1. 引言
生活满意度作为主观幸福感的核心认知维度(Gilman & Huebner, 2003)，是个体基于自定标准对生活质量的整体性评价，区别于短暂情绪体验，其水平取决于现实状态与内在期望的匹配度(Shin & Johnson, 1978)。作为心理健康与生活质量的关键指标，生活满意度直接关联情绪调节、人际适应，且与抑郁、焦虑风险呈负相关(Headey et al., 1993)。因此，探究其影响因素与作用机制，对制定心理干预策略、提升全民心理福祉具有重要价值。
生活满意度受主观特质与客观环境的交互影响(田丽丽等，2003)。主观层面，人格特质、自我价值感塑造认知评价模式(吴海华，2023)；客观层面，家庭环境、社会支持及创伤事件等均发挥作用(赵思楠，2024)。其中，童年期创伤指18岁前经历的身体/情感/性虐待以及忽视等，因其发生于心理发展关键期，长期效应尤为突出(Xiang et al., 2020)。全球约30%儿童曾遭受至少一种创伤(Stoltenborgh et al., 2015)，我国青少年创伤发生率达25.4%~34.9% (徐韬等，2014)。依据社会认知理论(Bandura, 1999)与依恋理论(Bernard et al., 2012)，童年创伤会塑造“世界危险”“自我无能”等消极核心信念，不仅增加成年期心理障碍风险，还会降低长期生活满意度(Harris, 2001)。已有研究证实童年期创伤与生活满意度呈负相关，且不受人口学变量调节(韦君姗，2024)，但二者间的心理机制仍待揭示。
公正世界信念(Belief in a just world, BJW)是个体对“行为与结果合理对应”的核心认知(Lerner & Mille, 1978)，通过同化(合理化不公事件)、信任(维持社会秩序信任)与动机(激励合规行为)三大功能缓冲负面冲击(Dalbert et al., 2001)。高BJW者更易感知生活可控且有意义，因此生活满意度更高(张陆等，2022)。然而，童年期创伤会根本性侵蚀BJW：家庭本应是公平象征，虐待、忽视却直接违背“关爱换保护”的逻辑(Harding et al., 2020)。反复经历“无过错受伤害”会使儿童BJW动摇甚至崩塌，形成“世界随机不公”的认知，进而引发认知失调与负面情绪，降低生活满意度(徐炳新，2015)。实证研究已证实，童年期创伤与BJW负相关(徐检，杨群，2024)，且BJW正向预测生活满意度(俞国良，王安琪，2025)，提示其可能发挥中介作用。
控制感是个体对“能否操纵环境、影响结果”的主观感知(赵太阳，2018)，作为基本心理需求，高控制感可通过激发积极应对、减少习得性无助提升生活满意度，低控制感则与心理问题及生活满意度下降相关(Jibeen, 2019)。童年期创伤是控制感的关键威胁：依据习得性无助理论(Pittman & Pittman, 1979)，儿童反复经历不可控负性事件，会形成“努力无效”的认知并泛化。创伤的不可预测性与不可控性会系统性剥夺儿童掌控感，这种体验内化为稳定认知，导致成年后仍感知“生活失控”(周宵等，2018)。研究显示，创伤经历者控制感显著偏低丁月萍(丁月萍等，2019)，且控制感缺失直接降低生活满意度(丁心舒，2024)，表明其可能为重要的中介路径。
BJW与控制感存在紧密关联。社会认知理论指出，核心信念影响行为效能感知。坚信世界公正者更易认为“行为影响结果”，进而提升控制感；反之则易归因于外部不可控因素，削弱控制感。实证研究亦证实二者正相关(Ucar et al., 2019)，且BJW可通过提升控制感促进心理健康。
综上所述，尽管童年期创伤对生活满意度的负面影响已被证实，但BJW与控制感在其中起到何种作用尚未被系统探究。本研究认为童年期创伤经历会先侵蚀BJW，降低对世界公平性的感知；被削弱的BJW进一步导致控制感下降，最终共同降低生活满意度。这一路径弥补了单一中介研究的局限，可揭示更精细的认知损害机制。同时，该研究可深化对创伤长期影响机制的理解，为提升创伤群体心理健康与生活质量提供科学依据。
2. 研究方法
2.1. 被试
在天津市、北京市、黑龙江省三地方便抽样成年被试290人，回收有效问卷276份，研究对象年龄为48.37 ± 13.78岁。其中，男性127人(46%)，女性149人(54%)，农村159人(57.6%)，城镇117人(42.4%)。
2.2. 研究工具
2.2.1. 生活满意度量表(Satisfaction with Life Scale, SWLS)
采用熊承清等人修订的生活满意度量表(熊承清，许远理，2009)。该量表包含5个条目，如“如果我能回头重走人生路，我几乎不想改变任何东西”。量表7点计分，1表示“完全不符合”，7表示“完全符合”。得分越高，表明生活满意度水平越高。在本研究中，SWLS量表的Cronbach’s α系数为0.842。
2.2.2. 儿童期创伤问卷(Childhood Trauma Questionnaire, CTQ)
采用赵幸福等人修订的儿童期创伤问卷(赵幸福等，2005)。该量表被广泛用于评估个体16岁前经历的创伤性经历。量表由28个条目组成，如“当时家里有人喊我‘笨蛋’、‘懒虫’或‘丑八怪’等”，分情感忽视、躯体忽视、情感虐待、躯体虐待、性虐待5个维度。量表5点计分，1表示“从不”，5表示“总是”。各维度取对应条目得分之和(总分在5~25分之间)，得分越高表示该维度的严重程度越高。在本研究中，CTQ量表的Cronbach’s α系数为0.926。
2.2.3. 公正世界信念量表(Belief in a Just World Scale, BJWS)
采用苏志强等人修订的双维度公正世界信念量表(苏志强等，2012)。该量表共13个条目，如“在很大程度上，我相信人们得到了他们应得的”，分一般公正世界信念和个人公正世界信念2个维度。量表6点计分，1表示“完全不同意”，6表示“完全同意”。得分越高表示其公正信念水平越高。本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.941。
2.2.4. 控制感量表(Sense of Control Scale, SCS)
采用李静修订的控制感量表(李静，2012)。该量表包含12个条目，如“我能做什么和不能做什么多半是由他人决定的”，分掌控感和限制感2个维度。量表7点计分，1表示“完全不同意”，7表示“完全同意”。得分越高表示掌控感或限制感越强。在本研究中，SCS量表的Cronbach’s α系数为0.805。
2.3. 统计方法
采用SPSS 24.0和SPSS宏程序PROCESS 4.1进行数据处理。
3. 研究结果
3.1. 共同方法偏差检验
采用Harman单因素检验法进行共同方法偏差检验。将童年期创伤等变量全部放入一个探索性因素分析中，结果发现特征根大于1的因子共有9个，第一个因子方差贡献率为24.94%，低于40%的临界标准，表明本研究数据不存在明显的共同方法变异。
3.2. 描述统计及相关分析
表1呈现了各变量描述性统计及相关分析结果。童年期创伤和公正世界信念、控制感、生活满意度均呈显著负相关。而公正世界信念、控制感、生活满意度三者则均呈显著正相关。
Table 1. Descriptive statistics and correlation matrix among variables (N = 276)
表1. 描述性统计结果及变量间的相关矩阵(N = 276)
变量 |
M |
SD |
1 |
2 |
3 |
1 童年期创伤 |
38.431 |
14.998 |
|
|
|
2 公正世界信念 |
50.992 |
12.025 |
−0.235** |
|
|
3 控制感 |
52.536 |
10.468 |
−0.269** |
0.319** |
|
4 生活满意度 |
21.909 |
5.755 |
−0.143* |
0.659** |
0.330** |
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001，下同。
3.3. 链式中介效应检验
采用SPSS宏程序PROCESS的模型6检验公正世界信念和控制感的链式中介作用。结果表明，童年期创伤对生活满意度(β = −0.055, p < 0.5)、公正世界信念(β = −0.184, p < 0.01)和控制感(β = −0.140, p < 0.001)均具有显著的负向预测作用；公正世界信念对控制感具有显著的正向预测作用(β = 0.242, p < 0.001)；公正世界信念(β = 0.301, p < 0.001)和控制感(β = 0.083, p < 0.01)均正向预测生活满意度，见表2。
采用Bootstrap法重复抽样5000次检验中介效应(温忠麟，叶宝娟，2014)，结果表明，三条中介路径的95%置信区间均不包含0，中介效应均显著。童年期创伤对生活满意度的总效应显著，直接效应不显著，公正世界信念和控制感在童年期创伤与生活满意度的关系之间起完全链式中介效应。具体来看，中介作用是由三条路径产生的：通过童年期创伤→公正世界信念→生活满意度的途径产生的间接效应为−0.055 [95%CI (−0.093, −0.020)]；通过童年期创伤→控制感→生活满意度的途径产生的间接效应为−0.012 [95%CI (−0.022, −0.004)]；通过童年期创伤→公正世界信念→控制感→生活满意度的途径产生的间接效应3为−0.004 [95%CI (−0.010, −0.001)]。所有间接效应合计−0.070 [95%CI (−0.111, −0.032)]，见表3。
Table 2. Regression analysis of variable relationships in the model
表2. 模型中变量关系的回归分析
回归方程 |
整体拟合指数 |
回归系数显著性 |
结果变量 |
预测变量 |
R |
R² |
F |
β |
t |
生活满意度 |
童年期创伤 |
0.143 |
0.020 |
5.706* |
−0.055 |
−2.385* |
公正世界信念 |
|
0.275 |
0.076 |
5.544*** |
|
|
|
童年期创伤 |
|
|
|
−0.184 |
−3.909*** |
控制感 |
|
0.413 |
0.171 |
11.112*** |
|
|
|
童年期创伤 |
|
|
|
−0.140 |
−3.508*** |
|
公正世界信念 |
|
|
|
0.242 |
0.050*** |
生活满意度 |
|
0.684 |
0.468 |
39.509*** |
|
|
|
公正世界信念 |
|
|
|
0.301 |
13.038*** |
|
控制感 |
|
|
|
0.083 |
3.092** |
|
童年期创伤 |
|
|
|
0.014 |
0.757 |
Table 3. Analysis of mediation effects of belief in a just world and sense of control
表3. 公正世界信念、控制感的中介效应分析
效应 |
路径 |
效应值 |
Boot |
95%的置信区间 |
标准误 |
下限 |
上限 |
总效应 |
X→Y |
−0.057 |
0.023 |
−0.102 |
−0.012 |
直接效应 |
X→Y |
0.014 |
0.018 |
−0.022 |
0.049 |
间接效应 |
X→M1→Y |
−0.055 |
0.018 |
−0.093 |
−0.020 |
间接效应 |
X→M2→Y |
−0.012 |
0.005 |
−0.022 |
−0.004 |
间接效应 |
X→M1→M2→Y |
−0.004 |
0.003 |
−0.010 |
−0.001 |
总间接效应 |
|
−0.070 |
0.020 |
−0.111 |
−0.032 |
注：X为童年期创伤，Y为生活满意度，M1为公正世界信念，M2为控制感。
4. 讨论
本研究旨在探讨童年期创伤如何影响成年个体的生活满意度，并重点检验了公正世界信念与控制感在其中的链式中介作用。通过对276名成年人的问卷数据分析，本研究主要发现如下：(1) 童年期创伤与生活满意度呈显著负相关，这与既往研究结果一致(安芹等，2009)；(2) 相关分析显示，童年期创伤与公正世界信念、控制感均呈显著负相关，而公正世界信念、控制感与生活满意度均呈显著正相关，这为中介效应分析提供了前提；(3) 最为关键的是，中介效应分析表明，童年期创伤并非直接降低生活满意度，而是通过侵蚀公正世界信念，进而削弱控制感这一链式路径产生间接影响。这一结果提示，公正世界信念和控制感在童年期创伤与生活满意度的关系中起到了完全的链式中介作用。这些发现不仅深化了我们对童年期创伤长期影响机制的理解，也为针对受创伤群体的心理干预提供了重要的理论依据和实践启示。
4.1. 公正世界信念与控制感的独立中介作用
本研究结果表明，公正世界信念在童年期创伤与生活满意度之间起中介作用。这一路径可通过认知图式理论进行解释(吴明碧等，2024)：童年期创伤体验(如虐待与忽视)可能会破坏个体对世界公平性与秩序性的基本信念，促使个体形成“世界不公”的消极认知图式。这种图式会影响个体对日常事件的解读，容易引发认知失调与负面情绪，从而降低其生活满意度。为缓解认知失调，个体可能产生适应不良的归因方式，例如进行自我责备或否认创伤经历，以维持公正世界信念。另一方面，较高的公正世界信念有助于个体维持心理安全感与秩序感，并能提升其自我效能感(袁诗雅，2017)，进而促进积极的社会参与与人际关系，最终对生活满意度产生积极影响。因此，在干预实践中，通过认知行为疗法等技术帮助创伤经历者重建对世界有限度的公平感知，可能有效缓冲童年期创伤的负面影响。
控制感在童年期创伤与生活满意度关系中也呈现显著的中介效应。本研究结果与习得性无助理论相一致：当个体在童年期反复经历不可控的负面事件时，会逐渐形成“行为–结果”无关的预期，从而产生无助感，并将其泛化至其他情境(蒋明，高定国，2014)。童年期创伤可能会系统性地削弱个体的控制感，使其感到无法掌控自己的生活，而控制感作为基本心理需求，其满足程度直接影响生活满意度(谢韵梓等，2022)。因此，控制感是连接童年期创伤与生活满意度的关键心理机制之一。干预措施可着眼于提升个体的能动性与问题解决能力，例如通过赋能训练增强其对生活的掌控感，从而缓解童年期创伤的长期心理后果。
4.2. 公正世界信念与控制感的链式中介作用
本研究进一步揭示了公正世界信念与控制感在童年期创伤与生活满意度之间的链式中介作用。这一路径表明，童年期创伤可能通过引发一系列认知损伤(张春阳，徐慰，2022)，依次影响公正世界信念与控制感，最终导致生活满意度下降。该链式效应也印证了两种认知变量间的内在联系：当个体因创伤经历而质疑世界的公正性时，其努力与回报相一致的信念也会动摇，从而削弱其控制感(张耀华等，2024)。相反，持有高公正世界信念的个体更倾向于相信努力会获得相应回报(熊猛，刘若瑾，2020)，这种信念有助于维持其对生活的掌控感。本研究结果显示，公正世界信念不仅直接提升生活满意度，还能通过增强控制感产生间接促进作用。与童年期创伤的直接效应相比，这一链式中介机制更全面地阐释了创伤影响生活满意度的认知路径。因此，在心理干预中，可通过强化公正世界信念来提升个体的控制感，进而改善其生活满意度，这为创伤后心理康复提供了可行的干预思路。
4.3. 研究局限与展望
本研究存在若干局限。首先，横断面设计虽可验证变量间的关联与中介效应，却难以严格推断因果关系。未来研究可采用纵向追踪设计，通过多时间点数据采集，进一步检验链式中介模型中变量变化的时序关系，加强因果推断力度；其次，本研究样本来源于华北、东北地区，且采用方便抽样，样本量及代表性有局限。未来研究可在全国范围内进行更广泛地大样本随机抽样，在检验本研究模型的普适性的同时，探索分析年龄、性别、城乡背景等人口学变量在模型中是否发挥调节作用；再次，虽然链式中介路径的Bootstrap置信区间均不包含0，具有统计显著性，但各路径的间接效应值及总间接效应在数值上偏小。现有结果提示，尽管该心理机制在理论上是成立的，但其现实影响强度可能为小到中等效应。未来研究应在更广泛样本中验证该效应的稳健性；最后，本研究主要关注认知机制，未来可纳入情绪调节、社会支持等变量，探讨其在模型中的调节作用或有调节的中介作用，从而构建更整合的理论模型。
5. 结论
本研究结果表明，童年期创伤是成年期生活满意度的重要风险因素，其影响主要通过公正世界信念与控制感的链式中介机制实现。具体而言，童年期创伤会侵蚀个体对世界公平性的基本信念，进而削弱其控制感，最终导致生活满意度的下降。这一完全中介模型凸显了认知因素在创伤长期效应中的核心作用，为开展针对性的心理干预提供了理论依据。未来干预实践可着眼于修复创伤个体的公正世界信念并提升其控制感，从而有效促进其心理福祉与生活质量的改善。
NOTES
*通讯作者。