打破物質主義和孤獨的惡性循環：敬畏的調節作用

柯金宏 趙娜

摘?要?在當代中國經濟快速發展的今天，物質主義已受到研究者的廣泛關注。本研究通過問卷測量的方法調查378名被試，以探討物質主義與孤獨感的關系以及敬畏的調節作用。使用PROCESS插件做調節作用檢驗和簡單斜率檢驗，結果發現，（1）物質主義對孤獨感具有正向預測作用;（2）敬畏能調節物質主義價值觀和孤獨的關系，敬畏情緒能緩沖物質主義對孤獨的正向預測作用;（3）對于特定類別的物質主義，敬畏情緒對物質幸福和孤獨的關系具有調節作用，較高水平的敬畏情緒能使物質幸福對孤獨的作用逆轉。本研究結果對打破物質主義與孤獨的惡性循環有現實意義。

關鍵詞?孤獨;?物質主義;?敬畏;?調節效應;?孤獨的應對方式

分類號?B842.6

DOI：?10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2020.03.001

1?引言

物質主義是指一種看重個體擁有的財物的價值觀，物質主義者以財富為中心，以獲取財富為快樂源泉，并通過物質的數量和質量界定成功（Richins?&?Dawson，?1992）。物質主義一直都是重要的研究領域，該領域研究主要可以分為四類：物質主義的成因、影響及跨文化研究（李靜，?郭永玉，?2008）以及緩解干預的策略（王靜，?張心怡，?任鳳芹，?霍涌泉，?2019）。物質主義對生活的許多方面都是有害的（Kasser，?2016），如幸福感（郭博達，?張立新，?張鎮，?2019;?Wang，?Liu，?Jiang，?&?Song，?2017）、自尊（Nagpaul?&?Pang，?2016）、生態態度和行為（古典，?王魯曉，?蔣獎，?孫穎，?張玥，?2018;?Hurst，?Dittmar，?Bond，?&?Kasser，?2013）等。2013年法國益索普公司對20個國家和地區開展物質主義調查，結果顯示，約71%的中國人以自己擁有物質的多少衡量個人成功，中國人對物質的追求傾向較高。在當前的經濟背景下，眾人追求物質主義，對個人、社會和國家發展將會帶來不利影響，為了改變這一趨勢，王靜等（2019）提出可以通過削弱物質主義的社會氛圍、借鑒傳統文化以及注重內在價值提升三種方法對物質主義進行干預。本研究從個體情緒的角度出發，對物質主義、孤獨和敬畏三者關系進行探討，并提出可以通過喚起敬畏情緒，擺脫物質主義和孤獨兩者構成的惡性循環。

1.1?物質主義價值觀和孤獨的惡性循環

物質主義的一般定義由Richins和Dawson（1992）提出，他們認為物質主義是一種強調個人物質財富重要性的價值觀，有三個核心組成部分，包括：（1）物質中心，物質是個人生活的中心;（2）物質幸福，物質財富是提升個人生活滿意度的主要因素;（3）物質成功，一個人成功與否取決于他擁有物質的多少。它的上位概念是財經價值觀，即人們對財富獲得、財富使用等個體財經活動進行認知、評價和取舍的一種價值觀念體系（辛志勇，?于泳紅，?辛自強，?2018）。

以往物質主義與情緒的研究發現，高物質主義者體驗到積極情緒較少，消極情緒較多（周開濟，?周正，?王映朝，?蘭春梅，?鄧家齊，?2018;?Kasser?&?Ryan，?1996），這與他們過高期望商品質量有關，當商品質量低于他們購買前的預期時，購物的快樂便不能維持，他們會感到焦慮和抑郁（Tsang，?Carpenter，?Roberts，?Frisch，?&?Carlisle，?2014）。與物質主義具有密切關系的一種情緒是孤獨感，是因為與他人隔離而產生的負性情緒，是一種心理上的疼痛，促使人們尋求社會關系連接。Russel，Peplau和Ferguson（1978）編制了UCLA孤獨量表，用于測量因為社交渴望和實際社交水平之間存在差距而產生的孤獨感。該量表并未規定時間范圍，但重測信度較高，因此可以推斷該量表測量的孤獨感包含特質的成分。?Pieters（2013）研究揭示了物質主義和孤獨之間的內在聯系。從總體上看二者有長期雙向動態聯系，物質主義促進孤獨，而孤獨也會促進物質主義;但是物質主義之下三個子類別與孤獨感的雙向聯系又有所不同：物質幸福和物質成功兩種類型會增加孤獨感，而物質中心會減少孤獨感;同樣，物質幸福和物質成功受到孤獨感的影響，因孤獨感增強而不斷增強，而物質中心不受孤獨感影響。

目前應對這一惡性循環的有效方法是再社會化。再社會化可以減輕社會隔離，使孤獨感降低，從而讓人們擺脫物質主義和孤獨的惡性循環。但是有研究發現，由于沒有擺脫對社交過程中被拒絕的恐懼，人們仍然會因為再社會化而產生焦慮（Mikulincer?&?Shaver，?2008），再社會化這個方法看起來有一定的缺陷，新的方法有待提出。

1.2?敬畏情緒的調節作用

原型敬畏理論指出，當人們面對新穎復雜的刺激時，當前認知結構往往無法快速適應，需要不斷改變，在這個過程中會產生敬畏的情緒（Keltner?&?Haidt，?2003）。敬畏是一種面對比自身更巨大、更有力或更復雜的事物感受到的復雜情緒（Halstead?&?Halstead，?2004），同時具有積極情緒和消極情緒的屬性。然而近年來敬畏的含義發生了轉變（Bonner?&?Friedman，?2011），近期的心理學研究更看重其積極的情緒效價（董蕊，?彭凱平，?喻豐，?2013）。因此敬畏本質上是一種復合情緒，其中積極情緒占主體部分。

許多實證研究表明，敬畏情緒能促進人們的積極行為、提高生活滿意度（Rudd，?Vohs，?&?Aaker，?2012）和追求精神世界（Van?Cappellen?&?Saroglou，?2012）。一項實驗研究通過啟動范式誘發敬畏情緒，發現敬畏情緒中無論人們的物質主義程度多高，人們的生活滿意度將會提升，并且更傾向于選擇以體驗為主而非物質為主的商品（Tian?&?Lu，?2015）;特質的敬畏也能增強主觀幸福感，通過增強生命意義與減少物質主義的途徑產生作用（Zhao，?Zhang，?Xu，?He，?&?Lu，?2019）。

由于目前敬畏情緒和物質主義的關系研究較少，兩者與孤獨關系并不明晰。從敬畏本質主要是積極情緒的角度分析，它與物質主義之間可能存在交互作用：物質主義可以正向預測孤獨感，而敬畏的積極情緒效價會緩沖甚至逆轉孤獨的消極情緒效價，使人們擁有積極情緒。但是反過來，敬畏情緒和孤獨對物質主義的影響可能不存在交互作用，由于敬畏情緒一般發生過程較短，常常伴隨新事物的接觸而產生，而物質主義是一個由過去經歷形成的穩定的價值觀，并不會由于一時的敬畏而發生質的變化，因此，敬畏情緒可能無法做到反向調節，即改變一個人的物質主義價值觀。因此提出假設：

假設1：敬畏情緒在物質主義與孤獨的正向關系中起調節作用，敬畏情緒能減緩由物質主義造成的孤獨的增長。

參考Pieters（2013）對物質主義價值觀與孤獨關系的研究思路，盡管敬畏情緒很可能會起到調節作用，但并不一定在物質主義的三個子類別都能有調節效果。由于典型的物質中心并不能正向預測孤獨，而是負向預測孤獨，敬畏可能會和物質中心具有協同效果，均負向預測孤獨。對于另外兩個有害的，能增強孤獨的兩個子類別——物質幸福和物質成功，敬畏對兩者與孤獨的關系的調節效果可能不同。物質幸福的作用途徑之一可能是消費后發現商品質量與預想中存在偏差，從而產生各種消極情緒（Tsang?et?al.，?2014），該類別受情緒影響更大，而如果敬畏這種積極情緒能維持幸福，那么產生孤獨的可能性就會大大降低。而物質成功是一個人的理性認知層面與現實之間存在偏差，由于認知和情感層面存在較大差異，可能并不存在敬畏的調節作用。因此提出假設：

假設2：敬畏情緒對物質幸福與孤獨之間的關系有調節效應，敬畏情緒能減緩由物質幸福造成的孤獨的增長。

2?研究方法

2.1?被試

本研究通過互聯網招募被試發放問卷，共回收問卷391份，由于年齡和婚姻狀況對孤獨和物質主義的影響較大（Pieters，?2013），需要考慮年齡因素的影響，故將未填寫年齡的問卷剔除，之后未發現其他需要剔除的問卷，剩余有效問卷378份，問卷有效率為96.68%。有效被試年齡平均數為31.22（SD=9.27，偏度0.25，峰度-0.61），從14到59歲，分布較為均衡;其中男性140人（37.04%），女性238人（62.96%）;出生于農村237人（62.70%），出生于城市141人（37.30%）;已婚211人（55.82%），未婚155人（41.01%），離異12人（3.17%）;學生110人（29.10%），包含初中、高中、大學本科、研究生、應屆畢業生，其余人員分布于各種不同的工作崗位上。

2.2?研究工具

2.2.1?物質主義價值觀量表

該量表由Richins和Dawson（1992）編制，后來經過李靜和郭永玉（2009）修訂，修訂后量表包括三個維度：以財富定義成功（物質成功，5個項目）、以獲取財富為中心（物質中心，5個項目）和通過獲取財富追求幸福（物質幸福，3個項目），共13個項目。采用1（非常不同意）至5（非常同意）五點計分，分值越大表明物質主義水平越高。本研究中該量表的奇偶分半信度為0.75，α系數為0.79，三個維度的α系數分別為0.69、0.64、0.64。

2.2.2?孤獨量表

該量表由Russell，Peplau和Ferguson（1978）編制，后經過汪向東，王希林和馬弘（1999）修訂中文版，共一個維度20個項目，采用1（從不）至4（一直）四點計分，總分值越高表示孤獨度越高。本研究中該量表的奇偶分半信度為0.92，α系數為0.89。

2.2.3?性格積極情緒量表的敬畏分量表

該量表是Shiota，Keltner和John（2006）編制的性格積極情緒量表的最后一個分量表，一個維度6個項目，采用1（非常不同意）至5（非常同意）五點計分，分值越大表示敬畏情緒越強。一個跨文化研究驗證了該量表可以在不同文化中測量（Razavi，?Zhang，?Hekiert，?Yoo，?&?Howell，?2016），董蕊（2016）翻譯了中文版，該版本在一個預研究中α系數為0.72（黃秋珊，?2018）。本研究中該量表的奇偶分半信度為0.81，α系數為0.77。

2.3?研究程序

通過問卷星平臺在網上招募被試，所有被試回答之前，屏幕上出現提示語，告知此次研究目的為調查大眾的各種心理因素的普遍水平，要求被試遵守自愿保密原則。問卷回收后，運用SPSS?24.0及Hayes（2013）開發的SPSS插件——PROCESS?3.3進行調節效應分析與檢驗。對各個變量回歸系數的顯著性檢驗采用Bootstrapping方法，重復抽樣5000次得到參數估計的穩健標準誤，以及95%正確率的置信區間，若交互項系數置信區間（Confidence?Interval，?CI）不包含零則說明調節效應顯著。

3?結果

3.1?共同方法偏差檢驗

由于調查問卷均在同一個施測環境下填寫，為了避免共同方法偏差對研究結果的影響，施測時采用設置正反向問題、匿名問卷等方法對共同方法進行控制（Podsakoff，?Mackenzie，?Lee，?Podsakoff，?2003），采用Harman單因子將問卷中的項目納入探索性因子分析，結果顯示KMO值為0.87，Bartlett球形檢驗顯著性p<0.001，特征根大于1的因子共9個，第一個因子解釋的變異量為18.77%，遠低于40%臨界標準，這表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2?變量的描述性分析

各研究變量的描述性分析結果見表1。從總體上看，物質主義和孤獨呈顯著正相關（r=0.23，?p<0.001）;敬畏情緒和物質主義呈顯著負相關（r=-0.11，?p<0.05），敬畏情緒和孤獨呈顯著的負相關（r=-0.33，?p<0.001）。從物質主義的子類別進行分析，物質幸福與孤獨相關不顯著（r=0.08，?p=0.11），敬畏情緒和物質幸福呈顯著負相關（r=-0.11，?p<0.05）。

除此之外，我們考察了人口學變量與孤獨感的關系。結果發現，年齡與孤獨呈負相關（r=-0.15，?p<0.01）。已婚與孤獨呈負相關（r=-0.13，?p<0.01），未婚與孤獨呈正相關（r=0.12，?p<0.05），離異與孤獨相關不顯著（r=0.04，?p=0.42），說明已婚人士孤獨感更少，而未婚人士更加孤獨。性別和出生地分別與孤獨的相關不顯著（r=-0.04，?p=0.46;?r=-0.08，?p=0.14）。

3.3?敬畏在物質主義與孤獨正向關系中的調節作用

為了探究敬畏在物質主義與孤獨之間關系中的調節機制，將物質主義作為自變量，孤獨作為因變量，敬畏作為調節變量，同時將年齡、婚姻情況作為協變量加以控制，進行調節作用分析。選擇Process?3.3插件中的模型一，將物質主義和敬畏均值中心化，進行最大似然估計計算。本研究通過Bootstrap方法應對數據中可能存在的多重共線性問題，降低標準誤，使參數估計更加穩健（Zahari，?Ramli，?&?Mokhtar，?2014），均值中心化并不能減少本質的多重共線性問題，但有助于結果的解釋（Dalal?&?Zickar，?2012）。計算結果見表2。

調節效應分析顯示，控制年齡和婚姻狀況后，敬畏對物質主義和孤獨之間關系的調節作用顯著（β=-0.02，?t=-2.42，?p<0.05，?95%CI?[-0.045，?-0.005]）。為了探究不同敬畏情緒敏感性水平的調節作用，按照平均值加減一個標準差將物質主義和敬畏分為高中低三組，做調節效應斜率圖并進行簡單斜率檢驗。圖1表明：物質主義對孤獨的正向預測作用在低敬畏情緒下顯著（β=0.31，?t=4.18，?p<0.001，?95%CI?[0.162，?0.449]），而高敬畏情緒下不顯著（β=0.10，?t=1.48，?p=0.14，?95%CI?[-0.031，?0.214]）。這一結果表明，敬畏情緒在物質主義價值觀對孤獨感的正向預測中可以作為一個緩沖因素，即隨著敬畏情緒的升高，物質主義對孤獨感的正向預測作用有明顯降低的趨勢。

用Johnson-Neyman法（方杰，?溫忠麟，?梁東梅，?李霓霓，?2015）做簡單斜率檢驗。如圖2，結果表明，當敬畏在[-12.43，?3.45]取值時，簡單斜率的95%Bootstrap置信區間（Confidence?Interval，CI）都不含0，簡單斜率顯著，即物質主義對孤獨的正向預測顯著，且效應隨著敬畏情緒的增加而遞減;當敬畏處在較高水平，在[3.67，?10.57]取值時，簡單斜率的95%Bootstrap置信區間包含0，表明此時物質主義并不能正向預測孤獨，體現了敬畏情緒的緩沖作用。

3.4?敬畏在物質幸福與孤獨正向關系中的調節作用

Taylor?（2011）依據Aiken和West?（1991）對多重回歸交互作用的分析指出，當自變量和調節變量乘積項顯著時，就驗證了調節作用，此時在調節變量的高低水平上，自變量對因變量的簡單斜率可能為一正一負，又因為自變量的回歸系數應該處于這兩個簡單斜率之間，則自變量的回歸系數可能為0，由線性回歸系數和相關系數的關系可以推斷自變量和因變量之間可能沒有顯著的相關關系。因此依據自變量和因變量之間相關不顯著而放棄后續分析，可能會遺漏了潛在的調節作用。

為驗證敬畏在物質幸福與孤獨的正向關系中可能存在的調節機制，將物質幸福作為自變量，孤獨作為因變量，敬畏作為調節變量，同時將年齡和婚姻情況作為協變量加以控制，進行調節作用分析。選擇Process?3.3插件中的模型一，將物質幸福和敬畏均值中心化，進行最大似然估計計算，Bootstrap計算結果見表3。

調節效應分析顯示，物質幸福和敬畏情緒的交互作用顯著（β=-0.09，?t=-2.80，?p<0.01，?95%CI?[-0.150，?-0.026]）。為了探究不同敬畏情緒敏感性水平的調節作用，按照平均值加減一個標準差將物質幸福和敬畏分為高中低三組做調節效應斜率圖并進行簡單斜率檢驗。如圖3所示：物質主義對孤獨的正向預測作用在低敬畏情緒下顯著（β=0.49，?t=2.28，?p<0.05，?95%CI?[0.067，?0.905]），在高敬畏情緒下不顯著（β=-0.27，?t=-1.41，?p=0.16，?95%CI?[-0.655，?0.108]），這一結果表明，敬畏情緒在物質幸福對孤獨感的正向預測中可以作為一個緩沖因素，即隨著敬畏情緒的升高，物質幸福對孤獨感的正向預測作用有降低的趨勢。

圖3?敬畏在物質幸福和孤獨之間關系中的調節作用

通過Johnson-Neyman法（方杰等，?2015）做簡單斜率檢驗，?結果表明，?當敬畏在[-12.43，?-2.93]?和[6.81，?10.56]取值時，簡單斜率的95%Bootstrap置信區間（Confidence?Interval，CI）都不含0（如圖4），簡單斜率顯著，但是作用的方向不同：在低敬畏水平下物質幸福正向預測孤獨，高敬畏水平下物質幸福負向預測孤獨，表明敬畏可以緩沖甚至逆轉物質幸福對孤獨的促進作用。

圖4?敬畏在物質幸福和孤獨之間關系的調節作用

的簡單斜率

4?討論

本研究通過問卷法測量378名被試的物質主義價值觀、孤獨感、以及敬畏情緒，發現了（1）物質主義和孤獨呈顯著正相關，而子類別物質幸福與孤獨無關;（2）敬畏調節了物質主義和孤獨的正向關系：敬畏情緒能緩沖物質主義對孤獨的促進作用;（3）對于物質主義的子類別，敬畏調節了物質幸福與孤獨感的關系，敬畏能緩沖甚至逆轉物質幸福對孤獨的促進作用。

4.1?物質主義與孤獨

以往研究發現，總體上物質主義和孤獨之間會產生惡性循環，兩者相互促進。孤獨是人際關系出現問題后產生的情緒，而物質主義和人際關系有密切的聯系。

從物質主義的成因上，人際不安全感會導致更高的物質主義（李靜，?郭永玉，?2008），早期破碎的家庭成長環境導致了孩子長期持有人際不安全感，直到成年時期會通過獲取經濟方面的成功彌補不安全感（蔣獎，?曾陶然，?楊淇越，?于方靜，?2016;?Kasser，?Ryan，?Zax，?&?Sameroff，?1995）。除父母教養之外，祖父母的教養方式對青少年的物質主義和學校活動卷入程度有關。有研究發現祖父母溫暖接納的教養行為越多，溺愛縱容的教養行為越少，初中生的物質主義價值觀水平就越低，進而學校活動卷入程度就越高（傅鑫媛，?鄒雅雯，?伍俊輝，?劉小蘭，?2018）。

在物質主義的影響上，物質主義對人際關系有消極影響，相比于內在的生活目標（如友好關系），高物質主義者更注重外在的生活目標（如物質財富），他們與家人相處時間更少，也較少關注和卷入社會問題（李靜，?郭永玉，?2008）。

高物質主義者的自我概念也可能會影響人際關系，物質主義的自我逃離理論說明，物質主義者會因為自己過高的標準導致認知上的失調，進而體驗到消極情緒，從而產生沖動等非理性行為（周靜，?謝天，?2019;?Donnelly，?Ksendzova，?Howell，?Vohs，?&?Baumeister，?2016），可能使人際關系惡化，感到更加孤獨。

考慮到孤獨與物質主義兩者是長期相互促進的變量，因此可能與較為穩定的人格特質有關，人格和物質主義相關研究發現神經質、外向性與物質主義呈顯著正相關（Otero-Lopez?&?Villardefrancos，?2013），而開放性（Troisi，?Christopher，?&?Marek，?2006）、宜人性、責任性與物質主義呈負相關（Otero-Lopez?&?Villardefrancos，?2013），一項用高中生作為被試的人格與孤獨的相關研究則發現神經質和孤獨感呈顯著正相關，其余四類人格與孤獨感呈顯著負相關（楊勇，?呂邈，?2017）。可見除了外向性這一人格特質較為特殊外，其余的人格特質均能預測物質主義與孤獨的關系。

盡管從總體上看，本研究結果發現物質主義能正向預測孤獨，與前人研究結果一致，但是物質主義的子類別——物質幸福與孤獨的關系與前人研究呈現不同的結果。Pieters（2013）通過潛變量增長模型（latent?growth?model）分析2500名消費者長達6年的調查數據，發現物質幸福與孤獨有相互促進的作用，與本研究發現的物質幸福和孤獨之間不相關的結果存在差異，該差異可能是由于研究使用測量工具的版本不同，數據類型的差異（縱向與橫向）和樣本量大小引起的。Pieters（2013）采用18題的量表，本研究采用13題的量表，量表在修訂過程中每個維度的題目會改變。王卓和蔣獎（2011）比較了18、15、9、6題的版本，發現18道題的版本在中國被試上模型擬合程度較差，與原量表的三維結構不一致。在數據類型上，Pieters（2013）使用縱向數據構建了潛變量增長模型，可以從一定程度上推斷因果關系，在統計處理上相對更為高級，可以更敏銳探測變量之間的關系。在樣本量上，本研究規模幾乎是Pieters（2013）研究所使用樣本量的十分之一，較小的樣本量也可能導致結果未發現物質幸福和孤獨之間的相關。除了樣本量操作定義和被試特征不同之外，不同的社會環境和個體內在因素也會對研究結果造成影響（周開濟，?魯林，?王映朝，?蘭春梅，?何櫻，?2017）。

4.2?敬畏的調節作用

通過再社會化可以減輕孤獨，但是社交恐懼往往是再社會化過程中的一大障礙。通過敬畏減少孤獨則不受社交恐懼的影響。?本研究結果驗證了敬畏對物質主義和孤獨的正向關系存在調節作用。

與以往研究結果相符（Jiang，?Yin，?Mei，?Zhu，?&?Zhou?2018;?Rudd?et?al.，?2012;?Van?Cappellen?&?Saroglou，?2012;?Zhao?et?al.，?2019），敬畏和物質主義呈負相關。敬畏和物質主義如果作為特質，兩者應該處于競爭對立的關系，由于兩者的對立性質，對孤獨的預測才會產生交互作用，以下從原型模型和價值觀兩個角度論述。

依據敬畏的原型模型，Keltner和Haidt（2003）提出原型敬畏兩大特征：知覺到的浩大和順應的需要。人們會遇到不熟悉的、或具有挑戰的情境，知覺到自然或其他事物的偉大，就可能導致當前經驗與原有的心理結構不能互相適應，需要重建心理結構（順應）。在順應的過程中，人們可能從追求外在目標（物質財富）轉變為追求內在目標（人際友好關系）（Weinstein，?Przybylski，?&?Ryan，?2009），導致孤獨感的降低。

價值觀的沖突也可以解釋敬畏的調節作用。敬畏體現自我超越的價值觀，物質主義位于施瓦茨模型的自我增強方面，兩者相互對立，物質主義更強調自身利益，而敬畏會削弱自身利益的重要性（Zhao?et?al.，?2019）。特質性的敬畏可能通過價值觀的作用，讓人們不太注重自身利益，從而使朋友、家人獲得更多利益，進而使自身的人際交往改善，降低孤獨感。

對于物質主義的三個子類別，本研究結果發現敬畏對物質幸福和孤獨的調節作用顯著，而并未發現敬畏對其他兩個子類別的物質主義與孤獨的關系存在調節作用（篇幅限制文中未報告結果）。可能由于物質幸福、敬畏和孤獨三者均包含情緒成分，情緒之間很容易相互影響，相對于其他兩種類別的物質主義，敬畏更容易通過物質幸福這一情緒通道進行調節。研究并未發現敬畏調節物質主義的認知觀念（以擁有的物質定義成功）以及生活方式（通過獲取財富尋求生活的滿足）對孤獨的影響，可能因為上述其他兩個子類別的物質主義與情緒的相關性較弱。

由于物質主義和孤獨兩者相互促進，本研究還針對敬畏對物質主義和孤獨的反向關系的調節作用進行檢驗，結果發現均不顯著，即敬畏并不能對物質主義總體或三個子類別產生影響（文中未報告結果）。這可能是由于變量的持續作用時間、累積強度的差異導致的。敬畏情緒一般是接觸到新鮮事物后觸發的情緒，是狀態性的。價值觀的影響的因素主要來自社會生產變化、教育、以及家庭方面的長期影響（楊琴，?2010）。價值觀的形成與改變需要持續長期的影響，狀態性的情緒對價值觀影響不大。相比之下，物質主義和孤獨之間的相互影響是長期作用的過程。

對于該調節作用的發現以及澄清，有一定的實際意義：如果一個高物質主義的人經常感到孤獨，想擺脫這個惡性循環，但是又害怕與他人交往的時候被拒絕，可以嘗試通過參觀一些大自然的壯美景色（Tian?&?Lu，?2015），閱讀偉人史跡資料，信仰宗教等方式激發自己的敬畏情緒，能很大程度上緩解孤獨感，使內心充滿積極的情緒，進而可能擺脫物質主義和孤獨感的惡性循環。

4.3?研究不足與展望

通過問卷法測量物質主義時，并未考慮被試的社會稱許性問題，盡管匿名填寫問卷，但可能仍然會對結果產生影響。Mick（1996）以及Richins（2004）等國外研究發現社會稱許性會導致物質主義的測量產生偏差，國內學者引進問卷時也考慮到在中國這種集體主義文化背景下，物質主義可能并不能被大眾很好接受，進而可能產生測量誤差（李靜，?郭永玉，?2008）。未來研究可以考慮通過增加有關社會稱許性的題項并納入協變量加以控制，或者運用內隱物質主義態度測量方法避免此類問題的出現。

通過問卷法并不能確定因果關系，即并不能確定是由于敬畏情緒和物質主義相互作用導致了孤獨感的減少，還是孤獨感的減少導致敬畏情緒和物質主義的改變。未來可以通過實驗室實驗，對處在不同物質主義水平的被試的敬畏情緒進行操縱，然后測量其孤獨感的變化，以得到敬畏情緒和孤獨感兩者的因果關系。

橫向研究并不能對孤獨的長期變化進行分析，未來有必要開展縱向研究，通過各種手段多次喚起敬畏情緒，對高物質主義者的孤獨進行干預，測量實際的干預結果，對本研究結論提供支持或者反駁。

參考文獻

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Breaking?the?Vicious?Cycle?of?Materialism?and?Loneliness：

The?Moderator?Effect?of?Awe

KE?Jinhong;?ZHAO?Na

（School?of?Sociology?and?Psychology，?Central?University?of?Finance?and?Economics，?Beijing?100081，??China）

Abstract

Nowadays，?with?rapid?development?of?Chinese?economy，?materialism?is?widely?concerned?among?studies.?To?explore?the?moderator?effect?of?awe?on?the?relationship?between?materialism?and?loneliness，?this?study?investigated?378?participants?with?the?Material?Values?Scale?（MVS），?the?UCLA?Loneliness?Scale?and?Awe?Subscale?of?Dispositional?Positive?Emotion?Scales?（DPES）.?The?moderate?model?was?tested?by?the?PROCESS?program?and?the?simple?slope?was?tested?by?Johnson-Neymans?method.?The?results?indicated?that：?（1）Materialism?positively?predicted?loneliness;?（2）Awe?moderated?the?positive?relationship?between?materialism?and?loneliness，?buffering?the?increase?of?loneliness?as?the?increase?of?materialism;?（3）?There?was?a?significant?moderation?effect?of?awe?on?the?relationship?between?valuing?possessions?as?a?happiness?medicine，?a?subtype?of?materialism?and?loneliness，?which?means?that?awe?specifically?at?high?level?can?reverse?the?effect?of?the?materialistic?subtype?（happiness）?on?loneliness.?The?result?suggests?that?awe?can?be?used?to?break?the?vicious?cycle?of?materialism?and?loneliness.

Key?words：?loneliness;?materialism;?awe;?moderation;?coping?with?loneliness