心理豐富提高親環境行為意愿*

魏心妮 喻 豐 彭凱平 鐘 年

心理豐富提高親環境行為意愿*

魏心妮1喻 豐2彭凱平1鐘 年2

(1清華大學社科學院心理學系, 北京 100084) (2武漢大學哲學學院心理學系, 武漢 430072)

理解幸福和積極因素與親環境之間的關系對于推動社會可持續發展有重要的現實意義。為探究影響親環境行為的積極前因, 研究聚焦于心理豐富的幸福取向, 通過10個子研究(= 2979)考察了心理豐富對親環境行為的影響及其潛在機制和邊界條件。結果發現, 心理豐富程度越高, 人們越愿意為環保做出努力和行為改變(研究1.1～1.4), 而這是因為心理豐富提高了自我擴展水平(研究2.1～2.4), 并且在個體將自然看作比自我更渺小時, 自我擴展對親環境行為的預測作用更顯著(研究3.1～3.2)。研究結果揭示了幸福對親環境行為的積極作用, 為推動人們參與構建可持續發展社會提供了啟示。

心理豐富, 親環境行為, 自我擴展, 自然?自我大小

1 引言

全球變暖、空氣污染和資源短缺等環境問題在很大程度上是由人類行為所導致的(Fritsche & Masson, 2021), 而個體的親環境行為(例如節約能源、綠色出行等)能夠減少對環境的破壞, 有利于保護自然環境(Lange & Dewitte, 2019)。但提及環保, 普通大眾通常將其與犧牲、痛苦和不適等消極結果相聯系(Pritchard, 2010; Venhoeven et al., 2013), 環境心理學家也普遍關注消極特質或情緒對親環境行為的作用, 而相對忽視了積極因素的影響(Corral-Verdugo, 2012)。實際上, 保護環境關乎個人和社會的福祉, 因此親環境行為也源自于人類追求幸福的動機(Sagiv et al., 2015; van Riper et al., 2019)。

積極心理學對幸福的研究存在享樂主義(hedonic; Diener, 1984)、實現主義(eudaimonic; Baumeister et al., 2013)和心理豐富(psychological richness; Oishi et al., 2019)三種取向, 但是以往研究主要集中于傳統二元幸福對親環境行為的作用, 還暫未有研究考察心理豐富與親環境行為之間的關系。享樂主義幸福也被稱為主觀幸福感(Diener, 1984), 通常由生活滿意度(Diener, 1984)和積極情感(Kahneman, 1999)構成。研究發現, 享樂主義水平高的個體更不愿意減少肉類消費和節約能源(Steg et al., 2014), 而且在旅途中的親環境行為也可能更少(van Riper et al., 2019)。與享樂主義幸福不同, 實現主義幸福著重強調心理幸福感(Huta & Waterman, 2014), 更重視生活意義感和人生目標(Martela & Steger, 2016; Steger et al., 2006)等。然而, 目前的實證研究表明, 實現主義幸福觀無法直接預測親環境行為(Shin et al., 2022; van Riper et al., 2019)。這意味著, 僅從享樂主義和實現主義角度來定義幸福, 可能會限制人們對親環境行為和幸福生活二者關系的理解。而過度關注消極特質的作用, 還會阻礙研究者們對親環境行為積極前因的探索(Corral-Verdugo, 2012)。因此, 本研究從積極心理學角度, 聚焦于心理豐富的幸福觀, 探究心理豐富會如何影響親環境行為, 并在此基礎考察影響二者關系的潛在心理機制和邊界條件。

1.1 心理豐富和親環境行為

親環境行為是指有利于保護自然環境和減少對環境破壞的行為(Lange & Dewitte, 2019), 而其背后的動機不僅根植于人類價值觀(Steg & Vlek, 2009), 也源自于人類對幸福的追求(Sagiv et al., 2015)。不同于傳統二元幸福觀, 心理豐富不要求行動或者經歷必須具有客觀價值, 也不倡導人們只追求快樂而回避可能帶來痛苦的活動(Besser & Oishi, 2020)。相反, 心理豐富以新奇的、多樣的、有趣的、引發視角改變的、復雜的以及有挑戰的生活體驗為典型特征(Oishi et al., 2019), 并且與整體思維和歸因復雜性正相關(Oishi & Westgate, 2022), 因此心理豐富程度高的個體心理更加成熟且富有智慧(Grossmann et al., 2020)。作為一種新的幸福觀, 心理豐富既是一種相對穩定的生活價值傾向, 也是人們在直接或間接地生活經歷中所體驗到的短暫的心理感受(Oishi & Westgate, 2022)。所以, 心理豐富與開放性聯系緊密(Oishi et al., 2019), 但又與追求危險刺激、無拘無束的感覺尋求人格特質存在較大區別。最重要的是, 心理豐富概念的提出打破了傳統二元幸福觀的對立(Oishi & Westgate, 2022), 為理解幸福和親環境行為的關系提供了新的可能性。

盡管還暫未有研究直接考察心理豐富與親環境行為之間的關系, 但心理豐富與許多影響親環境行為的因素之間聯系緊密。例如, 開放性人格、敬畏(Oishi & Westgate, 2022)以及自我擴展(Hoot & Friedman, 2011)。第一, 開放性人格是預測心理豐富和親環境行為的重要因素(Gifford & Nilsson, 2014; Oishi et al., 2019)。隨著心理豐富程度提高, 個體的開放性也隨之增強(Oishi et al., 2019), 因此人們可能更關愛自然, 更愿意接受新奇的、不同于尋常的環保理念和行為(Po?kus, 2018), 并表現出更多親環境行為(Markowitz et al., 2012)。第二, 心理豐富與敬畏相似(Oishi & Westgate, 2022), 二者都與新奇的刺激和認知重構需求有關, 而且都是復雜的、與自我相關的情緒體驗(Keltner & Haidt, 2003; Piff et al., 2015)。敬畏對親環境行為存在積極預測作用(Bethelmy & Corraliza, 2019), 因而心理豐富也可能產生同樣的后效。第三, 心理豐富的經歷能幫助個體實現自我擴展的需要(Oishi & Westgate, 2022), 而自我擴展有利于提高個體親環境態度和行為意愿(Hoot & Friedman, 2011; Wolsko & Lindberg, 2013)。

據此, 本文提出假設H1：心理豐富程度高的個體更愿意實施親環境行為。

1.2 自我擴展、心理豐富與親環境行為

自我擴展(self-expansion)是個體為自我概念增加積極內容的過程(Aron & Aron, 1986; McIntyre et al., 2015)。具體來說, 包括將新的身份、特征、屬性、資源、知識和視角融入到已有的圖式和信念之中(Aron & Aron, 1986; Aron et al., 2013), 或者發現以往自我概念中被忽視的部分(Lewandowski & Bizzoco, 2007)。心理豐富的生活有利于個體開闊視野和拓展社會關系, 實現自我擴展的需要(Oishi & Westgate, 2022)。建立親密的人際關系, 追求新奇的、有挑戰的、有趣的體驗都能夠拓寬自己的視野(Mattingly et al., 2012), 增加人們對自我的感知(Aron & Aron, 1986), 進而豐富和擴展自我概念(Mattingly & Lewandowski, 2014)。

擴展自我概念是形成可持續社會身份(sustainable social identities)不可或缺的組成部分(Postmes et al., 2014), 因此自我擴展被廣泛用于解釋自我與他人的重疊、自我與自然聯結(如Aron et al., 2013; Nolan & Schultz, 2014)。根據自我擴展模型, Schultz (2000)認為自然環境的特點和特質可以實現自我擴展的目的, 并由此提出自我擴展可能包含自我、人類和生物圈三個維度(Nolan & Schultz, 2014; Tang et al., 2017)。其中, 與親環境行為關系緊密的自然聯結就是自我擴展的一種類型或表現形式(Hoot & Friedman, 2011; Olivos & Clayton, 2017)。此外, 關系自我擴展身份認同(relationship self-expansion identity), 即把他人或更高的社會單元納入到自我之中(如社區身份、國家身份、世界公民身份等), 也與環境關懷和環保行為正相關(Brieger, 2019; Clayton & Kilin?, 2013)。所以, 一方面, 自我擴展能夠減少個體與社區、自然和其他人群的心理距離(Brieger, 2019), 增強人與自然和他人之間的聯結(Lou & Li, 2021; Schultz, 2000), 進而提高親環境行為意愿和頻率(Tang et al., 2017)。另一方面, 自我擴展能夠讓人們獲得自我成長(self-growth, Mattingly & Lewandowski, 2014), 提升自我效能感和勝任力(Aron et al., 2013), 從而增強應對復雜環境問題的能力(Bostrom et al., 2019; Markowitz & Shariff, 2012)。

據此, 本文提出假設H2：自我擴展是影響心理豐富和親環境行為二者關系的中介機制。

1.3 自然?自我大小的調節作用

雖然心理豐富會通過間接路徑對親環境行為產生重要影響, 但這種影響可能因為個體差異而發生變化, 因此還需要考慮心理豐富通過自我擴展對親環境行為的影響是否受到其他因素的調節。自然?自我大小(nature-self size)是指個體對自然和自我相對大小關系的心理表征, 影響著自我超越的親環境態度和親環境行為(Jacobs & McConnell, 2022)。并且, 自然和自我是共同動態變化的(McConnell & Jacobs, 2020), 各自是有邊界的(Fodor, 2009)。這意味著, 自我擴展是有界限的, 而其對親環境行為的作用也可能隨著自然?自我大小關系的相互變化而變化。因此, 本研究將探索自然?自我大小是否在心理豐富通過自我擴展影響親環境行為的路徑中起到調節作用。

對于那些認為自然相對自己更渺小、地位更低的個體而言, 隨著自我擴展程度的提高, 人們能夠修正原有的、錯誤的認識(Mattingly et al., 2014), 發展出更多親環境身份認同和看待問題的視角(Lou & Li, 2021; Udall et al., 2020 ), 從而有利于提高親環境態度和親環境行為意愿(Brieger, 2019; Clayton & Kilin?, 2013)。相反, 當感知到自然遠大于自我時, 人們會意識到自己的渺小, 并對自然產生強烈的敬畏之情(Keltner & Haidt, 2003), 所以也會表現出更多親環境行為(Bethelmy & Corraliza, 2019)。但是, 隨著個體感知到的自然變得越來越浩瀚宏大, 而自我變得越來越渺小微弱時, 人們可能對自然產生消極的敬畏感(Gordon et al., 2017)。而消極的敬畏情緒會讓人與事物產生距離, 并引發恐懼情緒和無力感(董蕊等, 2013), 最終降低個體的自我控制(Gordon et al., 2017), 使得人們更偏好內群體或者更小的群體(如Bai et al., 2017)。這意味著, 個體自我身份擴展會受到限制, 自我效能感可能會降低, 而此時自我擴展對親環境行為的作用可能會減弱。

據此, 本文提出假設H3：自然?自我大小對心理豐富通過自我擴展影響親環境行為的后半路徑起到調節作用。具體而言, 當自然相對自我表征更大時, 自我擴展對親環境行為的影響會被弱化。

1.4 研究概覽

本研究旨在考察心理豐富與親環境行為之間的關系及其心理機制和邊界條件。據此提出假設, 心理豐富程度越高的個體其親環境行為意愿也越高, 而這一效應受到自我擴展的中介和自然?自我大小的調節。研究1通過4個子研究驗證心理豐富是否能夠提升親環境行為意愿; 研究2通過問卷調查和實驗因果鏈設計范式開展4個子研究, 進一步檢驗自我擴展是否為影響心理豐富和親環境行為二者關系的心理機制; 研究3則通過2個子研究探索可能的邊界條件, 即檢驗自然?自我大小的調節作用。

2 研究1：心理豐富對親環境行為的影響

2.1 研究1.1：心理豐富與親環境行為的相關關系

研究1.1以大學生和非大學生群體為被試進行問卷調查, 由此來檢驗心理豐富和親環境行為之間的相關關系。在正式施測前, 我們先對Oishi等(2019)編制的英文版心理豐富生活問卷進行了中文版修訂。經過對中文版問卷進行翻譯和回譯, 結合生活滿意度量表(Diener et al., 1985)、生活意義感量表(Steger et al., 2006)、感覺尋求量表(Hoyle et al., 2002)和積極消極情緒體驗量表(Diener et al., 2010), 對隨機招募的來自湖北、河南、廣東和黑龍江的485名在校大學生進行施測。項目分析、信效度檢驗以及等值性檢驗檢結果表明, 與原17題版本的量表相比, 刪除原量表中均采用反向計分的第14、15、16、17題(因子載荷均低于0.5)之后, 模型擬合度更好：χ2= 251.60,= 62, χ2/= 4.06, CFI = 0.95, TLI = 0.94, NFI = 0.93, IFI = 0.95, RMSEA為0.09, SRMR = 0.04, 且在跨性別和跨城鄉被試群體中具有穩定性。并且, 效標關聯檢驗結果表明, 心理豐富與生活滿意度(= 0.65,< 0.001)、積極情緒(= 0.56,< 0.001)、感覺尋求(= 0.34,< 0.001)和生活意義感(= 0.62,< 0.001)顯著正相關, 與消極情緒相關不顯著(= -0.04,> 0.05)。因此, 修訂后的中文版心理豐富生活問卷可用于后續的調查研究。

2.1.1 研究設計與流程

通過方便抽樣的方式, 隨機招募到來自湖北、河南和廣州三地的在校大學生273名。在獲得知情同意之后, 被試進入Qualtrics平臺參與研究。刪除11名未完成所有問題以及未通過注意力篩查的被試, 最后剩下有效被試262名(平均年齡20.38歲,= 3.32), 其中男生103人, 女生159人。完成調查后, 所有被試將獲得若干學分作為感謝。同時, 在騰訊問卷平臺上發布調查廣告, 并在招募需求中限定被試的身份特征為非大學生, 共招募到227名被試, 刪除掉答題時間過短以及未通過注意力篩查的被試9名, 最后得到有效被試218名(平均年齡 29.42歲,= 9.11)。完成調查后, 所有被試將獲得一定的實驗報酬。

采用中文版心理豐富生活問卷對被試進行施測, 例如“我的生活在經歷上很豐富”, 所有題目均采用李克特 7點計分(1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”)。在大學生群體和非大學生群體中, 該量表的Cronbach’ s α系數分別為0.92和0.95。接著, 采用Fielding和Head (2012)編制的親環境行為量表測量被試日常生活中環保行為的頻率, 共6個條目, 例如“在家中節約能源”等, 題目均采用李克特 5點計分(1 = “從不”, 5 = “始終”)。在大學生群體和非大學生群體中, 該量表的Cronbach’ s α系數分別為0.75和0.70。最后, 收集被試的基本人口學信息。

2.1.2 結果和討論

相關分析結果表明, 在大學生被試和非大學生被試中, 心理豐富與親環境行為之間顯著正相關, 相關系數分別為：(262) = 0.22,< 0.001,(218) = 0.55,< 0.001。而且, 在非大學生群體中控制年齡(Wiernik et al., 2013)和社會階層(Gifford & Nilsson, 2014)之后, 心理豐富與親環境行為之間的正相關關系也依然顯著,(218) = 0.38,< 0.001。這意味著, 心理豐富程度高的個體在生活中保護環境的行為也更多, 支持了研究假設H1。接下來, 我們將通過實驗法進一步探索心理豐富對親環境行為的影響。

2.2 研究1.2：心理豐富對綠色旅行行為的影響

根據以往研究, 個體日常生活經歷中, 旅行對心理豐富的預測力最強, 而普通的、穩定的日常生活讓人感受到的心理豐富程度較低(Oishi et al., 2021)。因此, 研究1.2采用回憶范式操縱心理豐富以檢驗心理豐富對親環境行為的影響。

2.2.1 研究設計與流程

采用G*Power 軟件(Faul et al., 2007)計算出最少需要172名被試才能使研究達到中等效應量(= 0.25, power = 0.90), 因此通過Credamo平臺招募到242名被試, 并隨機分配到心理豐富組和控制組完成回憶書寫任務。最終, 有181名被試(平均年齡30.75歲,= 9.25)按照指導語要求完成了寫作任務并通過注意力篩查, 其中男性73名。

心理豐富組(= 86)被試根據所呈現的心理豐富的定義, 回憶并寫下一件讓他們感到難忘的旅行經歷。控制組(= 95)根據指導語回憶并寫下普通日常中某一天的生活經歷。為進行操作檢查, 被試通過填寫心理豐富量表來報告此刻的感受(Choi, 2019; α= 0.93), 例如“我認為這段經歷是有趣” “……是新奇的” “……是讓人心理上感到豐富的”等。所有問題均采用李克特 5 點計分(1 = “非常不同意”, 5 = “非常同意”)。隨后, 參照Lee等人(2013)的研究, 所有被試閱讀下列信息并報告親環境行為意愿：請想象一下, 你計劃去南方某個溫暖的城市旅行一周。在此次旅行中, 在多大程度上(1) “我會在野餐或沙灘休閑之后, 把地方收拾的和原來一樣干凈”; (2) “如果我看到有人在這里破壞環境, 我會向景區管理人員或部門報告”; (3) “我會優先購買有環保標識的產品”。所有題目均為李克特7點計分(1 = “非常不可能”, 7 = “非常可能”, α= 0.52)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

2.2.2 結果與討論

方差分析結果顯示, 心理豐富組被試(= 3.85,= 0.50)比控制組被試(= 2.24,= 0.71)報告了更高的心理豐富感,(1, 179) = 304.15,< 0.001, η2p= 0.63, 表明心理豐富的實驗操縱有效。并且, 心理豐富組被試(= 5.98,= 0.68)比控制組被試(= 5.62,= 0.81)的綠色旅行傾向也更高,(1, 179) = 10.37,= 0.0024, η2p= 0.06。在控制性別和年齡之后, 兩組差異依然顯著,(1, 177) = 9.34,= 0.003, η2p= 0.05。這一結果說明, 狀態性的心理豐富也可以提升個體親環境行為意愿。

2.3 研究1.3：心理豐富對環保公益活動參與意愿的影響

研究1.2表明通過回憶過往難忘的旅行經歷可以啟動心理豐富感, 并影響個體在未來旅行中的親環境行為表現。然而, 這也可能是因為回憶中的難忘旅行經歷增加了人們對未來旅行的積極期待, 從而混淆了心理豐富對綠色旅行行為的影響。為了排除這個因素, 研究1.3將繼續使用回憶范式操縱心理豐富, 并考察其對環保公益活動參與意愿的影響。

2.3.1 研究設計與流程

通過網絡推廣和線下圖書館現場宣傳相結合的方式隨機招募到180名在校大學生, 最終有161名(平均年齡20.04歲,= 2.27)完成Qualtrics在線的所有作答并通過注意力篩查, 其中女生116名。

與研究1.2相同, 心理豐富組(= 68)和控制組(= 93)兩種實驗條件下的被試根據指導語分別完成一項回憶寫作任務(均不少于80字)。為進行操作檢查, 所有被試填寫心理豐富感量表(Choi, 2019; α = 0.71)。然后, 參照Sharpe等人(2021)的研究, 向被試呈現三則與大學生日常生活相關的環保新聞報道, 邀請被試閱讀完畢后報告自己參與環保活動的意愿。其中, 前兩則信息采用正面描述; 第三則信息采用反向描述的方式以減少社會贊許性的影響, 并在分析數據時重新編碼對其進行反向計分。所有題目均為李克特7點計分(1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”, α= 0.76)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

2.3.2 結果和討論

操作檢查結果顯示, 回憶旅行經歷的被試(= 3.98,= 0.65)比回憶普通日常生活經歷的被試(= 2.97,= 0.55)心理豐富感更高,(1, 159) = 113.23,< 0.001, η2p= 0.41。由此表明, 心理豐富的實驗操縱有效。方差分析結果表明, 相比于控制組被試(= 4.87,= 0.83), 心理豐富組被試(= 5.13,= 0.73)的環保活動參與意愿也更高,(1, 159)= 4.48,= 0.036, η2p= 0.03。而且, 在控制性別和年齡之后, 兩組被試的環保活動參與意愿也依然存在顯著差異,(1, 157) = 2.63,= 0.043, η2p= 0.03。由此, 研究1.3重復了研究1.2的結果, 再次表明狀態性的心理豐富可以提升個體親環境行為意愿。

2.4 研究1.4：心理豐富對環保努力意愿的影響

心理豐富不僅來源于新奇的、有趣的、意料之外的、復雜的、有挑戰的生活經歷, 更包含視角轉變這個不可或缺的因素(Oishi & Westgate, 2022)。為進一步驗證研究假設H1, 研究1.4將參照Bae (2021)的研究, 通過操縱視角轉變程度來啟動心理豐富, 并考察其對環保努力意愿的影響。

2.4.1 研究設計與流程

(1)預實驗

在正式研究前, 我們先開展一項預實驗對心理豐富的實驗材料進行檢驗。通過Credamo平臺發布廣告招募到100名被試, 剔除未通過注意力篩查的被試7 名, 最后剩下有效被試93名(平均年齡31.42歲,= 7.38), 其中男性36名。獲得知情同意后, 被試被隨機分配到心理豐富組和控制組完成相應的實驗任務。心理豐富組(= 47)被試首先觀看不包含身份信息的圖片(圖1a), 然后想象并寫下照片背后的故事或者自己從中體會到的情緒。接著, 繼續向被試呈現完整的圖片(圖1b)和主人公過往的曲折人生經歷以啟動視角轉變。控制組(= 46)的被試則直接看到完整的照片(圖1b), 并讓寫下4～6句話來表達自己的所感所想。與心理豐富組不同的是, 沒有向控制組被試介紹圖片中主人公過往曲折的人生經歷。隨后, 被試報告自己在閱讀實驗材料中視角發生轉變的程度和心理豐富的程度。其中, 視角轉變的測量條目包括“我對照片的看法發生了改變”以及“這張照片挑戰了我原有的一些觀念” (Bae, 2021; α = 0.65); 心理豐富的測量條目與研究1.2相同(李克特7點計分, 1 = “非常不同意”, 7 = “非常同意”, α = 0.79)。方差分析結果表明, 實驗組被試的視角轉變程度顯著高于控制組, 但兩組被試的心理豐富程度不存在顯著差異。經過對文字書寫內容進行分析, 發現實驗材料的熟悉性可能影響了被試的心理豐富體驗, 所以我們在正式實驗中控制了這一因素。

(2)正式實驗

通過Credamo平臺招募了200名被試以保證研究達到中等應量(= 0.25, power = 0.90), 所有被試均報告未曾看過或了解過實驗材料中相關人物的新聞事跡。刪除未遵照指導語進行寫作和未通過注意力篩查的被試6名, 剩下有效被試194名(平均年齡30.55歲,= 8.85), 其中男性66人。

心理豐富組(= 100)和控制組(= 94)被試均完成與預研究相同的實驗任務, 并且填寫視角轉變量表(α0.76)和心理豐富感量表(α0.78)。接著, 被試完成親環境行為意愿的測量條目, 包括“我打算實施更多有利于保護環境的行為”, “我打算為保護環境付出更多努力”以及“如果有機會向公益環保組織捐款, 我愿意貢獻一定的力量” (1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”, Larson et al., 2015, α = 0.69)。

圖1 研究1.4心理豐富實驗材料

2.4.2 結果與討論

操作檢查結果表明, 心理豐富組被試(= 4.05,= 0.83)比控制組(= 3.38,= 1.04)視角轉變的程度更高,(1, 192) = 24.79,< 0.001, η2p= 0.11。同時, 心理豐富組被試(= 5.67,= 0.54)的心理豐富程度也顯著高于控制組被試(= 5.50,= 0.64),(1, 192) = 3.98,= 0.048, η2p= 0.02, 說明心理豐富的實驗操縱是有效的。方差分析結果顯示, 心理豐富組被試(= 6.1,= 0.61)比控制組(= 5.92,= 0.78)表現出更高的親環境行為意愿,(1, 192) = 5.26,= 0.023, η2p= 0.03。在控制性別和年齡之后兩組的親環境行為水平差異依然顯著,(1, 190) = 8.22,= 0.005, η2p= 0.04。因此, 研究1.4重復了研究1.2和研究1.3的結果, 再次驗證了狀態性心理豐富對親環境行為的積極作用。

綜上, 通過問卷調查和實驗研究, 研究1發現特質性的心理豐富和狀態性的心理豐富都能夠提升個體實施親環境行為的意愿, 由此支持了研究假設H1。

3 研究2：影響心理豐富和親環境行為關系的中介機制

在研究2中, 我們將通過問卷調查和實驗因果鏈設計(experimental-cause-chain design, Spencer et al., 2005)來檢驗研究假設H2, 以此來考察自我擴展在心理豐富與親環境行為關系之間的中介作用。

3.1 研究2.1：心理豐富與自我擴展和親環境行為之間的關系

研究2.1采用問卷調查法來探索心理豐富、自我擴展和親環境行為之間的關系, 并檢驗自我擴展是否為影響心理豐富和親環境行為之間關系的中介變量。

3.1.1 研究設計與流程

根據Monte Carlo模擬法, Sch?nbrodt和Perugini (2013)建議樣本量至少需要達到250才能保證變量之間達到穩定的相關。通過Credamo平臺招募到280名被試, 刪除未通過注意力篩查的被試4名, 最后剩下有效被試276名(平均年齡31.06歲,= 7.40), 其中男性111名。

采用與研究1.1相同的中文版心理豐富生活問卷(α= 0.92)、親環境行為量表(Fielding & Head, 2012, α = 0.71)以及個人自我擴展問卷(Mattingly & Lewandowski, 2013, α= 0.74)對被試進行施測。其中, 自我擴展問卷共5個條目, 例如“過往的人生經歷讓我對事物的認識更加開闊了”等, 選項為李克特7點計分(1 = “非常不同意”, 7 =“非常同意”)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

3.1.2 結果與討論

相關分析結果表明, 心理豐富與親環境行為之間顯著正相關,(276) = 0.56,< 0.001, 與自我擴展呈顯著正相關,(276) = 0.68,< 0.001; 自我擴展與親環境行為之間也呈顯著正相關關系,(276) = 0.42,< 0.001。

圖2 研究2.1中介模型圖

注：= 276, ***< 0.001

將親環境行為設置為因變量, 心理豐富為自變量, 自我擴展為中介變量, 年齡(Wiernik et al., 2013)和性別(Zelezny et al., 2000)為控制變量, 在Process插件中選擇model 4進行中介效應檢驗, 路徑系數如圖2所示。Bootstrap抽樣5000次的中介分析結果表明, 自我擴展的中介效應顯著,= 0.13,= 0.03, 95% CI [0.08, 0.18]。由此說明, 自我擴展在心理豐富和親環境行為之間起到顯著的中介作用, 支持了研究假設H2。

3.2 研究2.2：心理豐富對自我擴展的影響

研究2.2中采用與研究1.4相同的實驗方式來啟動心理豐富, 并檢驗心理豐富對自我擴展的影響。

3.2.1 研究設計與流程

通過Credamo平臺隨機招募203名被試, 其中3名未通過注意力篩查而被排除, 最終有效樣本200名(平均年齡30.67歲,= 8.99), 其中男性76名。

心理豐富的操縱方式與研究1.4相同, 不同實驗條件下的被試按照指導語完成視角轉變的實驗任務。接著, 被試報告實驗過程中視角發生轉變的程度(如研究1.4, α= 0.76)、心理豐富程度(如研究1.2, Choi, 2019; α= 0.84)以及自我擴展水平(如研究2.1, α = 0.86)。為排除實驗材料熟悉性的影響, 被試報告對實驗材料中新聞事跡的熟悉程度(1 = “非常陌生”, 7 = “非常熟悉”)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

3.2.2 結果和討論

操作檢查結果顯示, 心理豐富組被試(= 3.94,= 0.85)的視角轉變程度顯著高于控制組(= 3.35,= 1.11),(1, 198) = 17.75,< 0.001, η2p= 0.08, 心理豐富程度(= 5.74,= 0.55)也顯著高于控制組(= 5.30,= 0.81),(1, 198) = 20.23,< 0.001, η2p= 0.09 。而且, 參與實驗的被試均報告自己不熟悉或不了解實驗材料中的新聞事跡, 表明心理豐富的實驗操縱有效。此外, 相比于控制組(= 5.59,= 0.96), 心理豐富組被試(= 5.96,= 0.61)的自我擴展水平也顯著更高,(1, 198) = 10.91,= 0.001, η2p= 0.005。在控制性別和年齡后, 兩組被試的自我擴展水平也依然存在顯著差異,(1, 196) = 12.22,= 0.001, η2p= 0.06。由此說明, 心理豐富能顯著影響個體的自我擴展水平。

3.3 研究2.3：自我擴展對親環境行為的影響

在研究2.2的基礎上, 研究2.3借鑒以往研究范式操縱自我擴展, 并檢驗自我擴展對親環境行為的影響。

3.3.1 研究設計與流程

在Credamo平臺招募被試223名, 以達到G*Power軟件((Faul et al., 2007)計算的被試間實驗設計最小被試量為172的要求(= 0.25, power = 0.90)。刪除未按指導語作答和未通過注意力篩查的被試16名, 最終有效被試207名(平均年齡28.95歲,= 9.01), 其中男性95名。

參照Besta等人(2018)研究中自我擴展的實驗范式, 實驗組被試(= 103)根據指導語回憶并寫下一段自己近期參加過的集體活動, 控制組被試(= 104)按照指導語回憶并寫下一段自己昨天獨自用餐的經歷, 均不少于80字。

為了進行操作檢查, 被試填寫個人自我擴展問卷(如研究2.3, Mattingly & Lewandowski, 2013, α= 0.89)。隨后, 向被試呈現一則環保活動的招募信息, 并請被試在閱讀完信息之后報告親環境行為意愿(G?rling et al., 2003, α= 0.73), 包括“我會向環保組織捐款”、“我會在支持環保的活動倡議書上簽名” 以及 “我會參加網絡或線下發起的抵制破壞環境的企業的活動” (1 = “非常不可能”, 7 = “非常可能”)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

3.3.2 結果和討論

操作檢查的結果顯示, 實驗組被試(= 5.71,= 0.85)的自我擴展水平顯著高于控制組(= 5.06,= 1.38),(1, 205) = 21.83,< 0.001, η2p= 0.10, 表明自我擴展的實驗操縱有效。對親環境行為意愿進行方差分析, 發現實驗組(= 5.89,= 0.77)比控制組(= 5.52,= 1.03)報告了更高的親環境行為意愿,(1, 205) = 8.79,= 0.003, η2p= 0.04 。而且, 在控制年齡和性別之后, 兩組差異依然顯著,(1, 203) = 7.05,= 0.009, η2p= 0.03。由此說明, 自我擴展顯著影響個體的親環境行為意愿。

3.4 研究2.4：心理豐富通過自我擴展影響親環境行為

為進一步驗證研究假設H2, 研究2.4采用實驗法操縱心理豐富, 以考察自我擴展在心理豐富和親環境行為關系之間的中介作用。

3.4.1 研究設計與流程

G*Power3.1軟件((Faul et al., 2007)計算出單因素被試間實驗設計最小被試量為172 (= 0.25, power = 0.90), 因此在Credamo平臺隨機招募被試211名, 刪除未通過注意力篩查的3名, 最終有效被試208名(平均年齡27.76歲,= 7.76), 其中男性79名。

心理豐富組(= 101)和控制組(= 107)完成與研究1.2相同的回憶書寫任務, 并填寫心理豐富問卷(題目如研究1.2, α= 0.95)和自我擴展問卷(題目如研究2.1, α= 0.83)。然后, 參考Wu和Yang (2018)的研究, 請被試想象自己要外出旅行, 并在給定的兩個選項中選擇一個出行方案, 其中方案一為搭乘飛機, 方案二為搭乘火車(親環境行為)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

3.4.2 結果和討論

操作檢查的結果顯示, 心理豐富組被試(= 4.18,= 0.34)比控制組被試(= 2.74,= 0.78)報告了更高的心理豐富感,(1, 206) = 290.97,< 0.001, η2p= 0.59, 表明心理豐富的實驗操縱有效。將方案二編碼為1, 以性別和年齡為協變量, 心理豐富為自變量, 對方案二進行logistic回歸分析。結果顯示, 心理豐富對親環境行為有顯著的預測作用,=?0.95,= 0.29, Wald χ2=?10.75,=?.001。與假設一致, 控制組有47.66%的被試選擇方案二, 心理豐富實驗條件下有70.29% 的被試傾向于選擇環保的旅行方式。同時, 性別和年齡對于旅行方案的選擇沒有顯著影響(s?> 0.07)。

進一步檢驗自我擴展在心理豐富和親環境行為二者關系間的中介作用。以心理豐富為自變量, 親環境行為為因變量, 自我擴展為中介變量, 性別和年齡作為控制變量, 在Process插件中選擇model 4進行中介效應分析, 路徑系數如圖3所示。Bootstrap抽樣5000次的中介分析結果表明, 自我擴展的中介效應顯著,= 0.16,= 0.09, 95% CI [0.02, 0.37]。這說明, 自我擴展在心理豐富和親環境行為的關系之間起到顯著的中介作用, 再次驗證了研究假設H2。

圖3 研究2.4中介模型圖

注：= 208, *< 0.05, **< 0.01

4 研究3：自然?自我大小的調節作用

研究2發現自我擴展是導致心理豐富影響親環境行為的原因, 在此基礎上, 研究3將探討自我擴展的中介過程是否受到自然?自我大小的調節作用。

4.1 研究3.1：實驗操縱心理豐富

研究3.1采用回憶啟動法操縱心理豐富, 以此檢驗自然?自我大小的調節作用。

4.1.1 研究設計與流程

通過Credamo平臺招募223名被試, 刪除未通過注意力篩查以及未按照指導語完成任務的被試12名, 最后有效被試為211名(平均年齡28.81歲,= 7.25), 其中男性89名。

與研究1.2中操縱心理豐富的實驗方式相同, 心理豐富組(= 100)和控制組(= 111)根據指導語完成不同的回憶書寫任務, 隨后被試填寫心理豐富問卷(如研究1.2, Choi, 2019; α= 0.94)和自我擴展問卷(如研究2.3, Mattingly & Lewandowski, 2013; α= 0.91)。接著, 請被試報告在多大程度上自己愿意為保護環境做出犧牲(Liu & Sibley, 2012; α= 0.74), 包括“為了保護自然環境, 我愿意在生活水平做出一定的犧牲(例如接受更高的價格、少開車、節約能源)”、以及“為了保護環境, 我愿意改變日常生活習慣” (1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”)。為了解被試如何表征自己和自然之間的大小關系, 采用McConnell和Jacobs (2020)編制的自然?自我大小問卷進行施測。在該問卷中, 自我和自然分別以兩個獨立的圓圈表示, 從第1張圖到第7張圖中, 表示自我的圓圈逐漸變小, 表示自然的圓圈則逐漸變大, 選擇的數字越大表示個體認為自然越大而自己越渺小。最后, 收集被試的基本人口學信息。

4.1.2 結果與討論

操作檢查結果顯示, 心理豐富組被試(= 4.15,= 0.35)比控制組被試(= 2.60,= 0.76)的心理豐富程度更高,(1, 209)= 347.65,< 0.001, η2p= 0.62, 表明心理豐富的實驗操縱有效。同樣地, 對環保意愿進行方差分析檢驗, 結果也發現心理豐富組(= 5.58,= 0.71)比控制組(= 5.18,= 1.08)更愿意為保護環境做出犧牲,(1, 209)= 9.54,= 0.002, η2p= 0.044。在控制性別和年齡之后, 兩組的差異也依然顯著,(1, 207) = 6.49,= 0.012, η2p= 0.03。

接著, 將心理豐富組編碼為1, 控制組編碼為0, 性別和年齡作為控制變量, 心理豐富作為自變量, 環保意愿作為因變量, 自我擴展作為中介變量, 自然?自我大小作為調節變量, 在Process中選擇模型14進行有調節的中介效應檢驗。結果發現, 自然?自我大小對環保意愿的影響顯著,= 0.58,= 0.16,= 3.65, 95% CI [0.25, 0.89], 自我擴展和自然?自我大小的交互作用對環保意愿的影響顯著,= ?0.10,= 0.03,= ?3.23,= 0.0014, 95% CI [?0.17, ?0.04]。同時, 有調節的中介效應指標index = ?0.15,= 0.07, 95% CI [?0.30, ?0.04], 表明自然?自我大小調節了心理豐富通過自我擴展影響環保意愿的后半路徑。

圖4 研究3.1中自然?自我大小的調節作用

簡單斜率分析結果如圖4顯示, 當感知到自然相對自我較大時, 自我擴展能顯著正向預測環保意愿,= 0.23,= 0.06,= 3.81,< 0.001, 95% CI [0.11, 0.35]; 當自然相對自我相對較小, 自我擴展也可以顯著正向預測環保意愿,= 0.45,= 0.06,= 7.05,< 0.001, 95% CI [0.35, 0.58]。而且, 自然相對自我更小時, 自我擴展對環保意愿的預測作用更大, 驗證了研究假設H3。

4.2 研究3.2：自然?自我大小與心理豐富、自我擴展和親環境行為的相關關系

為了重復研究3.1的結果, 研究3.2將采用橫斷調查數據再次檢驗自然?自我大小的調節作用。

4.2.1 研究設計與流程

通過Credamo平臺招募560名被試, 刪除未通過注意力篩查的被試10名, 最后有效被試550名(平均年齡30.11歲,= 6.56), 其中男性217名。

首先, 被試完成心理豐富生活問卷(如研究1.1, α = 0.92)、自我擴展問卷(如研究2.1, Mattingly & Lewandowski, 2013,= 0.83)以及自然?自我大小問卷(如研究3.1, McConnell & Jacobs, 2020)。接著, 采用親環境行為問卷(Gu et al., 2020, α = 0.67)進行施測, 包括“離開房間時關燈、夏天時把空調溫度設置在26～28度、雙面打印和復印”等, 被試需要報告這些活動在自己日常生活中發生的頻率(1 = “從不”, 5 = “總是”)。最后, 收集被試的基本人口學信息。

4.2.2 結果和討論

相關分析結果表明, 心理豐富與自我擴展之間顯著正相關關系,(550) = 0.68,< 0.001, 與親環境行為之間顯著正相關,(550) = 0.50,< 0.001; 自我擴展與親環境行為之間呈顯著正相關關系,(550) = 0.54,< 0.001, 自然?自我大小與主要變量之間的相關關系均不顯著。

接著, 將性別和年齡作為控制變量, 在Process中選擇model 14進行有調節的中介效應檢驗。結果顯示, 自然?自我大小對親環境行為的正向預測作用顯著,= 0.36,= 0.07,= 5.01,< 0.001。同時, 自我擴展和自然?自我大小的交互作用對親環境行為的預測作用顯著,= ?0.06,= 0.01,= ?4.69,< 0.001, 95% CI [?0.08, ?0.03], 表明自然?自我大小影響自我擴展和親環境行為之間的關系。同時, 有調節的中介效應指標 index = ?0.03,= 0.01, 95% CI [?0.05, ?0.02], 說明自然?自我大小調節了心理豐富通過自我擴展影響親環境行為的后半路徑。

進一步進行簡單斜率分析, 結果如圖5所示, 當自然相對自我較大時, 自我擴展能顯著正向預測親環境行為,= 0.11,= 0.04,= 3.08,= 0.002, 95% CI [0.04 0.19]; 當自然相對自我相對較小, 自我擴展也可以顯著正向預測親環境行為,= 0.26,= 0.03,= 8.21,< 0.001, 95% CI [0.20, 0.32]。而且, 自然相對自我較小時, 自我擴展對親環境行為的預測作用更大。所以, 研究3.2重復了研究3.1的結果, 并支持了研究假設H3。

圖5 研究3.2中自然?自我大小的調節作用

5 總討論

本研究探索了心理豐富如何影響親環境行為及其內在機制和邊界條件。通過10個遞進的研究, 我們發現心理豐富能提高親環境行為意愿, 自我擴展在二者關系之間起到中介作用, 并且這一中介過程受到自然?自我大小的調節。總體來說, 本研究采用回憶啟動范式(研究1.2～1.3、研究2.4, 研究3.1)和信息啟動范式(研究1.4、研究2.2), 考察了綠色旅行行為(研究1.2)、環保活動參與意愿(研究1.3)和環保努力意愿(研究1.4)多種不同的親環境行為, 結合問卷調查(研究1.1、研究 2.1、研究 3.2)和實驗因果鏈設計(研究2.2～研究2.4), 樣本涵蓋了在校大學生(研究1.1、研究1.3)和來自網絡平臺的社會多職業人群(研究1.3～1.4、研究2.1～研究3.2), 因此多樣化的實驗操縱方式和樣本群體為研究結果的穩健性提供了保障。

5.1 心理豐富對親環境行為的影響

研究1通過4個子研究探索了心理豐富對親環境行為的影響, 結果發現特質性的心理豐富和狀態性的心理豐富都能夠提升個體親環境行為意愿。這一結果拓展了積極心理學視角下的親環境行為相關的研究, 豐富了對親環境行為前因的探索。雖然在意識到環境心理學研究存在的中“消極偏見”之后(Pritchard, 2010), 研究者們逐漸開始關注幸福與親環境行為的關系。但結果發現, 享樂主義幸福觀與親環境行為之間通常為負相關關系(Steg et al., 2011), 實現主義幸福觀無法直接預測親環境行為(Shin et al., 2022; van Riper et al., 2019)。Shin等人認為, 這可能是因為傳統二元幸福都與自我中心需求(如：權力、社會地位)和短暫的快樂有關(Shin et al., 2022)。換言之, 享樂主義和實現主義更強調行為的結果和價值, 因而個體可能更多地考慮親環境行為的成本和收益問題(Steg & Velk, 2009), 進而導致實施親環境行為的意愿較低。然而, 心理豐富不要求行為或者活動必須具備客觀價值和意義, 而是更強調開放心態去體驗和感受豐富多樣的生活經歷(Besser & Oishi, 2020), 這為探索幸福和親環境行為之間的關系提供了新思路。因此, 本研究聚焦于心理豐富的幸福觀, 并發現追求心理豐富的生活能夠提高人們親環境行為意愿。

雖然暫未有直接的研究考察心理豐富對親環境行為的影響, 但有研究表明心理豐富程度高的個體更可能接受社會變革(Oishi & Westgate, 2022), 本研究在環境保護領域驗證了這一結論, 同時也豐富了心理豐富后效的探索。Oishi等人檢驗了享樂主義、實現主義和心理豐富三種幸福觀與系統合理化及社會變革之間的關系, 結果發現, 傳統二元幸福都與系統合理化正相關, 而心理豐富與系統合理化之間呈負相關。這意味著, 秉持傳統二元幸福觀的個體更可能維持現有社會的秩序, 而持有心理豐富幸福觀的個體更可能接受社會變化(Oishi & Westgate, 2022)。環境問題已然成為普遍的社會發展的難題, 亟需人們在行為上做出改變來減緩環境惡化帶來的影響(Eom et al., 2019)。研究1的結果支持了以往研究結論, 發現心理豐富程度高的個體更愿意支持環保方面的社會變革, 接受環保的生活理念和生活方式, 并在生活中積極地做出親環境行為(Po?kus, 2018)。所以, 我們的研究表明, 追求幸福與環保行為之間并非是矛盾的, 而保護環境不僅與人類追求幸福的動機有關(Sagiv et al., 2015), 還依賴于個體如何定義幸福的生活(Binder et al., 2020)。

5.2 自我擴展的中介作用

心理豐富有利于擴展自我概念, 而這正是解釋親環境行為表現差異的潛在機制。通過研究2的4個子研究, 我們發現, 在追求心理豐富的過程中, 人們通常能夠擴展自我身份邊界, 發展出新的視角和資源, 并提升問題解決能力, 從而使得人們更愿意參與環保活動。與以往研究一致, 通過拓展自我身份邊界, 人們不僅能認識到自我需要, 還能關注和重視他人的需求和愿望, 而這種身份和視角上的延伸能提高個體對環境的關切和實施親環境行為的愿意(Udall et al., 2020)。例如, 為了保護自我、他人和社會免受環境問題的影響, 人們可能去做出更多親環境行為(Schultz, 2000; Tang et al., 2017)。除了在自我概念中增加積極內容, Mattingly等人(2014)認為自我擴展還能減少自我概念中的消極內容, 起到自我修剪(self-pruning)的作用。這也就是說, 豐富的經歷能夠幫助人們擺脫自我中心取向而轉向利他主義, 從而發展出為人類做貢獻的強烈愿望(Tahir & Gruber, 2002)。我們的研究支持了這一結論, 心理豐富在提高自我擴展水平的過程中能夠修正錯誤的自我概念, 減少人與自然關系中的人類中心主義思想(Kopnina, 2013), 進而提升個體的親環境態度和親環境行為意愿。

此外, 研究2也表明, 心理豐富在滿足自我擴展需要的同時還能增強個體的效能感, 從而提高親環境行為的能動性和可能性。這符合親環境行為的社會身份認同模型(social identity model of pro-environmental action, Fritsche & Masson, 2021), 也與以往效能感與親環境行為關系的研究結果一致。在研究2.1～研究2.4中, 被試認為心理豐富的經歷不僅使得自己在認識上擴展了自我邊界, 而且在知識儲備和解決問題的能力上也有所提高。因此, 在面對抽象和復雜的環境問題時(Markowitz & Shariff, 2012), 心理豐富程度和自我擴展水平更高的被試報告了更高的親環境行為意愿。這與親環境行為的社會身份認同模型一致, 擴展自我概念有利于形成可持續社會身份(Postmes et al., 2014), 提高個體親環境行為的自我效能感和集體效能感, 從而對提升親環境行為意愿產生積極作用。

5.3 自然?自我大小的調節作用

研究3通過2個子研究發現, 雖然自我擴展在心理豐富和親環境行為之間的關系中起到中介作用, 但這一中介過程受到自然?自我大小的調節。具體而言, 相比于將自然看作比自己更小的個體而言, 在那些將自然看作比自我更大的個體中自我擴展對親環境行為促進作用會減弱。與以往研究結論一致, 當感知到自然比自己更浩瀚宏大時, 人們會體驗到小我的感覺, 并由此對自然產生敬畏情緒, 因而能正向影響親環境態度和親環境行為(McConnell & Jacobs, 2020)。但是, 過往許多研究只要求被試報告了自然和自我的重疊, 或者自我大小、其他事物大小以及自我和其他事物的整合程度(如Piff et al., 2015; Shiota et al., 2007), 而未同時考慮到自然和自我是共同動態變化(McConnell & Jacobs, 2020)且有邊界的(Fodor, 2009)。基于此, 我們在研究3中考察了自然和自我大小共同變化的情況, 并檢驗了在不同變化情況下自我擴展對親環境行為的作用。結果發現, 人們可能會因為感知到自然過大且自己過于渺小而產生消極敬畏感和無力感(Krenzer, 2020), 進而抑制自我擴展對親環境行為的作用。所以, 我們發現, 心理豐富通過自我擴展對親環境行為的影響受到自然?自我大小的調節作用。

5.4 研究意義與局限

本研究的意義體現在以下幾個方面。第一, 拓展了親環境行為前因的研究, 并為解釋親環境行為提供了新的理論框架。以往研究主要探討個體價值觀和情感等因素對親環境行為的作用, 尤其重視消極情緒和特質的作用, 而忽視了積極因素與親環境行為的關系(Corral-Verdugo, 2012)。我們的研究表明, 追求幸福也是人們保護環境的重要動機。而且, 不同于享樂主義和實現主義幸福, 從心理豐富的角度來建構個人幸福能夠擴大自我身份概念, 這能夠幫助人們形成更多的身份認同, 增強親環境行為的效能感, 從而提升保護環境的意愿和行為頻率。第二, 為鼓勵人們參與建設可持續發展社會提供一定的實踐啟發。“豐富人民的精神世界, 實現全體人們共同富裕, 促進人與自認和諧共生”是中國式現代化的本質要求, 這也正是心理豐富和親環境行為的內涵。

雖然我們通過多種方法來保證研究的嚴謹性, 并驗證了預期的假設, 但是研究也存在一定的局限。第一, 親環境行為的測量多為假設情境下的行為意愿, 且均來自被試的自我報告, 而缺少相對更客觀和實際行為的測量。盡管以往許多研究并沒有嚴格區別親環境行為意向和實際的親環境行為(如Geiger et al., 2021), 然而現實情境下親環境的認知和情感并不一定會轉化為具體的、可觀察的行為(Lange & Dewitte, 2019)。并且, 受到社會贊許性的影響, 被試還可能在報告中高估了自己的親環境行為意向(Kormos & Gifford, 2014)。所以, 后續可以采用現場觀察的方式, 或者使用多種儀器記錄被試真實的親環境行為, 以提高研究生態效度和現實意義。第二, 由于現實條件的限制, 多個子研究的被試來自于網絡平臺, 而且多采用線上實驗, 因此可能對被試的質量和實驗流程的控制存在一定的不足。在未來研究中, 可以通過實驗室實驗來操縱環境的豐富性, 或者采用經驗取樣法再次檢驗心理豐富和親環境行為的關系。第三, 在本研究中心理豐富的操縱主要采用回憶范式, 這在一定程度上為尚處于起步階段的心理豐富實證研究提供了可借鑒的方法, 但依然需要進一步地完善和發展。

6 結論

本研究結論如下：(1)心理豐富能夠提升親環境行為意愿; (2)自我擴展在心理豐富影響親環境行為間起到中介作用; (3)自我擴展的中介作用受到自然?自我大小的影響, 而且在將自然看作比自己相對更小時這種影響更突出。

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Psychological richness increases behavioral intention to protect the environment

WEI Xinni1, YU Feng2, PENG Kaiping1, ZHONG Nian2

(1Department of Psychology, School of Social Sciences, Tsinghua University, Beijing 100084, China)(2Department of Psychology, School of Philosophy, Wuhan University, Wuhan 430072, China)

Pro-environmental behavior, such as saving energy and taking public transportation, is beneficial to protecting the environment. Previous studies suggested that personality traits, environmental-related values, beliefs, affection, and norms are antecedents of pro-environmental behavior. However, protecting the environment is also rooted in motives for happiness and well-being. Generally speaking, there are three different types of well-being in positive psychology, namely hedonia, eudaimonia, and psychological richness. Based on different conceptions of well-being, research has shown that hedonic values were negatively related to pro-environmental behavior. Eudaimonic values were related to environmental values but it cannot directly predict pro-environmental behavior. Given it’s a new conception, the relationship between psychological richness and pro-environmental behavior is still absent. Thus, the present study aimed at exploring how psychological richness would influence pro-environmental behavior as well as its underlying mechanism and boundary conditions.

To reach the goals, we conducted ten studies with different experimental manipulations of psychological richness, multi-source participants, and various assessments of pro-environmental behavior. In correlational Study 1.1, we tested the link between psychological richness and pro-environmental behavior. In experimental Study 1.2～1.4, we manipulated psychological richness by recalling past memory and making the perspective change to explore its potential influence on pro-environmental behavior. In Study 2.1～2.4, the measurement-of-mediation design and experimental-causal-chain design were used to examine the mediating role of self-expansion. Based on the cross-sectional Study 2.1, in Study 2.2 we randomly assigned participants to the psychological richness condition and control condition to complete the task, and investigated whether psychological richness affected personal self-expansion. In Study 2.3, self-expansion was manipulated to explore its effect on pro-environmental behavior. To support our model, Study 2.4 was conducted to test whether psychological richness facilitates pro-environmental behavior through self-expansion. To investigate the moderating effect of nature-self size, we manipulated psychological richness in Study 3.1 and conducted a cross-sectional survey in Study 3.2.

As predicted, the present study found that both psychologically rich life and state psychological richness were positively related to pro-environmental behavior. Results indicated that psychological richness motivates people to engage in pro-environmental activities. The increased self-expansion was the reason why people experiencing psychological richness were more willing to protect the environment. Lastly, the results also demonstrated the moderating effect of nature-self size on the association of self-expansion and pro-environmental behavior.

Overall, the results extend the research on the effects of psychological richness on personal growth and sustainable social development. First, it suggested that pursuing well-being and behaving pro-environmentally were not in conflict. Namely, living a psychologically rich life motivates people to protect the environment. Second, message framing that promotes psychological richness could encourage individuals to engage in environmentally friendly activities.

psychological richness, pro-environmental behavior, self-expansion, nature-self size

2022-08-17

* 國家社科基金青年項目(20CZX059)。

喻豐, E-mail: psychpedia@whu.edu.cn; 彭凱平, E-mail: pengkp@tsinghua.edu.cn

B849: C91