物质主义会削弱个体对他人和家庭的关注. 有研究发现，从个体层面看，高物质主义者轻视亲友间亲密互动，缺乏与他人建立友好人际关系和情感联结的积极性，即使与他人建立人际关系，通常带有较高功利心，在没有报偿情况下，不乐意为他人提供帮忙或多做额外贡献^[9]，且多从事不道德行为^[10]，不重视“与他人的温暖关系”^[1]. 国内研究发现，物质主义得分越高，高中生亲社会行为得分越低^[11]，崇尚金钱可能会导致大学生亲社会行为减少^[12]. 来自组织领域的研究发现，物质主义与职场不道德工作行为显著正相关^[13]、物质主义会阻碍组织公民行为(亲组织行为)^[14]、降低社会慈善捐款行为^[15]；实验室研究也发现，相对于其他主题，短暂地激活物质主义会导致人们帮助他人以及捐赠金钱的可能性降低，在集体活动中表现更自私^[16]、表现出更高的社会支配性倾向^[17-18]、更认同社会不平等性^[19]，这样的结果甚至出现在只有5岁大的儿童中；针对青少年群体的研究也发现^[9]，物质主义青少年在其临近地段和社区更少可能帮助他人，基于此，本研究提出假设1：物质主义负向预测亲社会行为.

以往大量研究间接证实了物质主义对亲社会行为的负向预测作用，但其中的心理机制却鲜见报道，本研究认为感恩可能在其中起中介作用. 感恩是个体在接受他人恩惠后产生的认知—情感反应，是一种积极且愉悦的体验^[20]. 有研究^[5]认为，物质主义个体更关注其生活中所欠缺的，视他人为竞争对手，体验到更多社会疏离感，很难意识到他人对自己的帮助，进而导致个体难以去感恩别人. 来自成年人和大学生的相关实证研究^[21]支持了该观点，认为物质主义与感恩显著负相关. 综上，本研究提出假设2：物质主义负向预测感恩.

诸多理论可解释感恩对亲社会行为的影响. 感恩的拓展建构理论(The Broaden and Build Theory of Positive Emotions)认为^[22]，感恩能够构建个体心理资源，从而激发个体做出亲社会行为，受到恩惠的人不仅能以相应方式回报给施惠者，还会对其他个体表现出亲社会行为^[20]；Mccullough等^[20]提出的感恩道德情感理论认为，感恩作为一种对道德行为的反应，能促使个体做出更多帮助社会和他人行为；感恩三维结构理论认为，若个人意识到自己受益于社会发展，就会更倾向于做出公益行为. 实证研究支持了上述理论，相关研究发现，特质感恩和亲社会行为显著正相关^[23]、感恩青少年报告有更多助人行为^[9]、感恩对高中生亲社会行为产生正向影响^[24]. 元分析结果也证实，特质与状态感恩对亲社会行为影响一致存在真实效应^[25]，特质感恩水平较高或体验到较强状态感恩的人，做出亲社会行为的可能也更大^[26]. 实验室研究得到类似结论，即感恩条件下，被试亲社会行为显著高于控制组，感恩状态下个体更易产生助人行为，无论对方是陌生人还是曾经提供过帮助的人^[27]，对中班幼儿的研究也发现，相比未受恩组幼儿，受恩组幼儿表现出更多公平分配行为^[28]. 基于此，本研究提出假设3：感恩可正向预测亲社会行为.

综合研究2和假设3，推出本研究假设4：感恩在物质主义与亲社会行为之间起中介作用.

感恩与亲社会行为正相关关系得到了大量研究的证实，但二者之间关系强度的研究还存在诸多不一致，说明二者之间可能存在某些权变因素. 本研究提出怀旧可能是其中一个调节变量. 怀旧是一种对过去的向往而产生的苦乐参半但主要以积极情感体验为主的社会情绪^[29]. 实证研究发现，高怀旧个体有更多亲社会行为，表现为对他人有更多身体上的接近性^[30]，更多捐款和更高助人意愿^[30]等. 基于上述文献综述，本研究提出假设5：怀旧在感恩与亲社会行为之间关系中起调节作用.

综上，本研究拟提出一个有调节的中介模型(图 1). 为了得到更稳健的结果，本研究将采用研究1(相关研究法)和研究2(实验室实验法)来检验物质主义与亲社会行为之间的关系及其心理机制与边界条件.

在武汉和桂林4所普通高校大学生中发放问卷750份，回收有效问卷697份，有效率为92.9%；其中，男生268人(38.5%)，女生429人(61.5%)；城市382人(54.81%)，农村315人(45.19%)；独生子女342人(49.1%)，非独生子女355人(50.9%)；平均年龄20.56岁(SD=0.96).

1) 物质主义价值观量表(Material values scales，MVS)

采用Richins等^[1]编制、李静等^[31]修订的物质主义价值观中文版量表，该量表共13个项目，3个维度. 采用Likert 5点计分，从1(很不同意)到5(完全同意)，总均分得分越高表示物质主义倾向越高. 本研究中该量表的克隆巴赫α系数为0.71.

2) 怀旧情绪量表(Southampton nostalgia scale)

采用Wildschut等^[29]编制的南安普敦怀旧量表，该量表主要涉及个体整体怀旧频率的测量，共7道题，如“你体验怀旧的频率是？”. 采用7点计分，1=极少/完全没有，7=非常频繁/经常如此，得分越高表明个体怀旧行为越高. 本研究中的克隆巴赫α系数为0.81.

3) 亲社会行为量表(pro-social tendencies measure，PTM)

采用寇彧等^[32]修订的亲社会行为量表，该量表共6个维度，26个项目，具有良好心理学测量指标. 本研究中该量表的克隆巴赫α系数为0.89.

4) 感恩问卷(Gratitude Scale)

采用Mccullough等^[20]编制、喻承甫等^[33]修订的中文版感恩问卷，该问卷共6个项目，采用7点评分，从“完全不同意”到“完全同意”分别记1-7分，得分越高表明个体感恩行为越高. 本研究中量表的克隆巴赫α系数为0.80.

问卷回收后，采用Epidata软件进行数据录入和处理，使用SPSS 24.0和Bootstrap程序进行数据统计分析.

采用问卷法收集数据，可能会受到共同方法偏差影响，为尽量减少该类偏差，本研究在研究设计与数据收集过程中强调问卷匿名性，部分题目反向计分，使用信效度较高的量表/问卷等进行事前程序控制. 回收数据后，采用单因子Harman单因素检验法，结果表明，未旋转得到14个因子特征根大于1，第一个因子解释的变异量为18.28%，远小于40%. 说明共同方法偏差影响不严重.

由于本研究变量均为连续变量，皮尔逊积差相关系数的相关矩阵如表 1所示.

如表 1所示，物质主义与亲社会行为显著负相关(r=-0.17，p＜0.01)，与感恩显著负相关(r=-0.21，p＜0.01)，感恩与亲社会行为显著正相关(r=0.34，p＜0.001).

鉴于性别对亲社会行为的影响较大，本研究把性别作为控制变量，使用PROCESS 3.3宏程序(模型14)进行检验，结果如表 2所示.

从表 2可以看出，方程1中物质主义对亲社会行为具有负向预测作用(β=-0.24，p＜0.01)，方程2中物质主义对感恩具有负向预测作用(β=-0.30，p＜0.01)，假设1和假设2得到证实；方程3中引入感恩之后，物质主义对亲社会行为的回归系数下降但依然显著(β=-0.21，p＜0.05)，感恩对亲社会行为具有正向预测作用(β=0.29，p＜0.001)，说明感恩在物质主义与亲社会行为之间起部分中介效应，假设3和假设4均得到支持；方程4中感恩与怀旧的交互项对亲社会行为具有负向预测作用(β=-0.16，p＜0.05)，怀旧对感恩与亲社会行为的关系具有调节效应，调节效应ΔR²=0.026，额外解释了2.6% 的变异，使解释率由18.5% 提高到21.1%，假设5得到验证.

本研究关注点是怀旧如何调节感恩对亲社会行为的影响，为此，分别取怀旧的Z分数为0和正负1，进行简单斜率检验(图 2)，结果发现，在怀旧较低时(如Z_怀旧=－1)，随着感恩增加，亲社会行为表现出显著上升趋势(β=0.31，t=5.39，p＜0.001)，感恩每增加1个标准差，怀旧就会增加0.31个标准差；在怀旧较高时(如Z_怀旧=1)，随着感恩增加，亲社会行为表现出平缓上升的趋势(β=0.15，t=2.54，p＜0.05)，感恩每增加1个标准差，怀旧增加0.15个标准差. 即感恩对亲社会行为的影响随着怀旧变化而变化.

研究1采用相关研究法证实了上述研究假设，即感恩在物质主义与亲社会行为之间起中介作用，怀旧在物质主义与亲社会行为之间起调节作用，但相关研究难以得出因果关系的推论，且大量研究表明个体态度与真实行为之间存在不一致^[34]. 为克服该局限性，研究2通过实验方法进行验证.

利用暑期给广西某高校2020级非全日制研究生上公共课的机会进行实验，在签订知情同意书的基础上，参与实验的同学可以获得部分学分，参与实验者共180人，有效数据167份，有效率93%；其中男生22人，女生145人；城市53人，农村114人；平均年龄24.81岁(SD=6.06).

使用实验方法启动物质主义. 被试来到实验室之后，首先被随机分成实验组和控制组，通过观看物质主义和非物质主义剪辑视频，操纵其产生物质主义或非物质主义观念，然后完成物质主义操纵核查条目、感恩量表、怀旧和亲社会行为量表，最后填写性别、年龄等人口统计学资料. 实验结束后，询问被试是否猜测到研究目的，并给予事后解释.

对物质主义领域的研究学界已达成一致共识，即所有人都有物质主义化倾向，这些倾向可以在某一个特殊的瞬间被激活^{[5, 18]}. 借鉴前人研究范式，本研究实验材料参考并改编情境性物质主义材料^[35]. 首先招募30名不参加正式实验的学生对实验材料进行评定，根据视频广告是否诱导他们更看重物质财富进行6点李克特计分，1为“非常不同意”，6为“非常同意”. 实验组5个剪辑视频得分均值为M=4.87(SD=0.92)，对照组5个剪辑视频得分均值为M=2.53(SD=0.74)，独立样本t检验表明物质主义启动的实验材料选取合乎人们经验(t=7.66，p＜0.001，|Cohen's d|=2.80). 其次，使用3个条目核查物质主义的启动操纵是否成功，看完剪辑视频之后，让被试评定这些财富、形象、名誉和奢侈品在日常生活中重要程度. 采用李克特6点评分，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”. 本研究中，其Cronbach's α系数为0.86.

同研究1，本研究中该量表Cronbach's α系数为0.75.

同研究1，本研究中该量表Cronbach's α系数为0.79.

自编5个情境材料作为实验材料，如“新冠肺炎疫情期间，我踊跃捐款”，采用李克特7点计分，1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”，本研究中该量表Cronbach's α系数为0.81.

独立样本t检验结果显示，实验组的物质主义得分(M=3.49，SD=1.25，95% CI=[3.22，3.75]，n1=89)与对照组组相比，差异具有统计学意义(M=2.84，SD=1.04，95% CI=[2.60，3.07]，n2=78)，t₍₁₆₅₎=3.63，p＜0.001，|Cohen's d|=0.57，证明该实验操纵是成功的. 独立样本t检验分析结果表明，对照组的亲社会行为得分(M=3.52，SD=1.17)与实验组的亲社会行为相比，差异具有统计学意义(M=5.43，SD=0.63)，t=-13.39，p＜0.001，|Cohen's d|=-2.03. 对照组的感恩得分(M=4.74，SD=0.91)与实验组相比，差异具有统计学意义(M=5.63，SD=0.83)，t=-6.54，p＜0.001，|Cohen's d|=-1.02. 这些结果表明实验启动的物质主义在感恩和亲社会行为上均存在显著负效应.

各变量的平均数、标准差和相关矩阵如表 3所示，其中性别和物质主义采用虚拟变量.

如表 3所示，性别与亲社会行为显著正相关(p＜0.001)，物质主义与感恩(p＜0.01)、与亲社会行为(p＜0.05)显著负相关，感恩与亲社会行为显著正相关(p＜0.001)，后续分析将把性别纳入控制变量.

实验组和对照组分别编码为1和0，使用process宏(model 14)检验感恩的中介效应，结果显示，物质主义可以显著负向预测亲社会行为(β=-0.19，SE=0.08，t=-2.16，p=0.031)；物质主义可以显著负向预测感恩(β=-0.17，SE=0.06，t=-2.76，p=0.006)]；感恩可以显著正向预测亲社会行为(β=0.44，SE=0.10，t=4.29，p＜0.001)，纳入感恩之后，物质主义不再显著负向预测亲社会行为(β=-0.11，SE=0.08，t=-1.31，p=0.192)，说明感恩在物质主义与亲社会行为之间起完全中介作用，感恩的中介效应占总效应的比值为40%. 感恩与怀旧的交互项可以边缘显著正向预测亲社会行为(β=0.19，SE=0.10，t=1.80，p=0.07)，说明怀旧是感恩中介物质主义与亲社会行为的调节变量，调节了感恩中介作用的后半路径.

为深入了解有中介的调节模型的实质，本研究进一步通过简单斜率检验来考察感恩条件下怀旧对亲社会行为的预测效应，结果显示，在高感恩条件下，高低怀旧均可以正向预测亲社会行为(β=0.37，SE=0.17，t=3.15，p＜0.001)；而在低感恩条件下，相比低怀旧个体，高怀旧个体的亲社会行为更高(β=0.35，SE=0.15，t=3.12，p＜0.006)(图 3). 以上结果共同支持了假设5的成立.

研究2通过实验法操纵物质主义和非物质主义，结果表明，与对照组相比，物质主义减弱感恩，感恩情绪越少，大学生亲社会行为也越少，且怀旧在感恩对亲社会行为的影响中起调节作用.

本研究发现，物质主义与亲社会行为和感恩均呈显著负相关关系，这与以往研究结果一致^[18]，现有研究表明^[17]，激活有关金钱的想法会抑制亲社会行为. 当前社会存在一些不利于亲社会行为发生与传递的因素，比如，较大的贫富差距会让人们更难以信任他人和某些社会机构，人们容易产生社会不够公平的感觉，金钱至上的物质主义价值观流行，这些观念非常不利于亲社会行为的产生和传递^[31].

本研究还发现，感恩与亲社会行为显著正相关，这与以往研究结果类似，如感恩促使个体以亲社会性方式对待他人^[9]，原因可能是充满感恩的个体更可能关心他人，进而促进亲社会关系；此外，实验室研究也发现^[35]，情境启动感恩对亲社会行为有正向影响，感恩组被试在资源分配任务中会给予他人更多的钱数.

本研究发现，感恩在物质主义与亲社会行为之间起中介作用，在物质主义对亲社会行为的负面影响过程中，感恩起抵消物质主义、增加亲社会行为的积极作用，这与以往研究相类似. 如闫欣^[36]采用感恩团体辅导干预研究发现，感恩训练能显著增加亲社会行为. 因此，建议学校与家长开展青年学生价值观教育和训练，对物质主义进行干预. 例如，对一百多名被试进行为期4周的价值观教育的研究发现，与控制组相比，实验组被试物质主义价值观下降，体验到更高幸福感^[52]. 此外，倡导家校共同对青年学生开展感恩训练，如，有研究采取让辅导员组织大学生每天撰写“感恩反思日记”的方法^[21]，从而达到降低物质主义的目的. 以往大多数研究试图检验短暂干预后的物质主义程度，后续研究需要更深入进行干预，以测试物质主义是否能够出现长期持久的降低^[5].

本研究发现怀旧对“物质主义→感恩→亲社会行为”这一中介链条后半路径的调节作用显著，该结果支持以往研究结果观点. 如，相比低怀旧组，高怀旧组被试有更多亲社会行为、更多的感恩^[29]；特别是在一场危机或社会的急剧变化之后，怀旧可以促进感恩对亲社会行为的影响^[21].

本研究构建了一个有调节的中介，得到有价值的结果，但相关研究属因果关系的弱推论，后续需要更多的纵向研究和实验研究探讨物质主义与亲社会行为之间的因果关系，如启动状态物质主义；其次，物质主义是现代消费社会中重要生活价值观，而本结果发现，物质主义显著降低个体的感恩和亲社会行为，因此，对大学生物质主义进行干预是未来研究方向^[3]. 第三，自陈问卷收集数据的方式有局限，而亲社会行为等属于较敏感词汇，研究结果易受到“社会赞许性”影响，在以后研究中可尝试采用内隐社会认知的测量方法，尽可能更真实准确地测量出被试的价值观念、情绪和行为.

1) 物质主义与感恩和亲社会行为均呈现显著正相关关系；

2) 感恩在物质主义与亲社会行为的关系起中介作用；

3) 怀旧是感恩中介物质主义与亲社会行为之间关系的调节变量，怀旧调节了中介作用的后半路径.