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1 引言

消费是人类生存和发展的基本条件,对经济社会发展起着基础性作用。自2019年新冠肺炎疫情肆虐全球以来，除了对经济造成巨大影响外，对人们的心理和消费行为也产生了很大的影响，补偿性消费行为频发。调查显示，受疫情影响近九成居民会出现买衣、买鞋、旅游、观影等补偿性消费和报复性消费（王林 等，2023）。当代大学生作为重要消费群体之一,消费呈现更加个性化、多元化特征（芮国星，2024）。但当今，许多青年大学生因无法正确认识自身而产生了强烈的相对剥夺感，导致了许多非理性消费行为，如超出正常需求的补偿性消费行为。这不仅增加了家庭的经济负担，而且不利于大学生树立良好的思想价值观。青年大学生作为消费主力军，引导其树立理性的消费观，释放青年正常健康的消费潜力是发展当代消费经济的必然选择。因此，我们认为，探究当前社会青年大学生存在的相对剥夺感和补偿性消费行为背后的深层原因是十分必要的，这不仅有助于引导青年大学生树立理性的消费观，而且为有效防范、合理纠正非理性消费现象提供了更开阔的思路。

童年期不良经历（adverse childhood experiences，ACEs）是指发生在个体18岁之前的压力或创伤性的生活事件，主要包括忽视、虐待、家庭功能障碍、同伴间的暴力、社区暴力及战争或集体暴力（张翱晗 等，2022）。ACEs对大学生的心理健康有着深远的影响，是导致个体产生社交、情感、认知障碍的重要原因（张翱晗 等，2022）。

相对剥夺感是指一种主观认知和情感体验，个人或群体认为他们在与参照的个人或群体的水平或垂直比较中处于不利地位，并伴有愤怒和怨恨等负面情绪的出现（张翱晗 等，2022）。体验到相对剥夺感的个体，可能会觉得无法良好适应生活，也会渴望逃避令人感到挫败的现实而产生偏差行为（黄晶菁，刘勤学，2021）。家庭是否完整是相对剥夺感的影响因素之一，生活在完整家庭的孩子其相对剥夺感较弱（Zhang J & Tao M，2013），故童年经历可能会影响个体的相对剥夺感水平。

心理学家认为，一些消费行为的产生不是由某种特定的客观消费需求引发,而是为了弥补某种心理缺失或自我威胁,这种消费行为称为补偿性消费行为（Rucker D D，2009；Sivanathan N & Pettit N C，2010）。也就是说，补偿性消费是指消费者由于整体的自尊或自我实现的缺失（Lack）而做出一定的消费行为以弥补这种心理需求（郑晓莹，彭泗清，2014）。其核心特质为：（1）以应对自我差异为目的；（2）将消费作为替代性工具（Kim S & Rucker D D，2012）；（3）重视消费带来的心理价值。从具体表现形式看，零售疗法、强迫性购物、冲动性购买、享乐主义购物、炫耀性消费均属于补偿性消费（Koles B et al.，2018）。已有研究表明，个体恶劣的童年环境会导致其不安全感的提升，如低水平的童年SES、匮乏的童年资源等，会使个体形成诸如创伤感、危险感、焦虑感、无力感等负面感受，而这些负面的不安全感将会部分延续至成年期，持续影响成年后的心理和行为。当个体缺乏安全感时，往往会选择物质主义或炫耀性消费作为补偿性策略（孙时进 等，2020）。

目前已有文献证明大学生ACEs与相对剥夺感呈正相关（张翱晗 等，2022），相对剥夺感与补偿性消费显著正相关（Feng W W & Hu H，2019）。国内外相关实证发现，童年不良经历可能影响青少年的自我认知，使他们对自己产生消极的评价和看法，进而产生自我厌恶的情绪（程玲飞 等，2024）。自我厌恶的青少年往往对自己的价值和能力产生怀疑，这种消极的自我认知会影响他们的情绪状态和行为选择，使他们更容易选择逃避或自毁的方式来应对生活中的压力和困难（Grossberg A & Rice T，2023）。而补偿性消费行为是指当消费者收到他们在某些方面存在缺陷的信息时，会感到实际与理想自我之间的不一致（自我差异），进而导致心理上的不适（Song W et al.,2021），从而补偿性地通过购买、展示产品来逃避或消除这种威胁感（王林 等，2023）。因而我们推测童年不良经历可能引发消费者产生对自身的消极评价，消费者为了解决实际与理想自我之间的不一致而进行补偿性消费。

本研究旨在探讨童年不良经历、补偿性消费行为和相对剥夺感的相互关系，拓展补偿性消费行为领域的研究视角和方向，为教育引导学生树立理性的消费观提供有效途径。

2 研究方法

2.1 研究对象

本研究随机抽取大一至大四年级的在校大学生共458名为被试，让被试填写问卷星上的问卷。经过筛查，最后共得到有效问卷394份，有效回收率为86.03%，研究对象基本情况如表1所示。

表 1 研究对象信息表（N=394）

Table 1 Research subject information (N=394)

变量	项目	人数	百分比（%）
性别	男	75	19.00
	女	319	81.00
常住地	村镇	161	40.90
	城市（县城）	233	59.10

2.2 研究工具

本研究问卷具体变量测量包括三个部分，分别为童年不良经历、补偿性消费行为和相对剥夺感。

第一部分为童年不良经历。采用王艳荣（2018）编制的中文版儿童不良经历量表，ACEQ-Ｒ是目前研究儿童期不良经历较全面的工具，包括躯体虐待、情感虐待、性虐待、情感忽视、躯体忽视、父母分居/离婚、家庭暴力、家人物质滥用、家人精神异常、家人犯罪和目击社区暴力、同伴欺凌或伤害、被孤立或排挤、低社会经济状况14个条目，上述每一个条目分别代表1种ACE。该量表所测量的是被试18岁之前是否出现过以上不良经历，未出现过计为“0”分，出现过计为“1”分，量表14个条目的得分累积相加，即得出个体的ACEQ-Ｒ总分。总分越高，表明曾经经历过的不良经历种类越多。在本研究中的Cronbach’s α系数为0.915，表明量表内部一致性良好。

第二部分为补偿性消费行为。采用王林等（2023）编制的补偿性消费行为量表，一共26个题目，分为象征性、提升性、情绪修复性、享乐性、抗逆性五个维度，各维度信度均高于0.7标准，具有良好的内部一致性。打分采用常用的李克特７分尺度，１～７分别表示 “非常不同意”到“非常同意”。在本研究中的Cronbach’s α系数为0.931，表明量表内部一致性良好。

第三部分为相对剥夺感。采用马皑（2012）编制的相对剥夺感量表，该问卷有4个项目。该问卷采用1～6六点计分方式，１～6分别表示“非常不同意”到“非常同意”，总分越高，说明个体的相对剥夺感程度越强烈。本研究中Cronbach’s α系数为0.725，表明量表内部一致性良好。

3 研究结果

3.1 人口学差异检验

由表2可知，通过独立样本t检验，检验了性别、居住地在童年不良经历、补偿性消费及相对剥夺感上的差异。性别在童年不良经历（t=-0.333，p=0.739）和补偿性消费（t=-0.935，p=0.350）上无显著差异，但男性相对剥夺感显著高于女性（t=2.681，p=0.008）。居住地差异分析表明，城市被试的童年不良经历（t=-3.079，p=0.002）和补偿性消费（t=-4.340，p<0.001）显著高于村镇被试，但相对剥夺感无显著差异（p>0.05），提示社会经济文化因素可能通过不同路径影响个体发展。

表 2 性别、居住地差异分析（N=394）

Table 2 Analysis of differences in gender and place of residence (N=394)

变量	性别差异		居住地差异
	男（N=35）	女（N=319）	村镇（N=161）	城市（县城）（N=233）
童年不良经历	0.09±0.18	0.09±0.16	0.06±0.10	0.11±0.19
补偿性消费	4.29±0.93	4.39±0.82	4.15±0.88	4.52±0.78
相对剥夺感	3.08±0.89	2.81±0.79	2.81±0.82	2.89±0.81

3.2 童年不良经历、补偿性消费行为和相对剥夺感之间的关系分析

由表3可知，童年不良经历和相对剥夺感呈显著正相关关系，相关性系数值为0.212；相对剥夺感与补偿性消费行为呈现显著正相关关系，相关性系数值为0.233；童年不良经历与补偿性消费呈正相关，直接相关性未达显著性水平。

表 3 相关矩阵（N=394）

Table 3 Relevant matrix (N=394)

变量	M±SD	1	2	3
1童年不良经历	0.09±0.16	1	—	—
2相对剥夺感	2.86±0.81	0.212**	1	—
3补偿性消费	4.38±0.84	0.098	0.233**	1

注：***p<0.001，**p<0.01，*p<0.05。

由表4可知，相对剥夺感对补偿性消费行为有显著正向影响（β=0.231，p<0.01），即相对剥夺感得分较高的个体，出现补偿性消费行为的频率较高。

表 4 线性回归（N=394）

Table 4 Linear regression (N=394)

变量	B	SE	β	t	显著性
（常量）	3.435	0.293	—	11.725	<0.01
童年不良经历	0.261	0.258	0.051	1.010	0.313
相对剥夺感	0.231	0.052	0.222	4.427	<0.01

3.3 童年不良经历、补偿性消费行为和相对剥夺感之间的中介效应分析

由表5和图1可知童年不良经历对补偿性消费的直接效应不显著；通过相对剥夺感的中介路径显著，支持完全中介作用。童年不良经历对补偿性消费的总效应边缘显著，表明中介效应是解释二者关系的主要机制。

表 5 中介效应路径表（N=394）

Table 5 Mediation effect pathway table (N=394)

路径	B	SE	95% Bootstrap CI	β
X→M	1.049	0.245	［0.568，1.530］**	0.212**
M→Y	0.231	0.052	［0.128，0.333］**	0.222**
X→Y（直接效应）	0.261	0.258	［-0.247，0.769］	0.051
X→Y（总效应）	0.503	0.258	［-0.005，1.011］	0.098
间接效应（a×b）	0.242	0.087	［0.104，0.440］**	0.047**

注：X=童年不良经历，M=相对剥夺感，Y=补偿性消费；**p<0.01，*p<0.05；CI为偏差校正Bootstrap置信区间。

图 1 中介效应模型

Figure 1 Mediator effect model

3.4 物质滥用（童年不良经历子维度）、补偿性消费行为和相对剥夺感的关系分析

由表6相关分析结果显示，家人物质滥用与相对剥夺感（r=0.117，p<0.05）、补偿性消费（r=0.129，p<0.05）均呈显著正相关，相对剥夺感与补偿性消费的相关性更强（r=0.233，p<0.01）。

表 6 家人物质滥用（童年不良经历子维度）、相对剥夺感和补偿性消费的相关矩阵

Table 6 Relevant matrix (The subdimensions of adverse childhood experiences include family substance abuse, relative deprivation, and compensatory consumption)

变量	M±SD	1	2	3
1家人物质滥用（童年不良经历）	1.03±0.17	1	—	—
2相对剥夺感	2.86±0.81	0.117*	1	—
3补偿性消费	4.38±0.84	0.129*	0.233**	1

表7分别从模型1和模型2对家人物质滥用（童年不良经历子维度）、补偿性消费和相对剥夺感进行了线性回归分析。

表 7 家人物质滥用（童年不良经历子维度）、补偿性消费和相对剥夺感线性回归分析

Table 7 Linear regression (The subdimensions of adverse childhood experiences include family substance abuse, relative deprivation, and compensatory consumption)

变量	B	SE	t	p	β
模型1（因变量：M）
常数项	2.29	0.25	9.23	<0.01	—
家人物质滥用（童年不良经历）	0.55	0.24	2.34	0.020	0.68
模型2（因变量：Y）
常数项	3.21	0.28	11.6	<0.01	—
家人物质滥用（童年不良经历）	0.50	0.24	2.08	0.038	0.60
M	0.23	0.05	4.49	<0.01	0.22

表8的中介效应检验分析与图2的中介效应模型表明，家人物质滥用不仅对补偿性消费具有直接正向影响（β=0.60，p<0.05），还通过相对剥夺感的中介作用间接影响补偿性消费（间接效应β=0.15，p<0.01）。总效应（β=0.75，p<0.05）显著，支持了相对剥夺感在家人物质滥用与补偿性消费之间的部分中介作用。研究结果为理解童年不良经历对消费行为的影响机制提供了实证依据。

表 8 家人物质滥用（童年不良经历子维度）、补偿性消费和相对剥夺感中介效应路径表

Table 8 Mediation effect pathway table (The subdimensions of adverse childhood experiences include family substance abuse, relative deprivation, and compensatory consumption)

效应类型	B	SE	95%置信区间（LLCI，ULCI）	β
X→M	0.55	0.24	（0.09，1.02）	0.68*
M→Y	0.23	0.05	（0.13，0.33）	0.22*
X→Y（总效应）	0.63	0.25	（0.15，1.11）	0.75*
X→Y（直接效应）	0.50	0.24	（0.03，0.98）	0.60*
间接效应（a×b）	0.13	0.05	（0.03，0.24）	0.15**

注：X=家人物质滥用（童年不良经历子维度），M=相对剥夺感，Y=补偿性消费；**p<0.01，*p<0.05；CI为偏差校正Bootstrap置信区间。

图 2 家人物质滥用（童年不良经历子维度）、补偿性消费行为与相对剥夺感中介效应模型

Figure 2 Mediator effect model (The nsatory consumption) subdimensions of adverse childhood experiences include family substance abuse, relative deprivation, and compe

综上所述，研究结果表明童年不良经历对补偿性消费行为有正向影响，童年不良经历中物质滥用维度与补偿性消费呈显著正相关，相对剥夺感在两者之间起显著的中介作用。

4 讨论

4.1 童年不良经历与补偿性消费的关系

本研究发现，童年不良经历对补偿性消费行为有正向影响。依据资源保存理论，早期资源损失会促使个体通过获取物质资源重建安全感（Hobfoll S E，1989）。已有研究表明ACEs一般伴随着经济困难和情感忽视，这会导致个体在童年长期处于一种资源匮乏的状态并对物质资源有过度渴望。因此，成年后，消费行为会成为填补“资源缺口”的直接手段，以补偿由ACEs导致的资源匮乏（Rindfleisch A et al.，1997）。

除此之外，我们还发现童年不良经历中物质滥用维度与补偿性消费呈显著正相关的关系，说明童年时期共同居住者有物质滥用行为的个体更有可能产生补偿性消费行为。这可能是由于共同居住者物质滥用会导致家庭功能失调从而削弱个体的情绪调节能力，促使个体通过外部对象（如物质占有）获得稳定感（Bowen M，1978）。同时物质滥用家庭常伴随经济资源浪费，导致个体童年期物质匮乏，处于不安、失控的环境当中。而依据补偿性控制理论，消费行为可以帮助个体重建对生活的掌控感（Cutright K M et al.，2013）。因此，个体可能通过囤积性消费或奢侈品消费来补偿共同居住者有物质滥用带来的焦虑与不安，从而获得稳定感和掌
控感。

4.2 相对剥夺感的中介作用

本研究发现童年不良经历和相对剥夺感呈现显著正相关关系，这意味着童年不良经历得分越高，个体感知到的相对剥夺感越强；相对剥夺感与补偿性消费行为呈现显著正相关关系，即相对剥夺感得分较高，个体的补偿性消费行为越频繁或强烈。本研究还发现相对剥夺感在两者之间起显著的中介作用，这表明童年不良经历会通过相对剥夺感间接驱动补偿性消费。创伤后应激障碍（PTSD）的认知模型提出，创伤会改变个体的认知（张翱晗 等，2022），故ACEs可能会改变个体的主观认知，更易产生负性情绪（Tognin S et al.，2020；王路 等，2020），进而促使相对剥夺感的产生；相对剥夺感将童年创伤的情感痛苦转化为具体的消费行动，从而补偿性地通过购买、展示产品来逃避或消除童年不良经历带来的不安全感、威胁感以及其他负性感受。因此，相对剥夺感是导致补偿性消费行为的重要心理机制。

4.3 本研究的不足与展望

本研究存在一些局限性，需要在未来研究中加以改进。首先，本研究被试群体以大学生为主，并且性别比例差异较大，样本代表性存在一定的局限，可能影响研究结果的普适性，未来可纳入不同年龄和职业群体，进一步扩大样本的覆盖范围。其次，当前研究主要考察了中介效应，还可以对其他边界条件，如社会支持、物质主义价值观对中介效应是否存在调节作用进行探索。最后，本研究关注了相对剥夺感的中介作用，未来研究可进一步设计团体心理辅导干预方案，并通过前测—后测—追踪实验设计检验干预效果的持续性。

4.4 研究贡献与启示

在以往的研究中，并无研究者探讨童年不良经历和补偿性消费的直接关系，本研究将ACEs与补偿性消费结合起来，同时揭示了相对剥夺感作为心理机制发挥的中介作用。这有助于改善大学生心理健康，帮助政府教育机构尽早干预有童年不良经历的个体，引导青年大学生树立理性的消费观，帮助他们正视自身不足、控制行为、解决问题，养成文明、健康的消费习惯。

5 结语

本研究探究了童年期不良经历对补偿性消费的影响，剖析了相对剥夺感在其中起到的中介作用。结果表明，大学生童年不良经历与补偿性消费行为呈正相关，相对剥夺感在两者之间起显著的中介作用。这一结果进一步拓展了童年不良经历和补偿性消费行为领域的研究视角和方向。

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