶层者为实验对象; 因为本研究更多是从实际意义角度出发, 旨在探索促进高阶层者再分配偏向的可能途径。所以, 研究包括：谦卑启动组与控制对照组, 即自变量谦卑启动分为2个水平; 中介变量为贫富差距归因倾向; 因变量为再分配偏向。而同时考虑到由启动视频引发的情绪状态也可能会影响被试的再分配偏向, 因此研究将被试看完视频后的积极、消极情绪状态作为控制变量, 予以统计上的控制。
4.2 被试
在开始正式干预实验之前, 本研究基于主、客观阶层从580名大学生中筛选出出身于高阶层家庭的大学生。参考同类研究的做法(胡小勇 等, 2016), 研究选取了主观阶层、客观阶层都高的被试(主观阶层的分数在6分及以上, 父母较高一方的职业是管理者、经理人、企业主、技术人员)进入正式实验。其中主观阶层是基于梯子量表考察大学生对家庭的社会经济地位的感知, 客观阶层是基于研究2使用的职业量表考察其父母的职业。依据筛选情况以及自愿参与正式实验的情况, 有104名高阶层大学生参与正式的实验。删除1名在实验认真度检测题中作答不认真者, 最终有效被试为103名1 (1独立样本t检验的结果显示, 若不删除这1名被试, 与控制组相比(M = 2.12, SD = 1.04), 谦卑启动组被试的内归因倾向(M = 1.62, SD = 0.77)仍然更低, t(102) = -2.78, p = 0.006 < 0.01; 与控制组相比(M = 4.56, SD = 3.48), 谦卑启动组被试的再分配偏向(M = 6.02, SD = 3.44)仍然更高, t(102) = 2.16, p = 0.034 < 0.05。)。被试的平均年龄为19.88岁(SD = 2.21)。其中谦卑启动组被试51名, 控制组被试52名。且两组被试并不存在主观阶层的差异, t(101) = -1.63, p = 0.106 > 0.05; 也不存在客观阶层的差异, t(101) = 1.70, p = 0.092 > 0.05。
4.3 研究程序与工具
本研究的程序包括3个步骤, 首先结合真实的社会分配环境, 并借鉴以往的再分配的实验范式(Brown-Iannuzzi et al., 2015; Xie et al., 2017), 本研究程序首先是构建出了高阶层被试“在初次分配中得到更多且在再分配中扮演转出方”的微观情境。而由于本研究的高阶层被试均是大学生, 因此情境的设置是以答题得报酬为背景。具体过程如下：在被试与另一位“被试” (实则是本研究的实验助手)进入实验室后, 告知其两个人将分开完成两个环节的测试题, 每个环节都是8道题, 对应的也是8元的报酬; 他们在第一个环节共同答对5道题及以上才能进入第二环节, 继续赢取第二环节的报酬, 且每道题需在10秒内完成; 两个环节结束后所有报酬并非平均分配, 而是根据他们各自答对的题数进行比例分配。在解释完任务之后, 告知被试与另一位“被试”将在不同的实验房间与电脑上完成此任务, 而事实上另一位“被试”, 也是本实验的助手已退出, 并未参与实验任务。且无论这位真被试的答题情况如何, 依据测验系统的功能设定这位真被试与另一位“被试”在第一环节各自答对的题数分别是4、2, 对应的报酬分别是5.33元、2.67元, 在第二环节各自答对的题数分别是6、2, 对应的报酬分别是6元、2元。因此最终这位真被试与另一位“被试”各自的报酬分别是11.33元、4.67元, 即本研究的高阶层被试在初次分配中得到了更多的报酬。在被试完成任务一后, 告知其需再完成另一个视频任务, 且该任务虽与最终的报酬无关, 但也是本实验的重要部分, 需要被试认真完成。
研究的第二步是通过观看视频任务, 启动高阶层被试的谦卑状态。其中谦卑启动组的高阶层被试观看的约5分钟的视频是2个家喻户晓的谦卑人物(钱学森、田家炳)的人生故事。视频或通过秘书的回忆或对个人的采访简要展现了他们谦卑的一生。而控制组的高阶层被试观看的约5分钟的视频是关于合理膳食的健康知识。待被试观看完视频之后, 要求其回答与视频内容有关的问答题、选择题, 以巩固启动效果并考察被试观看视频的认真程度。随后研究通过Davis等(2017)的12个项目的谦卑经历量表(the experiences of humility scale, EHS)考察被试因观看视频所引发的谦卑状态。量表采取5点计分, 1表示“极不同意”, 5表示“非常同意”; 例题如：“意识到一些事物比自我更崇高”。在本研究中该量表的α系数是0.74。研究通过邱林等(2008)修订的积极情感消极情感量表(positive affect and negative affect scale, PANAS)考察被试因观看视频所引发的积极消极情绪状态。量表同样采取5点计分, 1表示“非常轻微或根本没有”, 5表示“非常强烈”, 例题如：“活跃的”、“羞愧的”。在本研究中积极情感、消极情感两个维度的α系数分别是0.91, 0.62。
研究的第三步是考察高阶层被试的贫富差距归因倾向、再分配偏向。待被试完成以上视频任务与相关测验之后, 研究通过一个项目考察被试的贫富差距归因倾向, 即要求被试评定在这次实验中, 对于自己目前得到的更多的报酬多大程度上是自己功劳。研究提供的选项包括：1.自己和同伴的功劳各占一半; 2.自己的功劳占六成; 3.自己的功劳占七成; 4.自己的功劳占八成; 5.自己的功劳占九成; 6.完全是自己的功劳。从1到6表示内归因倾向逐渐增加。借鉴以往的实验范式(Brown-Iannuzzi et al., 2015; Xie et al., 2017)会在呈现分配结果后, 基于一定的缘由要求被试进行再分配; 本研究也告知其考虑到另一位“被试”在第一环节也起到关键作用, 因此现将对最初的分配方案(11.33元、4.67元, 前者为被试的报酬)进行一定的调整; 要求被试(作为转出方)根据内心真实的想法在以下10种重新调整的方案中作出选择：(1) 11元、5元, (2) 10.67元、5.33元, (3) 10.33元、5.67元, (4) 10元、6元, (5) 9.67元、6.33元, (6) 9.33元、6.67元, (7) 9元、7元, (8) 8.67元、7.33元, (9) 8.33元、7.67元, (10) 8元、8元。从1到10表示再分配偏向逐渐增加。当被试完成所有的实验步骤之后, 所有的被试均获得10元报酬。
4.4 研究结果
研究首先考察谦卑启动的有效性。即与对照组的内容相比, 谦卑启动组的视频内容是否能够引发高阶层者谦卑的状态。独立样本t检验的结果表明, 谦卑启动组的高阶层被试(M = 4.05, SD = 0.56)在谦卑状态上的得分显著高于控制组的高阶层被试(M = 3.43, SD = 0.70), t(101) = 4.98, p < 0.001, Cohen’d = 0.98。这表明在本研究中谦卑状态的启动是有效的。
研究随后继续考察核心关注的研究结果, 即谦卑启动对高阶层者贫富差距归因倾向的影响, 继而对其再分配偏向的影响。结果显示, 谦卑启动显著影响了高阶层者的贫富差距归因倾向; 与控制组相比(M = 2.12, SD = 1.04), 谦卑启动组的高阶层被试(M = 1.59, SD = 0.75)内归因倾向更低, t = -2.95, p = 0.004 < 0.01, Cohen’d = -0.58。谦卑启动也显著影响了高阶层者的再分配偏向; 与控制组相比(M = 4.56, SD = 3.48), 谦卑启动组的高阶层被试(M = 6.06, SD = 3.46)再分配偏向更高, t(101) = 2.20, p = 0.03 < 0.05, Cohen’d = 0.43。
研究最后采用SPSS 23.0的Process插件检验贫富差距归因倾向在谦卑启动与再分配偏向中的中介作用。Bootstrap抽样次数为5000, 控制性别、年龄、积极情绪状态、消极情绪状态。校正的Bootstrap检验表明, 贫富差距归因倾向的中介效应显著, 中介效应值为0.11, 95%的置信区间为[0.04, 0.20]; 中介效应(0.11)占总效应(0.21)的52.38%。也即启动谦卑的心态对高阶层者再分配偏向的提升, 一定程度上是通过降低其贫富差距内归因倾向而起作用的。
4.5 讨论
本研究通过对103名高阶层大学生实施干预实验, 发现通过视频启动的范式确实能够启动高阶层被试谦卑的状态。且与控制组相比, 谦卑启动组的高阶层被试贫富差距内归因倾向更低, 再分配偏向更高。即研究结果支持了假设3：通过启动谦卑的心态能够降低高阶层者的贫富差距内归因倾向, 进而提升其再分配偏向。
5 总讨论
在贫富差距相当严峻的社会背景下, 本研究考察了社会阶层对再分配偏向的直接影响效应与心理机制, 并发现了促进高阶层者再分配偏向的干预策略。研究确立了在中国社会背景下这一影响效应的存在; 揭示了可能的心理机制; 并为推动再分配、实现发展成果共享等提供了一定的社会治理启示。
5.1 在中国社会背景下确立直接影响效应
伴随着以往在欧美国家开展的研究已确立了社会阶层对再分配偏向的影响效应, 越来越多的研究开始感兴趣于：这一影响效应是否广泛存在于不同的社会文化之下?结合以往的研究以及本研究的发现, 这说明社会阶层对再分配偏向的负向预测作用具有一定的跨文化一致性。尽管通常跨文化研究倾向于强调不同文化下个体心理与行为的差异, 但随着研究更深入地探讨了文化与社会阶层及其它社会分类的交互影响, 越来越多的研究者也开始关注到跨文化的一致性。如研究发现无论是在西方文化, 还是东亚文化下, 高阶层者都比低阶层者更自信, 更强调自我表达、对环境的控制(Miyamoto, 2017)。而同样就再分配偏向而言, 无论是本研究基于中国社会文化背景的考察, 还是以往对美国社会的调查, 或是对多个国家的综合考量, 研究都发现高阶层者的再分配偏向普遍低于低阶层者(Andersen & Curtis, 2015; Brown-Iannuzzi et al., 2015; Page et al., 2013)。即在不同的社会文化下, “达者”都没有那么地“兼济天下”。这种跨文化的一致性展现出了人性中共通的一面。
5.2 对可能的心理机制的探讨
与低阶层者相比, 高阶层者的再分配偏向为何普遍更低?传统的自利动机视角具有一定的解释力, 然而这一视角仍具有局限性。基于此, 研究者从公平认知视角出发, 认为是高、低阶层者对于当前分配现状的公平认知或信念因素促成了他们不同的再分配偏向(Brown-Iannuzzi et al., 2017; Bullock, 2017)。那么究竟是怎样的认知因素在起作用?受到社会阶层不平等维持模型的启发(Piff et al., 2018), 本研究发现了贫富差距归因倾向的中介作用; 即高、低阶层者再分配偏向的差异, 是源于贫富差距归因倾向的不同。总体来说, 本研究从公平认知视角出发揭示了社会阶层影响再分配偏向的心理机制。
类似于对贫富差距的归因, 已有研究还发现了高、低阶层持有其它不同的社会信念, 包括公正世界信念、系统合理信念等。基于成人或青少年样本的研究均发现, 高、低阶层者的公正世界信念、系统合理信念均有所不同(Li et al., 2020; Yu et al., 2020; 杨沈龙 等, 2016)。当然贫富差距归因倾向是个体对造成社会贫富差距原因的归属过程; 是与经济分配及其态度偏向最具体相关的社会信念(Durante et al., 2014; Krawczyk, 2010; Rodriguez-Bailon et al., 2017); 基于这一考虑, 本研究将贫富差距归因倾向作为心理机制, 揭示了其在社会阶层与再分配偏向中的中介作用。而在社会阶层不平等维持模型的理论视角下, 从社会阶层到贫富差距归因再到再分配偏向的影响路径属于维持不平等的意识形态过程, 且会通过高、低阶层者具体的政治参与得以表达, 而不断加剧阶层间的不平等(Piff et al., 2018; Rodriguez-Bailon et al., 2020)。因此, 对于这一路径的揭示, 不仅有助于再分配偏向的研究领域进一步厘清阶层预测再分配偏向的作用机制, 还可以加深探讨由社会分层导致不平等延续的成因。
5.3 促进高阶层者再分配偏向的干预
研究3从前面研究揭示的贫富差距归因倾向的中介作用出发, 发现了谦卑能够降低高阶层者的贫富差距内归因倾向, 进而提升其再分配偏向。对于再分配问题, 学界的研究关切开始从单纯关注人们对再分配偏向的态度差异, 转向更为重视再分配偏向的干预(Bullock, 2017; Reeves & Vries, 2016)。研究者提出应提升高阶层者的再分配偏向, 且建议通过采取干预措施培育其更多从环境的角度来看待贫穷、财富、经济不平等(Bullock, 2017)。本研究正是基于这一思路, 发现启动谦卑的心态即是一项有效的干预措施。这一干预角度的提出对于该领域而言具有一定程度的独创性, 对于未来研究干预再分配偏向也可以带来一定的启示。
从宏观社会需求的角度来看, 本研究为推动社会再分配、实现发展成果共享等提供了社会治理的启示。来自政治学、经济学领域的探究发现改革开放40年以来我国的贫富差距持续加大, 这说明经济的增长并不能自动解决收入分配问题。越是经济快速发展的情形, 越需要再分配来促进分配的公平与发展成果的共享(蔡昉, 2020)。而高阶层者的政治参与一般更高; 因此促进高阶层者对再分配的积极态度对于相关政策的制定及落实具有举足轻重的作用(Kraus & Callaghan, 2014; Page et al., 2013)。研究3发现了谦卑能够降低高阶层者对贫富差距的内归因倾向, 进而提升其再分配偏向。这启示社会治理者可以通过弘扬谦卑这一传统美德, 尤其是本研究范式中所涉及到的发挥榜样力量的作用, 来改变社会精英对再分配的态度, 进而更好地推动社会再分配。
5.4 研究局限与展望
尽管本研究的假设已基本得到验证, 但研究仍存在一定的局限。首先是研究未能探讨除贫富差距归因倾向以外的心理机制。研究2揭示了贫富差距归因倾向的中介效应。但在贫富差距归因倾向之外, 可能其它的心理机制(包括传统研究视角提到的自利动机, 公平认知视角中公正世界信念等其它社会信念)仍然发挥着一定的作用。未来研究可以做进一步探讨, 并发现不同心理机制之间的关系与相互作用条件(Brown-Iannuzzi et al., 2017)。其次是研究最后的干预实验未纳入低阶层者。基于研究从实际意义出发, 更侧重于对高阶层者的再分配偏向进行干预, 研究3未纳入低阶层者作为研究对象, 而是参考类似研究(e.g., Sands & de Kadt, 2020; Whitson & Galinsky, 2008)的逻辑或做法, 通过单因素实验重点考察了谦卑启动对高阶层者的影响。总体来说, 作为初步探索性的干预研究, 研究能够揭示启动谦卑心态对高阶层者再分配偏向的促进作用。但因现有的实验设计未纳入低阶层者, 那么启动谦卑心态是否能够将高阶层者的再分配偏向提升至与低阶层者同等高的水平, 以及这种启动又会对低阶层者的再分配偏向产生怎样的影响, 诸如这类问题是本研究无法回答的。因此, 未来研究可以基于更进一步的实验设计, 综合地探讨外在干预策略对民众再分配偏向的影响。
6 结论
本研究得到了以下结论：(1)与低阶层者相比, 高阶层者的再分配偏向更低; (2)在社会阶层对再分配偏向的预测效应中, 贫富差距归因倾向起到中介作用; (3)通过启动谦卑心态, 能够降低高阶层者贫富差距内归因倾向, 进而提升其再分配偏向。
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PMID:28826007
[本文引用: 2]
A large body of research in Western cultures has demonstrated the psychological and health effects of social class. This review outlines a cultural psychological approach to social stratification by comparing psychological and health manifestations of social class across Western and East Asian cultures. These comparisons suggest that cultural meaning systems shape how people make meaning and respond to material/structural conditions associated with social class, thereby leading to culturally divergent manifestations of social class. Specifically, unlike their counterparts in Western cultures, individuals of high social class in East Asian cultures tend to show high conformity and other-orientated psychological attributes. In addition, cultures differ in how social class impacts health (i.e. on which bases, through which pathways, and to what extent).Copyright © 2017 Elsevier Ltd. All rights reserved.
Democracy and the policy preferences of wealthy Americans
DOI:10.1017/S153759271200360X URL [本文引用: 4]
Pursuing self interests or distributive justice? An empirical study of the preference for redistribution of Chinese residents
独善其身还是兼济天下?——中国居民再分配偏好的实证研究
Wealth and the inflated self: Class, entitlement, and narcissism
DOI:10.1177/0146167213501699 URL [本文引用: 2]
Having less, giving more: The influence of social class on prosocial behavior
DOI:10.1037/a0020092 URL [本文引用: 1]
Unpacking the inequality paradox: The psychological roots of inequality and social class
Revision of the positive affect and negative affect scale
积极情感消极情感量表(PANAS)的修订
Does media coverage influence public attitudes towards welfare recipients? The impact of the 2011 English riots
DOI:10.1111/bjos.2016.67.issue-2 URL [本文引用: 1]
Social class and ideologies of inequality: How they uphold unequal societies
DOI:10.1111/josi.2017.73.issue-1 URL [本文引用: 2]
Inequality is in the air: Contextual psychosocial effects of power and social class
DOI:10.1016/j.copsyc.2019.07.004 URL [本文引用: 1]
The impact of subjective and objective social status on psychological distress among men and women in Japan
DOI:10.1016/j.socscimed.2010.01.019
PMID:20303205
[本文引用: 1]
From around 1990s, social disparity issues and their effects on mental health have been gaining increasing attention in Japanese society. Findings from previous studies on socioeconomic status (SES) and mental health in Japan are inconsistent. Subjective Social Status (SSS) has been proposed and tested as a stronger predictor of mental health than measures such as education, income and occupation in the UK and US, but this has not been tested enough in countries with a different social and cultural background such as Japan. In the present study, a cross-sectional questionnaire survey was conducted in 2006 among a nationally representative community-based random sample of residents in Japan aged 20-74 years. A total of 1237 participants completed the questionnaire, with the overall response rate of 61.9%. After excluding 42 respondents, data from 1195 respondents (574 men and 621 women) were analyzed. SSS, household income, and education level of respondents were measured using single-item questions. Those with a K6 score of 5 or greater were defined as having psychological distress. A multiple logistic regression model was used to examine the effects of SSS, household income, and education on psychological distress. Among men, the prevalence of psychological distress, after adjusting for age and marital status, differed significantly across groups classified based on SSS, household income, and education. Among women, only SSS was significantly associated with psychological distress after adjusting for age and marital status. However, when all three variables were simultaneously entered into the model, SSS and household income were significantly associated with psychological distress, with the low SSS group having a higher odds ratio of psychological distress. In summary, SSS seems to be a stronger predictor of psychological distress among both men and women in the Japanese community than traditional measures of SES.Copyright 2010 Elsevier Ltd. All rights reserved.
Populism, liberalism, and democracy
DOI:10.1177/0191453718757888 URL [本文引用: 2]
Local exposure to inequality raises support of people of low wealth for taxing the wealthy
DOI:10.1038/s41586-020-2763-1 URL [本文引用: 2]
Lay theories about social class buffer lower-class individuals against poor self-rated health and negative affect
DOI:10.1177/0146167215569705 URL [本文引用: 2]
Lacking control increases illusory pattern perception
DOI:10.1126/science.1159845 URL [本文引用: 2]
Popular attitudes toward distributive injustice: Beijing and Warsaw compared
DOI:10.1007/s11366-008-9016-8 URL [本文引用: 2]
Heroic humility: What the science of humility can say to people raised on self-focus
Be it ever so humble: Proposing a dual-dimension account and measurement of humility
DOI:10.1080/15298868.2017.1327454 URL [本文引用: 1]
Rank reversal aversion inhibits redistribution across societies
DOI:10.1038/s41562-017-0142 URL [本文引用: 2]
Social justice recognition, fluidity expectation and the preference of residence redistribution: An empirical study based on CGSS data
社会公平认知、流动性预期与居民再分配偏好——基于CGSS数据的实证研究
A research review about influence factors of residents’ redistributive preferences
居民再分配偏好的影响因素研究述评
Do lower class individuals possess higher levels of system justification? An examination from the social cognitive perspectives
DOI:10.3724/SP.J.1041.2016.01467 URL [本文引用: 3]
低阶层者的系统合理化水平更高吗?——基于社会认知视角的考察
Subjective social class and distrust among Chinese college students: The mediating roles of relative deprivation and belief in a just world
DOI:10.1007/s12144-018-9908-5 URL [本文引用: 1]
