郭博達(dá) 張立新 張 鎮(zhèn)

(1 中國(guó)科學(xué)院心理研究所，行為科學(xué)重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，北京 100101) (2 中國(guó)科學(xué)院大學(xué)，北京 100049)(3 河北民族師范學(xué)院繼續(xù)教育學(xué)院，承德 067000)

1 前言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展在豐富人們物質(zhì)生活的同時(shí)也對(duì)人們的價(jià)值觀念和心理狀態(tài)產(chǎn)生影響。從電視、報(bào)紙等傳統(tǒng)媒介到新興的互聯(lián)網(wǎng)，無(wú)不充斥著物質(zhì)財(cái)富和物質(zhì)追求的信息和場(chǎng)景。物質(zhì)財(cái)富的追求和占有在人們的價(jià)值觀念和人生追求中占據(jù)越來(lái)越重要的位置，這集中表現(xiàn)為物質(zhì)主義價(jià)值觀的盛行。物質(zhì)主義價(jià)值觀是一種強(qiáng)調(diào)物質(zhì)占有重要性的核心價(jià)值觀，持有物質(zhì)主義價(jià)值觀的人將物質(zhì)或財(cái)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(guò)擁有物質(zhì)的數(shù)量和質(zhì)量來(lái)界定個(gè)體的成功（Richins & Dawson, 1992）。雖然物質(zhì)主義者以獲得物質(zhì)和財(cái)富為快樂的源泉，但多項(xiàng)研究表明，物質(zhì)主義與個(gè)體的幸福感、生活滿意度和心理健康水平呈顯著負(fù)相關(guān)（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(qiáng)迫性購(gòu)買（Dittmar,2005）等健康風(fēng)險(xiǎn)行為存在正相關(guān)。

物質(zhì)主義價(jià)值觀不僅會(huì)對(duì)成年人的生活方式產(chǎn)生影響，也會(huì)對(duì)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(duì)物質(zhì)財(cái)富十分敏感，開始出現(xiàn)物質(zhì)主義傾向，如名牌意識(shí)，追求并在同伴中炫耀自己擁有的名牌產(chǎn)品（Chaplin & John, 2007）。對(duì)青少年的研究還發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)主義與自我實(shí)現(xiàn)和精力充沛等正性情緒負(fù)相關(guān)，與焦慮和抑郁等負(fù)性情緒正相關(guān)（Kasser& Ryan, 1993）；物質(zhì)主義傾向較高的青少年，會(huì)表現(xiàn)出更多的學(xué)業(yè)問(wèn)題以及吸煙、酗酒等健康行為問(wèn)題（Goldberg, Gorn, Peracchio, & Bamossy, 2003）。青少年時(shí)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(jià)值觀對(duì)青少年身心發(fā)展產(chǎn)生的不利影響會(huì)侵蝕個(gè)體的生活滿意度與幸福感，進(jìn)而妨礙青少年的健康成長(zhǎng)。因此，探討物質(zhì)主義價(jià)值觀對(duì)青少年的影響及其相關(guān)的心理機(jī)制具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

盡管多項(xiàng)研究證實(shí)，物質(zhì)主義價(jià)值觀與幸福感存在負(fù)相關(guān)，但對(duì)物質(zhì)主義和幸福感關(guān)系的機(jī)制探索較少。在影響物質(zhì)主義與幸福感關(guān)系的眾多因素中，自尊可能是一個(gè)重要變量。自尊是個(gè)體對(duì)自我的整體性積極評(píng)價(jià)（Leary & Baumeister,2000），是預(yù)測(cè)個(gè)體主觀幸福感的重要指標(biāo)（Diener,1984; Furnham & Cheng, 2000）。高自尊的個(gè)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(duì)挫折時(shí)，傾向于改變情境，面臨失敗時(shí)更為自信，因而具有較高的主觀幸福感（Baumeister,Campbell, Krueger, & Vohs, 2003）。

有關(guān)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(gè)體通常具有低自尊和高不安全感（Braun & Wicklund, 1989; Chaplin & John, 2007; Park &John, 2011）。當(dāng)個(gè)體受到廣告中財(cái)富、物質(zhì)以及良好形象的影響時(shí)，也受到了自我在某些方面存在不足的暗示，這會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生消極的自我評(píng)價(jià)，擴(kuò)大理想自我與現(xiàn)實(shí)自我之間的差距（Collins,1996; Halliwell & Dittmar, 2006）；當(dāng)感受到的這種差距拉大時(shí)，個(gè)體往往會(huì)通過(guò)強(qiáng)迫性購(gòu)買、物質(zhì)濫用等方式來(lái)緩解這種不良感受，這會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)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(huì)通過(guò)與自尊的交互作用促進(jìn)青少年物質(zhì)主義價(jià)值觀的形成（蔣獎(jiǎng), 梁靜, 楊淇越, 克燕南, 2015）。在對(duì)大學(xué)生樣本的研究中，蔣獎(jiǎng)、宋玥、邱輝和時(shí)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(guān)系中的作用仍缺乏相關(guān)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(xué)校和社會(huì)環(huán)境，手機(jī)和互聯(lián)網(wǎng)等媒體技術(shù)的普及使青少年群體的物質(zhì)主義價(jià)值觀念更容易受到外界環(huán)境的影響。基于以往的研究以及此青少年物質(zhì)主義和自尊的發(fā)展特點(diǎn)，我們預(yù)測(cè)青少年的自尊在其物質(zhì)主義和幸福感的關(guān)系中具有重要作用，物質(zhì)主義價(jià)值觀可能會(huì)通過(guò)侵蝕青少年的自尊來(lái)降低其幸福感。

綜上所述，本研究計(jì)劃以青少年為對(duì)象，探討物質(zhì)主義、自尊和幸福感之間的關(guān)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(duì)象

采取整群抽樣法選取某地區(qū)三所中學(xué)的初一學(xué)生作為調(diào)查對(duì)象，三所中學(xué)包含兩所城市中學(xué)和一所農(nóng)村中學(xué)。共發(fā)放577份問(wèn)卷，剔除不完整作答等無(wú)效問(wèn)卷后，剩余問(wèn)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(cè)量幸福體驗(yàn)。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(guó)內(nèi)研究中得到驗(yàn)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(jià)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(jià)值觀量表（Material Values Scale-C）測(cè)量物質(zhì)主義價(jià)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(gè)維度。物質(zhì)中心是指認(rèn)為物質(zhì)財(cái)物在生活中占據(jù)中心位置；物質(zhì)快樂是指相信獲得財(cái)物是快樂的最大源泉；物質(zhì)成功是指以擁有財(cái)物數(shù)量和質(zhì)量來(lái)評(píng)價(jià)自己和他人的成功。量表共18題三個(gè)維度，每個(gè)維度6題，采用5點(diǎn)計(jì)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(qiáng)。球形檢驗(yàn)表明該量表適合進(jìn)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(gè)因子，其累計(jì)方差解釋率達(dá)到72%，且每個(gè)題目都負(fù)載在原量表的三個(gè)因子當(dāng)中。國(guó)內(nèi)的應(yīng)用顯示其具有良好的信效度（蔣獎(jiǎng), 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(cè)量自尊（Rosenberg,1965）。該量表共10題，采用4點(diǎn)計(jì)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(shuō)明自尊水平越高。該量表被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛用于測(cè)量個(gè)體自尊水平，其信效度已得到充分驗(yàn)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(jià)值觀量表”以及“自尊量表”分別對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行測(cè)量。由于三個(gè)問(wèn)卷均來(lái)自學(xué)生的自我報(bào)告，為了避免共同方法偏差的影響，本研究在問(wèn)卷發(fā)放時(shí)由主試詳細(xì)講解指導(dǎo)語(yǔ)，使學(xué)生充分理解各個(gè)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(wèn)卷回收后，采用Harman單因素檢驗(yàn)方法（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff,2003）對(duì)共同方法偏差進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)上的控制。結(jié)果顯示，特征根大于1的因子有7個(gè)，第一個(gè)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(jì)分析/數(shù)據(jù)處理

使用SPSS21.0軟件對(duì)變量進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)，通過(guò)相關(guān)分析考察物質(zhì)主義、幸福感和自尊之間的關(guān)系。根據(jù)Baron和Kenny（1986）提出的因果步驟檢驗(yàn)法，通過(guò)多層回歸分析檢驗(yàn)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(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（設(shè)置隨機(jī)抽樣5000次，95%置信區(qū)間）（江程銘, 李紓, 2015）。同時(shí)，性別、年齡、學(xué)校和戶籍作為控制變量納入統(tǒng)計(jì)分析。

3 結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果和相關(guān)分析

相關(guān)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(gè)維度都呈顯著負(fù)相關(guān)，與自尊（r=0.44,p＜0.01）呈顯著正相關(guān)；自尊與物質(zhì)主義及其各維度呈顯著負(fù)相關(guān)（見表1）。

表 1 各變量的相關(guān)系數(shù)、平均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差（N=575）

3.2 自尊的中介作用

為了檢驗(yàn)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(yàn)程序，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，并控制了性別、年齡、學(xué)校和戶籍變量（見表2和圖1）。第一步，檢驗(yàn)幸福感對(duì)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(yàn)自尊對(duì)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(yàn)幸福感對(duì)物質(zhì)主義的回歸，物質(zhì)主義對(duì)幸福感的預(yù)測(cè)作用顯著性下降（r=-0.09,p＜0.05），自尊顯著預(yù)測(cè)幸福感（r=0.43,p＜0.001），說(shuō)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(yīng)占總效應(yīng)的比值為53.38%（ab/c’+ab）。在分別對(duì)物質(zhì)中心、物質(zhì)快樂、物質(zhì)成功三個(gè)維度進(jìn)行上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(guān)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(guān)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(yīng)檢驗(yàn)（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(yīng)檢驗(yàn)（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(yīng)檢驗(yàn)（N=575）

使用Bootstrap方法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。在控制了性別、年齡、學(xué)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(jié)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(gè)維度上的結(jié)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(yīng)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(guān)系。相關(guān)分析結(jié)果表明，在控制了年齡、性別、學(xué)校及戶籍所在地等變量后，青少年物質(zhì)主義價(jià)值觀及其三個(gè)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(fù)相關(guān)。即對(duì)于青少年來(lái)說(shuō)，物質(zhì)主義價(jià)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(xué)生和其他成人樣本的研究結(jié)果基本一致（Ryan & Dziurawiec, 2001; Dittmar et al., 2014; 謝曉東等, 2013）。

以往多項(xiàng)研究表明，物質(zhì)主義和幸福感之間存在穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)。首先，從測(cè)量的角度來(lái)看，無(wú)論是直接測(cè)量還是間接測(cè)量，都顯示物質(zhì)主義對(duì)幸福感具有負(fù)面影響（Dittmar et al., 2014）；其次，對(duì)不同文化和不同年齡群體的研究中都發(fā)現(xiàn)了上述負(fù)向關(guān)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(duì)兒童、青少年群體的研究相對(duì)缺乏。本文以平均年齡12歲左右的初中生為對(duì)象，驗(yàn)證了物質(zhì)主義和幸福感之間的負(fù)相關(guān)，豐富了物質(zhì)主義與幸福感關(guān)系研究的年齡范圍。這一結(jié)果也暗示，相較于成年人或大學(xué)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(jià)值觀的消極影響，并進(jìn)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(yīng)檢驗(yàn)（N=575）

4.2 自尊的中介作用

本文驗(yàn)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(jié)果來(lái)看，在控制了相關(guān)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(guò)降低青少年的自尊而降低其幸福感，這與在大學(xué)生樣本中的結(jié)果相一致（蔣獎(jiǎng)等, 2012）。比較發(fā)現(xiàn)，本文中自尊的中介效應(yīng)大于在大學(xué)生樣本中的研究結(jié)果（53.38%＞23.9%）（蔣獎(jiǎng)等, 2012）。相對(duì)于大學(xué)生來(lái)說(shuō)，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(lái)講，自尊不僅在物質(zhì)中心、物質(zhì)成功與幸福感之間的關(guān)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(wú)法提高個(gè)體幸福感水平的，高物質(zhì)快樂通過(guò)侵蝕青少年個(gè)體的自尊降低幸福感。

自尊對(duì)物質(zhì)主義和幸福感的中介作用可以從兩個(gè)角度來(lái)看。首先，物質(zhì)主義會(huì)導(dǎo)致消極的自我評(píng)價(jià)（Dittmar, 2008）。目前我國(guó)青少年群體越來(lái)越多地暴露于網(wǎng)絡(luò)和電視的消費(fèi)廣告中，這些廣告中隱含的物質(zhì)主義價(jià)值觀會(huì)促使青少年產(chǎn)生消極的自我評(píng)價(jià)，進(jìn)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(gè)體的目標(biāo)可以分為內(nèi)在目標(biāo)和外在目標(biāo)（Deci & Ryan, 2000）。內(nèi)在目標(biāo)是指?jìng)€(gè)體關(guān)注內(nèi)在成長(zhǎng)的目標(biāo)，如能力的提升和親密的人際關(guān)系等，這對(duì)于個(gè)體的成長(zhǎng)和幸福感具有促進(jìn)作用；外在目標(biāo)是指?jìng)€(gè)體將獲得外在獎(jiǎng)賞和社會(huì)贊許作為自己的目標(biāo)，如追求物質(zhì)財(cái)富、權(quán)利地位等。高物質(zhì)主義青少年過(guò)度關(guān)注物質(zhì)財(cái)富等外在目標(biāo)，企圖通過(guò)獲取外在物質(zhì)來(lái)提升自我價(jià)值。對(duì)外在目標(biāo)的追求會(huì)在一定程度上削弱內(nèi)在目標(biāo)，進(jìn)而使得自我價(jià)值感降低。而當(dāng)這些個(gè)體感到自我價(jià)值下降時(shí)，又企圖通過(guò)對(duì)外在物質(zhì)的進(jìn)一步追求來(lái)提升自我價(jià)值，造成惡性循環(huán)，對(duì)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(yíng)銷信息當(dāng)中，極易受到物質(zhì)主義價(jià)值觀的影響；另一方面，青少年時(shí)期個(gè)體自尊還不夠穩(wěn)定，喜歡與周圍的同伴進(jìn)行比較，這會(huì)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(gè)體幸福感。因此，增加對(duì)青少年物質(zhì)主義價(jià)值觀的關(guān)注，降低物質(zhì)主義在中學(xué)生群體中的不良影響對(duì)青少年個(gè)體的成長(zhǎng)發(fā)展具有重要的意義。

5 結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：（1）青少年物質(zhì)主義與幸福感負(fù)相關(guān)；（2）自尊在青少年物質(zhì)主義和幸福感的關(guān)系中存在中介效應(yīng)，物質(zhì)主義通過(guò)削弱青少年的自尊來(lái)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(guān)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(guān)系中，自尊起完全中介作用。