社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的影響

摘 要 通過三個研究考察社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的影響。研究1 采用問卷法考察物質(zhì)主義和親社會傾向的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在匿名情境中，高物質(zhì)主義組的親社會傾向顯著低于低物質(zhì)主義組，但在公開情境中差異不顯著。研究2 和3 操縱社會情境，分別測量和啟動物質(zhì)主義，并采用獨裁者游戲和公共物品博弈任務(wù)測量親社會公平行為和親社會合作行為，一致發(fā)現(xiàn)匿名情境中高物質(zhì)主義組的親社會行為顯著低于低物質(zhì)主義組，公開情境中高物質(zhì)主義組的親社會行為增加且與低物質(zhì)主義組無顯著差異。三個研究共同表明高物質(zhì)主義者的親社會行為具有情境差異。

關(guān)鍵詞 物質(zhì)主義 親社會行為 社會情境

1 引言

利，重在獲??；義，重在給予。中華傳統(tǒng)觀念里，利與義幾乎是相互對立的關(guān)系，認(rèn)為“貪利”就會“忘義”。重視物質(zhì)利益的價值觀為物質(zhì)主義，持有物質(zhì)主義價值觀者將物質(zhì)財富的占有視為幸福的來源和成功的標(biāo)準(zhǔn)（Richins amp; Dawson， 1992）。已有研究發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)主義對親社會行為具有負(fù)面影響，如高物質(zhì)主義者拒絕捐款（Ku amp; Zaroff， 2014），支持反福利政策（Leyva， 2019），親環(huán)境行為意圖更低（Alzubaidi et al.， 2021）。啟動物質(zhì)主義后，個體的助人行為減少，競爭意識和自私行為增加（Baueret al.， 2012）?？v向追蹤研究也發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)主義的增加與青少年對朋友和陌生人親社會行為的減少相關(guān)（Yang et al.， 2018）。然而，在一些情境中高物質(zhì)主義者也會表現(xiàn)出積極的親社會行為。研究發(fā)現(xiàn)，在得知限量版奢侈品的部分銷售額將捐獻(xiàn)給慈善機構(gòu)時，高物質(zhì)主義者愿意以高價購買限量版奢侈品，為慈善事業(yè)做貢獻(xiàn)（Kim et al.， 2022）；在直播平臺里，高物質(zhì)主義者愿意在線贈送小費且金額較高（Wu et al.， 2021）。物質(zhì)主義與親社會行為關(guān)系的不一致表明二者之間的關(guān)系可能還受到其他因素比如社會情境的影響。

社會情境簡稱“情境”，是在一個給定的時空場景中展現(xiàn)出來的、能夠影響個體對目標(biāo)刺激的意義進(jìn)行理解的一切事物或信息（Chen amp; Liu，2016）。社會情境中的公開/ 匿名性是影響親社會行為的重要因素。研究發(fā)現(xiàn)，相比于匿名情境，公開情境中親社會行為更多（Bradley et al.， 2018）；公開情境中，高權(quán)力感（Yao et al.， 2020）和高階層者（Kraus amp; Callaghan， 2016）更愿意做出捐款、善行等親社會行為。

公開和匿名的社會情境可能影響物質(zhì)主義與親社會行為的關(guān)系。高物質(zhì)主義者具有高公眾自我意識（孫穎等， 2020）和高印象管理動機（Tuominenet al.， 2022），更在意外部評價，如通過購買奢侈品建立自己的成功和高社會地位形象（Lee et al.，2020）。高物質(zhì)主義者有市場定價心向（market-pricingmindset），會基于成本- 收益視角評定社會關(guān)系，強調(diào)成本付出最小化但收益最大化（Gasiorowska etal.， 2016）。由于公開情境中的積極行為更容易得到別人的積極評價并創(chuàng)建自己的積極形象（杜秀芳等，2022），高物質(zhì)主義者可能會從事可視化的親社會行為建立自己良好的道德聲譽，以直接獲得物質(zhì)資源（Hardy amp; van Vugt， 2006），并通過道德聲譽獲得高社會地位（Bai et al.， 2020）、被選為合作伙伴（Vesely et al.， 2020）等社會資源從而間接獲得物質(zhì)資源。基于物質(zhì)主義者的印象管理和市場定價心向，相比于匿名情境，公開情境更有利于激勵高物質(zhì)主義者做出親社會行為。

已有研究發(fā)現(xiàn)高物質(zhì)主義者既表現(xiàn)出低親社會行為，也表現(xiàn)出高親社會行為?；谏鐣榫车墓_/ 匿名性對親社會行為的作用，以及高物質(zhì)主義者的高印象管理動機和市場定價心向，本研究聚焦社會情境的公開和匿名維度，考察社會情境是否以及如何調(diào)節(jié)物質(zhì)主義與親社會行為的關(guān)系。研究1通過問卷法初步探究物質(zhì)主義與自我報告的公開和匿名親社會傾向的關(guān)系。鑒于親社會傾向和親社會行為的關(guān)系存在一致（Castelo et al.， 2021）和不一致（Gidl?f et al.， 2021）兩種情況，研究2 和3 測量親社會行為，進(jìn)一步證明社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的作用。研究2 操縱社會情境，采用獨裁者游戲測量親社會行為，以公平行為作為其指標(biāo)，考察社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的影響。研究3 啟動物質(zhì)主義，操縱社會情境，用公共物品博弈任務(wù)測量親社會行為，以合作行為作為其指標(biāo)，驗證社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的影響。

2 研究1 物質(zhì)主義與親社會傾向的相關(guān)研究

2.1 目的

考察物質(zhì)主義與公開和匿名親社會傾向的關(guān)系。

2.2 方法

2.2.1 被試

根據(jù)Monte Carlo 模擬法，樣本量需達(dá)到250 才能保證變量間的穩(wěn)定相關(guān)（Sch?nbrodt amp; Perugini，2013）。選取大學(xué)生被試489 名，線上填寫問卷。剔除每題平均答題時間低于2 秒的被試（Huanget al.， 2012），回收有效問卷456 份，有效回收率93%，男生225 人，女生231 人，年齡21.09±3.59 歲。

2.2.2 研究工具

物質(zhì)主義價值觀量表中文修訂版（李靜， 郭永玉，2009）。共13 個項目，5 點計分，得分越高則物質(zhì)主義水平越高。量表Cronbach' s α = .78。

親社會傾向量表中文修訂版（寇彧等， 2007）。共26 個項目，5 點計分，評估六種親社會傾向：公開（4 個項目，Cronbach' s α = .80）、匿名（5 個項目，Cronbach' s α = .85）、利他（4 個項目，Cronbach' sα = .85）、依從（5 個項目，Cronbach' s α = .86）、情緒（5 個項目，Cronbach' s α = .88）、緊急（3 個項目，Cronbach' s α = .82），得分越高則親社會傾向越高。量表總體Cronbach' s α = .96。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 共同方法偏差檢驗

采用Harman 單因子檢驗進(jìn)行共同方法偏差分析顯示，未旋轉(zhuǎn)情況下共6 個因子特征值大于1，首因子解釋的變異量為33.10%，小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%，表明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.3.2 物質(zhì)主義與親社會傾向的相關(guān)分析

相關(guān)分析表明，物質(zhì)主義與總體親社會傾向之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r = -.12，p lt; .05）。親社會傾向分量表中，物質(zhì)主義與匿名親社會傾向（r = -.16，plt; .01）、利他親社會傾向（r = -.20，p lt; .001）、依從親社會傾向（r = -.10，p lt; .05）及緊急親社會傾向（r= -.14，p lt; .01）存在顯著負(fù)相關(guān)；與情緒親社會傾向（r = -.08，p gt; .05）和公開親社會傾向（r = .08，p gt; .05）不存在相關(guān)。

2.3.3 物質(zhì)主義在公開、匿名親社會傾向上的差異比較

物質(zhì)主義平均得分為37.63（SD = 7.31），按平均分劃分高低物質(zhì)主義組，M 高（233） = 43.11，SD高 = 4.81；M 低（223） = 31.91；SD 低 = 4.57，兩組差異顯著，t（454） = 25.45，p lt; .001，Cohen' s d = 2.39，表明分組有效。

對高低物質(zhì)主義組在公開和匿名親社會傾向上的得分進(jìn)行獨立樣本t 檢驗。結(jié)果表明（見圖1），高物質(zhì)主義組（M = 13.19，SD = 2.85）的公開親社會傾向與低物質(zhì)主義組（M = 12.77，SD = 2.86）無顯著差異，t （454） = 1.59，p gt; .05；高物質(zhì)主義組（M = 16.89，SD = 3.30）的匿名親社會傾向顯著低于低物質(zhì)主義組（M = 17.76，SD = 3.60），t（454）= -2.69，p lt; .01，Cohen' s d = -.25。

2.3.4 性別差異分析

性別差異分析發(fā)現(xiàn)，男生物質(zhì)主義與公開親社會傾向之間不存在相關(guān)（r = .12，p gt; .05），女生物質(zhì)主義與公開親社會傾向之間不存在相關(guān)（r = .03，p gt; .05）；男女生在物質(zhì)主義與公開親社會傾向之間的相關(guān)系數(shù)差異不顯著（Z = .96，p gt; .05）。男生物質(zhì)主義與匿名親社會傾向之間存在相關(guān)（r = -.17，p lt; .05），女生物質(zhì)主義與匿名親社會傾向之間存在相關(guān)（r = -.15，p lt; .05）。男女生在物質(zhì)主義與匿名親社會傾向之間的相關(guān)系數(shù)差異不顯著（Z =-.22，p gt; .05）。表明物質(zhì)主義與兩種親社會傾向的關(guān)系模式無性別差異。后續(xù)研究不再分析性別差異。

研究1 發(fā)現(xiàn)物質(zhì)主義與總體和匿名的親社會傾向呈顯著負(fù)相關(guān)，這與部分前人研究結(jié)果一致，即高物質(zhì)主義者具有低親社會行為（常保瑞等，2022）；但也與部分前人研究結(jié)果不一致，即物質(zhì)主義可以驅(qū)動親社會行為（Ryoo et al.， 2024）。這可能與高物質(zhì)主義者的親社會動機為利己動機有關(guān)。利己動機常與利他動機沖突，故高物質(zhì)主義者的總體和匿名親社會傾向較低，但若親社會行為能滿足高物質(zhì)主義者的利己需求，利己動機也可促進(jìn)親社會行為（Wei? et al.， 2022）。鑒于社會認(rèn)可是高物質(zhì)主義者的主要行為動機之一（Gurel-Atay et al.，2021），研究2 操縱公開和匿名情境，進(jìn)一步探討情境在物質(zhì)主義與親社會行為關(guān)系中的作用。

3 研究2 社會情境對物質(zhì)主義和親社會公平行為關(guān)系的影響

3.1 目的

考察社會情境對物質(zhì)主義和親社會公平行為關(guān)系的作用。

3.2 方法

3.2.1 被試

使用G*Power 3.1（Faul et al.， 2007）計算樣本量，以相同研究范式文獻(xiàn)的平均效應(yīng)量f = .26（Wang amp;Dai， 2020）為本研究的效應(yīng)量估計，達(dá)到 .80 的統(tǒng)計檢驗力（α = .05）需至少115 名被試。招募大學(xué)生被試163 人，剔除未正確回答實驗條件的被試3 名，有效被試160 名，年齡20.56±1.92 歲。

3.2.2 實驗設(shè)計

采用2（物質(zhì)主義：高物質(zhì)主義、低物質(zhì)主義）× 2（社會情境：公開、匿名）被試間實驗設(shè)計，因變量指標(biāo)為分配給搭檔的金額。

3.2.3 實驗程序和材料

首先填寫物質(zhì)主義量表，之后隨機進(jìn)入公開組和匿名組，參加獨裁者游戲。

物質(zhì)主義量表：同研究1，Cronbach' s α = .81。

社會情境操縱：對Kraus 和Callaghan（2016）的社會情境操作進(jìn)行了改編，公開情境為“和一名隨機選擇的搭檔（由同性別的實驗助手扮演）一起抽簽，若抽到分配者A，在接受者B 面前公布自己的分配金額”；匿名情境為“先進(jìn)行抽簽，抽中分配者A 后，被告知其搭檔為接受者B，雙方不見面且不知曉對方的身份信息”。為了加強公開和匿名程度，公開情境組在公布分配金額時，實驗者在場。匿名情境組抽簽后在隔間里單獨填寫分配金額（Wang et al.， 2019）。被試均需填寫0～100 間的任意整數(shù)作為分配給搭檔的金額。

親社會行為測量：采用獨裁者游戲。游戲中有兩種角色：分配者A 和接受者B。A 的初始金額是100 元，由A 決定給B 分配多少錢，剩下的歸A 所有且B 無權(quán)拒絕。告知被試和另一個同學(xué)搭檔，抽簽決定各自的角色（實際上所有被試都會抽到A），且被試會依據(jù)所獲金額的一定百分比獲得額外被試費。

操作檢查：完成獨裁者游戲后，要求被試回答自己的實驗條件是公開還是匿名。98% 被試做出了正確回答，刪除未正確回答的被試數(shù)據(jù)。

3.3 結(jié)果與分析

獨立樣本t 檢驗表明，公開組和匿名組的物質(zhì)主義得分無顯著差異，t （158） = .38，p gt; .05。

物質(zhì)主義平均得分為41.60（SD = 7.00），按平均分劃分高低物質(zhì)主義組，M 高（87） = 46.72，SD高 = 3.97；M 低（73） = 35.49；SD 低 = 4.46，差異顯著，t（158） = 16.85，p lt; .001，Cohen' s d = 2.66，分組有效。

以親社會公平行為為因變量，物質(zhì)主義和社會情境為自變量，進(jìn)行被試間方差分析。結(jié)果顯示（見圖2），物質(zhì)主義主效應(yīng)顯著，高物質(zhì)主義組（M =40.21，SD = 14.11）的親社會公平行為顯著低于低物質(zhì)主義組（M = 44.93，SD = 13.34），F(xiàn) （1， 156） = 6.45，p lt; .05，ηp2 = .04，90% CI = [.005，.100]。社會情境的主效應(yīng)顯著，公開情境（M = 46.07，SD = 7.93）的親社會公平行為顯著高于匿名情境（M = 38.46，SD = 17.44），F(xiàn) （1， 156） = 13.16，p lt; .001，ηp2 =.08，90% CI = [.023，.151]。二者交互效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1，156） = 5.03，p lt; .05，ηp2 = .03，90% CI = [.002，.088]。簡單效應(yīng)分析表明：公開情境中高物質(zhì)主義組（M= 45.81，SD = 7.52）的親社會公平行為與低物質(zhì)主義組（M = 46.43，SD = 8.54）無顯著差異，F(xiàn) （1，156） = .05，p gt; .05；匿名情境中高物質(zhì)主義組（M =33.63，SD = 17.04）的親社會公平行為顯著低于低物質(zhì)主義組（M = 43.55，SD = 16.59），F(xiàn) （1， 156） =11.27，p lt; .01，ηp2 = .07，90% CI = [.018，.138]。高物質(zhì)主義組公開情境中（M = 45.81，SD = 7.52）的親社會公平行為顯著高于匿名情境（M = 33.63，SD = 17.04），F(xiàn) （1， 156） = 18.83，p lt; .001，ηp2 =.11，90% CI = [.042，.187]；低物質(zhì)主義組公開情境中（M = 46.43，SD = 8.54）的親社會公平行為和匿名情境（M = 43.55，SD = 16.59）無顯著差異，F(xiàn) （1，156） = .88，p gt; .05。

研究2 證明社會情境在物質(zhì)主義與親社會公平行為的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。高物質(zhì)主義者的親社會公平行為在公開情境中更高；低物質(zhì)主義者的親社會公平行為不受社會情境影響，兩種情境中沒有顯著差異。研究3 操縱社會情境并啟動物質(zhì)主義，以合作行為作為親社會行為的指標(biāo)，進(jìn)一步驗證社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的作用。

4 研究3 社會情境對物質(zhì)主義和親社會合作行為關(guān)系的影響

4.1 目的

考察社會情境對物質(zhì)主義和親社會合作行為關(guān)系的作用。

4.2 方法

4.2.1 被試

采用與研究2 相同的設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)，G*Power 3.1 計算需至少115 名被試。招募大學(xué)生被試148 名，剔除不理解公共物品博弈任務(wù)計算規(guī)則的被試3 名，有效被試145 名，年齡20.46±1.86 歲。

4.2.2 實驗設(shè)計

采用2（物質(zhì)主義：物質(zhì)主義啟動組、控制組）× 2（社會情境：公開、匿名）被試間實驗設(shè)計，因變量指標(biāo)為貢獻(xiàn)給小組的代幣數(shù)。

4.2.3 實驗程序和材料

為控制被試本身的物質(zhì)主義水平對實驗的影響，在正式實驗前一周，采用物質(zhì)主義價值觀量表測量特質(zhì)物質(zhì)主義（Cronbach' s α = .83）。正式實驗中，被試4 人一組進(jìn)行實驗，小組成員之間互不相識（招募信息里要求不能和朋友同一時間參加實驗）。首先進(jìn)行物質(zhì)主義操縱，然后完成公開或匿名情境中親社會合作行為的測量。

物質(zhì)主義操縱： 采用想象范式（Li et al.，2018），物質(zhì)主義啟動組想象自己擁有想要物品后的若干好處，寫出得到一大筆錢時會購買哪些物品；控制組寫出幾條從宿舍到校門的路線和沿途的建筑物，選擇一條出行路線并說明理由。

物質(zhì)主義操縱檢驗：在物質(zhì)主義價值觀量表的每題前加上“此時此刻”測量狀態(tài)物質(zhì)主義水平。Cronbach' s α = .85。

親社會行為測量：采用公共物品博弈任務(wù)（單輪次）（見圖3）。4 人一組進(jìn)行“公共賬戶捐資”游戲，并說明游戲中所獲代幣數(shù)的一定百分比為額外獎勵。游戲如下：小組成員各有100 代幣，小組有一個公共賬戶，每名成員可自由決定貢獻(xiàn)多少代幣到公共賬戶中。全體成員投到公共賬戶中的代幣乘以2，再平均分配給每名成員。每人最終所得代幣數(shù)為“自己所剩代幣數(shù)+ 平均分配的代幣數(shù)”。

社會情境操縱：公開情境組成員4 人圍坐。在清楚公共物品博弈任務(wù)游戲規(guī)則后，要求成員無交流，寫下并輪流報告自己要貢獻(xiàn)的代幣數(shù)。匿名情境組成員在各自隔間里寫出貢獻(xiàn)的代幣數(shù)，并被告知其個人信息將嚴(yán)格保密（Wang amp; Dai， 2020）。

4.3 結(jié)果與分析

獨立樣本t 檢驗結(jié)果顯示，物質(zhì)主義啟動組的物質(zhì)主義得分（M = 44.89，SD = 7.27）顯著高于控制組（M = 39.49，SD = 8.24），t （143） = 4.20，plt; .001，Cohen' s d = .69，表明物質(zhì)主義操作有效。

以親社會合作行為為因變量，物質(zhì)主義和社會情境為自變量，進(jìn)行被試間方差分析。結(jié)果顯示（見圖4），物質(zhì)主義主效應(yīng)顯著，物質(zhì)主義啟動組（M = 43.19，SD = 24.55）的親社會合作行為顯著低于控制組（M = 50.91，SD = 24.59），F(xiàn) （1， 141）= 4.14，p lt; .05，ηp2 = .03，90% CI = [.0004，.087]；社會情境主效應(yīng)顯著，公開情境（M = 54.05，SD =24.86）的親社會合作行為顯著高于匿名情境（M =39.68，SD = 22.66），F(xiàn) （1， 141） = 13.37，p lt; .001，ηp2 = .09，90% CI = [.026，.166]；二者交互作用顯著，F(xiàn) （1， 141） = 4.25，p lt; .05，ηp2 = .03，90% CI =[.001，.088]。簡單效應(yīng)分析表明：公開情境中物質(zhì)主義啟動組（M = 54.11，SD = 24.97）的親社會合作行為與控制組（M = 54.00，SD = 25.11）無顯著差異，F(xiàn) （1， 141） = .00，p gt; .05；匿名情境中物質(zhì)主義啟動組（M = 31.97，SD = 18.51）的親社會合作行為顯著低于控制組（M = 47.83，SD = 24.01），F(xiàn) （1， 141） =8.34，p lt; .01，ηp2 = .06，90% CI = [.010，.127]。物質(zhì)主義啟動組公開情境中（M = 54.11，SD = 24.97）的親社會合作行為顯著高于匿名情境（M = 31.97，SD = 18.51），F(xiàn) （1， 141） = 16.94，p lt; .001，ηp2 =.11，90% CI = [.039，.191]；控制組公開情境中（M= 54.00，SD = 25.11）的親社會合作行為和匿名情境（M = 47.83，SD = 24.01）無顯著差異，F(xiàn) （1， 141） = 1.23，p gt; .05。將特質(zhì)物質(zhì)主義作為協(xié)變量進(jìn)行控制分析，結(jié)果顯示物質(zhì)主義啟動與社會情境對親社會合作行為的交互作用仍然成立，F(xiàn) （1， 139） = 4.68，p lt; .05，ηp2 = .03。

5 元分析

采用Comprehensive Meta-Analysis Version 3 （CMA3.3） 對3 個研究進(jìn)行跨實驗數(shù)據(jù)元分析（見圖5）。將三個研究中高、低物質(zhì)主義組的被試量、公開親社會行為得分均值與標(biāo)準(zhǔn)差納入元分析，通過固定效應(yīng)模型計算的綜合效應(yīng)估計值為 .10，其95% 置信區(qū)間為 [-.059，.259]，p gt; .05。這說明物質(zhì)主義對公開親社會行為影響不顯著。將三個研究中高、低物質(zhì)主義組的被試量、匿名親社會行為得分均值與標(biāo)準(zhǔn)差納入元分析，綜合效應(yīng)估計值為 -.35，95%置信區(qū)間為 [-.511，-.189]，p lt; .001。這說明物質(zhì)主義對匿名親社會行為有顯著的負(fù)向預(yù)測作用。三個研究均與元分析得出的結(jié)論一致。

6 討論

研究使用自我報告的親社會傾向、親社會公平行為和親社會合作行為三種親社會行為指標(biāo)考察社會情境對物質(zhì)主義和親社會行為關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)社會情境調(diào)節(jié)物質(zhì)主義與親社會行為的關(guān)系，高物質(zhì)主義者在匿名情境中有更少的親社會行為，而在公開情境中，高物質(zhì)主義者的親社會行為增加且與低物質(zhì)主義者沒有顯著差異，證明了物質(zhì)主義與親社會行為的關(guān)系存在情境差異。

物質(zhì)主義對匿名親社會行為的負(fù)向影響符合價值觀系統(tǒng)理論。物質(zhì)主義屬于自我增強價值觀范疇，通過控制他人和資源獲得社會地位和聲望，重視個體利益，而親社會價值觀屬于自我超越價值觀范疇，強調(diào)超越自我，重視他人利益，兩者存在沖突（Kasser，2016）。根據(jù)價值觀蹺蹺板效應(yīng)，激活某一價值觀會抑制與該價值觀相沖突的其他價值觀（Maio et al.，2009），因此，物質(zhì)主義價值觀激活后親社會行為隨之減少。由于物質(zhì)主義者過度追求經(jīng)濟成功和名聲等外部目標(biāo)，較少重視內(nèi)部目標(biāo)，不愿花精力理解他人（Kasser， 2016），關(guān)注自我利益，減少他人導(dǎo)向的行為（Wang et al.， 2020），甚至將他人視為實現(xiàn)自己目的的工具（Shek et al.， 2022），因而降低了親社會行為水平。

然而，并非所有親社會行為都由親社會價值觀或利他動機驅(qū)動，利己動機也能驅(qū)動親社會行為。人類在進(jìn)化過程中發(fā)展出生態(tài)系統(tǒng)動機和自我系統(tǒng)動機（Crocker amp; Canevello， 2018），前者驅(qū)動個體在與他人互動時表現(xiàn)出支持性和建設(shè)性，促進(jìn)他人的福祉；后者驅(qū)動個體維護和增強自己的積極形象，在公開情境下表現(xiàn)出策略性慷慨（Wang et al.，2021）或選擇低經(jīng)濟社會地位者作為受益者（Inesiamp; Rios， 2023），以提高自己的聲譽作為印象管理的策略。類似的策略性親社會行為在兒童時期就已經(jīng)出現(xiàn)（Grueneisen amp; Warneken， 2022）并延續(xù)終生。高物質(zhì)主義者在公開情境中表現(xiàn)親社會行為可向他人傳達(dá)善良和高道德品質(zhì)（Inesi amp; Rios， 2023），實現(xiàn)積極印象管理滿足了向外的印象管理動機。物質(zhì)主義功能視角理論認(rèn)為，物質(zhì)主義是建構(gòu)和維持積極自我的工具（Shrum et al.， 2013），可視化的親社會行為可以產(chǎn)生自豪感（Kraus amp; Callaghan， 2016）和道德優(yōu)越感（Shrum et al.， 2014），滿足積極自我建構(gòu)需求。公開情境中實施的親社會行為，從向外的印象管理和向內(nèi)的自我建構(gòu)兩條路徑滿足了高物質(zhì)主義者的需求。

以往研究多從價值觀對立的角度探究物質(zhì)主義對親社會行為的負(fù)面影響（Yang et al.， 2018），本研究結(jié)合高物質(zhì)主義者本身的需求和親社會行為的功能，證實了高物質(zhì)主義者雖有明確的利己傾向（Sheket al.， 2022），但這種利己傾向在公開情境中可以激發(fā)高物質(zhì)主義者的親社會行為，通過向外的自我形象管理滿足了高物質(zhì)主義者建構(gòu)積極自我的需求，豐富了親社會行為自我服務(wù)的動機理論（Caprarielloamp; Reis， 2021）。同時，本研究從社會情境切入解釋了已有研究中物質(zhì)主義和親社會行為的矛盾關(guān)系，揭示了物質(zhì)主義的“積極面”。此外，物質(zhì)主義自我逃離理論認(rèn)為，為逃離低自我評價和厭惡的自我覺察，高物質(zhì)主義者常采取非理性行為（周靜， 謝天， 2019），利用財富建構(gòu)和投射積極的自我形象（Bagozzi et al.， 2020），但高物質(zhì)主義者被嚴(yán)重污名化，其幸福感水平依然很低（Dittmar amp; Isham，2022），因而愈發(fā)依賴物質(zhì)財富逃離消極自我，陷入“自我匱乏- 物質(zhì)主義- 自我匱乏”的惡性循環(huán)中。本研究為高物質(zhì)主義者擺脫惡性循環(huán)提供了突破口：在公開情境中多從事親社會行為，在助人的同時也建構(gòu)積極的自我，實現(xiàn)“利義并舉”。

為了證明效應(yīng)的穩(wěn)健性（Yao et al.， 2020），本研究使用了不同的親社會指標(biāo)。常用的親社會行為指標(biāo)包括公平、合作和利他三類（Rhoads et al.，2021），本研究未探究與同情他人痛苦有關(guān)的利他性親社會行為。感恩作為一種與關(guān)注他人有關(guān)的道德情緒，可以通過增加利他動機對慈善行為產(chǎn)生積極影響（Bock et al.， 2018），未來研究可考察如何將感恩教育和社會情境相結(jié)合，全面提高物質(zhì)主義者的親社會行為。

公開情境對高物質(zhì)主義者親社會行為促進(jìn)的時間效應(yīng)尚需要更多研究的證明。研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)注自身利益的消費者進(jìn)行綠色消費可能是為了構(gòu)建道德身份，實現(xiàn)自我保護或自我提升，一旦完成道德自我身份建構(gòu)后，消費者似乎不愿繼續(xù)“綠色”（王財玉 等， 2019）。未來研究可通過激發(fā)心理所有權(quán)（Jami et al.， 2021）和接觸自然環(huán)境（Castelo et al.，2021）等繼續(xù)研究物質(zhì)主義與親社會行為的關(guān)系并考察促進(jìn)效應(yīng)的持久性。

7 結(jié)論

社會情境可以調(diào)節(jié)物質(zhì)主義和親社會行為的關(guān)系，公開情境可改變匿名情境中物質(zhì)主義對親社會行為的負(fù)面影響，促使高物質(zhì)主義者做出更多的親社會行為。

參考文獻(xiàn)

常保瑞， 林培鈿， 黃江喜， 方建東. （2022）. 社會排斥與親社會行為的關(guān)系：物質(zhì)主義價值觀與未來取向的作用. 心理與行為研究， 20 （4）， 556-562，569.

杜秀芳， 胡衛(wèi)紅， 王靜， 李方. （2022）. 情境公開性與印象管理動機對建議采納的影響. 心理科學(xué)， 45（5）， 1198-1205.

寇彧， 洪慧芳， 譚晨， 李磊. （2007）. 青少年親社會傾向量表的修訂. 心理發(fā)展與教育， 23 （1）， 112-117.

李靜， 郭永玉. （2009）. 物質(zhì)主義價值觀量表在大學(xué)生群體中的修訂. 心理與行為研究， 7 （4）， 280-283.

孫穎， 王魯曉， 宋玥， 蔣獎. （2020）. 物質(zhì)主義者眼中的奢侈品： 符號還是功能？ 心理科學(xué)， 43 （6）， 1398-1404.

王財玉， 鄭曉旭， 余秋婷， 雷靂. （2019）. 綠色消費的困境： 身份建構(gòu)抑或環(huán)境關(guān)心？ 心理科學(xué)進(jìn)展， 27（8）， 1507-1520.

周靜， 謝天. （2019）. 物質(zhì)主義者自我概念的特點和相關(guān)理論. 心理科學(xué)進(jìn)展， 27 （5）， 914-925.

Alzubaidi， H.， Slade， E. L.， amp; Dwivedi， Y. K. （2021）. Examining antecedents of consumers' pro-environmental behaviours： TPB extended with materialism and innovativeness. Journal of Business Research， 122， 685-699.

Bagozzi， R. P.， Ruvio， A. A.， amp; Xie， C. Y. （2020）. The material self. International Journal of Research in Marketing， 37（4）， 661-677.

Bai， F.， Ho， G. C. C.， amp; Yan， J. （2020）. Does virtue lead to status？ Testing the moral virtue theory of status attainment. Journal of Personality and Social Psychology， 118 （3）， 501-531.

Bauer， M. A.， Wilkie， J. E.， Kim， J. K.， amp; Bodenhausen， G. V. （2012）. Cuing consumerism： Situational materialism undermines personal and social wellbeing.Psychological Science， 23 （5）， 517-523.

Bock， D. E.， Eastman， J. K.， amp; Eastman， K. L. （2018）. Encouraging consumer charitable behavior： The impact of charitable motivations， gratitude， and materialism. Journal of Business Ethics， 150（4）， 1213-1228.

Bradley， A.， Lawrence， C.， amp; Ferguson， E. （2018）. Does observability affect prosociality？ Proceedings of the Royal Society B： Biological Sciences，28 5（1875）， Article 20180116.

Caprariello， P. A.， amp; Reis， H. T. （2021）. \"This one' s on me！\"： Differential wellbeing effects of self-centered and recipient-centered motives for spending money on others. Motivation and Emotion， 45 （6）， 705-727.

Castelo， N.， White， K.， amp; Goode， M. R. （2021）. Nature promotes self-transcendence and prosocial behavior. Journal of Environmental Psychology， 76， Article 101639.

Chen， W. Y.， amp; Liu， L. Q. （2016）. The effect of context on empathy. Advances in Psychological Science， 24 （1）， 91-100.

Crocker， J.， amp; Canevello， A. （2018）. From egosystem to ecosystem： Motivations of the self in a social world. Advances in Motivation Science， 5， 41-86.

Dittmar， H.， amp; Isham， A. （2022）. Materialistic value orientation and wellbeing.Current Opinion in Psychology， 46， Article 101337.

Faul， F.， Erdfelder， E.， Lang， A. G.， amp; Buchner， A. （2007）. G*Power 3： A flexible statistical power analysis program for the social， behavioral， and biomedical sciences. Behavior Research Methods， 39（2）， 175-191.

Gasiorowska， A.， Chaplin， L. N.， Zaleskiewicz， T.， Wygrab， S.， amp; Vohs， K. D. （2016）.Money cues increase agency and decrease prosociality among children： Early signs of market-mode behaviors. Psychological Science， 27 （3）， 331-344.

Gidl?f， K.， Lahm， E. S.， Wallin， A.， amp; Otterbring， T. （2021）. Eco depletion： The impact of hunger on prosociality by means of environmentally friendly attitudes and behavior. Journal of Retailing and Consumer Services， 62，Article 102654.

Grueneisen， S.， amp; Warneken， F. （2022）. The development of prosocial behavior from sympathy to strategy. Current Opinion in Psychology， 43， 323-328.

Gurel-Atay， E.， Sirgy， M. J.， Webb， D.， Ekici， A.， Lee， D. J.， amp; Kahle， L. R.（2021）. What motivates people to be materialistic？ Developing a measure of materialism motives. Journal of Consumer Behaviour， 20（3）， 590-606.

Hardy， C. L.， amp; van Vugt， M. （2006）. Nice guys finish first： The competitive altruism hypothesis. Personality and Social Psychology Bulletin， 32 （10），1402-1413.

Huang， J. L.， Curran， P. G.， Keeney， J.， Poposki， E. M.， amp; DeShon， R. P. （2012）.Detecting and deterring insufficient effort responding to surveys. Journal of Business and Psychology， 27 （1）， 99-114.

Inesi， M. E.， amp; Rios， K. （2023）. How prosocial actors use power hierarchies to build moral reputation. Journal of Experimental Social Psychology， 106 ， Article 104441.

Jami， A.， Kouchaki， M.， amp; Gino， F. （2021）. I own， so I help out： How psychological ownership increases prosocial behavior. Journal of Consumer Research， 47 （5），698-715.

Kasser， T. （2016）. Materialistic values and goals. Annual Review of Psychology，67 （1）， 489-514.

Kim， S.， Park， K.， amp; Shrum， L. J. （2022）. Cause-related marketing of luxury brands：Nudging materialists to act prosocially. Psychology and Marketing， 39 （6），1204-1217.

Kraus， M. W.， amp; Callaghan， B. （2016）. Social class and prosocial behavior. Social Psychological and Personality Science， 7（8）， 769-777.

Ku， L.， amp; Zaroff， C. （2014）. How far is your money from your mouth？ The effects of intrinsic relative to extrinsic values on willingness to pay and protect the environment. Journal of Environmental Psychology， 40， 472-483.

Lee， M.， Bae， J.， amp; Koo， D. M. （2020）. The effect of materialism on conspicuous vs inconspicuous luxury consumption： Focused on need for uniqueness，self-monitoring and self-construal. Asia Pacific Journal of Marketing and Logistics， 33 （3）， 869-887.

Leyva， R. （2019）. Experimental insights into the socio-cognitive effects of viewing materialistic media messages on welfare support. Media Psychology， 22 （4），601-625.

Li， J.， Lu， M. X.， Xia， T.， amp; Guo， Y. Y. （2018）. Materialism as compensation for self-esteem among lower-class students. Personality and Individual Differences， 131， 191-196.

Maio， G. R.， Pakizeh， A.， Cheung， W. Y.， amp; Rees， K. J. （2009）. Changing， priming，and acting on values： Effects via motivational relations in a circular model.Journal of Personality and Social Psychology， 97（4）， 699-715.

Rhoads， S. A.， Cutler， J.， amp; Marsh， A. A. （2021）. A feature-based network analysis and fMRI meta-analysis reveal three distinct types of prosocial decisions.Social Cognitive and Affective Neuroscience， 16（12）， 1214-1233.

Richins， M. L.， amp; Dawson， S. （1992）. A consumer values orientation for materialism and its measurement： Scale development and validation. Journal of Consumer Research， 19 （3）， 303-316.

Ryoo， Y.， Kafiliveyjuyeh， S.， Lee， J. A.， Kim， W.， amp; Sung， Y. J. （2024）. The impact of materialism and moral identity on post-neutralization behavior in social media environmental campaigns. International Journal of Advertising， 43 （3），434-464.

Sch?nbrodt， F. D.， amp; Perugini， M. （2013）. At what sample size do correlations stabilize？ Journal of Research in Personality， 47（5）， 609-612.

Shek， D. T. L.， Dou， D. Y.， Zhu， X. Q.， Li， X.， amp; Tan， L. D. （2022）. Materialism，egocentrism and delinquent behavior in chinese adolescents in mainland China： A short-term longitudinal study. International Journal of Environmental Research and Public Health， 19（8）， Article 4912.

Shrum， L. J.， Lowrey， T. M.， Pandelaere， M.， Ruvio， A. A.， Gentina， E.， Furchheim，P.， amp; Steinfield， L. （2014）. Materialism： The good， the bad， and the ugly.Journal of Marketing Management， 30（17-18）， 1858-1881.

Shrum， L. J.， Wong， N.， Arif， F.， Chugani， S. K.， Gunz， A.， Lowrey， T. M.， amp; Sundie，J. （2013）. Reconceptualizing materialism as identity goal pursuits： Functions，processes， and consequences. Journal of Business Research， 66 （8）， 1179-1185.

Tuominen， J.， Rantala， E.， Reinikainen， H.， Luoma-aho， V.， amp; Wilska， T. A. （2022）.The brighter side of materialism： Managing impressions on social media for higher social capital. Poetics， 92， Article 101651.

Vesely， S.， Kl?ckner， C. A.， amp; Brick， C. （2020）. Pro-environmental behavior as a signal of cooperativeness： Evidence from a social dilemma experiment. Journal of Environmental Psychology， 67， Article 101362.

Wang， J. F.， amp; Dai， B. （2020）. The pursuit of fame at the expense of profit： The influence of power motive and social presence on prosocial behavior. Acta Psychologica Sinica， 52 （1）， 55-65.

Wang， L. X.， Gu， D.， Jiang， J.， amp; Sun， Y. （2019）. The not-so-dark side of materialism： Can public versus private contexts make materialists less ecounfriendly？Frontiers in Psychology， 10 ， Article 790.

Wang， X. J.， Chen， Z. S.， Krumhuber， E. G.， amp; Chen， H. （2021）. Money and flexible generosity. British Journal of Social Psychology， 60（4）， 1262-1278.

Wang， X. J.， Chen， Z. S.， amp; Krumhuber， E. G. （2020）. Money： An integrated review and synthesis from a psychological perspective. Review of General Psychology， 24 （2）， 172-190.

Wei?， M.， Iotzov， V.， Zhou， Y. Q.， amp; Hein， G. （2022）. The bright and dark sides of egoism. Frontiers in Psychiatry， 13， Article 1054065.

Wu， Y.， Niu， G. F.， Chen， Z. Z.， amp; Zhang， D. J. （2021）. Purchasing social attention by tipping： Materialism predicts online tipping in live-streaming platform through self-enhancement motive. Journal of Consumer Behaviour， 21（3），468-480.

Yang， Z. X.， Fu， X. Y.， Yu， X. X.， amp; Lv， Y. C. （2018）. Longitudinal relations between adolescents' materialism and prosocial behavior toward family，friends， and strangers. Journal of Adolescence， 62（1）， 162-170.

Yao， Q.， Wu， Z. J.， Zhang， C. Q.， amp; Fu， G. Q. （2020）. Effect of power on conspicuous prosocial behavior. Acta Psychologica Sinica， 52 （12）， 1421-1435.

本研究得到國家社科基金一般項目（19BSH128）文化自信的心理表征及其提升策略研究的資助。