物欲之弊：物質主義對親社會行為的影響及其作用機制

方建東， 常保瑞

廣西師范大學 教育學部心理學系，廣西 桂林 541004

物質主義是一種重視擁有和獲取物質財富的價值觀取向，同時也是與關注個人形象、愛惜聲譽和渴望成功聯系在一起的生活方式[1]．近30年來，美國青年物質主義取向呈逐年升高趨勢[2]，而近年來，中國一些年輕人熱衷消費奢侈物品、崇尚物質財富[3]．有調查發現[4]，中國人物質主義和個人主義等價值重要性日益上升，而集體主義等價值重要性在降低．物質主義的消極影響已引起學者們的廣泛關注[5]．有研究發現[6]，物質主義會給青年人帶來諸多長遠的不良影響，物質主義者更容易產生焦慮、抑郁，生活滿意度和主觀幸福感更低．已有文獻討論物質主義對青年人社會行為層面的不良影響，如物質主義者社會責任意識淡漠，表現為環保意識薄弱[7]和公益行為貧乏[5]，而物質主義對人際層面的直接影響卻鮮見研究．物質主義思潮的消極影響以及親社會行為的弱化現象，引起社會和學者們的關注[8]．基于此，探討青年人物質主義與親社會行為的關系及其作用機制便凸顯其意義．

1 文獻回顧與研究假設

1.1 物質主義和親社會行為的關系

物質主義會削弱個體對他人和家庭的關注．有研究發現，從個體層面看，高物質主義者輕視親友間親密互動，缺乏與他人建立友好人際關系和情感聯結的積極性，即使與他人建立人際關系，通常帶有較高功利心，在沒有報償情況下，不樂意為他人提供幫忙或多做額外貢獻[9]，且多從事不道德行為[10]，不重視“與他人的溫暖關系”[1]．國內研究發現，物質主義得分越高，高中生親社會行為得分越低[11]，崇尚金錢可能會導致大學生親社會行為減少[12]．來自組織領域的研究發現，物質主義與職場不道德工作行為顯著正相關[13]、物質主義會阻礙組織公民行為(親組織行為)[14]、降低社會慈善捐款行為[15]；實驗室研究也發現，相對于其他主題，短暫地激活物質主義會導致人們幫助他人以及捐贈金錢的可能性降低，在集體活動中表現更自私[16]、表現出更高的社會支配性傾向[17-18]、更認同社會不平等性[19]，這樣的結果甚至出現在只有5歲大的兒童中；針對青少年群體的研究也發現[9]，物質主義青少年在其臨近地段和社區更少可能幫助他人，基于此，本研究提出假設1：物質主義負向預測親社會行為．

1.2 感恩的中介作用

1.2.1 物質主義與感恩的關系

以往大量研究間接證實了物質主義對親社會行為的負向預測作用，但其中的心理機制卻鮮見報道，本研究認為感恩可能在其中起中介作用．感恩是個體在接受他人恩惠后產生的認知—情感反應，是一種積極且愉悅的體驗[20]．有研究[5]認為，物質主義個體更關注其生活中所欠缺的，視他人為競爭對手，體驗到更多社會疏離感，很難意識到他人對自己的幫助，進而導致個體難以去感恩別人．來自成年人和大學生的相關實證研究[21]支持了該觀點，認為物質主義與感恩顯著負相關．綜上，本研究提出假設2：物質主義負向預測感恩．

1.2.2 感恩與親社會行為的關系

諸多理論可解釋感恩對親社會行為的影響．感恩的拓展建構理論(The Broaden and Build Theory of Positive Emotions)認為[22]，感恩能夠構建個體心理資源，從而激發個體做出親社會行為，受到恩惠的人不僅能以相應方式回報給施惠者，還會對其他個體表現出親社會行為[20]；Mccullough等[20]提出的感恩道德情感理論認為，感恩作為一種對道德行為的反應，能促使個體做出更多幫助社會和他人行為；感恩三維結構理論認為，若個人意識到自己受益于社會發展，就會更傾向于做出公益行為．實證研究支持了上述理論，相關研究發現，特質感恩和親社會行為顯著正相關[23]、感恩青少年報告有更多助人行為[9]、感恩對高中生親社會行為產生正向影響[24]．元分析結果也證實，特質與狀態感恩對親社會行為影響一致存在真實效應[25]，特質感恩水平較高或體驗到較強狀態感恩的人，做出親社會行為的可能也更大[26]．實驗室研究得到類似結論，即感恩條件下，被試親社會行為顯著高于控制組，感恩狀態下個體更易產生助人行為，無論對方是陌生人還是曾經提供過幫助的人[27]，對中班幼兒的研究也發現，相比未受恩組幼兒，受恩組幼兒表現出更多公平分配行為[28]．基于此，本研究提出假設3：感恩可正向預測親社會行為．

綜合研究2和假設3，推出本研究假設4：感恩在物質主義與親社會行為之間起中介作用．

1.3 懷舊的調節作用

感恩與親社會行為正相關關系得到了大量研究的證實，但二者之間關系強度的研究還存在諸多不一致，說明二者之間可能存在某些權變因素．本研究提出懷舊可能是其中一個調節變量．懷舊是一種對過去的向往而產生的苦樂參半但主要以積極情感體驗為主的社會情緒[29]．實證研究發現，高懷舊個體有更多親社會行為，表現為對他人有更多身體上的接近性[30]，更多捐款和更高助人意愿[30]等．基于上述文獻綜述，本研究提出假設5：懷舊在感恩與親社會行為之間關系中起調節作用．

綜上，本研究擬提出一個有調節的中介模型(圖1)．為了得到更穩健的結果，本研究將采用研究1(相關研究法)和研究2(實驗室實驗法)來檢驗物質主義與親社會行為之間的關系及其心理機制與邊界條件．

圖1 本研究理論框架模型

2 研究1 相關研究：物質主義與親社會行為的關系及其作用機制

2.1 方 法

2.1.1 研究對象

在武漢和桂林4所普通高校大學生中發放問卷750份，回收有效問卷697份，有效率為92.9%；其中，男生268人(38.5%)，女生429人(61.5%)；城市382人(54.81%)，農村315人(45.19%)；獨生子女342人(49.1%)，非獨生子女355人(50.9%)；平均年齡20.56歲(SD=0.96)．

2.1.2 研究工具

1) 物質主義價值觀量表(Material values scales，MVS)

采用Richins等[1]編制、李靜等[31]修訂的物質主義價值觀中文版量表，該量表共13個項目，3個維度．采用Likert 5點計分，從1(很不同意)到5(完全同意)，總均分得分越高表示物質主義傾向越高．本研究中該量表的克隆巴赫α系數為 0.71．

2) 懷舊情緒量表(Southampton nostalgia scale)

采用Wildschut等[29]編制的南安普敦懷舊量表，該量表主要涉及個體整體懷舊頻率的測量，共7道題，如“你體驗懷舊的頻率是？”．采用7 點計分，1=極少/完全沒有，7=非常頻繁/經常如此，得分越高表明個體懷舊行為越高．本研究中的克隆巴赫α系數為 0.81．

3) 親社會行為量表(pro-social tendencies measure，PTM)

采用寇彧等[32]修訂的親社會行為量表，該量表共6個維度，26個項目，具有良好心理學測量指標．本研究中該量表的克隆巴赫α系數為 0.89．

4) 感恩問卷(Gratitude Scale)

采用Mccullough等[20]編制、喻承甫等[33]修訂的中文版感恩問卷，該問卷共6個項目，采用7點評分，從“完全不同意”到“完全同意”分別記1-7分，得分越高表明個體感恩行為越高．本研究中量表的克隆巴赫α系數為 0.80．

2.2 研究程序與數據處理

問卷回收后，采用Epidata軟件進行數據錄入和處理，使用SPSS 24.0和Bootstrap程序進行數據統計分析．

2.3 結 果

2.3.1 共同方法偏差檢驗

采用問卷法收集數據，可能會受到共同方法偏差影響，為盡量減少該類偏差，本研究在研究設計與數據收集過程中強調問卷匿名性，部分題目反向計分，使用信效度較高的量表/問卷等進行事前程序控制．回收數據后，采用單因子Harman單因素檢驗法，結果表明，未旋轉得到14個因子特征根大于1，第一個因子解釋的變異量為18.28%，遠小于40%．說明共同方法偏差影響不嚴重．

2.3.2 各變量的描述性統計與相關分析

由于本研究變量均為連續變量，皮爾遜積差相關系數的相關矩陣如表1所示．

表1 各主要變量的平均數，標準差和相關分析

如表1所示，物質主義與親社會行為顯著負相關(r=-0.17，p<0.01)，與感恩顯著負相關(r=-0.21，p<0.01)，感恩與親社會行為顯著正相關(r=0.34，p<0.001)．

2.3.3 物質主義與親社會行為的關系：有調節的中介模型

鑒于性別對親社會行為的影響較大，本研究把性別作為控制變量，使用PROCESS 3.3 宏程序(模型14)進行檢驗，結果如表2所示．

表2 有調節的中介模型檢驗

從表2可以看出，方程 1中物質主義對親社會行為具有負向預測作用(β=-0.24，p<0.01)，方程2中物質主義對感恩具有負向預測作用(β=-0.30，p<0.01)，假設1和假設2得到證實；方程3中引入感恩之后，物質主義對親社會行為的回歸系數下降但依然顯著(β=-0.21，p<0.05)，感恩對親社會行為具有正向預測作用(β=0.29，p<0.001)，說明感恩在物質主義與親社會行為之間起部分中介效應，假設3和假設4均得到支持；方程4中感恩與懷舊的交互項對親社會行為具有負向預測作用(β=-0.16，p<0.05)，懷舊對感恩與親社會行為的關系具有調節效應，調節效應ΔR2=0.026，額外解釋了2.6% 的變異，使解釋率由18.5% 提高到 21.1%，假設5得到驗證．

本研究關注點是懷舊如何調節感恩對親社會行為的影響，為此，分別取懷舊的Z分數為0 和正負1，進行簡單斜率檢驗(圖2)，結果發現，在懷舊較低時(如Z懷舊=-1)，隨著感恩增加，親社會行為表現出顯著上升趨勢(β=0.31，t=5.39，p<0.001)，感恩每增加 1 個標準差，懷舊就會增加 0.31個標準差；在懷舊較高時(如Z懷舊=1)，隨著感恩增加，親社會行為表現出平緩上升的趨勢(β=0.15，t=2.54，p<0.05)，感恩每增加 1 個標準差，懷舊增加 0.15個標準差．即感恩對親社會行為的影響隨著懷舊變化而變化．

圖2 懷舊對感恩與親社會行為關系的調節

2.4 小 結

研究1采用相關研究法證實了上述研究假設，即感恩在物質主義與親社會行為之間起中介作用，懷舊在物質主義與親社會行為之間起調節作用，但相關研究難以得出因果關系的推論，且大量研究表明個體態度與真實行為之間存在不一致[34]．為克服該局限性，研究2通過實驗方法進行驗證．

3 研究2 實驗室研究

3.1 被 試

利用暑期給廣西某高校2020級非全日制研究生上公共課的機會進行實驗，在簽訂知情同意書的基礎上，參與實驗的同學可以獲得部分學分，參與實驗者共180人，有效數據167份，有效率93%；其中男生22人，女生145人；城市53人，農村114人；平均年齡24.81歲(SD=6.06)．

3.2 實驗程序

使用實驗方法啟動物質主義．被試來到實驗室之后，首先被隨機分成實驗組和控制組，通過觀看物質主義和非物質主義剪輯視頻，操縱其產生物質主義或非物質主義觀念，然后完成物質主義操縱核查條目、感恩量表、懷舊和親社會行為量表，最后填寫性別、年齡等人口統計學資料．實驗結束后，詢問被試是否猜測到研究目的，并給予事后解釋．

3.3 實驗材料

3.3.1 物質主義材料

對物質主義領域的研究學界已達成一致共識，即所有人都有物質主義化傾向，這些傾向可以在某一個特殊的瞬間被激活[5，18]．借鑒前人研究范式，本研究實驗材料參考并改編情境性物質主義材料[35]．首先招募30名不參加正式實驗的學生對實驗材料進行評定，根據視頻廣告是否誘導他們更看重物質財富進行6點李克特計分，1為“非常不同意”，6為“非常同意”．實驗組5個剪輯視頻得分均值為M=4.87(SD=0.92)，對照組5個剪輯視頻得分均值為M=2.53(SD=0.74)，獨立樣本t檢驗表明物質主義啟動的實驗材料選取合乎人們經驗(t=7.66，p<0.001，|Cohen’s d|=2.80)．其次，使用3個條目核查物質主義的啟動操縱是否成功，看完剪輯視頻之后，讓被試評定這些財富、形象、名譽和奢侈品在日常生活中重要程度．采用李克特6點評分，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”．本研究中，其Cronbach’sα系 數為 0.86．

3.3.2 感恩量表

同研究1，本研究中該量表Cronbach’sα系數為 0.75．

3.3.3 懷舊量表

同研究1，本研究中該量表Cronbach’sα系數為 0.79．

3.3.4 親社會行為材料

自編5個情境材料作為實驗材料，如“新冠肺炎疫情期間，我踴躍捐款”，采用李克特7點計分，1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”，本研究中該量表Cronbach’sα系數為 0.81．

3.4 結 果

3.4.1 物質主義操作核查

獨立樣本t檢驗結果顯示，實驗組的物質主義得分(M=3.49，SD=1.25，95%CI=[3.22，3.75]，n1=89)與對照組組相比，差異具有統計學意義(M=2.84，SD=1.04，95%CI=[2.60，3.07]，n2=78)，t(165)=3.63，p<0.001，|Cohen’s d|=0.57，證明該實驗操縱是成功的．獨立樣本t檢驗分析結果表明，對照組的親社會行為得分(M=3.52，SD=1.17)與實驗組的親社會行為相比，差異具有統計學意義(M=5.43，SD=0.63)，t=-13.39，p<0.001，|Cohen’s d|=-2.03．對照組的感恩得分(M=4.74，SD=0.91)與實驗組相比，差異具有統計學意義(M=5.63，SD=0.83)，t=-6.54，p<0.001，|Cohen’s d|=-1.02．這些結果表明實驗啟動的物質主義在感恩和親社會行為上均存在顯著負效應．

3.4.2 描述性統計與相關分析——各變量的相關分析

各變量的平均數、標準差和相關矩陣如表3所示，其中性別和物質主義采用虛擬變量．

表3 各變量描述統計與相關分析結果

如表3所示，性別與親社會行為顯著正相關(p<0.001)，物質主義與感恩(p<0.01)、與親社會行為(p<0.05)顯著負相關，感恩與親社會行為顯著正相關(p<0.001)，后續分析將把性別納入控制變量．

3.4.3 有中介的調節效應分析——懷舊的調節作用

實驗組和對照組分別編碼為 1 和 0，使用 process 宏(model 14)檢驗感恩的中介效應，結果顯示，物質主義可以顯著負向預測親社會行為(β=-0.19，SE=0.08，t=-2.16，p=0.031)；物質主義可以顯著負向預測感恩(β=-0.17，SE=0.06，t=-2.76，p=0.006)]；感恩可以顯著正向預測親社會行為(β=0.44，SE=0.10，t=4.29，p<0.001)，納入感恩之后，物質主義不再顯著負向預測親社會行為(β=-0.11，SE=0.08，t=-1.31，p=0.192)，說明感恩在物質主義與親社會行為之間起完全中介作用，感恩的中介效應占總效應的比值為40%．感恩與懷舊的交互項可以邊緣顯著正向預測親社會行為(β=0.19，SE=0.10，t=1.80，p=0.07)，說明懷舊是感恩中介物質主義與親社會行為的調節變量，調節了感恩中介作用的后半路徑．

為深入了解有中介的調節模型的實質，本研究進一步通過簡單斜率檢驗來考察感恩條件下懷舊對親社會行為的預測效應，結果顯示，在高感恩條件下，高低懷舊均可以正向預測親社會行為(β=0.37，SE=0.17，t=3.15，p<0.001)；而在低感恩條件下，相比低懷舊個體，高懷舊個體的親社會行為更高(β=0.35，SE=0.15，t=3.12，p<0.006)(圖 3)．以上結果共同支持了假設5的成立．

圖3 懷舊在感恩與親社會行為之間關系的調節

3.5 小 結

研究2通過實驗法操縱物質主義和非物質主義，結果表明，與對照組相比，物質主義減弱感恩，感恩情緒越少，大學生親社會行為也越少，且懷舊在感恩對親社會行為的影響中起調節作用．

4 討 論

4.1 物質主義與感恩和親社會行為的關系

本研究發現，物質主義與親社會行為和感恩均呈顯著負相關關系，這與以往研究結果一致[18]，現有研究表明[17]，激活有關金錢的想法會抑制親社會行為．當前社會存在一些不利于親社會行為發生與傳遞的因素，比如，較大的貧富差距會讓人們更難以信任他人和某些社會機構，人們容易產生社會不夠公平的感覺，金錢至上的物質主義價值觀流行，這些觀念非常不利于親社會行為的產生和傳遞[31]．

本研究還發現，感恩與親社會行為顯著正相關，這與以往研究結果類似，如感恩促使個體以親社會性方式對待他人[9]，原因可能是充滿感恩的個體更可能關心他人，進而促進親社會關系；此外，實驗室研究也發現[35]，情境啟動感恩對親社會行為有正向影響，感恩組被試在資源分配任務中會給予他人更多的錢數．

4.2 感恩的中介作用

本研究發現，感恩在物質主義與親社會行為之間起中介作用，在物質主義對親社會行為的負面影響過程中，感恩起抵消物質主義、增加親社會行為的積極作用，這與以往研究相類似．如閆欣[36]采用感恩團體輔導干預研究發現，感恩訓練能顯著增加親社會行為．因此，建議學校與家長開展青年學生價值觀教育和訓練，對物質主義進行干預．例如，對一百多名被試進行為期 4 周的價值觀教育的研究發現，與控制組相比，實驗組被試物質主義價值觀下降，體驗到更高幸福感[52]．此外，倡導家校共同對青年學生開展感恩訓練，如，有研究采取讓輔導員組織大學生每天撰寫“感恩反思日記”的方法[21]，從而達到降低物質主義的目的．以往大多數研究試圖檢驗短暫干預后的物質主義程度，后續研究需要更深入進行干預，以測試物質主義是否能夠出現長期持久的降低[5]．

4.3 懷舊的調節作用

本研究發現懷舊對 “物質主義→感恩→親社會行為”這一中介鏈條后半路徑的調節作用顯著，該結果支持以往研究結果觀點．如，相比低懷舊組，高懷舊組被試有更多親社會行為、更多的感恩[29]；特別是在一場危機或社會的急劇變化之后，懷舊可以促進感恩對親社會行為的影響[21]．

4.4 研究不足和未來展望

本研究構建了一個有調節的中介，得到有價值的結果，但相關研究屬因果關系的弱推論，后續需要更多的縱向研究和實驗研究探討物質主義與親社會行為之間的因果關系，如啟動狀態物質主義；其次，物質主義是現代消費社會中重要生活價值觀，而本結果發現，物質主義顯著降低個體的感恩和親社會行為，因此，對大學生物質主義進行干預是未來研究方向[3]．第三，自陳問卷收集數據的方式有局限，而親社會行為等屬于較敏感詞匯，研究結果易受到“社會贊許性”影響，在以后研究中可嘗試采用內隱社會認知的測量方法，盡可能更真實準確地測量出被試的價值觀念、情緒和行為．

5 結 論

1) 物質主義與感恩和親社會行為均呈現顯著正相關關系；

2) 感恩在物質主義與親社會行為的關系起中介作用；

3) 懷舊是感恩中介物質主義與親社會行為之間關系的調節變量，懷舊調節了中介作用的后半路徑．