心理豐富提高親環(huán)境行為意愿*

魏心妮 喻 豐 彭凱平 鐘 年

心理豐富提高親環(huán)境行為意愿*

魏心妮1喻 豐2彭凱平1鐘 年2

(1清華大學(xué)社科學(xué)院心理學(xué)系, 北京 100084) (2武漢大學(xué)哲學(xué)學(xué)院心理學(xué)系, 武漢 430072)

理解幸福和積極因素與親環(huán)境之間的關(guān)系對(duì)于推動(dòng)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展有重要的現(xiàn)實(shí)意義。為探究影響親環(huán)境行為的積極前因, 研究聚焦于心理豐富的幸福取向, 通過10個(gè)子研究(= 2979)考察了心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響及其潛在機(jī)制和邊界條件。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 心理豐富程度越高, 人們?cè)皆敢鉃榄h(huán)保做出努力和行為改變(研究1.1～1.4), 而這是因?yàn)樾睦碡S富提高了自我擴(kuò)展水平(研究2.1～2.4), 并且在個(gè)體將自然看作比自我更渺小時(shí), 自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的預(yù)測作用更顯著(研究3.1～3.2)。研究結(jié)果揭示了幸福對(duì)親環(huán)境行為的積極作用, 為推動(dòng)人們參與構(gòu)建可持續(xù)發(fā)展社會(huì)提供了啟示。

心理豐富, 親環(huán)境行為, 自我擴(kuò)展, 自然?自我大小

1 引言

全球變暖、空氣污染和資源短缺等環(huán)境問題在很大程度上是由人類行為所導(dǎo)致的(Fritsche & Masson, 2021), 而個(gè)體的親環(huán)境行為(例如節(jié)約能源、綠色出行等)能夠減少對(duì)環(huán)境的破壞, 有利于保護(hù)自然環(huán)境(Lange & Dewitte, 2019)。但提及環(huán)保, 普通大眾通常將其與犧牲、痛苦和不適等消極結(jié)果相聯(lián)系(Pritchard, 2010; Venhoeven et al., 2013), 環(huán)境心理學(xué)家也普遍關(guān)注消極特質(zhì)或情緒對(duì)親環(huán)境行為的作用, 而相對(duì)忽視了積極因素的影響(Corral-Verdugo, 2012)。實(shí)際上, 保護(hù)環(huán)境關(guān)乎個(gè)人和社會(huì)的福祉, 因此親環(huán)境行為也源自于人類追求幸福的動(dòng)機(jī)(Sagiv et al., 2015; van Riper et al., 2019)。

積極心理學(xué)對(duì)幸福的研究存在享樂主義(hedonic; Diener, 1984)、實(shí)現(xiàn)主義(eudaimonic; Baumeister et al., 2013)和心理豐富(psychological richness; Oishi et al., 2019)三種取向, 但是以往研究主要集中于傳統(tǒng)二元幸福對(duì)親環(huán)境行為的作用, 還暫未有研究考察心理豐富與親環(huán)境行為之間的關(guān)系。享樂主義幸福也被稱為主觀幸福感(Diener, 1984), 通常由生活滿意度(Diener, 1984)和積極情感(Kahneman, 1999)構(gòu)成。研究發(fā)現(xiàn), 享樂主義水平高的個(gè)體更不愿意減少肉類消費(fèi)和節(jié)約能源(Steg et al., 2014), 而且在旅途中的親環(huán)境行為也可能更少(van Riper et al., 2019)。與享樂主義幸福不同, 實(shí)現(xiàn)主義幸福著重強(qiáng)調(diào)心理幸福感(Huta & Waterman, 2014), 更重視生活意義感和人生目標(biāo)(Martela & Steger, 2016; Steger et al., 2006)等。然而, 目前的實(shí)證研究表明, 實(shí)現(xiàn)主義幸福觀無法直接預(yù)測親環(huán)境行為(Shin et al., 2022; van Riper et al., 2019)。這意味著, 僅從享樂主義和實(shí)現(xiàn)主義角度來定義幸福, 可能會(huì)限制人們對(duì)親環(huán)境行為和幸福生活二者關(guān)系的理解。而過度關(guān)注消極特質(zhì)的作用, 還會(huì)阻礙研究者們對(duì)親環(huán)境行為積極前因的探索(Corral-Verdugo, 2012)。因此, 本研究從積極心理學(xué)角度, 聚焦于心理豐富的幸福觀, 探究心理豐富會(huì)如何影響親環(huán)境行為, 并在此基礎(chǔ)考察影響二者關(guān)系的潛在心理機(jī)制和邊界條件。

1.1 心理豐富和親環(huán)境行為

親環(huán)境行為是指有利于保護(hù)自然環(huán)境和減少對(duì)環(huán)境破壞的行為(Lange & Dewitte, 2019), 而其背后的動(dòng)機(jī)不僅根植于人類價(jià)值觀(Steg & Vlek, 2009), 也源自于人類對(duì)幸福的追求(Sagiv et al., 2015)。不同于傳統(tǒng)二元幸福觀, 心理豐富不要求行動(dòng)或者經(jīng)歷必須具有客觀價(jià)值, 也不倡導(dǎo)人們只追求快樂而回避可能帶來痛苦的活動(dòng)(Besser & Oishi, 2020)。相反, 心理豐富以新奇的、多樣的、有趣的、引發(fā)視角改變的、復(fù)雜的以及有挑戰(zhàn)的生活體驗(yàn)為典型特征(Oishi et al., 2019), 并且與整體思維和歸因復(fù)雜性正相關(guān)(Oishi & Westgate, 2022), 因此心理豐富程度高的個(gè)體心理更加成熟且富有智慧(Grossmann et al., 2020)。作為一種新的幸福觀, 心理豐富既是一種相對(duì)穩(wěn)定的生活價(jià)值傾向, 也是人們?cè)谥苯踊蜷g接地生活經(jīng)歷中所體驗(yàn)到的短暫的心理感受(Oishi & Westgate, 2022)。所以, 心理豐富與開放性聯(lián)系緊密(Oishi et al., 2019), 但又與追求危險(xiǎn)刺激、無拘無束的感覺尋求人格特質(zhì)存在較大區(qū)別。最重要的是, 心理豐富概念的提出打破了傳統(tǒng)二元幸福觀的對(duì)立(Oishi & Westgate, 2022), 為理解幸福和親環(huán)境行為的關(guān)系提供了新的可能性。

盡管還暫未有研究直接考察心理豐富與親環(huán)境行為之間的關(guān)系, 但心理豐富與許多影響親環(huán)境行為的因素之間聯(lián)系緊密。例如, 開放性人格、敬畏(Oishi & Westgate, 2022)以及自我擴(kuò)展(Hoot & Friedman, 2011)。第一, 開放性人格是預(yù)測心理豐富和親環(huán)境行為的重要因素(Gifford & Nilsson, 2014; Oishi et al., 2019)。隨著心理豐富程度提高, 個(gè)體的開放性也隨之增強(qiáng)(Oishi et al., 2019), 因此人們可能更關(guān)愛自然, 更愿意接受新奇的、不同于尋常的環(huán)保理念和行為(Po?kus, 2018), 并表現(xiàn)出更多親環(huán)境行為(Markowitz et al., 2012)。第二, 心理豐富與敬畏相似(Oishi & Westgate, 2022), 二者都與新奇的刺激和認(rèn)知重構(gòu)需求有關(guān), 而且都是復(fù)雜的、與自我相關(guān)的情緒體驗(yàn)(Keltner & Haidt, 2003; Piff et al., 2015)。敬畏對(duì)親環(huán)境行為存在積極預(yù)測作用(Bethelmy & Corraliza, 2019), 因而心理豐富也可能產(chǎn)生同樣的后效。第三, 心理豐富的經(jīng)歷能幫助個(gè)體實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)展的需要(Oishi & Westgate, 2022), 而自我擴(kuò)展有利于提高個(gè)體親環(huán)境態(tài)度和行為意愿(Hoot & Friedman, 2011; Wolsko & Lindberg, 2013)。

據(jù)此, 本文提出假設(shè)H1：心理豐富程度高的個(gè)體更愿意實(shí)施親環(huán)境行為。

1.2 自我擴(kuò)展、心理豐富與親環(huán)境行為

自我擴(kuò)展(self-expansion)是個(gè)體為自我概念增加積極內(nèi)容的過程(Aron & Aron, 1986; McIntyre et al., 2015)。具體來說, 包括將新的身份、特征、屬性、資源、知識(shí)和視角融入到已有的圖式和信念之中(Aron & Aron, 1986; Aron et al., 2013), 或者發(fā)現(xiàn)以往自我概念中被忽視的部分(Lewandowski & Bizzoco, 2007)。心理豐富的生活有利于個(gè)體開闊視野和拓展社會(huì)關(guān)系, 實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)展的需要(Oishi & Westgate, 2022)。建立親密的人際關(guān)系, 追求新奇的、有挑戰(zhàn)的、有趣的體驗(yàn)都能夠拓寬自己的視野(Mattingly et al., 2012), 增加人們對(duì)自我的感知(Aron & Aron, 1986), 進(jìn)而豐富和擴(kuò)展自我概念(Mattingly & Lewandowski, 2014)。

擴(kuò)展自我概念是形成可持續(xù)社會(huì)身份(sustainable social identities)不可或缺的組成部分(Postmes et al., 2014), 因此自我擴(kuò)展被廣泛用于解釋自我與他人的重疊、自我與自然聯(lián)結(jié)(如Aron et al., 2013; Nolan & Schultz, 2014)。根據(jù)自我擴(kuò)展模型, Schultz (2000)認(rèn)為自然環(huán)境的特點(diǎn)和特質(zhì)可以實(shí)現(xiàn)自我擴(kuò)展的目的, 并由此提出自我擴(kuò)展可能包含自我、人類和生物圈三個(gè)維度(Nolan & Schultz, 2014; Tang et al., 2017)。其中, 與親環(huán)境行為關(guān)系緊密的自然聯(lián)結(jié)就是自我擴(kuò)展的一種類型或表現(xiàn)形式(Hoot & Friedman, 2011; Olivos & Clayton, 2017)。此外, 關(guān)系自我擴(kuò)展身份認(rèn)同(relationship self-expansion identity), 即把他人或更高的社會(huì)單元納入到自我之中(如社區(qū)身份、國家身份、世界公民身份等), 也與環(huán)境關(guān)懷和環(huán)保行為正相關(guān)(Brieger, 2019; Clayton & Kilin?, 2013)。所以, 一方面, 自我擴(kuò)展能夠減少個(gè)體與社區(qū)、自然和其他人群的心理距離(Brieger, 2019), 增強(qiáng)人與自然和他人之間的聯(lián)結(jié)(Lou & Li, 2021; Schultz, 2000), 進(jìn)而提高親環(huán)境行為意愿和頻率(Tang et al., 2017)。另一方面, 自我擴(kuò)展能夠讓人們獲得自我成長(self-growth, Mattingly & Lewandowski, 2014), 提升自我效能感和勝任力(Aron et al., 2013), 從而增強(qiáng)應(yīng)對(duì)復(fù)雜環(huán)境問題的能力(Bostrom et al., 2019; Markowitz & Shariff, 2012)。

據(jù)此, 本文提出假設(shè)H2：自我擴(kuò)展是影響心理豐富和親環(huán)境行為二者關(guān)系的中介機(jī)制。

1.3 自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用

雖然心理豐富會(huì)通過間接路徑對(duì)親環(huán)境行為產(chǎn)生重要影響, 但這種影響可能因?yàn)閭€(gè)體差異而發(fā)生變化, 因此還需要考慮心理豐富通過自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的影響是否受到其他因素的調(diào)節(jié)。自然?自我大小(nature-self size)是指個(gè)體對(duì)自然和自我相對(duì)大小關(guān)系的心理表征, 影響著自我超越的親環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境行為(Jacobs & McConnell, 2022)。并且, 自然和自我是共同動(dòng)態(tài)變化的(McConnell & Jacobs, 2020), 各自是有邊界的(Fodor, 2009)。這意味著, 自我擴(kuò)展是有界限的, 而其對(duì)親環(huán)境行為的作用也可能隨著自然?自我大小關(guān)系的相互變化而變化。因此, 本研究將探索自然?自我大小是否在心理豐富通過自我擴(kuò)展影響親環(huán)境行為的路徑中起到調(diào)節(jié)作用。

對(duì)于那些認(rèn)為自然相對(duì)自己更渺小、地位更低的個(gè)體而言, 隨著自我擴(kuò)展程度的提高, 人們能夠修正原有的、錯(cuò)誤的認(rèn)識(shí)(Mattingly et al., 2014), 發(fā)展出更多親環(huán)境身份認(rèn)同和看待問題的視角(Lou & Li, 2021; Udall et al., 2020 ), 從而有利于提高親環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境行為意愿(Brieger, 2019; Clayton & Kilin?, 2013)。相反, 當(dāng)感知到自然遠(yuǎn)大于自我時(shí), 人們會(huì)意識(shí)到自己的渺小, 并對(duì)自然產(chǎn)生強(qiáng)烈的敬畏之情(Keltner & Haidt, 2003), 所以也會(huì)表現(xiàn)出更多親環(huán)境行為(Bethelmy & Corraliza, 2019)。但是, 隨著個(gè)體感知到的自然變得越來越浩瀚宏大, 而自我變得越來越渺小微弱時(shí), 人們可能對(duì)自然產(chǎn)生消極的敬畏感(Gordon et al., 2017)。而消極的敬畏情緒會(huì)讓人與事物產(chǎn)生距離, 并引發(fā)恐懼情緒和無力感(董蕊等, 2013), 最終降低個(gè)體的自我控制(Gordon et al., 2017), 使得人們更偏好內(nèi)群體或者更小的群體(如Bai et al., 2017)。這意味著, 個(gè)體自我身份擴(kuò)展會(huì)受到限制, 自我效能感可能會(huì)降低, 而此時(shí)自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的作用可能會(huì)減弱。

據(jù)此, 本文提出假設(shè)H3：自然?自我大小對(duì)心理豐富通過自我擴(kuò)展影響親環(huán)境行為的后半路徑起到調(diào)節(jié)作用。具體而言, 當(dāng)自然相對(duì)自我表征更大時(shí), 自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的影響會(huì)被弱化。

1.4 研究概覽

本研究旨在考察心理豐富與親環(huán)境行為之間的關(guān)系及其心理機(jī)制和邊界條件。據(jù)此提出假設(shè), 心理豐富程度越高的個(gè)體其親環(huán)境行為意愿也越高, 而這一效應(yīng)受到自我擴(kuò)展的中介和自然?自我大小的調(diào)節(jié)。研究1通過4個(gè)子研究驗(yàn)證心理豐富是否能夠提升親環(huán)境行為意愿; 研究2通過問卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)因果鏈設(shè)計(jì)范式開展4個(gè)子研究, 進(jìn)一步檢驗(yàn)自我擴(kuò)展是否為影響心理豐富和親環(huán)境行為二者關(guān)系的心理機(jī)制; 研究3則通過2個(gè)子研究探索可能的邊界條件, 即檢驗(yàn)自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用。

2 研究1：心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響

2.1 研究1.1：心理豐富與親環(huán)境行為的相關(guān)關(guān)系

研究1.1以大學(xué)生和非大學(xué)生群體為被試進(jìn)行問卷調(diào)查, 由此來檢驗(yàn)心理豐富和親環(huán)境行為之間的相關(guān)關(guān)系。在正式施測前, 我們先對(duì)Oishi等(2019)編制的英文版心理豐富生活問卷進(jìn)行了中文版修訂。經(jīng)過對(duì)中文版問卷進(jìn)行翻譯和回譯, 結(jié)合生活滿意度量表(Diener et al., 1985)、生活意義感量表(Steger et al., 2006)、感覺尋求量表(Hoyle et al., 2002)和積極消極情緒體驗(yàn)量表(Diener et al., 2010), 對(duì)隨機(jī)招募的來自湖北、河南、廣東和黑龍江的485名在校大學(xué)生進(jìn)行施測。項(xiàng)目分析、信效度檢驗(yàn)以及等值性檢驗(yàn)檢結(jié)果表明, 與原17題版本的量表相比, 刪除原量表中均采用反向計(jì)分的第14、15、16、17題(因子載荷均低于0.5)之后, 模型擬合度更好：χ2= 251.60,= 62, χ2/= 4.06, CFI = 0.95, TLI = 0.94, NFI = 0.93, IFI = 0.95, RMSEA為0.09, SRMR = 0.04, 且在跨性別和跨城鄉(xiāng)被試群體中具有穩(wěn)定性。并且, 效標(biāo)關(guān)聯(lián)檢驗(yàn)結(jié)果表明, 心理豐富與生活滿意度(= 0.65,< 0.001)、積極情緒(= 0.56,< 0.001)、感覺尋求(= 0.34,< 0.001)和生活意義感(= 0.62,< 0.001)顯著正相關(guān), 與消極情緒相關(guān)不顯著(= -0.04,> 0.05)。因此, 修訂后的中文版心理豐富生活問卷可用于后續(xù)的調(diào)查研究。

2.1.1 研究設(shè)計(jì)與流程

通過方便抽樣的方式, 隨機(jī)招募到來自湖北、河南和廣州三地的在校大學(xué)生273名。在獲得知情同意之后, 被試進(jìn)入Qualtrics平臺(tái)參與研究。刪除11名未完成所有問題以及未通過注意力篩查的被試, 最后剩下有效被試262名(平均年齡20.38歲,= 3.32), 其中男生103人, 女生159人。完成調(diào)查后, 所有被試將獲得若干學(xué)分作為感謝。同時(shí), 在騰訊問卷平臺(tái)上發(fā)布調(diào)查廣告, 并在招募需求中限定被試的身份特征為非大學(xué)生, 共招募到227名被試, 刪除掉答題時(shí)間過短以及未通過注意力篩查的被試9名, 最后得到有效被試218名(平均年齡 29.42歲,= 9.11)。完成調(diào)查后, 所有被試將獲得一定的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

采用中文版心理豐富生活問卷對(duì)被試進(jìn)行施測, 例如“我的生活在經(jīng)歷上很豐富”, 所有題目均采用李克特 7點(diǎn)計(jì)分(1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”)。在大學(xué)生群體和非大學(xué)生群體中, 該量表的Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.92和0.95。接著, 采用Fielding和Head (2012)編制的親環(huán)境行為量表測量被試日常生活中環(huán)保行為的頻率, 共6個(gè)條目, 例如“在家中節(jié)約能源”等, 題目均采用李克特 5點(diǎn)計(jì)分(1 = “從不”, 5 = “始終”)。在大學(xué)生群體和非大學(xué)生群體中, 該量表的Cronbach’ s α系數(shù)分別為0.75和0.70。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

2.1.2 結(jié)果和討論

相關(guān)分析結(jié)果表明, 在大學(xué)生被試和非大學(xué)生被試中, 心理豐富與親環(huán)境行為之間顯著正相關(guān), 相關(guān)系數(shù)分別為：(262) = 0.22,< 0.001,(218) = 0.55,< 0.001。而且, 在非大學(xué)生群體中控制年齡(Wiernik et al., 2013)和社會(huì)階層(Gifford & Nilsson, 2014)之后, 心理豐富與親環(huán)境行為之間的正相關(guān)關(guān)系也依然顯著,(218) = 0.38,< 0.001。這意味著, 心理豐富程度高的個(gè)體在生活中保護(hù)環(huán)境的行為也更多, 支持了研究假設(shè)H1。接下來, 我們將通過實(shí)驗(yàn)法進(jìn)一步探索心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響。

2.2 研究1.2：心理豐富對(duì)綠色旅行行為的影響

根據(jù)以往研究, 個(gè)體日常生活經(jīng)歷中, 旅行對(duì)心理豐富的預(yù)測力最強(qiáng), 而普通的、穩(wěn)定的日常生活讓人感受到的心理豐富程度較低(Oishi et al., 2021)。因此, 研究1.2采用回憶范式操縱心理豐富以檢驗(yàn)心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響。

2.2.1 研究設(shè)計(jì)與流程

采用G*Power 軟件(Faul et al., 2007)計(jì)算出最少需要172名被試才能使研究達(dá)到中等效應(yīng)量(= 0.25, power = 0.90), 因此通過Credamo平臺(tái)招募到242名被試, 并隨機(jī)分配到心理豐富組和控制組完成回憶書寫任務(wù)。最終, 有181名被試(平均年齡30.75歲,= 9.25)按照指導(dǎo)語要求完成了寫作任務(wù)并通過注意力篩查, 其中男性73名。

心理豐富組(= 86)被試根據(jù)所呈現(xiàn)的心理豐富的定義, 回憶并寫下一件讓他們感到難忘的旅行經(jīng)歷?？刂平M(= 95)根據(jù)指導(dǎo)語回憶并寫下普通日常中某一天的生活經(jīng)歷。為進(jìn)行操作檢查, 被試通過填寫心理豐富量表來報(bào)告此刻的感受(Choi, 2019; α= 0.93), 例如“我認(rèn)為這段經(jīng)歷是有趣” “……是新奇的” “……是讓人心理上感到豐富的”等。所有問題均采用李克特 5 點(diǎn)計(jì)分(1 = “非常不同意”, 5 = “非常同意”)。隨后, 參照Lee等人(2013)的研究, 所有被試閱讀下列信息并報(bào)告親環(huán)境行為意愿：請(qǐng)想象一下, 你計(jì)劃去南方某個(gè)溫暖的城市旅行一周。在此次旅行中, 在多大程度上(1) “我會(huì)在野餐或沙灘休閑之后, 把地方收拾的和原來一樣干凈”; (2) “如果我看到有人在這里破壞環(huán)境, 我會(huì)向景區(qū)管理人員或部門報(bào)告”; (3) “我會(huì)優(yōu)先購買有環(huán)保標(biāo)識(shí)的產(chǎn)品”。所有題目均為李克特7點(diǎn)計(jì)分(1 = “非常不可能”, 7 = “非?？赡堋? α= 0.52)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

2.2.2 結(jié)果與討論

方差分析結(jié)果顯示, 心理豐富組被試(= 3.85,= 0.50)比控制組被試(= 2.24,= 0.71)報(bào)告了更高的心理豐富感,(1, 179) = 304.15,< 0.001, η2p= 0.63, 表明心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱有效。并且, 心理豐富組被試(= 5.98,= 0.68)比控制組被試(= 5.62,= 0.81)的綠色旅行傾向也更高,(1, 179) = 10.37,= 0.0024, η2p= 0.06。在控制性別和年齡之后, 兩組差異依然顯著,(1, 177) = 9.34,= 0.003, η2p= 0.05。這一結(jié)果說明, 狀態(tài)性的心理豐富也可以提升個(gè)體親環(huán)境行為意愿。

2.3 研究1.3：心理豐富對(duì)環(huán)保公益活動(dòng)參與意愿的影響

研究1.2表明通過回憶過往難忘的旅行經(jīng)歷可以啟動(dòng)心理豐富感, 并影響個(gè)體在未來旅行中的親環(huán)境行為表現(xiàn)。然而, 這也可能是因?yàn)榛貞浿械碾y忘旅行經(jīng)歷增加了人們對(duì)未來旅行的積極期待, 從而混淆了心理豐富對(duì)綠色旅行行為的影響。為了排除這個(gè)因素, 研究1.3將繼續(xù)使用回憶范式操縱心理豐富, 并考察其對(duì)環(huán)保公益活動(dòng)參與意愿的影響。

2.3.1 研究設(shè)計(jì)與流程

通過網(wǎng)絡(luò)推廣和線下圖書館現(xiàn)場宣傳相結(jié)合的方式隨機(jī)招募到180名在校大學(xué)生, 最終有161名(平均年齡20.04歲,= 2.27)完成Qualtrics在線的所有作答并通過注意力篩查, 其中女生116名。

與研究1.2相同, 心理豐富組(= 68)和控制組(= 93)兩種實(shí)驗(yàn)條件下的被試根據(jù)指導(dǎo)語分別完成一項(xiàng)回憶寫作任務(wù)(均不少于80字)。為進(jìn)行操作檢查, 所有被試填寫心理豐富感量表(Choi, 2019; α = 0.71)。然后, 參照Sharpe等人(2021)的研究, 向被試呈現(xiàn)三則與大學(xué)生日常生活相關(guān)的環(huán)保新聞報(bào)道, 邀請(qǐng)被試閱讀完畢后報(bào)告自己參與環(huán)?；顒?dòng)的意愿。其中, 前兩則信息采用正面描述; 第三則信息采用反向描述的方式以減少社會(huì)贊許性的影響, 并在分析數(shù)據(jù)時(shí)重新編碼對(duì)其進(jìn)行反向計(jì)分。所有題目均為李克特7點(diǎn)計(jì)分(1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”, α= 0.76)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

2.3.2 結(jié)果和討論

操作檢查結(jié)果顯示, 回憶旅行經(jīng)歷的被試(= 3.98,= 0.65)比回憶普通日常生活經(jīng)歷的被試(= 2.97,= 0.55)心理豐富感更高,(1, 159) = 113.23,< 0.001, η2p= 0.41。由此表明, 心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱有效。方差分析結(jié)果表明, 相比于控制組被試(= 4.87,= 0.83), 心理豐富組被試(= 5.13,= 0.73)的環(huán)保活動(dòng)參與意愿也更高,(1, 159)= 4.48,= 0.036, η2p= 0.03。而且, 在控制性別和年齡之后, 兩組被試的環(huán)保活動(dòng)參與意愿也依然存在顯著差異,(1, 157) = 2.63,= 0.043, η2p= 0.03。由此, 研究1.3重復(fù)了研究1.2的結(jié)果, 再次表明狀態(tài)性的心理豐富可以提升個(gè)體親環(huán)境行為意愿。

2.4 研究1.4：心理豐富對(duì)環(huán)保努力意愿的影響

心理豐富不僅來源于新奇的、有趣的、意料之外的、復(fù)雜的、有挑戰(zhàn)的生活經(jīng)歷, 更包含視角轉(zhuǎn)變這個(gè)不可或缺的因素(Oishi & Westgate, 2022)。為進(jìn)一步驗(yàn)證研究假設(shè)H1, 研究1.4將參照Bae (2021)的研究, 通過操縱視角轉(zhuǎn)變程度來啟動(dòng)心理豐富, 并考察其對(duì)環(huán)保努力意愿的影響。

2.4.1 研究設(shè)計(jì)與流程

(1)預(yù)實(shí)驗(yàn)

在正式研究前, 我們先開展一項(xiàng)預(yù)實(shí)驗(yàn)對(duì)心理豐富的實(shí)驗(yàn)材料進(jìn)行檢驗(yàn)。通過Credamo平臺(tái)發(fā)布廣告招募到100名被試, 剔除未通過注意力篩查的被試7 名, 最后剩下有效被試93名(平均年齡31.42歲,= 7.38), 其中男性36名。獲得知情同意后, 被試被隨機(jī)分配到心理豐富組和控制組完成相應(yīng)的實(shí)驗(yàn)任務(wù)。心理豐富組(= 47)被試首先觀看不包含身份信息的圖片(圖1a), 然后想象并寫下照片背后的故事或者自己從中體會(huì)到的情緒。接著, 繼續(xù)向被試呈現(xiàn)完整的圖片(圖1b)和主人公過往的曲折人生經(jīng)歷以啟動(dòng)視角轉(zhuǎn)變?？刂平M(= 46)的被試則直接看到完整的照片(圖1b), 并讓寫下4～6句話來表達(dá)自己的所感所想。與心理豐富組不同的是, 沒有向控制組被試介紹圖片中主人公過往曲折的人生經(jīng)歷。隨后, 被試報(bào)告自己在閱讀實(shí)驗(yàn)材料中視角發(fā)生轉(zhuǎn)變的程度和心理豐富的程度。其中, 視角轉(zhuǎn)變的測量條目包括“我對(duì)照片的看法發(fā)生了改變”以及“這張照片挑戰(zhàn)了我原有的一些觀念” (Bae, 2021; α = 0.65); 心理豐富的測量條目與研究1.2相同(李克特7點(diǎn)計(jì)分, 1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”, α = 0.79)。方差分析結(jié)果表明, 實(shí)驗(yàn)組被試的視角轉(zhuǎn)變程度顯著高于控制組, 但兩組被試的心理豐富程度不存在顯著差異。經(jīng)過對(duì)文字書寫內(nèi)容進(jìn)行分析, 發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)材料的熟悉性可能影響了被試的心理豐富體驗(yàn), 所以我們?cè)谡綄?shí)驗(yàn)中控制了這一因素。

(2)正式實(shí)驗(yàn)

通過Credamo平臺(tái)招募了200名被試以保證研究達(dá)到中等應(yīng)量(= 0.25, power = 0.90), 所有被試均報(bào)告未曾看過或了解過實(shí)驗(yàn)材料中相關(guān)人物的新聞事跡。刪除未遵照指導(dǎo)語進(jìn)行寫作和未通過注意力篩查的被試6名, 剩下有效被試194名(平均年齡30.55歲,= 8.85), 其中男性66人。

心理豐富組(= 100)和控制組(= 94)被試均完成與預(yù)研究相同的實(shí)驗(yàn)任務(wù), 并且填寫視角轉(zhuǎn)變量表(α0.76)和心理豐富感量表(α0.78)。接著, 被試完成親環(huán)境行為意愿的測量條目, 包括“我打算實(shí)施更多有利于保護(hù)環(huán)境的行為”, “我打算為保護(hù)環(huán)境付出更多努力”以及“如果有機(jī)會(huì)向公益環(huán)保組織捐款, 我愿意貢獻(xiàn)一定的力量” (1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”, Larson et al., 2015, α = 0.69)。

圖1 研究1.4心理豐富實(shí)驗(yàn)材料

2.4.2 結(jié)果與討論

操作檢查結(jié)果表明, 心理豐富組被試(= 4.05,= 0.83)比控制組(= 3.38,= 1.04)視角轉(zhuǎn)變的程度更高,(1, 192) = 24.79,< 0.001, η2p= 0.11。同時(shí), 心理豐富組被試(= 5.67,= 0.54)的心理豐富程度也顯著高于控制組被試(= 5.50,= 0.64),(1, 192) = 3.98,= 0.048, η2p= 0.02, 說明心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱是有效的。方差分析結(jié)果顯示, 心理豐富組被試(= 6.1,= 0.61)比控制組(= 5.92,= 0.78)表現(xiàn)出更高的親環(huán)境行為意愿,(1, 192) = 5.26,= 0.023, η2p= 0.03。在控制性別和年齡之后兩組的親環(huán)境行為水平差異依然顯著,(1, 190) = 8.22,= 0.005, η2p= 0.04。因此, 研究1.4重復(fù)了研究1.2和研究1.3的結(jié)果, 再次驗(yàn)證了狀態(tài)性心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的積極作用。

綜上, 通過問卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)研究, 研究1發(fā)現(xiàn)特質(zhì)性的心理豐富和狀態(tài)性的心理豐富都能夠提升個(gè)體實(shí)施親環(huán)境行為的意愿, 由此支持了研究假設(shè)H1。

3 研究2：影響心理豐富和親環(huán)境行為關(guān)系的中介機(jī)制

在研究2中, 我們將通過問卷調(diào)查和實(shí)驗(yàn)因果鏈設(shè)計(jì)(experimental-cause-chain design, Spencer et al., 2005)來檢驗(yàn)研究假設(shè)H2, 以此來考察自我擴(kuò)展在心理豐富與親環(huán)境行為關(guān)系之間的中介作用。

3.1 研究2.1：心理豐富與自我擴(kuò)展和親環(huán)境行為之間的關(guān)系

研究2.1采用問卷調(diào)查法來探索心理豐富、自我擴(kuò)展和親環(huán)境行為之間的關(guān)系, 并檢驗(yàn)自我擴(kuò)展是否為影響心理豐富和親環(huán)境行為之間關(guān)系的中介變量。

3.1.1 研究設(shè)計(jì)與流程

根據(jù)Monte Carlo模擬法, Sch?nbrodt和Perugini (2013)建議樣本量至少需要達(dá)到250才能保證變量之間達(dá)到穩(wěn)定的相關(guān)。通過Credamo平臺(tái)招募到280名被試, 刪除未通過注意力篩查的被試4名, 最后剩下有效被試276名(平均年齡31.06歲,= 7.40), 其中男性111名。

采用與研究1.1相同的中文版心理豐富生活問卷(α= 0.92)、親環(huán)境行為量表(Fielding & Head, 2012, α = 0.71)以及個(gè)人自我擴(kuò)展問卷(Mattingly & Lewandowski, 2013, α= 0.74)對(duì)被試進(jìn)行施測。其中, 自我擴(kuò)展問卷共5個(gè)條目, 例如“過往的人生經(jīng)歷讓我對(duì)事物的認(rèn)識(shí)更加開闊了”等, 選項(xiàng)為李克特7點(diǎn)計(jì)分(1 = “非常不同意”, 7 =“非常同意”)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

3.1.2 結(jié)果與討論

相關(guān)分析結(jié)果表明, 心理豐富與親環(huán)境行為之間顯著正相關(guān),(276) = 0.56,< 0.001, 與自我擴(kuò)展呈顯著正相關(guān),(276) = 0.68,< 0.001; 自我擴(kuò)展與親環(huán)境行為之間也呈顯著正相關(guān)關(guān)系,(276) = 0.42,< 0.001。

圖2 研究2.1中介模型圖

注：= 276, ***< 0.001

將親環(huán)境行為設(shè)置為因變量, 心理豐富為自變量, 自我擴(kuò)展為中介變量, 年齡(Wiernik et al., 2013)和性別(Zelezny et al., 2000)為控制變量, 在Process插件中選擇model 4進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn), 路徑系數(shù)如圖2所示。Bootstrap抽樣5000次的中介分析結(jié)果表明, 自我擴(kuò)展的中介效應(yīng)顯著,= 0.13,= 0.03, 95% CI [0.08, 0.18]。由此說明, 自我擴(kuò)展在心理豐富和親環(huán)境行為之間起到顯著的中介作用, 支持了研究假設(shè)H2。

3.2 研究2.2：心理豐富對(duì)自我擴(kuò)展的影響

研究2.2中采用與研究1.4相同的實(shí)驗(yàn)方式來啟動(dòng)心理豐富, 并檢驗(yàn)心理豐富對(duì)自我擴(kuò)展的影響。

3.2.1 研究設(shè)計(jì)與流程

通過Credamo平臺(tái)隨機(jī)招募203名被試, 其中3名未通過注意力篩查而被排除, 最終有效樣本200名(平均年齡30.67歲,= 8.99), 其中男性76名。

心理豐富的操縱方式與研究1.4相同, 不同實(shí)驗(yàn)條件下的被試按照指導(dǎo)語完成視角轉(zhuǎn)變的實(shí)驗(yàn)任務(wù)。接著, 被試報(bào)告實(shí)驗(yàn)過程中視角發(fā)生轉(zhuǎn)變的程度(如研究1.4, α= 0.76)、心理豐富程度(如研究1.2, Choi, 2019; α= 0.84)以及自我擴(kuò)展水平(如研究2.1, α = 0.86)。為排除實(shí)驗(yàn)材料熟悉性的影響, 被試報(bào)告對(duì)實(shí)驗(yàn)材料中新聞事跡的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

3.2.2 結(jié)果和討論

操作檢查結(jié)果顯示, 心理豐富組被試(= 3.94,= 0.85)的視角轉(zhuǎn)變程度顯著高于控制組(= 3.35,= 1.11),(1, 198) = 17.75,< 0.001, η2p= 0.08, 心理豐富程度(= 5.74,= 0.55)也顯著高于控制組(= 5.30,= 0.81),(1, 198) = 20.23,< 0.001, η2p= 0.09 。而且, 參與實(shí)驗(yàn)的被試均報(bào)告自己不熟悉或不了解實(shí)驗(yàn)材料中的新聞事跡, 表明心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱有效。此外, 相比于控制組(= 5.59,= 0.96), 心理豐富組被試(= 5.96,= 0.61)的自我擴(kuò)展水平也顯著更高,(1, 198) = 10.91,= 0.001, η2p= 0.005。在控制性別和年齡后, 兩組被試的自我擴(kuò)展水平也依然存在顯著差異,(1, 196) = 12.22,= 0.001, η2p= 0.06。由此說明, 心理豐富能顯著影響個(gè)體的自我擴(kuò)展水平。

3.3 研究2.3：自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的影響

在研究2.2的基礎(chǔ)上, 研究2.3借鑒以往研究范式操縱自我擴(kuò)展, 并檢驗(yàn)自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的影響。

3.3.1 研究設(shè)計(jì)與流程

在Credamo平臺(tái)招募被試223名, 以達(dá)到G*Power軟件((Faul et al., 2007)計(jì)算的被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)最小被試量為172的要求(= 0.25, power = 0.90)。刪除未按指導(dǎo)語作答和未通過注意力篩查的被試16名, 最終有效被試207名(平均年齡28.95歲,= 9.01), 其中男性95名。

參照Besta等人(2018)研究中自我擴(kuò)展的實(shí)驗(yàn)范式, 實(shí)驗(yàn)組被試(= 103)根據(jù)指導(dǎo)語回憶并寫下一段自己近期參加過的集體活動(dòng), 控制組被試(= 104)按照指導(dǎo)語回憶并寫下一段自己昨天獨(dú)自用餐的經(jīng)歷, 均不少于80字。

為了進(jìn)行操作檢查, 被試填寫個(gè)人自我擴(kuò)展問卷(如研究2.3, Mattingly & Lewandowski, 2013, α= 0.89)。隨后, 向被試呈現(xiàn)一則環(huán)保活動(dòng)的招募信息, 并請(qǐng)被試在閱讀完信息之后報(bào)告親環(huán)境行為意愿(G?rling et al., 2003, α= 0.73), 包括“我會(huì)向環(huán)保組織捐款”、“我會(huì)在支持環(huán)保的活動(dòng)倡議書上簽名” 以及 “我會(huì)參加網(wǎng)絡(luò)或線下發(fā)起的抵制破壞環(huán)境的企業(yè)的活動(dòng)” (1 = “非常不可能”, 7 = “非常可能”)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

3.3.2 結(jié)果和討論

操作檢查的結(jié)果顯示, 實(shí)驗(yàn)組被試(= 5.71,= 0.85)的自我擴(kuò)展水平顯著高于控制組(= 5.06,= 1.38),(1, 205) = 21.83,< 0.001, η2p= 0.10, 表明自我擴(kuò)展的實(shí)驗(yàn)操縱有效。對(duì)親環(huán)境行為意愿進(jìn)行方差分析, 發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組(= 5.89,= 0.77)比控制組(= 5.52,= 1.03)報(bào)告了更高的親環(huán)境行為意愿,(1, 205) = 8.79,= 0.003, η2p= 0.04 。而且, 在控制年齡和性別之后, 兩組差異依然顯著,(1, 203) = 7.05,= 0.009, η2p= 0.03。由此說明, 自我擴(kuò)展顯著影響個(gè)體的親環(huán)境行為意愿。

3.4 研究2.4：心理豐富通過自我擴(kuò)展影響親環(huán)境行為

為進(jìn)一步驗(yàn)證研究假設(shè)H2, 研究2.4采用實(shí)驗(yàn)法操縱心理豐富, 以考察自我擴(kuò)展在心理豐富和親環(huán)境行為關(guān)系之間的中介作用。

3.4.1 研究設(shè)計(jì)與流程

G*Power3.1軟件((Faul et al., 2007)計(jì)算出單因素被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)最小被試量為172 (= 0.25, power = 0.90), 因此在Credamo平臺(tái)隨機(jī)招募被試211名, 刪除未通過注意力篩查的3名, 最終有效被試208名(平均年齡27.76歲,= 7.76), 其中男性79名。

心理豐富組(= 101)和控制組(= 107)完成與研究1.2相同的回憶書寫任務(wù), 并填寫心理豐富問卷(題目如研究1.2, α= 0.95)和自我擴(kuò)展問卷(題目如研究2.1, α= 0.83)。然后, 參考Wu和Yang (2018)的研究, 請(qǐng)被試想象自己要外出旅行, 并在給定的兩個(gè)選項(xiàng)中選擇一個(gè)出行方案, 其中方案一為搭乘飛機(jī), 方案二為搭乘火車(親環(huán)境行為)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

3.4.2 結(jié)果和討論

操作檢查的結(jié)果顯示, 心理豐富組被試(= 4.18,= 0.34)比控制組被試(= 2.74,= 0.78)報(bào)告了更高的心理豐富感,(1, 206) = 290.97,< 0.001, η2p= 0.59, 表明心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱有效。將方案二編碼為1, 以性別和年齡為協(xié)變量, 心理豐富為自變量, 對(duì)方案二進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析。結(jié)果顯示, 心理豐富對(duì)親環(huán)境行為有顯著的預(yù)測作用,=?0.95,= 0.29, Wald χ2=?10.75,=?.001。與假設(shè)一致, 控制組有47.66%的被試選擇方案二, 心理豐富實(shí)驗(yàn)條件下有70.29% 的被試傾向于選擇環(huán)保的旅行方式。同時(shí), 性別和年齡對(duì)于旅行方案的選擇沒有顯著影響(s?> 0.07)。

進(jìn)一步檢驗(yàn)自我擴(kuò)展在心理豐富和親環(huán)境行為二者關(guān)系間的中介作用。以心理豐富為自變量, 親環(huán)境行為為因變量, 自我擴(kuò)展為中介變量, 性別和年齡作為控制變量, 在Process插件中選擇model 4進(jìn)行中介效應(yīng)分析, 路徑系數(shù)如圖3所示。Bootstrap抽樣5000次的中介分析結(jié)果表明, 自我擴(kuò)展的中介效應(yīng)顯著,= 0.16,= 0.09, 95% CI [0.02, 0.37]。這說明, 自我擴(kuò)展在心理豐富和親環(huán)境行為的關(guān)系之間起到顯著的中介作用, 再次驗(yàn)證了研究假設(shè)H2。

圖3 研究2.4中介模型圖

注：= 208, *< 0.05, **< 0.01

4 研究3：自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用

研究2發(fā)現(xiàn)自我擴(kuò)展是導(dǎo)致心理豐富影響親環(huán)境行為的原因, 在此基礎(chǔ)上, 研究3將探討自我擴(kuò)展的中介過程是否受到自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用。

4.1 研究3.1：實(shí)驗(yàn)操縱心理豐富

研究3.1采用回憶啟動(dòng)法操縱心理豐富, 以此檢驗(yàn)自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用。

4.1.1 研究設(shè)計(jì)與流程

通過Credamo平臺(tái)招募223名被試, 刪除未通過注意力篩查以及未按照指導(dǎo)語完成任務(wù)的被試12名, 最后有效被試為211名(平均年齡28.81歲,= 7.25), 其中男性89名。

與研究1.2中操縱心理豐富的實(shí)驗(yàn)方式相同, 心理豐富組(= 100)和控制組(= 111)根據(jù)指導(dǎo)語完成不同的回憶書寫任務(wù), 隨后被試填寫心理豐富問卷(如研究1.2, Choi, 2019; α= 0.94)和自我擴(kuò)展問卷(如研究2.3, Mattingly & Lewandowski, 2013; α= 0.91)。接著, 請(qǐng)被試報(bào)告在多大程度上自己愿意為保護(hù)環(huán)境做出犧牲(Liu & Sibley, 2012; α= 0.74), 包括“為了保護(hù)自然環(huán)境, 我愿意在生活水平做出一定的犧牲(例如接受更高的價(jià)格、少開車、節(jié)約能源)”、以及“為了保護(hù)環(huán)境, 我愿意改變?nèi)粘Ｉ盍?xí)慣” (1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”)。為了解被試如何表征自己和自然之間的大小關(guān)系, 采用McConnell和Jacobs (2020)編制的自然?自我大小問卷進(jìn)行施測。在該問卷中, 自我和自然分別以兩個(gè)獨(dú)立的圓圈表示, 從第1張圖到第7張圖中, 表示自我的圓圈逐漸變小, 表示自然的圓圈則逐漸變大, 選擇的數(shù)字越大表示個(gè)體認(rèn)為自然越大而自己越渺小。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

4.1.2 結(jié)果與討論

操作檢查結(jié)果顯示, 心理豐富組被試(= 4.15,= 0.35)比控制組被試(= 2.60,= 0.76)的心理豐富程度更高,(1, 209)= 347.65,< 0.001, η2p= 0.62, 表明心理豐富的實(shí)驗(yàn)操縱有效。同樣地, 對(duì)環(huán)保意愿進(jìn)行方差分析檢驗(yàn), 結(jié)果也發(fā)現(xiàn)心理豐富組(= 5.58,= 0.71)比控制組(= 5.18,= 1.08)更愿意為保護(hù)環(huán)境做出犧牲,(1, 209)= 9.54,= 0.002, η2p= 0.044。在控制性別和年齡之后, 兩組的差異也依然顯著,(1, 207) = 6.49,= 0.012, η2p= 0.03。

接著, 將心理豐富組編碼為1, 控制組編碼為0, 性別和年齡作為控制變量, 心理豐富作為自變量, 環(huán)保意愿作為因變量, 自我擴(kuò)展作為中介變量, 自然?自我大小作為調(diào)節(jié)變量, 在Process中選擇模型14進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自然?自我大小對(duì)環(huán)保意愿的影響顯著,= 0.58,= 0.16,= 3.65, 95% CI [0.25, 0.89], 自我擴(kuò)展和自然?自我大小的交互作用對(duì)環(huán)保意愿的影響顯著,= ?0.10,= 0.03,= ?3.23,= 0.0014, 95% CI [?0.17, ?0.04]。同時(shí), 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)指標(biāo)index = ?0.15,= 0.07, 95% CI [?0.30, ?0.04], 表明自然?自我大小調(diào)節(jié)了心理豐富通過自我擴(kuò)展影響環(huán)保意愿的后半路徑。

圖4 研究3.1中自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用

簡單斜率分析結(jié)果如圖4顯示, 當(dāng)感知到自然相對(duì)自我較大時(shí), 自我擴(kuò)展能顯著正向預(yù)測環(huán)保意愿,= 0.23,= 0.06,= 3.81,< 0.001, 95% CI [0.11, 0.35]; 當(dāng)自然相對(duì)自我相對(duì)較小, 自我擴(kuò)展也可以顯著正向預(yù)測環(huán)保意愿,= 0.45,= 0.06,= 7.05,< 0.001, 95% CI [0.35, 0.58]。而且, 自然相對(duì)自我更小時(shí), 自我擴(kuò)展對(duì)環(huán)保意愿的預(yù)測作用更大, 驗(yàn)證了研究假設(shè)H3。

4.2 研究3.2：自然?自我大小與心理豐富、自我擴(kuò)展和親環(huán)境行為的相關(guān)關(guān)系

為了重復(fù)研究3.1的結(jié)果, 研究3.2將采用橫斷調(diào)查數(shù)據(jù)再次檢驗(yàn)自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用。

4.2.1 研究設(shè)計(jì)與流程

通過Credamo平臺(tái)招募560名被試, 刪除未通過注意力篩查的被試10名, 最后有效被試550名(平均年齡30.11歲,= 6.56), 其中男性217名。

首先, 被試完成心理豐富生活問卷(如研究1.1, α = 0.92)、自我擴(kuò)展問卷(如研究2.1, Mattingly & Lewandowski, 2013,= 0.83)以及自然?自我大小問卷(如研究3.1, McConnell & Jacobs, 2020)。接著, 采用親環(huán)境行為問卷(Gu et al., 2020, α = 0.67)進(jìn)行施測, 包括“離開房間時(shí)關(guān)燈、夏天時(shí)把空調(diào)溫度設(shè)置在26～28度、雙面打印和復(fù)印”等, 被試需要報(bào)告這些活動(dòng)在自己日常生活中發(fā)生的頻率(1 = “從不”, 5 = “總是”)。最后, 收集被試的基本人口學(xué)信息。

4.2.2 結(jié)果和討論

相關(guān)分析結(jié)果表明, 心理豐富與自我擴(kuò)展之間顯著正相關(guān)關(guān)系,(550) = 0.68,< 0.001, 與親環(huán)境行為之間顯著正相關(guān),(550) = 0.50,< 0.001; 自我擴(kuò)展與親環(huán)境行為之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系,(550) = 0.54,< 0.001, 自然?自我大小與主要變量之間的相關(guān)關(guān)系均不顯著。

接著, 將性別和年齡作為控制變量, 在Process中選擇model 14進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示, 自然?自我大小對(duì)親環(huán)境行為的正向預(yù)測作用顯著,= 0.36,= 0.07,= 5.01,< 0.001。同時(shí), 自我擴(kuò)展和自然?自我大小的交互作用對(duì)親環(huán)境行為的預(yù)測作用顯著,= ?0.06,= 0.01,= ?4.69,< 0.001, 95% CI [?0.08, ?0.03], 表明自然?自我大小影響自我擴(kuò)展和親環(huán)境行為之間的關(guān)系。同時(shí), 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)指標(biāo) index = ?0.03,= 0.01, 95% CI [?0.05, ?0.02], 說明自然?自我大小調(diào)節(jié)了心理豐富通過自我擴(kuò)展影響親環(huán)境行為的后半路徑。

進(jìn)一步進(jìn)行簡單斜率分析, 結(jié)果如圖5所示, 當(dāng)自然相對(duì)自我較大時(shí), 自我擴(kuò)展能顯著正向預(yù)測親環(huán)境行為,= 0.11,= 0.04,= 3.08,= 0.002, 95% CI [0.04 0.19]; 當(dāng)自然相對(duì)自我相對(duì)較小, 自我擴(kuò)展也可以顯著正向預(yù)測親環(huán)境行為,= 0.26,= 0.03,= 8.21,< 0.001, 95% CI [0.20, 0.32]。而且, 自然相對(duì)自我較小時(shí), 自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的預(yù)測作用更大。所以, 研究3.2重復(fù)了研究3.1的結(jié)果, 并支持了研究假設(shè)H3。

圖5 研究3.2中自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用

5 總討論

本研究探索了心理豐富如何影響親環(huán)境行為及其內(nèi)在機(jī)制和邊界條件。通過10個(gè)遞進(jìn)的研究, 我們發(fā)現(xiàn)心理豐富能提高親環(huán)境行為意愿, 自我擴(kuò)展在二者關(guān)系之間起到中介作用, 并且這一中介過程受到自然?自我大小的調(diào)節(jié)?？傮w來說, 本研究采用回憶啟動(dòng)范式(研究1.2～1.3、研究2.4, 研究3.1)和信息啟動(dòng)范式(研究1.4、研究2.2), 考察了綠色旅行行為(研究1.2)、環(huán)?；顒?dòng)參與意愿(研究1.3)和環(huán)保努力意愿(研究1.4)多種不同的親環(huán)境行為, 結(jié)合問卷調(diào)查(研究1.1、研究 2.1、研究 3.2)和實(shí)驗(yàn)因果鏈設(shè)計(jì)(研究2.2～研究2.4), 樣本涵蓋了在校大學(xué)生(研究1.1、研究1.3)和來自網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)的社會(huì)多職業(yè)人群(研究1.3～1.4、研究2.1～研究3.2), 因此多樣化的實(shí)驗(yàn)操縱方式和樣本群體為研究結(jié)果的穩(wěn)健性提供了保障。

5.1 心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響

研究1通過4個(gè)子研究探索了心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)特質(zhì)性的心理豐富和狀態(tài)性的心理豐富都能夠提升個(gè)體親環(huán)境行為意愿。這一結(jié)果拓展了積極心理學(xué)視角下的親環(huán)境行為相關(guān)的研究, 豐富了對(duì)親環(huán)境行為前因的探索。雖然在意識(shí)到環(huán)境心理學(xué)研究存在的中“消極偏見”之后(Pritchard, 2010), 研究者們逐漸開始關(guān)注幸福與親環(huán)境行為的關(guān)系。但結(jié)果發(fā)現(xiàn), 享樂主義幸福觀與親環(huán)境行為之間通常為負(fù)相關(guān)關(guān)系(Steg et al., 2011), 實(shí)現(xiàn)主義幸福觀無法直接預(yù)測親環(huán)境行為(Shin et al., 2022; van Riper et al., 2019)。Shin等人認(rèn)為, 這可能是因?yàn)閭鹘y(tǒng)二元幸福都與自我中心需求(如：權(quán)力、社會(huì)地位)和短暫的快樂有關(guān)(Shin et al., 2022)。換言之, 享樂主義和實(shí)現(xiàn)主義更強(qiáng)調(diào)行為的結(jié)果和價(jià)值, 因而個(gè)體可能更多地考慮親環(huán)境行為的成本和收益問題(Steg & Velk, 2009), 進(jìn)而導(dǎo)致實(shí)施親環(huán)境行為的意愿較低。然而, 心理豐富不要求行為或者活動(dòng)必須具備客觀價(jià)值和意義, 而是更強(qiáng)調(diào)開放心態(tài)去體驗(yàn)和感受豐富多樣的生活經(jīng)歷(Besser & Oishi, 2020), 這為探索幸福和親環(huán)境行為之間的關(guān)系提供了新思路。因此, 本研究聚焦于心理豐富的幸福觀, 并發(fā)現(xiàn)追求心理豐富的生活能夠提高人們親環(huán)境行為意愿。

雖然暫未有直接的研究考察心理豐富對(duì)親環(huán)境行為的影響, 但有研究表明心理豐富程度高的個(gè)體更可能接受社會(huì)變革(Oishi & Westgate, 2022), 本研究在環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域驗(yàn)證了這一結(jié)論, 同時(shí)也豐富了心理豐富后效的探索。Oishi等人檢驗(yàn)了享樂主義、實(shí)現(xiàn)主義和心理豐富三種幸福觀與系統(tǒng)合理化及社會(huì)變革之間的關(guān)系, 結(jié)果發(fā)現(xiàn), 傳統(tǒng)二元幸福都與系統(tǒng)合理化正相關(guān), 而心理豐富與系統(tǒng)合理化之間呈負(fù)相關(guān)。這意味著, 秉持傳統(tǒng)二元幸福觀的個(gè)體更可能維持現(xiàn)有社會(huì)的秩序, 而持有心理豐富幸福觀的個(gè)體更可能接受社會(huì)變化(Oishi & Westgate, 2022)。環(huán)境問題已然成為普遍的社會(huì)發(fā)展的難題, 亟需人們?cè)谛袨樯献龀龈淖儊頊p緩環(huán)境惡化帶來的影響(Eom et al., 2019)。研究1的結(jié)果支持了以往研究結(jié)論, 發(fā)現(xiàn)心理豐富程度高的個(gè)體更愿意支持環(huán)保方面的社會(huì)變革, 接受環(huán)保的生活理念和生活方式, 并在生活中積極地做出親環(huán)境行為(Po?kus, 2018)。所以, 我們的研究表明, 追求幸福與環(huán)保行為之間并非是矛盾的, 而保護(hù)環(huán)境不僅與人類追求幸福的動(dòng)機(jī)有關(guān)(Sagiv et al., 2015), 還依賴于個(gè)體如何定義幸福的生活(Binder et al., 2020)。

5.2 自我擴(kuò)展的中介作用

心理豐富有利于擴(kuò)展自我概念, 而這正是解釋親環(huán)境行為表現(xiàn)差異的潛在機(jī)制。通過研究2的4個(gè)子研究, 我們發(fā)現(xiàn), 在追求心理豐富的過程中, 人們通常能夠擴(kuò)展自我身份邊界, 發(fā)展出新的視角和資源, 并提升問題解決能力, 從而使得人們更愿意參與環(huán)?；顒?dòng)。與以往研究一致, 通過拓展自我身份邊界, 人們不僅能認(rèn)識(shí)到自我需要, 還能關(guān)注和重視他人的需求和愿望, 而這種身份和視角上的延伸能提高個(gè)體對(duì)環(huán)境的關(guān)切和實(shí)施親環(huán)境行為的愿意(Udall et al., 2020)。例如, 為了保護(hù)自我、他人和社會(huì)免受環(huán)境問題的影響, 人們可能去做出更多親環(huán)境行為(Schultz, 2000; Tang et al., 2017)。除了在自我概念中增加積極內(nèi)容, Mattingly等人(2014)認(rèn)為自我擴(kuò)展還能減少自我概念中的消極內(nèi)容, 起到自我修剪(self-pruning)的作用。這也就是說, 豐富的經(jīng)歷能夠幫助人們擺脫自我中心取向而轉(zhuǎn)向利他主義, 從而發(fā)展出為人類做貢獻(xiàn)的強(qiáng)烈愿望(Tahir & Gruber, 2002)。我們的研究支持了這一結(jié)論, 心理豐富在提高自我擴(kuò)展水平的過程中能夠修正錯(cuò)誤的自我概念, 減少人與自然關(guān)系中的人類中心主義思想(Kopnina, 2013), 進(jìn)而提升個(gè)體的親環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境行為意愿。

此外, 研究2也表明, 心理豐富在滿足自我擴(kuò)展需要的同時(shí)還能增強(qiáng)個(gè)體的效能感, 從而提高親環(huán)境行為的能動(dòng)性和可能性。這符合親環(huán)境行為的社會(huì)身份認(rèn)同模型(social identity model of pro-environmental action, Fritsche & Masson, 2021), 也與以往效能感與親環(huán)境行為關(guān)系的研究結(jié)果一致。在研究2.1～研究2.4中, 被試認(rèn)為心理豐富的經(jīng)歷不僅使得自己在認(rèn)識(shí)上擴(kuò)展了自我邊界, 而且在知識(shí)儲(chǔ)備和解決問題的能力上也有所提高。因此, 在面對(duì)抽象和復(fù)雜的環(huán)境問題時(shí)(Markowitz & Shariff, 2012), 心理豐富程度和自我擴(kuò)展水平更高的被試報(bào)告了更高的親環(huán)境行為意愿。這與親環(huán)境行為的社會(huì)身份認(rèn)同模型一致, 擴(kuò)展自我概念有利于形成可持續(xù)社會(huì)身份(Postmes et al., 2014), 提高個(gè)體親環(huán)境行為的自我效能感和集體效能感, 從而對(duì)提升親環(huán)境行為意愿產(chǎn)生積極作用。

5.3 自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用

研究3通過2個(gè)子研究發(fā)現(xiàn), 雖然自我擴(kuò)展在心理豐富和親環(huán)境行為之間的關(guān)系中起到中介作用, 但這一中介過程受到自然?自我大小的調(diào)節(jié)。具體而言, 相比于將自然看作比自己更小的個(gè)體而言, 在那些將自然看作比自我更大的個(gè)體中自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為促進(jìn)作用會(huì)減弱。與以往研究結(jié)論一致, 當(dāng)感知到自然比自己更浩瀚宏大時(shí), 人們會(huì)體驗(yàn)到小我的感覺, 并由此對(duì)自然產(chǎn)生敬畏情緒, 因而能正向影響親環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境行為(McConnell & Jacobs, 2020)。但是, 過往許多研究只要求被試報(bào)告了自然和自我的重疊, 或者自我大小、其他事物大小以及自我和其他事物的整合程度(如Piff et al., 2015; Shiota et al., 2007), 而未同時(shí)考慮到自然和自我是共同動(dòng)態(tài)變化(McConnell & Jacobs, 2020)且有邊界的(Fodor, 2009)?；诖? 我們?cè)谘芯?中考察了自然和自我大小共同變化的情況, 并檢驗(yàn)了在不同變化情況下自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的作用。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 人們可能會(huì)因?yàn)楦兄阶匀贿^大且自己過于渺小而產(chǎn)生消極敬畏感和無力感(Krenzer, 2020), 進(jìn)而抑制自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的作用。所以, 我們發(fā)現(xiàn), 心理豐富通過自我擴(kuò)展對(duì)親環(huán)境行為的影響受到自然?自我大小的調(diào)節(jié)作用。

5.4 研究意義與局限

本研究的意義體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。第一, 拓展了親環(huán)境行為前因的研究, 并為解釋親環(huán)境行為提供了新的理論框架。以往研究主要探討個(gè)體價(jià)值觀和情感等因素對(duì)親環(huán)境行為的作用, 尤其重視消極情緒和特質(zhì)的作用, 而忽視了積極因素與親環(huán)境行為的關(guān)系(Corral-Verdugo, 2012)。我們的研究表明, 追求幸福也是人們保護(hù)環(huán)境的重要?jiǎng)訖C(jī)。而且, 不同于享樂主義和實(shí)現(xiàn)主義幸福, 從心理豐富的角度來建構(gòu)個(gè)人幸福能夠擴(kuò)大自我身份概念, 這能夠幫助人們形成更多的身份認(rèn)同, 增強(qiáng)親環(huán)境行為的效能感, 從而提升保護(hù)環(huán)境的意愿和行為頻率。第二, 為鼓勵(lì)人們參與建設(shè)可持續(xù)發(fā)展社會(huì)提供一定的實(shí)踐啟發(fā)?！柏S富人民的精神世界, 實(shí)現(xiàn)全體人們共同富裕, 促進(jìn)人與自認(rèn)和諧共生”是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求, 這也正是心理豐富和親環(huán)境行為的內(nèi)涵。

雖然我們通過多種方法來保證研究的嚴(yán)謹(jǐn)性, 并驗(yàn)證了預(yù)期的假設(shè), 但是研究也存在一定的局限。第一, 親環(huán)境行為的測量多為假設(shè)情境下的行為意愿, 且均來自被試的自我報(bào)告, 而缺少相對(duì)更客觀和實(shí)際行為的測量。盡管以往許多研究并沒有嚴(yán)格區(qū)別親環(huán)境行為意向和實(shí)際的親環(huán)境行為(如Geiger et al., 2021), 然而現(xiàn)實(shí)情境下親環(huán)境的認(rèn)知和情感并不一定會(huì)轉(zhuǎn)化為具體的、可觀察的行為(Lange & Dewitte, 2019)。并且, 受到社會(huì)贊許性的影響, 被試還可能在報(bào)告中高估了自己的親環(huán)境行為意向(Kormos & Gifford, 2014)。所以, 后續(xù)可以采用現(xiàn)場觀察的方式, 或者使用多種儀器記錄被試真實(shí)的親環(huán)境行為, 以提高研究生態(tài)效度和現(xiàn)實(shí)意義。第二, 由于現(xiàn)實(shí)條件的限制, 多個(gè)子研究的被試來自于網(wǎng)絡(luò)平臺(tái), 而且多采用線上實(shí)驗(yàn), 因此可能對(duì)被試的質(zhì)量和實(shí)驗(yàn)流程的控制存在一定的不足。在未來研究中, 可以通過實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)來操縱環(huán)境的豐富性, 或者采用經(jīng)驗(yàn)取樣法再次檢驗(yàn)心理豐富和親環(huán)境行為的關(guān)系。第三, 在本研究中心理豐富的操縱主要采用回憶范式, 這在一定程度上為尚處于起步階段的心理豐富實(shí)證研究提供了可借鑒的方法, 但依然需要進(jìn)一步地完善和發(fā)展。

6 結(jié)論

本研究結(jié)論如下：(1)心理豐富能夠提升親環(huán)境行為意愿; (2)自我擴(kuò)展在心理豐富影響親環(huán)境行為間起到中介作用; (3)自我擴(kuò)展的中介作用受到自然?自我大小的影響, 而且在將自然看作比自己相對(duì)更小時(shí)這種影響更突出。

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Psychological richness increases behavioral intention to protect the environment

WEI Xinni1, YU Feng2, PENG Kaiping1, ZHONG Nian2

(1Department of Psychology, School of Social Sciences, Tsinghua University, Beijing 100084, China)(2Department of Psychology, School of Philosophy, Wuhan University, Wuhan 430072, China)

Pro-environmental behavior, such as saving energy and taking public transportation, is beneficial to protecting the environment. Previous studies suggested that personality traits, environmental-related values, beliefs, affection, and norms are antecedents of pro-environmental behavior. However, protecting the environment is also rooted in motives for happiness and well-being. Generally speaking, there are three different types of well-being in positive psychology, namely hedonia, eudaimonia, and psychological richness. Based on different conceptions of well-being, research has shown that hedonic values were negatively related to pro-environmental behavior. Eudaimonic values were related to environmental values but it cannot directly predict pro-environmental behavior. Given it’s a new conception, the relationship between psychological richness and pro-environmental behavior is still absent. Thus, the present study aimed at exploring how psychological richness would influence pro-environmental behavior as well as its underlying mechanism and boundary conditions.

To reach the goals, we conducted ten studies with different experimental manipulations of psychological richness, multi-source participants, and various assessments of pro-environmental behavior. In correlational Study 1.1, we tested the link between psychological richness and pro-environmental behavior. In experimental Study 1.2～1.4, we manipulated psychological richness by recalling past memory and making the perspective change to explore its potential influence on pro-environmental behavior. In Study 2.1～2.4, the measurement-of-mediation design and experimental-causal-chain design were used to examine the mediating role of self-expansion. Based on the cross-sectional Study 2.1, in Study 2.2 we randomly assigned participants to the psychological richness condition and control condition to complete the task, and investigated whether psychological richness affected personal self-expansion. In Study 2.3, self-expansion was manipulated to explore its effect on pro-environmental behavior. To support our model, Study 2.4 was conducted to test whether psychological richness facilitates pro-environmental behavior through self-expansion. To investigate the moderating effect of nature-self size, we manipulated psychological richness in Study 3.1 and conducted a cross-sectional survey in Study 3.2.

As predicted, the present study found that both psychologically rich life and state psychological richness were positively related to pro-environmental behavior. Results indicated that psychological richness motivates people to engage in pro-environmental activities. The increased self-expansion was the reason why people experiencing psychological richness were more willing to protect the environment. Lastly, the results also demonstrated the moderating effect of nature-self size on the association of self-expansion and pro-environmental behavior.

Overall, the results extend the research on the effects of psychological richness on personal growth and sustainable social development. First, it suggested that pursuing well-being and behaving pro-environmentally were not in conflict. Namely, living a psychologically rich life motivates people to protect the environment. Second, message framing that promotes psychological richness could encourage individuals to engage in environmentally friendly activities.

psychological richness, pro-environmental behavior, self-expansion, nature-self size

2022-08-17

* 國家社科基金青年項(xiàng)目(20CZX059)。

喻豐, E-mail: psychpedia@whu.edu.cn; 彭凱平, E-mail: pengkp@tsinghua.edu.cn

B849: C91