青少年物質(zhì)主義和幸福感：自尊的中介作用 *

郭博達 張立新 張 鎮(zhèn)

(1 中國科學院心理研究所，行為科學重點實驗室，北京 100101) (2 中國科學院大學，北京 100049)(3 河北民族師范學院繼續(xù)教育學院，承德 067000)

1 前言

經(jīng)濟發(fā)展在豐富人們物質(zhì)生活的同時也對人們的價值觀念和心理狀態(tài)產(chǎn)生影響。從電視、報紙等傳統(tǒng)媒介到新興的互聯(lián)網(wǎng)，無不充斥著物質(zhì)財富和物質(zhì)追求的信息和場景。物質(zhì)財富的追求和占有在人們的價值觀念和人生追求中占據(jù)越來越重要的位置，這集中表現(xiàn)為物質(zhì)主義價值觀的盛行。物質(zhì)主義價值觀是一種強調(diào)物質(zhì)占有重要性的核心價值觀，持有物質(zhì)主義價值觀的人將物質(zhì)或財富的獲取置于生活的核心地位，相信獲得物質(zhì)是快樂的最大源泉，并通過擁有物質(zhì)的數(shù)量和質(zhì)量來界定個體的成功（Richins & Dawson, 1992）。雖然物質(zhì)主義者以獲得物質(zhì)和財富為快樂的源泉，但多項研究表明，物質(zhì)主義與個體的幸福感、生活滿意度和心理健康水平呈顯著負相關（Dittmar, Bond, Hurst, & Kasser, 2014; Kasser & Ryan,2001）；物質(zhì)主義還與吸煙（Williams, Hedberg,Cox, & Deci, 2000）、物質(zhì)濫用（Vansteenkiste, Duriez,Simons, & Soenens, 2006）、強迫性購買（Dittmar,2005）等健康風險行為存在正相關。

物質(zhì)主義價值觀不僅會對成年人的生活方式產(chǎn)生影響，也會對青少年的身心健康產(chǎn)生影響。研究發(fā)現(xiàn)，處在8-12歲的青少年兒童已經(jīng)對物質(zhì)財富十分敏感，開始出現(xiàn)物質(zhì)主義傾向，如名牌意識，追求并在同伴中炫耀自己擁有的名牌產(chǎn)品（Chaplin & John, 2007）。對青少年的研究還發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)主義與自我實現(xiàn)和精力充沛等正性情緒負相關，與焦慮和抑郁等負性情緒正相關（Kasser& Ryan, 1993）；物質(zhì)主義傾向較高的青少年，會表現(xiàn)出更多的學業(yè)問題以及吸煙、酗酒等健康行為問題（Goldberg, Gorn, Peracchio, & Bamossy, 2003）。青少年時期正處于人生觀和世界觀形成與發(fā)展的重要階段，物質(zhì)主義價值觀對青少年身心發(fā)展產(chǎn)生的不利影響會侵蝕個體的生活滿意度與幸福感，進而妨礙青少年的健康成長。因此，探討物質(zhì)主義價值觀對青少年的影響及其相關的心理機制具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

盡管多項研究證實，物質(zhì)主義價值觀與幸福感存在負相關，但對物質(zhì)主義和幸福感關系的機制探索較少。在影響物質(zhì)主義與幸福感關系的眾多因素中，自尊可能是一個重要變量。自尊是個體對自我的整體性積極評價（Leary & Baumeister,2000），是預測個體主觀幸福感的重要指標（Diener,1984; Furnham & Cheng, 2000）。高自尊的個體往往從積極方面看待自己，相信自己多方面的能力，在面對挫折時，傾向于改變情境，面臨失敗時更為自信，因而具有較高的主觀幸福感（Baumeister,Campbell, Krueger, & Vohs, 2003）。

有關物質(zhì)主義與自尊的研究發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)主義傾向高的個體通常具有低自尊和高不安全感（Braun & Wicklund, 1989; Chaplin & John, 2007; Park &John, 2011）。當個體受到廣告中財富、物質(zhì)以及良好形象的影響時，也受到了自我在某些方面存在不足的暗示，這會使個體產(chǎn)生消極的自我評價，擴大理想自我與現(xiàn)實自我之間的差距（Collins,1996; Halliwell & Dittmar, 2006）；當感受到的這種差距拉大時，個體往往會通過強迫性購買、物質(zhì)濫用等方式來緩解這種不良感受，這會進一步導致抑郁、焦慮水平的升高和幸福感的降低（Benson,2000）；同伴文化壓力又會通過與自尊的交互作用促進青少年物質(zhì)主義價值觀的形成（蔣獎, 梁靜, 楊淇越, 克燕南, 2015）。在對大學生樣本的研究中，蔣獎、宋玥、邱輝和時樹奎（2012）發(fā)現(xiàn)自尊在物質(zhì)主義和幸福感之間起部分中介作用。但在青少年群體中，自尊在物質(zhì)主義與幸福感的關系中的作用仍缺乏相關證據(jù)。有研究表明，青少年的自尊在8-12歲開始出現(xiàn)與形成，但在隨后的發(fā)展中具有不穩(wěn)定性，更易受外界環(huán)境的影響（Lindstrom,2003）。除了家庭、學校和社會環(huán)境，手機和互聯(lián)網(wǎng)等媒體技術的普及使青少年群體的物質(zhì)主義價值觀念更容易受到外界環(huán)境的影響?；谝酝难芯恳约按饲嗌倌晡镔|(zhì)主義和自尊的發(fā)展特點，我們預測青少年的自尊在其物質(zhì)主義和幸福感的關系中具有重要作用，物質(zhì)主義價值觀可能會通過侵蝕青少年的自尊來降低其幸福感。

綜上所述，本研究計劃以青少年為對象，探討物質(zhì)主義、自尊和幸福感之間的關系，并著重分析自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感之間的中介作用。

2 方法

2.1 對象

采取整群抽樣法選取某地區(qū)三所中學的初一學生作為調(diào)查對象，三所中學包含兩所城市中學和一所農(nóng)村中學。共發(fā)放577份問卷，剔除不完整作答等無效問卷后，剩余問卷575份，有效回收率為99.65%。其中，男生291人（50.6%），女生284人（49.4%）。年齡范圍在11-15歲，平均年齡 12.76歲（SD=0.64）。城市戶籍 201人（35.1%），農(nóng)村戶籍351人（61.0%），戶籍信息缺失22人（3.8%）。

2.2 研究工具

2.2.1 幸福感指數(shù)量表

Campbell, Converse和Rodgers（1976）編制的幸福感指數(shù)量表用于測量幸福體驗。該量表包含總體情感指數(shù)（含8題）和生活滿意度（含1題）兩部分。總分越高代表幸福感水平越高。該量表的信效度在國內(nèi)研究中得到驗證（劉斯漫, 劉柯廷,李田田, 盧莉, 2015）。在本研究中，量表的Cronbach α系數(shù)為0.83。

2.2.2 物質(zhì)主義價值觀量表

采用 Opree, Buijzen, van Reijmersdal和Valkenburg（2011）編制的兒童青少年版的物質(zhì)主義價值觀量表（Material Values Scale-C）測量物質(zhì)主義價值觀。該量表包括物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂和物質(zhì)成功三個維度。物質(zhì)中心是指認為物質(zhì)財物在生活中占據(jù)中心位置；物質(zhì)快樂是指相信獲得財物是快樂的最大源泉；物質(zhì)成功是指以擁有財物數(shù)量和質(zhì)量來評價自己和他人的成功。量表共18題三個維度，每個維度6題，采用5點計分（1表示“很不同意”, 2表示“不太同意”, 3表示“一般”, 4表示“比較同意”, 5表示“非常同意”），得分越高表示物質(zhì)主義傾向越強。球形檢驗表明該量表適合進行探索性因素分析（KMO = 0.93, χ2=9158.95,p＜0.001）。探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，根據(jù)特征根大于1（特征值分別為10.06, 1.89, 1.09）可以提取三個因子，其累計方差解釋率達到72%，且每個題目都負載在原量表的三個因子當中。國內(nèi)的應用顯示其具有良好的信效度（蔣獎, 梁靜, 楊淇越, 克燕南, 2015）。在本研究中，總量表及物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂和物質(zhì)成功分量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.95，0.91，0.91和0.93。

2.2.3 自尊量表

采用Rosenberg自尊量表測量自尊（Rosenberg,1965）。該量表共10題，采用4點計分（“1”=“很不符合”, “2”=“不太符合”, “3”=“比較符合”, “4”=“很符合”），得分越高說明自尊水平越高。該量表被國內(nèi)外學者廣泛用于測量個體自尊水平，其信效度已得到充分驗證（汪向東, 王希林, 馬弘, 1999）。在本研究中，該量表的Cronbach α系數(shù)為0.78。

2.3 共同方法偏差控制

本研究采用“幸福感指數(shù)量表”、“物質(zhì)主義價值觀量表”以及“自尊量表”分別對相關變量進行測量。由于三個問卷均來自學生的自我報告，為了避免共同方法偏差的影響，本研究在問卷發(fā)放時由主試詳細講解指導語，使學生充分理解各個變量的定義，在一定程度上控制了共同方法偏差的影響；在問卷回收后，采用Harman單因素檢驗方法（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff,2003）對共同方法偏差進行統(tǒng)計學上的控制。結果顯示，特征根大于1的因子有7個，第一個因子解釋的變異量為29.64%（低于臨界值40%）。因此，本研究受共同方法偏差的影響不大。

2.4 統(tǒng)計分析/數(shù)據(jù)處理

使用SPSS21.0軟件對變量進行描述統(tǒng)計，通過相關分析考察物質(zhì)主義、幸福感和自尊之間的關系。根據(jù)Baron和Kenny（1986）提出的因果步驟檢驗法，通過多層回歸分析檢驗自尊在物質(zhì)主義和幸福感之間的中介作用（溫忠麟, 張雷, 侯杰泰, 劉紅云, 2004）。此外，還采用Bootstrap方法進行中介效應檢驗（設置隨機抽樣5000次，95%置信區(qū)間）（江程銘, 李紓, 2015）。同時，性別、年齡、學校和戶籍作為控制變量納入統(tǒng)計分析。

3 結果

3.1 描述性統(tǒng)計結果和相關分析

相關分析表明，幸福感指數(shù)和物質(zhì)主義（r=-0.20,p＜ 0.01）以及物質(zhì)中心（r=-0.19,p＜ 0.01）、物質(zhì)快樂（r=-0.16,p＜0.01）、物質(zhì)成功（r=-0.18,p＜0.01）三個維度都呈顯著負相關，與自尊（r=0.44,p＜0.01）呈顯著正相關；自尊與物質(zhì)主義及其各維度呈顯著負相關（見表1）。

表 1 各變量的相關系數(shù)、平均數(shù)和標準差（N=575）

3.2 自尊的中介作用

為了檢驗自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感指數(shù)之間是否具有中介作用，本研究采用溫忠麟等人（2004）提出的中介作用檢驗程序，對數(shù)據(jù)進行了標準化處理，并控制了性別、年齡、學校和戶籍變量（見表2和圖1）。第一步，檢驗幸福感對物質(zhì)主義的回歸，回歸系數(shù)顯著（r=-0.20,p＜0.001）；第二步，檢驗自尊對物質(zhì)主義的回歸，回歸系數(shù)顯著（r=-0.25,p＜0.001）；第三步，引入中介變量自尊后，檢驗幸福感對物質(zhì)主義的回歸，物質(zhì)主義對幸福感的預測作用顯著性下降（r=-0.09,p＜0.05），自尊顯著預測幸福感（r=0.43,p＜0.001），說明自尊在物質(zhì)主義與幸福感之間起部分中介作用，中介效應占總效應的比值為53.38%（ab/c’+ab）。在分別對物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂、物質(zhì)成功三個維度進行上述中介效應檢驗后發(fā)現(xiàn)，在物質(zhì)中心和物質(zhì)成功與幸福感之間的關系中，自尊起部分中介作用；在物質(zhì)快樂與幸福感之間的關系中，自尊起完全中介作用（見表 3-5）。

表 2 自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感之間的中介效應檢驗（N=575）

表 3 自尊在青少年物質(zhì)中心和幸福感之間的中介效應檢驗（N=575）

表 4 自尊在青少年物質(zhì)快樂和幸福感之間的中介效應檢驗（N=575）

使用Bootstrap方法對中介效應進行檢驗。在控制了性別、年齡、學校和戶籍所在地之后，迭代5000次，在95%的置信區(qū)間內(nèi)的結果為-0.25～-0.010，在物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂和物質(zhì)成功三個維度上的結果分別為-0.13～-0.05，-0.14～-0.50，-0.14～-0.06，區(qū)間不包含0，故中介效應顯著。

4 討論

4.1 青少年物質(zhì)主義和幸福感

本研究首先考察了青少年物質(zhì)主義、幸福感和自尊之間的關系。相關分析結果表明，在控制了年齡、性別、學校及戶籍所在地等變量后，青少年物質(zhì)主義價值觀及其三個維度（物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂和物質(zhì)成功）都與自尊和幸福感呈顯著負相關。即對于青少年來說，物質(zhì)主義價值觀水平越高，其自尊和幸福感水平均越低。這與以往基于大學生和其他成人樣本的研究結果基本一致（Ryan & Dziurawiec, 2001; Dittmar et al., 2014; 謝曉東等, 2013）。

以往多項研究表明，物質(zhì)主義和幸福感之間存在穩(wěn)定的負相關。首先，從測量的角度來看，無論是直接測量還是間接測量，都顯示物質(zhì)主義對幸福感具有負面影響（Dittmar et al., 2014）；其次，對不同文化和不同年齡群體的研究中都發(fā)現(xiàn)了上述負向關系（Kasser, 2005; Sheldon & Kasser,2001）。然而，以往研究更多的集中在成年人樣本中，對兒童、青少年群體的研究相對缺乏。本文以平均年齡12歲左右的初中生為對象，驗證了物質(zhì)主義和幸福感之間的負相關，豐富了物質(zhì)主義與幸福感關系研究的年齡范圍。這一結果也暗示，相較于成年人或大學生，處于心智尚待成熟階段的青少年群體可能更容易受到物質(zhì)主義價值觀的消極影響，并進而影響其幸福感水平。

表 5 自尊在青少年物質(zhì)成功和幸福感之間的中介效應檢驗（N=575）

4.2 自尊的中介作用

本文驗證了自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感之間的中介作用。從中介模型的結果來看，在控制了相關變量后，自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感之間的中介作用仍顯著。即物質(zhì)主義通過降低青少年的自尊而降低其幸福感，這與在大學生樣本中的結果相一致（蔣獎等, 2012）。比較發(fā)現(xiàn)，本文中自尊的中介效應大于在大學生樣本中的研究結果（53.38%＞23.9%）（蔣獎等, 2012）。相對于大學生來說，自尊水平尚不穩(wěn)定的青少年更易受到外在環(huán)境中“物質(zhì)至上”等觀念的影響（Lindstrom, 2003）。具體來講，自尊不僅在物質(zhì)中心、物質(zhì)成功與幸福感之間的關系中起部分中介作用，而且在物質(zhì)快樂與幸福感之間起完全中介作用。這表明，將生活的幸福感寄托于外在物質(zhì)是無法提高個體幸福感水平的，高物質(zhì)快樂通過侵蝕青少年個體的自尊降低幸福感。

自尊對物質(zhì)主義和幸福感的中介作用可以從兩個角度來看。首先，物質(zhì)主義會導致消極的自我評價（Dittmar, 2008）。目前我國青少年群體越來越多地暴露于網(wǎng)絡和電視的消費廣告中，這些廣告中隱含的物質(zhì)主義價值觀會促使青少年產(chǎn)生消極的自我評價，進而降低其自尊和幸福感。其次，根據(jù)自我決定理論（self-determination theory，SDT），個體的目標可以分為內(nèi)在目標和外在目標（Deci & Ryan, 2000）。內(nèi)在目標是指個體關注內(nèi)在成長的目標，如能力的提升和親密的人際關系等，這對于個體的成長和幸福感具有促進作用；外在目標是指個體將獲得外在獎賞和社會贊許作為自己的目標，如追求物質(zhì)財富、權利地位等。高物質(zhì)主義青少年過度關注物質(zhì)財富等外在目標，企圖通過獲取外在物質(zhì)來提升自我價值。對外在目標的追求會在一定程度上削弱內(nèi)在目標，進而使得自我價值感降低。而當這些個體感到自我價值下降時，又企圖通過對外在物質(zhì)的進一步追求來提升自我價值，造成惡性循環(huán)，對青少年的自尊和幸福感水平產(chǎn)生不良影響。

一方面，青少年群體暴露于各種廣告和營銷信息當中，極易受到物質(zhì)主義價值觀的影響；另一方面，青少年時期個體自尊還不夠穩(wěn)定，喜歡與周圍的同伴進行比較，這會增加物質(zhì)主義在青少年之間的相互影響，不利于青少年自尊的建立，降低個體幸福感。因此，增加對青少年物質(zhì)主義價值觀的關注，降低物質(zhì)主義在中學生群體中的不良影響對青少年個體的成長發(fā)展具有重要的意義。

5 結論

本研究得出如下結論：（1）青少年物質(zhì)主義與幸福感負相關；（2）自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感的關系中存在中介效應，物質(zhì)主義通過削弱青少年的自尊來降低其幸福感水平。其中，在物質(zhì)中心和物質(zhì)成功與幸福感之間的關系中，自尊起部分中介作用；在物質(zhì)快樂與幸福感之間的關系中，自尊起完全中介作用。