摘 要 通過三個(gè)研究考察社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)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(huì)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(huì)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(huì)情境，分別測量和啟動(dòng)物質(zhì)主義，并采用獨(dú)裁者游戲和公共物品博弈任務(wù)測量親社會(huì)公平行為和親社會(huì)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(huì)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(huì)行為增加且與低物質(zhì)主義組無顯著差異。三個(gè)研究共同表明高物質(zhì)主義者的親社會(huì)行為具有情境差異。

關(guān)鍵詞 物質(zhì)主義 親社會(huì)行為 社會(huì)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(duì)立的關(guān)系，認(rèn)為“貪利”就會(huì)“忘義”。重視物質(zhì)利益的價(jià)值觀為物質(zhì)主義，持有物質(zhì)主義價(jià)值觀者將物質(zhì)財(cái)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(duì)親社會(huì)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(dòng)物質(zhì)主義后，個(gè)體的助人行為減少，競爭意識(shí)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(duì)朋友和陌生人親社會(huì)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(huì)表現(xiàn)出積極的親社會(huì)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(jī)構(gòu)時(shí)，高物質(zhì)主義者愿意以高價(jià)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(tái)里，高物質(zhì)主義者愿意在線贈(zèng)送小費(fèi)且金額較高（Wu et al.， 2021）。物質(zhì)主義與親社會(huì)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(huì)情境的影響。

社會(huì)情境簡稱“情境”，是在一個(gè)給定的時(shí)空?qǐng)鼍爸姓宫F(xiàn)出來的、能夠影響個(gè)體對(duì)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(huì)情境中的公開/ 匿名性是影響親社會(huì)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(huì)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(huì)行為。

公開和匿名的社會(huì)情境可能影響物質(zhì)主義與親社會(huì)行為的關(guān)系。高物質(zhì)主義者具有高公眾自我意識(shí)（孫穎等， 2020）和高印象管理動(dòng)機(jī)（Tuominenet al.， 2022），更在意外部評(píng)價(jià)，如通過購買奢侈品建立自己的成功和高社會(huì)地位形象（Lee et al.，2020）。高物質(zhì)主義者有市場定價(jià)心向（market-pricingmindset），會(huì)基于成本- 收益視角評(píng)定社會(huì)關(guān)系，強(qiáng)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(píng)價(jià)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(huì)從事可視化的親社會(huì)行為建立自己良好的道德聲譽(yù)，以直接獲得物質(zhì)資源（Hardy amp; van Vugt， 2006），并通過道德聲譽(yù)獲得高社會(huì)地位（Bai et al.， 2020）、被選為合作伙伴（Vesely et al.， 2020）等社會(huì)資源從而間接獲得物質(zhì)資源?；谖镔|(zhì)主義者的印象管理和市場定價(jià)心向，相比于匿名情境，公開情境更有利于激勵(lì)高物質(zhì)主義者做出親社會(huì)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(huì)行為，也表現(xiàn)出高親社會(huì)行為?；谏鐣?huì)情境的公開/ 匿名性對(duì)親社會(huì)行為的作用，以及高物質(zhì)主義者的高印象管理動(dòng)機(jī)和市場定價(jià)心向，本研究聚焦社會(huì)情境的公開和匿名維度，考察社會(huì)情境是否以及如何調(diào)節(jié)物質(zhì)主義與親社會(huì)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(bào)告的公開和匿名親社會(huì)傾向的關(guān)系。鑒于親社會(huì)傾向和親社會(huì)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(huì)行為，進(jìn)一步證明社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為關(guān)系的作用。研究2 操縱社會(huì)情境，采用獨(dú)裁者游戲測量親社會(huì)行為，以公平行為作為其指標(biāo)，考察社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為關(guān)系的影響。研究3 啟動(dòng)物質(zhì)主義，操縱社會(huì)情境，用公共物品博弈任務(wù)測量親社會(huì)行為，以合作行為作為其指標(biāo)，驗(yàn)證社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為關(guān)系的影響。

2 研究1 物質(zhì)主義與親社會(huì)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(huì)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(shí)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(jià)值觀量表中文修訂版（李靜， 郭永玉，2009）。共13 個(gè)項(xiàng)目，5 點(diǎn)計(jì)分，得分越高則物質(zhì)主義水平越高。量表Cronbach' s α = .78。

親社會(huì)傾向量表中文修訂版（寇彧等， 2007）。共26 個(gè)項(xiàng)目，5 點(diǎn)計(jì)分，評(píng)估六種親社會(huì)傾向：公開（4 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' s α = .80）、匿名（5 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' s α = .85）、利他（4 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' sα = .85）、依從（5 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' s α = .86）、情緒（5 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' s α = .88）、緊急（3 個(gè)項(xiàng)目，Cronbach' s α = .82），得分越高則親社會(huì)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(yàn)

采用Harman 單因子檢驗(yàn)進(jìn)行共同方法偏差分析顯示，未旋轉(zhuǎn)情況下共6 個(gè)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(huì)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(huì)傾向之間存在顯著負(fù)相關(guān)（r = -.12，p lt; .05）。親社會(huì)傾向分量表中，物質(zhì)主義與匿名親社會(huì)傾向（r = -.16，plt; .01）、利他親社會(huì)傾向（r = -.20，p lt; .001）、依從親社會(huì)傾向（r = -.10，p lt; .05）及緊急親社會(huì)傾向（r= -.14，p lt; .01）存在顯著負(fù)相關(guān)；與情緒親社會(huì)傾向（r = -.08，p gt; .05）和公開親社會(huì)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(huì)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(duì)高低物質(zhì)主義組在公開和匿名親社會(huì)傾向上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)。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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(dòng)親社會(huì)行為（Ryoo et al.， 2024）。這可能與高物質(zhì)主義者的親社會(huì)動(dòng)機(jī)為利己動(dòng)機(jī)有關(guān)。利己動(dòng)機(jī)常與利他動(dòng)機(jī)沖突，故高物質(zhì)主義者的總體和匿名親社會(huì)傾向較低，但若親社會(huì)行為能滿足高物質(zhì)主義者的利己需求，利己動(dòng)機(jī)也可促進(jìn)親社會(huì)行為（Wei? et al.， 2022）。鑒于社會(huì)認(rèn)可是高物質(zhì)主義者的主要行為動(dòng)機(jī)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(huì)行為關(guān)系中的作用。

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

3.1 目的

考察社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)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(jì)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(jì)，達(dá)到 .80 的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)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(shí)驗(yàn)條件的被試3 名，有效被試160 名，年齡20.56±1.92 歲。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

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

3.2.3 實(shí)驗(yàn)程序和材料

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

物質(zhì)主義量表：同研究1，Cronbach' s α = .81。

社會(huì)情境操縱：對(duì)Kraus 和Callaghan（2016）的社會(huì)情境操作進(jìn)行了改編，公開情境為“和一名隨機(jī)選擇的搭檔（由同性別的實(shí)驗(yàn)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(duì)方的身份信息”。為了加強(qiáng)公開和匿名程度，公開情境組在公布分配金額時(shí)，實(shí)驗(yàn)者在場。匿名情境組抽簽后在隔間里單獨(dú)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(huì)行為測量：采用獨(dú)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(gè)同學(xué)搭檔，抽簽決定各自的角色（實(shí)際上所有被試都會(huì)抽到A），且被試會(huì)依據(jù)所獲金額的一定百分比獲得額外被試費(fèi)。

操作檢查：完成獨(dú)裁者游戲后，要求被試回答自己的實(shí)驗(yàn)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(dú)立樣本t 檢驗(yàn)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(huì)公平行為為因變量，物質(zhì)主義和社會(huì)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(huì)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(huì)情境的主效應(yīng)顯著，公開情境（M = 46.07，SD = 7.93）的親社會(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)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(huì)情境在物質(zhì)主義與親社會(huì)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(huì)公平行為在公開情境中更高；低物質(zhì)主義者的親社會(huì)公平行為不受社會(huì)情境影響，兩種情境中沒有顯著差異。研究3 操縱社會(huì)情境并啟動(dòng)物質(zhì)主義，以合作行為作為親社會(huì)行為的指標(biāo)，進(jìn)一步驗(yàn)證社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為關(guān)系的作用。

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

4.1 目的

考察社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)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(jì)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(jì)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

采用2（物質(zhì)主義：物質(zhì)主義啟動(dòng)組、控制組）× 2（社會(huì)情境：公開、匿名）被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，因變量指標(biāo)為貢獻(xiàn)給小組的代幣數(shù)。

4.2.3 實(shí)驗(yàn)程序和材料

為控制被試本身的物質(zhì)主義水平對(duì)實(shí)驗(yàn)的影響，在正式實(shí)驗(yàn)前一周，采用物質(zhì)主義價(jià)值觀量表測量特質(zhì)物質(zhì)主義（Cronbach' s α = .83）。正式實(shí)驗(yàn)中，被試4 人一組進(jìn)行實(shí)驗(yàn)，小組成員之間互不相識(shí)（招募信息里要求不能和朋友同一時(shí)間參加實(shí)驗(yàn)）。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(huì)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(dòng)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(shí)會(huì)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(yàn)：在物質(zhì)主義價(jià)值觀量表的每題前加上“此時(shí)此刻”測量狀態(tài)物質(zhì)主義水平。Cronbach' s α = .85。

親社會(huì)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(jiǎng)勵(lì)。游戲如下：小組成員各有100 代幣，小組有一個(gè)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(huì)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(bào)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(gè)人信息將嚴(yán)格保密（Wang amp; Dai， 2020）。

4.3 結(jié)果與分析

獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果顯示，物質(zhì)主義啟動(dòng)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(huì)合作行為為因變量，物質(zhì)主義和社會(huì)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(dòng)組（M = 43.19，SD = 24.55）的親社會(huì)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(huì)情境主效應(yīng)顯著，公開情境（M = 54.05，SD =24.86）的親社會(huì)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(dòng)組（M = 54.11，SD = 24.97）的親社會(huì)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(dòng)組（M = 31.97，SD = 18.51）的親社會(huì)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(dòng)組公開情境中（M = 54.11，SD = 24.97）的親社會(huì)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(huì)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(dòng)與社會(huì)情境對(duì)親社會(huì)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(duì)3 個(gè)研究進(jìn)行跨實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)元分析（見圖5）。將三個(gè)研究中高、低物質(zhì)主義組的被試量、公開親社會(huì)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(jì)算的綜合效應(yīng)估計(jì)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(duì)公開親社會(huì)行為影響不顯著。將三個(gè)研究中高、低物質(zhì)主義組的被試量、匿名親社會(huì)行為得分均值與標(biāo)準(zhǔn)差納入元分析，綜合效應(yīng)估計(jì)值為 -.35，95%置信區(qū)間為 [-.511，-.189]，p lt; .001。這說明物質(zhì)主義對(duì)匿名親社會(huì)行為有顯著的負(fù)向預(yù)測作用。三個(gè)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(bào)告的親社會(huì)傾向、親社會(huì)公平行為和親社會(huì)合作行為三種親社會(huì)行為指標(biāo)考察社會(huì)情境對(duì)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)社會(huì)情境調(diào)節(jié)物質(zhì)主義與親社會(huì)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(huì)行為，而在公開情境中，高物質(zhì)主義者的親社會(huì)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(huì)行為的關(guān)系存在情境差異。

物質(zhì)主義對(duì)匿名親社會(huì)行為的負(fù)向影響符合價(jià)值觀系統(tǒng)理論。物質(zhì)主義屬于自我增強(qiáng)價(jià)值觀范疇，通過控制他人和資源獲得社會(huì)地位和聲望，重視個(gè)體利益，而親社會(huì)價(jià)值觀屬于自我超越價(jià)值觀范疇，強(qiáng)調(diào)超越自我，重視他人利益，兩者存在沖突（Kasser，2016）。根據(jù)價(jià)值觀蹺蹺板效應(yīng)，激活某一價(jià)值觀會(huì)抑制與該價(jià)值觀相沖突的其他價(jià)值觀（Maio et al.，2009），因此，物質(zhì)主義價(jià)值觀激活后親社會(huì)行為隨之減少。由于物質(zhì)主義者過度追求經(jīng)濟(jì)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(shí)現(xiàn)自己目的的工具（Shek et al.， 2022），因而降低了親社會(huì)行為水平。

然而，并非所有親社會(huì)行為都由親社會(huì)價(jià)值觀或利他動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)，利己動(dòng)機(jī)也能驅(qū)動(dòng)親社會(huì)行為。人類在進(jìn)化過程中發(fā)展出生態(tài)系統(tǒng)動(dòng)機(jī)和自我系統(tǒng)動(dòng)機(jī)（Crocker amp; Canevello， 2018），前者驅(qū)動(dòng)個(gè)體在與他人互動(dòng)時(shí)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(dòng)個(gè)體維護(hù)和增強(qiáng)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(jì)社會(huì)地位者作為受益者（Inesiamp; Rios， 2023），以提高自己的聲譽(yù)作為印象管理的策略。類似的策略性親社會(huì)行為在兒童時(shí)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(huì)行為可向他人傳達(dá)善良和高道德品質(zhì)（Inesi amp; Rios， 2023），實(shí)現(xiàn)積極印象管理滿足了向外的印象管理動(dòng)機(jī)。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(huì)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(shí)施的親社會(huì)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(jià)值觀對(duì)立的角度探究物質(zhì)主義對(duì)親社會(huì)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(huì)行為的功能，證實(shí)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(huì)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(huì)行為自我服務(wù)的動(dòng)機(jī)理論（Caprarielloamp; Reis， 2021）。同時(shí)，本研究從社會(huì)情境切入解釋了已有研究中物質(zhì)主義和親社會(huì)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(píng)價(jià)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(cái)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(cái)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(huì)行為，在助人的同時(shí)也建構(gòu)積極的自我，實(shí)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(huì)指標(biāo)。常用的親社會(huì)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(huì)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(dòng)機(jī)對(duì)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(huì)情境相結(jié)合，全面提高物質(zhì)主義者的親社會(huì)行為。

公開情境對(duì)高物質(zhì)主義者親社會(huì)行為促進(jìn)的時(shí)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(fèi)者進(jìn)行綠色消費(fèi)可能是為了構(gòu)建道德身份，實(shí)現(xiàn)自我保護(hù)或自我提升，一旦完成道德自我身份建構(gòu)后，消費(fèi)者似乎不愿繼續(xù)“綠色”（王財(cái)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(huì)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(huì)情境可以調(diào)節(jié)物質(zhì)主義和親社會(huì)行為的關(guān)系，公開情境可改變匿名情境中物質(zhì)主義對(duì)親社會(huì)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(huì)行為。

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