時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響*

（¹暨南大學管理學院， 廣州"510632） （²廣州品牌創新發展研究基地， 廣州"510632）（³重慶交通大學經濟與管理學院， 重慶"400074） （⁴江西財經大學工商管理學院， 南昌"330032）

摘 "要""個體參與炫耀性親社會行為的意愿會受到環境因素的影響。基于自我意識理論和高成本代價信號理論， 本文探索了時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響。通過6個實驗， 結果證實：在一段時間的開始（vs. 結束）， 個體更傾向于從事炫耀性親社會行為（實驗1a、實驗1b和實驗1c）。其解釋機制在于開端時間標志會激發個體的狀態性公我意識（實驗2a和實驗2b）。進一步分析發現， 自我監控在上述影響中發揮調節作用， 對于低自我監控者， 時間標志的啟動難以有效地影響參與者的炫耀性親社會行為意愿（實驗3）。本文拓展了時間標志與炫耀性親社會行為的相關研究， 同時為慈善組織或企業在關鍵時間節點策劃公益營銷活動提供實踐指導。

關鍵詞""時間標志， 炫耀性親社會行為， 狀態性公我意識， 自我監控

分類號""B849： C91

1 "引言

中國自古以來一直奉行“以善為始”的理念。關于如何善， 《鬼谷子》中提到：“言善始其事”， 即鼓勵人們公開善行。學者們將通過公開可見的方式（如展示認可標志或公開承認捐贈）向他人傳達積極自我形象的親社會行為稱為炫耀性親社會行為（conspicuous prosocial behavior; Wallace et al.， 2020; 姚琦"等， 2020）。事實上， 當組織賦予人們選擇權時， 大多數人愿意公開他們的捐贈， 而非匿名（Chen amp; Gao， 2022）。Facebook曾發布一項新功能， 允許用戶在個人狀態中標識為器官捐獻者， 并鏈接至器官捐贈登記界面， 該功能推出首日， 捐獻登記人數激增20倍。學者們認為， 與典型的利他主義不同， 人們的利他行為常由自利動機驅動， 旨在公開情境下向旁觀者展示自我， 從而獲得社會地位、認可或情感滿足（Savary et al.， 2020）。因此， 理解和把握個體參與親社會行為的時機和動機對營銷管理者至關重要。本文認為個體參與炫耀性親社會行為的意愿取決于一個情境因素：時間標志（temporal landmarks）。例如， 2022年初， 0分貝直播間聚焦聾人就業和創業問題， 開啟公益傳播， 項目曝光量超8000萬。萬達集團歷來倡導“開年行善”， 2023年春節與騰訊公益等聯合推出定制版“曬出你的小紅花”活動， 引起社會各界的廣泛關注。盡管在這些時間節點宣布慈善捐贈可能只是偶然， 但種種跡象表明， 這種“公開可見”的親社會行為與時間標志之間可能存在聯系。

以往文獻大多關注時間標志對個體內的心理和決策行為的影響（Koo et al.， 2020; Chen amp; Wei， 2023）。而鮮少關注其與人際關系的聯系。值得注意的是， 早晨道德效應表明人們在早晨擁有更強的自控能力， 因此， 他們更傾向于做出道德行為（Kouchaki amp; Smith， 2014）。而對于“夜貓子”來說， 早晨道德效應不會發揮作用（Gunia et al.， 2014; Ingram et al.， 2016）。綜合上述研究， 時間標志與道德行為之間存在潛在關聯， 但看法并不一致。且道德更多體現在內隱層面（Beal， 2020）， 難以直接向他人展示自我形象。最近研究表明， 在新的開始時， 個體更愿意幫助弱勢群體（Price et al.， 2018）， 但這項研究未解釋其內在機制。此外， 以往研究主要基于信號理論， 探索個體心理特征對炫耀性捐贈（如Wallace amp; Buil， 2021）、炫耀性綠色消費（Wallace amp; Buil， 2023）或炫耀性親社會行為（Johnson et al.， 2018; 姚琦"等， 2020）的影響。除Griskevicius等人（2010）探討了公共場所與私人場所的調節作用外， 現存文獻對情境因素所發揮的作用關注不足， 尤其是時間這一情境因素， 時間對人們的認知和行為有潛在影響（Bi et al.， 2021）。

為此， 本研究試圖從自我意識理論（self-"awareness theory）和高成本代價信號理論（costly signaling theory）出發， 探究時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響及其心理機制。具體地， 在一段時間的開始（vs. 結束）階段， 個體更容易激發公眾自我意識， 表現出非純粹的利他動機， 促使他們以自我犧牲的方式參與代價高昂但有助于提升公眾形象的炫耀性親社會行為。此外， 社會自我概念的激活還需考慮個體特征， 由此本研究引入了自我監控水平的邊界作用， 因為自我監控與印象管理密切相關（Wu et al.， 2021）。這為進一步拓展對時間標志效應的理解以及炫耀性親社會行為的前因研究提供了新視角， 具有重要的理論價值和實踐意義。

1.1 "時間標志

時間標志是與普通時間或事件形成鮮明對比的轉變點（Shum， 1998）。這些轉變點既可能是社會日歷時間， 也可能是獨特的事件， 包括公共事件（如節假日、COVID-19等）和個人經歷（如生日、生活轉變或具有深遠意義的個人事件） （Dai et al.， 2015; Peetz amp; Wilson， 2013）。學者們指出探討日歷時間標志對認知、決策和行為的影響更穩健且更有價值（Bi et al.， 2021）， 因此本文聚焦于日歷時間。

現有研究區分了開端和末端時間標志。開端時間標志被認為是新的心理賬戶階段的開始， 將自我分割為過去、當前和未來的自我（Dai et al.， 2015）。人們通常認為過去自我是不完美的， 開端時間標志鼓勵人們摒棄不完美的過去自我， 追求更完美、更高層次的自我評價和目標， 以保證積極自我的實現（Peetz amp; Wilson， 2013）。同時， 開端時間標志還意味著時間是充裕的， 個體擁有更多的自我調節資源（Hennecke amp;"Converse， 2017）。末端時間標志則意味著一段時期的結束， 使個體感到時間流逝加快（Bi amp; Pang， 2016）， 削弱其自我控制能力（Kouchaki amp; Smith， 2014）， 容易引發預防性傾向（尚子琦"等， 2022）。另外， 一段時間的結束會觸發個體對過去事件或任務的回憶（Alter amp; Hershfield， 2014）， 導致心理資源耗竭和積極幻想減少（龐雋"等， 2022）。

1.2 "時間標志與炫耀性親社會行為意愿

炫耀性親社會行為是指那些能夠向他人展示的、有助于提高個體在他人眼中自我形象的親社會行為（Johnson et al.， 2018; 姚琦"等， 2020）。其與一般性親社會行為的主要區別在于公開性（Grace amp; Griffin， 2009）。炫耀性親社會行為通常伴有明顯的展示意圖， 捐贈者可通過此獲得認可和尊重， 增強自我價值（Carlo amp; Randall， 2002）。由此， 炫耀性親社會行為不僅體現利他心理， 還反映了獲取他人認可和滿足心理利益的利己動機（Harbaugh， 1998）。相比之下， 一般性親社會行為可能更加私密， 動機出于純粹的利他主義， 不尋求外在的認可或回報（Ferguson et al.， 2012）。

高成本代價信號理論認為， 人們為了向他人發出自己有價值的信息而采取高昂代價的行為（BliegeBird amp; Smith， 2005）。從這一視角來看， 炫耀性親社會行為可以被視為一種昂貴信號的傳遞。首先， 炫耀性親社會行為是一種公開可見的親社會行為（Grace amp; Griffin， 2009）， 容易被他人觀察到; 其次，"這可以展現出個人的自我犧牲， 如金錢和時間上的付出， 對于捐贈者而言是昂貴的成本（Griskevicius et al.， 2010）; 最后， 通過慷慨的捐贈， 捐助者可以向他人表明自己有承擔成本的能力（BliegeBird amp; Smith， 2005）， 并受益于這種親社會行為來塑造自我形象并獲得社會效益（Chell amp; Mortimer， 2014）。

本研究認為， 當開端時間標志啟動時， 個體有更強的競爭性利他動機， 參與有助于傳達自我形象和滿足自我利益的炫耀性親社會行為。新開始效應和自我意識文獻為這一推斷提供了證據。研究表明人們在新開始時更關注自我形象并尋求自我調整（Dai et al.， 2015; Peetz amp; Wilson， 2014）。此時， 人們往往有給他人留下良好印象的動機， 即使需要承擔昂貴的成本（Griskevicius et al.， 2007）。因此， 開端（vs. 末端）時間的個體更追求自我滿足和社會形象的傳播， 甚至通過展示利他主義實現自身利益（Dai et al.， 2015）， 這為誘導人們參與高成本代價的炫耀性親社會行為提供可能性。與純粹利他的親社會行為不同， 炫耀性親社會行為的公開性使其成為獲得公眾認可和長遠利益的手段（Bereczkei et al.， 2010）。人們可能為了增加利他信號的可信度而付出更多的自我犧牲（Griskevicius et al.， 2010）。綜上所述， 我們推測在公開可見情境下進行親社會行為能滿足開端時間個體的自我信號傳遞需求。由此， 提出如下假設：

H1：開端（vs.末端）時間標志的啟動會提高個體參與炫耀性親社會行為的意愿。

1.3""狀態性公我意識的中介作用

公我意識（public self-awareness）是指個體在關注自己在他人眼中的形象時產生的狀態（Fenigstein et al.， 1975）。在某些情況下， 這種狀態性公我意識會被激活（Gervais amp; Norenzayan， 2012）， 導致他們將注意力集中在自我展示給他人的外在形象和他人對自己的評價和看法（Solomon amp; Schopler， 1982）。在這種意識狀態下， 個體以更加積極的方式表現自我， 使行為符合社會期望（Froming et al.， 1982）。

自我意識理論指出個體的公我意識狀態源于其對公眾自我印象的擔憂（Pfattheicher amp; Keller， 2015; Van Bommel et al.， 2012）。開端時間標志的啟動會引發個體對公眾自我形象的關注。開端標志促使個體將過去不完美的自我與未來的自我分離， 樹立理想自我的目標， 追求完美的自我形象（Peetz amp; Wilson， 2014）。在新階段的開始， 人們會表現出更強自我提升動機。例如， 人們會制定他們的減肥、戒酒或戒煙等健康目標， 采取更積極的行動完善自我、表現自我（Dai et al.， 2015）。而末端時間標志則會觸發對過往事件的回憶（Alter amp; Hershfield， 2014）， 增加心理資源消耗， 減少積極自我幻想（龐雋"等， 2022）。因此， 開端時間（vs. 末端時間）更容易喚起人們的狀態性公我意識， 促使個體為維護親社會聲譽承擔高昂代價（Balabanis amp; Stathopoulou， 2021; Dang amp; Arndt， 2017）。

炫耀性親社會行為是一種通過付出高昂的代價向他人公開展示其親社會傾向與社會責任， 以塑造積極自我形象和印象管理的有效方式（Johnson et"al.， 2018）。Bénabou和Tirole （2006）認為公開的慈善行為可以產生社會形象效益， 增加捐贈的可能性。此外， 炫耀性親社會行為可以通過獲得公眾認可來滿足個體心理需求（Khodakarami et al.， 2015）。利他主義、認可與心理利益是親社會行為的關鍵驅動要素（Bekkers amp; Wiepking， 2007）。公開場合（Griskevicius et al.， 2010; White et al.， 2019）和旁觀者在場時（You amp; Lee， 2019）， 人們更可能選擇“自我犧牲”， 如參與慈善捐贈或其他助人行為， 以建立親社會聲譽。相反， 不具有公開炫耀屬性的親社會行為是一種純粹的利他主義行為， 無法展示自我形象， 難以獲得任何直接性的回報或他人認可（Ferguson et al.， 2012）。因此， 非炫耀性親社會行為無法滿足處于高公我意識個體的心理需求。基于此， 提出如下假設：

H2：狀態性公我意識中介了時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響。

1.4""自我監控的調節作用

自我監控（self-monitoring）是個體根據情境線索觀察和控制自我表達、自我調節和自我表現方面的差異（Snyder， 1974）， 涉及個體對社會形象的重視、構建和投射（Gangestad amp; Snyder， 2000）。本研究表明， 時間標志通過激活狀態性公我意識影響炫耀性親社會行為， 但個體的自我監控水平可能調節這一效應。

高自我監控個體對社會情境和社交適應性表現出高度的敏感性， 能夠靈活調整行為以留下令人深刻的印象（Snyder， 1974）。為了表現自我形象， 高自我監控者會主動尋求構建積極自我形象的機會， 在公開情境進行親社會行為（Wu et al.， 2021）。在一段時間的開始（vs. 結束）， 人們會表現出更高的狀態性公我意識， 渴望維護自我印象， 這與高自我監控者的理想自我的動機相契合。因此， 高自我監控者更傾向于在開端（vs. 末端）時間從事炫耀性親社會行為。與此相反， 低自我監控者不熱衷于在公共場合塑造形象， 這是因為他們對外界評價不敏感， 且缺乏進行自我表達、自我表現的能力或動機（Gangestad amp; Snyder， 2000）。由于， 低自我監控者更注重內在感受， 其自我表現傾向不受特定情境影響（Snyder， 1974; Snyder amp; Gangestad， 1986）。因此， 不論在一段時間的開始， 還是在一段時間的結束， 低自我監控者的公我意識狀態呈現一致性， 這導致時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響被削弱。我們推測：

H3：自我監控在時間標志對個體炫耀性親社會行為意愿的影響中發揮調節作用。

1.5""研究概覽

本研究通過6個實驗以驗證研究假設。實驗1a、1b和1c證明開端（vs. 末端）時間標志的啟動會提高人們的炫耀性親社會行為傾向， 實驗2a證明狀態性公我意識在時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間的中介效應， 實驗2b強調時間標志僅影響炫耀性親社會行為（而不是其他炫耀性行為）， 實驗3證實自我監控在上述關系中的調節作用。

2 "實驗1a：時間標志與炫耀性親社會產品

實驗1a是為了驗證假設1， 即時間標志對炫耀性親社會產品購買意愿的影響。

2.1""前測

本次前測旨在驗證炫耀性（vs.非炫耀性）親社會產品操縱的有效性。50名參與者（29名女性）在線上參與本次實驗。參照姚琦等人（2020）的方法， 親社會產品為可持續再生物料制成的環保手提包， 并通過手提包上是否印有循環再生標志操縱親社會產品的炫耀性（如圖1）。隨后， 被試評估環保手提包的炫耀性（Grace amp; Griffin， 2009; α = 0.92）和親社會性（Griskevicius et al.， 2010; α = 0.73）。結果顯示， 帶有循環再生標志的環保手提包在炫耀性評分上顯著高于無循環再生標志的環保手提包（M_{無循環再生標志}"= 3.97， SD"= 1.66 vs. M_{有循環再生標志}"= 5.99， SD"= 0.50）， t（48） = ?5.79， p lt; 0.001， Cohen’s d"= 1.65; 而兩組在親社會性評分上無顯著差異（M_{無循環再生標志}"= 6.09， SD"= 0.53 vs. M"_{有循環再生標志}"= 5.96， SD"= 0.70）， t（48） = 0.76， p"= 0.45。因此， 炫耀性親社會產品的操縱是有效的。

（a）

（b）

圖1 "實驗1a中非炫耀性親社會產品（a）和炫耀性親社會產品（b）刺激材料

2.2""實驗設計與程序

實驗1a采用3 （時間標志：開端"vs. 末端"vs. 控制， 組間） × 2 （循環再生標志：有"vs. 無， 組內）混合實驗設計。采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為42人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。通過“Credamo見數”招募140名參與者參與本次線上實驗， 并在實驗結束后向參與者支付實驗報酬。其中， 女性84人， 占比60%， 平均年齡為30.06歲（SD"= 9.50歲）。

時間標志的操縱參照Chen等人（2023）的做法， 參與者在早上6：00～9：00 （開端組）、晚上19：00～"22：00 （末端組）或白天其余時間（控制組）參加實驗。接著， 參與者填寫參與實驗的時間， 并描述他們通常在該時段的活動和感受， 然后評估此刻是一天中的什么時間（滑動刻度， 1 = 一天的開始， 100 = 一天的結束）。之后， 參與者報告此刻的情緒（Watson et al.， 1988）。

接著， 測量參與者對環保手提袋的偏好。參與者了解到C公司正推出兩款環保手提袋， 兩款手提袋都是由可持續再生物料制成， 且兩款價格一致。區別在于一款沒有環保再生標志（即非炫耀性親社會手提袋A）， 一款有環保再生標志（即炫耀性親社會手提袋B） （姚琦"等， 2020）， 如圖1。隨后， 詢問參與者的購買意愿（α = 0.97; Peloza et al.， 2013）。最后， 收集參與者的人口統計學變量。

2.3""研究工具

本研究所涉及的變量量表均使用現有的成熟量表， 并采用Brislin （1986）提出的“翻譯?回譯”法轉換成中文。除時間標志的操縱檢驗外， 其余變量均采用李克特7點量表進行評分。

炫耀性。實驗1a、1b和1c均采用Grace和Griffin （2009）的炫耀性量表， 如“通過使用或穿戴這一產品， 可以向人們展示我的親社會行為（親社會行為是一種對他人和社會有益的行為， 例如環保、捐贈）。”等3個題項， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

親社會性。采用Griskevicius等人（2010）的親社會性評估量表， 包括購買這個產品是友善的、有愛心的和利他的， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

購買意愿。采用Peloza等人（2013）的購買意愿量表， 包括購買意愿、購買傾向、購買可能性共3個題項， 1 = 手提袋A， 7 = 手提袋B。

情緒。采用Watson等人（1988）開發的情緒量表， 包括“沮喪”等4項消極情緒和“高興”等4項積極情緒， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

控制變量。現有研究發現性別（Eagly amp; Crowley， 1986）、年齡（Foulkes et al.， 2018）、收入（Neumayr amp; Pennerstorfer， 2021）、受教育水平（Piff et al.， 2010）， 都會影響人們的親社會意愿。因此， 本研究控制了這些變量。

2.4""結果與討論

操縱檢驗。一般線性模型結果顯示， 開端組（M"= 6.09， SD"= 5.50）的參與者比控制組（M"= 54.09， SD"= 11.91）和末端組（M"= 79.30， SD"= 9.89）的參與者更可能認為他們處于一天的開始， F（2， 137） = 725.30， p lt; 0.001， partial η²"= 0.91。

本研究的描述性統計和相關分析結果如表1所示。

情緒。單因素方差結果顯示， 開端組、末端組和控制組在積極情緒（M_開端"= 4.76， SD"= 1.35， M_末端"= 5.21， SD"= 1.16， M_控制"= 4.91， SD"= 1.09; F（2， 137） = 1.74， p"= 0.18）和消極情緒上（M_開端"= 2.11， SD"= 1.23， M_末端"= 2.30， SD"= 1.12， M_控制"= 2.23， SD"= 1.07; F（2， 137） = 0.36， p"= 0.70）沒有顯著差異。

環保手提袋購買意愿。以時間標志為自變量， 手提袋購買意愿為因變量， 人口統計學特征為協變量進行方差分析， 結果顯示， 時間標志顯著影響環保手提袋的購買意愿， F（2， 133） = 9.01， p lt; 0.001， partial η²"= 0.119。具體而言， 開端組（M"= 6.01， SD"= 1.19）比控制組（M"= 5.26， SD"= 2.14， p"= 0.04）和末端組（M"= 4.36， SD"= 2.16， p"lt; 0.001）更愿意購買炫耀性環保手提包B， 控制組（M"= 5.26， SD"= 2.14）與末端組（M"= 4.36， SD"= 2.16）在購買意愿上存在顯著差異（p"= 0.04）。實驗結果支持H1。

實驗1a的結果表明， 開端組的參與者比控制組和末端組的參與者更愿意購買炫耀性親社會產品。這初步驗證H1， 即相對于末端時間標志， 在開端時間標志啟動時， 個體更傾向于從事炫耀性親社會行為。接下來， 為了增加結果的普遍性， 實驗1b和1c將驗證時間標志對其他形式的炫耀性親社會行為（如捐獻）的影響。

3 "實驗1b：時間標志與公開捐獻造血干細胞行為

實驗1b通過一項行為實驗再次驗證主效應， 與實驗1a不同之處在于：第一， 更換時間標志的操縱方法， 即強調月初（7月1日）或是月末（6月30日）; 第二， 改變炫耀性操縱方式， 即是否在中華骨髓庫官網公開捐獻者的姓名; 第三， 為了增強實驗結果的可推廣性， 采用真實行為作為因變量——是否愿意留E-mail郵箱。

3.1 "實驗設計與流程

實驗1b采用2 （時間標志：開端"vs. 末端） × 2 （炫耀性：公開"vs. 匿名）的組間實驗設計。采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為128人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。通過在線調研平臺招募200名參與者， 有效樣本198份（其中2名參與者因沒有通過注意力檢測而被排除）， 并向其支付實驗報酬。其中， 女性123人， 占比62.1%， 平均年齡為31.46歲（SD"= 10.66歲）。

參照Bi等（2021）的做法， 末端組的參與者在6月30日參加實驗， 開端組的參與者在7月1日參加實驗。參與者被告知需要記錄完成問卷的實際日期（即6月30日或7月1日）， 隨后， 參與者填寫他們本月的回憶或計劃， 并指出當天是一個月的開始還是結束（滑動刻度， 1 = 一個月的開始， 100 = 一個月的結束）。

接下來， 參照姚琦等人（2020）的方法， 參與者閱讀造血干細胞和造血干細胞捐獻的相關資料， 了解到目前仍有上萬亟待移植造血干細胞的患者， 材料來自中華骨髓庫官網。隨后， 告知參與者， 若成為捐獻者， 捐獻者姓名會公開（炫耀組）或不公開（非炫耀組）在中華骨髓庫官網上。然后， 詢問參與者是否捐獻過造血干細胞以及是否愿意留下E-mail以便于我們向其發送相關資料并協助預約捐獻時間和地點。最后， 參與者完成了炫耀性評估， 如“通過捐獻造血干細胞， 可以向人們展示我的親社會行為（親社會行為是一種對他人和社會有益的行為， 例如環保、捐贈）。”等3個題項（與實驗1a類似; α = 0.71）， 并報告性別、年齡等人口統計學變量。

3.2""結果與討論

操縱檢驗。首先， 對時間標志進行操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 參與者認為相對于6月30日， 7月1日更有可能被視為一個月的開始（M_7.1"= 4.60， SD"= 13.85; M_6.30"= 97.19， SD"= 7.24; t（196） = 58.96， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 8.38）， 因此開端和末端時間標志操縱成功。其次， 對炫耀性進行操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 公開姓名組的炫耀性程度高于匿名組（M_公開"= 5.68， SD"= 0.77; M_匿名"= 4.91， SD"= 1.13; t（196） = ?5.60， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 0.80）， 這說明通過是否公開捐獻者姓名操縱炫耀性是有效的。

本研究的描述性統計和相關分析結果如表2所示。

是否留E-mail。以時間標志、炫耀性和二者交互為自變量， 是否留E-mail為因變量， 并將是否捐獻過造血干細胞和人口統計學特征納入回歸模型， 進行Logistic回歸分析， 結果表明， 時間標志和炫耀性的交互項對“是否留E-mail”的影響顯著（Wald"= 20.97， p"lt; 0.001， Exp （B）"= 38.67）。是否捐獻過造血干細胞、性別、年齡、學歷對“是否留E-mail”的影響不顯著（ps gt; 0.1）， 月收入（p"lt; 0.001）對“是否留E-mail”有顯著影響， 但并沒有影響時間標志和炫耀性的交互效應。進一步采用卡方檢驗發現， 在公開姓名條件下， 開端組比末端組留E-mail的比例更高， 88% （44） vs. 49% （24）， Pearson χ²（1） = 17.52， p"lt; 0.001， 結果顯著; 在匿名條件下， 末端組比開端組留E-mail的比例更高， 68% （34） vs. 49% （24）， Pearson χ²（1） = 3.69， p"= 0.06， 結果邊際顯著。假設1再次得到了驗證， 如圖2。

實驗1b通過實際的捐贈行為考察了時間標志對捐助偏好的影響。結果顯示， 在公開捐獻者姓名的情況下， 開端時間標志的參與者比末端時間標志的參與者更愿意參與捐獻造血干細胞; 而在匿名條件下， 末端時間標志的參與者比開端時間標志的參與者更愿意捐獻造血干細胞。這再次證實了H1， 即開端時間標志的個體更愿意從事炫耀性親社會行為。隨后的實驗1c將討論時間標志與炫耀性對金錢捐獻資源行為的影響。

4 "實驗1c：時間標志與公開捐獻金錢意愿

實驗1c的主要目的：第一， 以炫耀性捐贈金錢意愿為因變量， 再次驗證時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響。第二， 更換時間標志的操縱方式， 以周為單位（周一/周五）操縱開端/末端時間標志。

4.1""實驗設計與流程

實驗采用2 （時間標志：開端"vs. 末端） × 2 （炫耀性：公開"vs. 匿名）的組間實驗設計。采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為128人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。實驗1c在線招募了195名參與者（女性117名， 占比60.0%; 平均年齡為32.57歲， SD"= 9.58歲）。

首先， 參照Bi等人（2021）的操縱方式， 參與者被隨機分配到開端組或末端組， 開端組的參與者在周一參與實驗， 末端組的參與者在周五參與實驗。實驗開始后， 參與者報告在一周中的哪一天完成研究， 然后描述他們通常在這一天的活動和感受， 并評估今天是該時間段的開始還是結束（滑動刻度， 1"= 一周的開始， 100 = 一周的結束）。

接著， 參與者被隨機分配到炫耀性組和非炫耀性組。參與者瀏覽一個慈善捐贈項目， 了解到善款將以實名（匿名）的方式結對需要關愛的學生， 且捐贈者的姓名會（不會）顯示在騰訊公益的官方網站。隨后， 參與者報告他們的捐贈意愿、計劃捐贈的金額， 并評估了炫耀性程度（與實驗1a和實驗1b類似; α = 0.90）和地位動機（α = 0.79; Cassidy amp; Lynn， 1989）。最后， 參與者填寫性別、年齡等人口統計學變量。

4.2 "研究工具

捐贈意愿和捐贈金額。捐贈意愿的問項為“你在多大程度上愿意捐贈？”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意。捐贈金額的問項為“假設你有"100 元人民幣可以任意支配， 你愿意捐贈多少元？”

控制變量。除人口統計學變量外， 我們還測量了地位動機（如“我想要一份人們尊敬我的工作”等10個題項; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意; Cassidy amp; Lynn， 1989）為控制變量。

4.3""結果與討論

操縱檢驗。首先， 對時間標志進行操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 參與者認為相對于周五， 周一更多地被視為一周的開始（M_周一"= 5.21， SD"= 7.14; M_周五"= 78.61， SD"= 20.66; t（193） = 33.09， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 4.75）， 因此開端和末端時間標志操縱成功。其次， 對炫耀性進行操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 公開姓名組的炫耀性程度高于匿名組（M_公開"= 5.52， SD"= 0.97; M_匿名"= 4.00， SD"= 1.65; t（193） = ?7.82， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 1.12）， 這說明通過是否公開捐贈者姓名操縱炫耀性是有效的。

本研究的描述性統計和相關分析結果如表3所示。

捐贈意愿。以時間標志和炫耀性為自變量， 捐贈意愿為因變量， 人口統計學特征和地位動機為協變量進行方差分析， 結果表明， 時間標志對捐贈意愿的影響不顯著， F（1， 186） = 0.62， p"= 0.43;"炫耀性對捐贈意愿的影響不顯著， F（1， 186） = 0.19， p"= 0.67;"但時間標志和炫耀性的交互作用顯著影響捐贈意愿， F（1， 186） = 11.26， p"= 0.001， partial η²"= 0.057。具體地， 在公開姓名條件下， 周一時間標志與周五時間標志對捐贈意愿的影響邊際顯著（M_周一"= 6.10， SD"= 0.76; M_周五"= 5.65， SD"= 1.12; F（1， 186） = 3.07， p"= 0.081， partial η²"= 0.016）; 在匿名條件下， 周五時間標志的捐贈意愿顯著高于周一時間標志（M_周五"= 6.10， SD"= 0.96; M_周一"= 5.44， SD"= 1.34; F（1， 186） = 8.53， p"= 0.004， partial η²"= 0.044）， 如圖3所示。

捐贈金額。以時間標志和炫耀性為自變量， 捐贈金額為因變量， 人口統計學特征和地位動機為協變量進行方差分析， 結果表明， 時間標志對捐贈金額的影響不顯著， F（1， 186） = 1.06， p"= 0.31; 炫耀性對捐贈金額的影響不顯著， F（1， 186） = 2.44， p"= 0.12; 但時間標志和炫耀性的交互作用顯著影響捐贈金額， F（1， 186） = 21.80， p"lt; 0.001， partial η²"= 0.105。具體地， 在公開姓名條件下， 周一時間標志的捐贈金額顯著高于周五時間標志（M_周一"= 70.92， SD"= 22.78; M_周五"= 46.56， SD"= 24.61）， F（1， 186） = 15.62， p"lt; 0.001， partial η²"= 0.077; 在匿名條件下， 周五時間標志的捐贈金額顯著高于周一時間標志（M_周五"= 57.59， SD"= 28.46; M_周一"= 44.58， SD"= 28.52）， F（1， 186） = 6.38， p"= 0.01， partial η²"= 0.033， 如圖3所示。

實驗1c的結果表明， 在公開捐贈者姓名的情況下， 開端時間標志的參與者比末端時間標志的參與者更愿意捐贈且捐贈金額更高， 而在匿名條件下， 末端時間標志的參與者比開端時間標志的參與者更愿意捐贈且捐贈金額更高。H1在金錢捐贈情境再次得到了支持。綜合實驗1a、1b和1c， 通過改變時間標志的啟動方式和炫耀性親社會行為的表現形式， 我們重復驗證了時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間的關系。在接下來的實驗2a和實驗2b中， 我們將深入探索時間標志對炫耀性親社會行為意愿影響的內在機制。

5 "實驗2a：狀態性公我意識的中介作用

實驗2a的研究目的在于：第一， 考慮到人們在捐贈訴求方面有所差異（MacDonnell amp; White， 2015）， 在實驗2a中將炫耀性親社會行為的表現形式擴展到更廣泛的炫耀性善行來驗證時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響， 增加實驗結果的穩健性和實踐意義。第二， 驗證狀態性公我意識在時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響中的中介作用。第三， 研究表明人們在一段時間的開始容易產生優越的內在自我想法（Dai et al.， 2015）， 這種優越的私我意識激活可能促使人們參與炫耀性親社會行為（Griskevicius et al.， 2010）。所以， 實驗2a旨在排除私我意識的替代性解釋。最后， 探究自我提升動機在時間標志與狀態性公我意識關系中的作用。正如前文所述， 在一段時間的開始， 人們會表現出更強的自我提升動機（Peetz amp; Wilson， 2014）， 為了滿足這種心理需求， 人們更有可能激發狀態性公我意識， 進而從事炫耀性親社會行為（Johnson et"al.， 2018）。

5.1""實驗設計與流程

實驗2a采用單因素（時間標志：開端"vs. 末端）組間實驗設計。采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為128人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。研究者在線上招募160名被試， 有效樣本141位"（其中19名被試因未通過注意力檢測被剔除）， 并在實驗結束后向被試支付實驗報酬。其中， 女性103名， 占比73%， 平均年齡為33.21歲（SD"= 9.00歲）。

時間標志的操縱與實驗1a的做法一致， 參與者在早上或晚上參加實驗。接著， 參與者報告炫耀性善行的參與意愿（α = 0.92; 姚琦"等， 2020; Griskevicius et al.， 2007）、自我提升動機（α = 0.85; Breines amp; Chen， 2012）、狀態性公我意識（α = 0.87; Gervais amp; Norenzayan， 2012）和狀態性私我意識（α = 0.74; Gervais amp; Norenzayan， 2012）。隨后， 作為控制變量， 我們測量參與者的親社會呼吁意愿（Shelton amp; Rogers， 1981）、榜樣動機（Ogunfowora， 2013）和社會稱許性（α = 0.72; Vésteinsdóttir et al.， 2017）。最后， 參與者填寫性別、年齡等人口統計學變量。

5.2 "研究工具

炫耀性善行。采用姚琦等人（2020）改編自Griskevicius等人（2007）的炫耀性善行量表， 共3個題項。代表性題項為“你在多大程度上愿意去敬老院當志愿者”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意。

狀態性公我意識和狀態性私我意識。采用Gervais和Norenzayan （2012）的狀態性公我意識和狀態性私我意識的量表。狀態性公我意識的量表共3個題項， 代表性題項為“此時此刻， 我在意如何在別人面前表現自己”。狀態性私我意識的量表共3個題項， 代表性題項為“此時此刻， 我關注自己的內在感受”。1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

自我提升動機。采用Breines和Chen （2012）的自我提升動機量表， 包括2個題項。代表性題項為“此時此刻， 我想要提升自己”; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

控制變量。為了避免干擾， 除人口統計學變量外， 我們還測量了參與者的親社會呼吁意愿（“此時此刻， 你在多大程度上愿意呼吁人們參與親社會行為？（親社會行為是一種對他人和社會有益的行為， 例如環保、捐贈）”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意; Shelton amp; Rogers， 1981）、榜樣動機（“此時此刻， 你在多大程度上想要成為他人的榜樣？”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意; Ogunfowora， 2013）和社會稱許性（如“此時此刻， 我不討厭任何人”等10個題項; 1 ="非常不符合， 7 = 非常符合; Vésteinsdóttir et al.， 2017）作為控制變量。

5.3""結果與討論

操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 開端時間標志組（M"= 9.67， SD"= 8.38）的參與者比末端時間標志組（M"= 75.62， SD"= 13.64）的參與者更可能認為他們處于一天的開始， t（139） = 34.64， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 5.83。

本研究的描述性統計和相關分析結果如表4所示。

炫耀性善行參與意愿。以時間標志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 親社會呼吁意愿、榜樣動機、社會稱許性和人口統計學特征為協變量進行方差分析， 結果表明， 開端組（M"= 5.71， SD"= 0.84）的炫耀性善行參與意愿顯著高于末端組（M"= 4.09， SD"= 1.74）， F（1， 132） = 21.96， p"lt; 0.001， partial η²"= 0.143。

中介作用。首先， 以時間標志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 狀態性公我意識為中介變量， 親社會呼吁意愿、榜樣動機、社會稱許性和人口統計學特征為協變量， 借助Process插件（Model 4; 5000次bootstrapping; Hayes， 2014）驗證狀態性公我意識在時間標志對炫耀性善行的影響中的中介作用。結果顯示， 狀態性公我意識對炫耀性善行參與意愿的影響顯著（B"= 0.17， SE"= 0.07， p"= 0.02）; 時間標志對炫耀性善行參與意愿的直接效應為0.52， 95% CI： [0.124， 0.908]， 表明直接效應顯著; 間接效應為0.27， 95% CI： [0.053， 0.515]， 表明間接效應顯著。因此， 狀態性公我意識中介了時間標志對炫耀性親社會行為的影響。結果如圖4所示。其次， 以時間標志為自變量， 自我提升動機為中介變量， 狀態性公我意識為因變量， 親社會呼吁意愿、榜樣動機、社會稱許性和人口統計學特征為協變量， 結果顯示， 自我提升動機的間接效應不顯著（B"= 0.10， 95% CI： [?0.011， 0.297]）。

替代性解釋。以時間標志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 狀態性私我意識為中介變量， 親社會呼吁意愿、榜樣動機、社會稱許性和人口統計學特征為協變量， 通過Process插件（Model 4; 5000次bootstrapping）進行驗證。結果顯示， 狀態性私我意識的間接效應為?0.01， 95% CI： [?0.070， 0.049]。這意味著狀態性私我意識在時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響中不發揮中介作用。隨后， 以時間標志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 分別以親社會呼吁意愿、榜樣動機和社會稱許性為中介變量， 其余變量為協變量， 結果表明親社會呼吁意愿（B"= 0.11， 95% CI： [?0.013， 0.289]）、榜樣動機（B"= 0.12， 95% CI： [?0.006， 0.269]）和社會稱許性（B"= ?0.01， 95% CI： [?0.071， 0.043]）的間接效應不顯著。

實驗2a揭示了時間標志與炫耀性善行之間的聯系。結果顯示， 開端時間標志的參與者比末端時間標志的參與者更愿意參與炫耀性善行。同時， 實驗2a證實開端時間標志更容易激發狀態性公我意識， 進而提高炫耀性善行的參與意愿， 以維護公眾自我形象。因此， H1和H2得到了支持。此外， 實驗2a排除了狀態性私我意識、親社會呼吁意愿、榜樣動機和社會稱許性的替代性解釋， 并發現時間標志對狀態性公我意識的影響與自我提升動機無關。然而， 目前仍不能確定其他炫耀性行為（如奢侈品消費）是否也受到開端時間效應的影響。實驗2b將回答這一問題。

6 "實驗2b：炫耀性產品偏好

以往研究指出奢侈品消費通過把錢浪費在非必需品的購買上， 獲得社會地位和威望， 并給他人留下深刻的印象， 這種行為往往被他人解讀為一種自私和自戀的利己主義形象， 相比之下， 炫耀性親社會行為不僅能夠為個人帶來更大的社會形象效益（Bénabou amp; Tirole， 2006）， 而且可以傳達親社會的利他信號， 揭示善良和樂于助人的特征（Miller， 2007）， 獲得社會認可（Grace amp; Griffin， 2009）。因此，

我們推測， 在開端時間， 相對于其他炫耀性行為（如奢侈品消費）， 人們更愿意參與炫耀性親社會行為， 因為這更有助于展示其公眾自我形象。因此， 實驗2b旨在考察時間標志僅影響炫耀性親社會行為， 而不是其他炫耀性行為。此外， 與前4個實驗不同之處在于， 實驗2b探究在未啟動客觀時間標志的情況下， 能否得出與預期一致的結果。

6.1""前測

本次前測旨在驗證炫耀性產品（親社會產品"vs. 奢侈品"vs. 控制組）操縱的有效性。在線招募61名參與者（41名女性）。炫耀性產品類型的操縱如下：親社會產品組的參與者閱讀到“PORAO推出一款新的環保太陽眼鏡， 其鏡架和鏡框都是由循環可再生資源制成”; 奢侈品組的參與者閱讀到“PRADA推出一款新的太陽眼鏡， 其鏡架和鏡框都由國際知名設計師設計”; 控制組的參與者閱讀到“PORAO推出一款新的太陽眼鏡”， 如圖5。隨后， 參與者評估產品的炫耀性（α = 0.72; Yu et al.， 2018）、親社會性（與實驗1a類似; α = 0.76）和奢侈品牌感知（“你在多大程度上認為Porao/Prada是一個奢侈品牌？”1 = 非常不同意， 7 = 非常同意; Moon amp; Sprott， 2016）。

結果顯示， 在親社會性評分上， 親社會產品組（M"= 5.86， SD"= 0.73）的親社會性評分顯著高于奢侈品組（M"= 4.73， SD"= 0.78， p"lt; 0.001）和控制組（M"= 4.77， SD"= 1.01， p"lt; 0.001）， 奢侈品組與控制組的親社會性評分沒有顯著差異（p"= 0.90）， F（2， 58）"= 11.90， p"lt; 0.001， partial η²"= 0.291。在奢侈品牌感知上， 相較于親社會產品組（M"= 4.76， SD"= 1.26， p"= 0.002）和控制組（M"= 5.00， SD"= 1.26， p"= 0.01）， 奢侈品組（M"= 5.95， SD"= 0.89）更多地被認為是奢侈品牌， 親社會產品組與控制組之間沒有顯著差異（p"= 0.51）， F（2， 58） = 6.06， p"= 0.004， partial η²"= 0.173。在炫耀性評分方面， 親社會組（M"= 5.67， SD"= 0.90）與奢侈品組（M"= 5.70， SD"= 0.90， p"= 0.89）和控制組（M"= 5.50， SD"= 0.79， p"= 0.50）的炫耀性評分沒有顯著差異， 奢侈品組與控制組的炫耀性評分也沒有顯著差異（p"= 0.43）， F（2， 58） = 0.37， p"= 0.69， partial η²"= 0.013。因此， 炫耀性產品類型的操縱成功。

6.2 "實驗設計與流程

實驗2b采用2 （時間標志：開端"vs. 末端）"× 3 （炫耀性產品：親社會產品"vs. 奢侈品"vs. 控制組）的組間實驗設計。采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為158人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power"= 0.80）。在線招募273名被試， 有效樣本249份（其中24名被試因沒有通過注意力檢測而被排除）， 并向其支付實驗報酬， 其中女性172人， 占比69.1%， 平均年齡為31.27歲（SD"= 8.69歲）。

時間標志的操縱與實驗1a的做法類似， 不同在于實驗2b沒有要求參與者報告其感受和時間標志的操縱檢驗。隨后， 參與者了解到他們正在購買一款太陽眼鏡。參與者被隨機分配到親社會產品組、奢侈品組或控制組， 炫耀性產品的操縱方式與前測保持一致（如圖5）。接著， 參與者報告他們的購買意愿（與實驗1a類似; α = 0.91）和狀態性公我意識（與實驗2a類似; α = 0.74）。同時， 作為控制變量， 測量了社會稱許性（與實驗2a一致; α = 0.77）和產品價值感知（Yu et al.， 2018）。最后， 收集參與者的人口統計學變量。

6.3""研究工具

炫耀性。采用Yu等（2018）的炫耀性量表， 如“如果我使用PORAO/PRADA太陽眼鏡， 人們會注意到我正在使用該品牌產品。”等2個題項， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

控制變量。除人口統計學變量外， 我們還測量了社會稱許性（與實驗2a一致）和產品價值感知（“你在多大程度上認為該產品的價值是高的。”"1 = 非常低， 7 = 非常高; Yu et al.， 2018）作為控制變量。

6.4""結果與討論

本研究的描述性統計和相關分析結果如表5所示。

購買意愿。以時間標志和產品類型為自變量， 購買意愿為因變量， 人口統計學特征、社會稱許性和價值感知為協變量， 方差分析結果顯示時間標志與炫耀性產品的交互作用對消費者購買意愿的影響顯著， F（2， 237） = 3.69， p"= 0.03， partial η²"= 0.030。具體地， 在開端時間條件下， 親社會產品組（M_{親社會產品組}"= 5.85， SD"= 0.67）的購買意愿顯著高于奢侈品組（M_奢侈品組"= 5.10， SD"= 0.77）和控制組（M_控制組"= 4.72， SD"= 1.33）， F（2， 237） = 12.77， p"lt; 0.001， partial η²"= 0.097。在末端時間條件下， 親社會產品組（M_{親社會產品組}"= 5.26， SD"= 0.95）與奢侈品組（M_奢侈品組"= 5.30， SD"= 1.36）和控制組（M_控制組"= 4.86， SD"= 1.45）的購買意愿無顯著差異， F（2， 237） = 1.09， p"= 0.34， 如圖6。

中介分析。以時間標志為自變量， 狀態性公我意識為中介變量， 購買意愿為因變量， 炫耀性產品為調節變量， 人口統計學特征、社會稱許性和價值感知為協變量， 借助Process插件的Model 7"（5000次bootstrapping）進行分析， 結果顯示， 在親社會產品組， 時間標志通過狀態性公我意識顯著影響購買意愿（B"= 0.17， 95% CI： [0.020， 0.339]）; 在奢侈品組（B"= ?0.16， 95% CI： [?0.353， 0.010]）和控制組（B"= 0.03， 95% CI： [?0.184， 0.207]）， 時間標志對購買意愿的間接效應不顯著。

實驗2b通過操縱炫耀性產品類型， 明確開端時間標志對炫耀性親社會行為意愿的獨特影響。因為炫耀性親社會行為可以傳達積極的利他信號， 展現個體善良和助人的特征， 而奢侈品消費往往視為一種利己行為（Miller， 2007）。此外， 實驗2b再次驗證狀態性公我意識在時間標志與炫耀性親社會行為意愿影響中所發揮的中介作用。下一個實驗將調查個體自我監控水平在時間標志影響炫耀性親社會行為意愿中的調節作用。

7 "實驗3：自我監控的調節作用

實驗3旨在探索自我監控水平對時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間關系的調節作用， 即驗證H3。

7.1""實驗設計與流程

采用G*Power 3.1計算計劃樣本量為128人以

上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。研究者在線上招募了198名被試， 有效樣本194位（4名參與者因未通過注意力檢測或未按要求完成任務而被剔除）， 在實驗最后支付實驗報酬。其中， 女性127名， 占比65.5%; 平均年齡為31.27歲（SD"= 10.97歲）。

首先， 參與者填寫13項自我監控水平量表（α = 0.92; Lennox amp; Wolfe， 1984）。接著， 參照Bi等人（2021）對時間標志的操縱方法， 參與者被隨機分配到開端時間標志組或末端時間標志， 兩組同在7月1日完成實驗， 不同在于開端組強調月初， 而末端組強調周六， 隨后參與者描述他們通常在這一天的活動和他們的感受， 并詢問參與者將今天視為一段時間的開始或結束（滑動刻度， 1 = 一個月/周的開始， 100 = 一個月/周的結束）。然后， 與實驗2a一致， 參與者報告他們的炫耀性善行傾向（α = 0.87）和狀態性公我意識（α = 0.80）。最后， 參與者填寫性別、年齡等人口統計學變量。

7.2 "研究工具

自我監控水平。采用Lennox和Wolfe （1984）開發的自我監控水平量表， 共13個題項。代表性題項為“在社交場合， 如果覺得需要， 我有能力改變自己的行為”; 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

7.3""結果與討論

操縱檢驗。獨立樣本t檢驗結果表明， 當7月1日強調為月初時， 參與者更可能將其視為一個時間段的開始（M"= 5.12， SD"= 14.62）， 而當7月1日強調為周六時， 參與者更可能將其視為一段時間的結束（M"= 83.08， SD"= 18.75）， t（192） = 32.25， p"lt; 0.001， Cohen’s d"= 4.64。

本研究的描述性統計和相關分析結果如表6所示。

狀態性公我意識。以時間標志為自變量， 狀態性公我意識為因變量， 自我監控水平為調節變量， 人口統計學特征為協變量， 結果表明時間標志與自我監控水平的交互作用對狀態性公我意識的影響顯著， F（1， 186） = 5.48， p"= 0.02。簡單斜率分析結果表明， 在低自我監控水平的情況下（M"– 1"SD）， 時間標志對狀態性公我意識的影響不顯著（B"= ?0.01， 95% CI： [?0.454， 0.433]）。然而， 在高自我監控水平的情況下（M"+ 1"SD）， 時間標志對狀態性公我意識的影響顯著（B"= 0.72， 95% CI： [0.289， 1.156]）， 如圖7所示。

炫耀性善行傾向。以時間標志為自變量， 炫耀性善行為因變量， 自我監控水平為調節變量， 人口統計學特征為協變量， 結果表明時間標志與自我監控水平的交互作用對炫耀性善行的影響顯著， F（1， 186） = 6.75， p"lt; 0.001。簡單斜率分析結果表明， 在低自我監控水平的情況下， 時間標志對炫耀性善行傾向的影響不顯著（B"= ?0.137， 95% CI： [?0.618， 0.345]）。然而， 在高自我監控水平的情況下， 時間標志對炫耀性善行的影響顯著（B"= 1.023， 95% CI： [0.552， 1.493]）。如圖7所示。進一步采用Johnson-"Neyman分析， 結果顯示當個體自我監控水平高于5.37時， 時間標志對炫耀性善行的影響有顯著差異， 而當個體自我監控水平低于5.37時， 開端和末端時間標志對炫耀性善行的影響沒有顯著差異。

調節中介分析。以時間標志為自變量， 狀態性公我意識為中介變量， 炫耀性善行為因變量， 自我監控水平為調節變量， 人口統計學特征為協變量， 通過Bootstrapping （PROCESS Model 8）進行調節中介分析（Hayes， 2014）， 結果發現時間標志與自我監控水平的交互作用對狀態性公我意識的影響顯著（B"= 0.41， 95% CI： [0.056， 0.766]）。當個體自我監控水平低時， 時間標志對炫耀性善行的間接效應不顯著（B"= 0.02， 95% CI： [?0.122， 0.156]）; 當個體自我

監控水平高時， 時間標志對炫耀性善行的影響顯著（B"= 0.21， 95% CI： [0.042， 0.470]）。總而言之， 自我監控水平通過狀態性公我意識有效地調節時間標志和炫耀性善行之間的關系（Index = 0.12， 95% CI： [0.002， 0.315]）， 如圖8。

實驗3證實自我監控水平在時間標志對炫耀性親社會行為意愿影響中的調節作用。對于高自我監控的個體， 開端（vs. 末端）時間標志更能激發他們參與炫耀性親社會行為的意愿， 而對于低自我監控水平的個體時， 開端時間效應消失。因此， H3得到驗證。此外， 實驗中通過將同一天描述為月初（開端）或周六（末端）， 增強了實驗結果對營銷管理者的實際可操作性。

8 "總討論

8.1""研究結論

本研究通過6個實驗， 系統地考察了時間這一情境因素對炫耀性親社會行為意愿的影響。綜合這6個實驗， 從炫耀性親社會產品的偏好（實驗1a和2b）、炫耀性捐贈行為（實驗1b和1c）和炫耀性善行（實驗2a和3）這三種行為表現出發， 檢驗時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響及其作用機制。相對于末端時間， 處于開端時間的個體希望通過公開親社會行為來塑造積極形象或追求社會認可， 表現為更偏好炫耀性親社會產品（實驗1a和2b）， 更愿意在公開情境下捐贈造血干細胞（實驗1b）， 并且表現出更高的捐贈意愿和捐贈金額（實驗1c）， 以及更積極參與炫耀性善行（實驗2a和3）。特別地， 實驗1b和1c發現， 在末端時間， 人們更愿意進行一般性的、非炫耀性的親社會行為， 可能是因為在一段時間的結束時， 人們的心理資源損耗削弱了自我表現動機（龐雋"等， 2022）。這表明開端時間標志對親社會行為的影響并非普遍一致， 而是依賴于親社會行為的性質——是否具有炫耀性。同時， 實驗2a考察狀態性公我意識在時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間的中介作用。在開端（vs. 末端）時間， 個體的狀態性公我意識更容易被激活， 從而更積極地參與炫耀性善行。實驗2b調查時間標志與其他炫耀性行為意愿之間的關系， 發現開端時間標志僅顯著提高對炫耀性親社會產品的購買意愿， 而非奢侈品或其他炫耀性產品。實驗3探索了自我監控水平的調節作用。結果表明， 自我監控水平不僅調節時間標志對狀態性公我意識的影響， 而且調節時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響。高自我監控者在開端（vs.末端）時間更易激發狀態性公我意識， 從而更愿意參與炫耀性親社會行為; 而低自我監控者， 無論處于開端還是末端時間， 其狀態性公我意識難以被喚起， 削弱了時間標志對炫耀性親社會行為意愿的影響。

8.2 "理論貢獻

首先， 本研究將炫耀性親社會行為的研究視角從個體層面拓展至情境層面， 有助于推進炫耀性親社會行為領域的前因研究。以往研究更多從個體心理特質對炫耀性親社會行為的影響（如自尊、物質主義和權力感等; Johnson et al.， 2018; Wallace et al.， 2017; 姚琦"等， 2020）， 只有少數文獻關注情境因素的邊界作用（Griskevicius et al.， 2010）。特別是， 先前文獻鮮少涉及時間這一情境因素與炫耀性親社會行為之間的關系。作為人們日常生活中頻繁接觸的主要資源， 時間可以引導人們思考如何借助它來反映自我概念（Gino amp; Mogilner， 2014）。當前研究通過對社會日歷時間的分段式處理， 構建人們對開端和末端時間的感知， 揭示開端時間標志可能會激發人們向他人傳遞高昂的利他信號動機， 以表現其親社會行為能力， 進而滿足公我意識的需求。因此， 本研究以不同時間節點為參照， 拓寬了時間因素對炫耀性親社會活動參與的考量范圍， 加深了我們對時間標志如何影響捐贈效果的理解。同時， 本研究從高成本代價信號理論視角探究時間標志對從事具有“炫耀性特征”的親社會行為的影響， 在一定程度上彌補了炫耀性親社會行為相關文獻的研究不足， 為考慮時間因素作為親社會行為的重要前因提供新的研究視角。

其次， 本研究推進了時間標志的相關研究。現有研究主要關注開端或末端時間標志對個體的心理、行為或決策偏好的影響， 如目標尋求（Dai et al.， 2015）、自我評價（Peetz amp; Wilson， 2013）、懷舊消費（Bi amp; Pang， 2016）和風險偏好（龐雋"等， 2022）等。然而， 關于時間標志如何影響人際關系行為的探討相對匱乏。本研究將時間線索的下游后果——個人行為偏好， 延伸至人際間的關系， 具體表現為炫耀性親社會行為。炫耀性親社會行為反映了捐助者在捐助受助者的同時， 向旁觀者傳遞親社會信號（Grace amp; Griffin， 2006）， 這與人際關系緊密聯系。因此， 本文為深入探究時間標志所引發的結果， 進一步補充和完善時間理論體系具有重要意義。此外， 現有研究關于早上（即一天的開始）對個體道德行為影響的研究結論存在不一致的看法。早晨道德效應指出人們在早晨擁有更強的自控能力， 因而更傾向于做出道德行為（Kouchaki amp; Smith， 2014）， 而對于“夜貓子”來說早晨道德效應不會發揮作用（Gunia et al.， 2014; Ingram et al.， 2016）， 但學者們對此現象的內在原因解釋不足。針對這些不一致的研究結論， 本文認為早、晚在親社會行為方面的差異是因為炫耀屬性的存在與否， 因此， 本研究為闡釋早晨道德效應的矛盾觀點提供了一定的啟示意義。

再次， 本研究基于自我意識理論， 解釋了時間標志對炫耀性親社會行為意愿影響的內在機制， 拓寬了時間標志影響人際關系的潛在機理和理論視野。以往研究著重討論公我意識的概念和特征（Froming et al.， 1982; Goukens et al.， 2009）及其后續結果， 如人際規范或群際規范（Carver amp; Humphries， 1981; You amp; Lee， 2019）、親社會行為（Pfattheicher amp; Keller， 2015）等， 盡管學者們探討了公我意識對道德行為或對具有完全利他主義特征的親社會行為的影響， 但與他們不同的是， 本研究關注的結果變量——炫耀性親社會行為， 這種“公開可見”的親社會行為包含利己屬性（Harbaugh， 1998）。同時， 以往研究關注時間與個人自我的聯系， 本研究擴展至其與社會自我之間的關系， 驗證時間標志與有助于滿足社會自我需求的炫耀性親社會行為之間的潛在聯系。因此， 本研究從時間這一物理線索出發， 通過激活狀態性公我意識揭示并連接了時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間的關系， 對已有文獻形成有益補充。

最后， 本研究從自我監控水平的角度， 揭示了時間標志對炫耀性親社會行為意愿影響的邊界條件。以往研究發現自我監控會影響個體的自我呈現（Tyler et al.， 2016; Wu et al.， 2021）、消費偏好（馮文婷"等， 2022）， 但鮮有文獻探索時間因素與自我監控的交互作用對公我意識和炫耀性親社會行為意愿的影響。本研究將自我監控水平納入時間標志的研究框架中， 證實了自我監控在時間標志對炫耀性親社會行為意愿影響中的調節作用， 尤其對于低自我監控的個體， 開端時間效應削弱。因此， 本研究豐富了自我監控和時間標志的相關研究。

8.3""管理啟示

本研究結論為慈善組織在何時以及如何實施有效的勸捐策略提供了實踐參考。第一， 在早晨、周初、月初等開端時間， 管理者可以采用多種途徑突出親社會產品的炫耀性特征（例如， 帶環保標志的環保袋、公開承認捐獻者姓名等）， 作為提供者或捐獻者獲得價值和回報的手段。而在晚上、周末、月末等末端時間特征顯著的時段， 管理者則應該避免過度強調親社會產品的炫耀性特征。第二， 提供親社會產品的企業或慈善組織可以根據需求選擇恰當的時間點或調整廣告宣傳的表述方式， 以提升營銷效果。如果組織需要推廣帶有環保標志的親社會產品， 可以選擇在早晨、周初等時間進行， 或者在廣告中突出月初這一時間節點（即使當天是周末）， 以此激活人們的公共自我意識， 刺激他們購買需求。

8.4 "研究局限與未來研究

本研究存在一定局限性， 有待進一步研究。首先， 本文主要局限在企業易于控制的普通日歷時間， 而沒有考慮到其余重要時間標志（如重大公共事件或生日等對人生具有重要意義的時間）是否會對炫耀性親社會行為產生影響。其次， 研究將一天的開始定義為物理時間的早晨， 這可能不適用于所有個體， 例如“夜貓子”一天開始的時間在下午或晚上， 這或許會影響本研究所觀察到的效應。未來研究可以探索特殊群體或主觀因素對開端時間效應的影響。再次， 在這項研究中， 僅討論了自我監控水平的調節作用， 未來研究可以探索其他個性特征或環境因素在時間標志與炫耀性親社會行為意愿之間關系的額外邊界。最后， 盡管實驗1b通過捐獻造血干細胞的行為實驗探討了時間標志對炫耀性親社會行為的影響， 但未來研究可以開展更廣泛的田野實驗或行為實驗進一步驗證這些發現。

參""考""文""獻

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The impact of temporal landmarks on the willingness of conspicuous prosocial behavior

KUAI Ling¹， WEI Haiying^1，2， YAO Qi³， XIAO Tingwen⁴， XIE Shengcheng¹

（¹"School of Management， Jinan University， Guangzhou"510632，"China） （²"Research Institute on Brand Innovation and Development of Guangzhou， Guangzhou"510632，"China） （³"School of Economics and Management， Chongqing Jiaotong University， Chongqing"400074， China） （⁴"School of Business Administration， Jiangxi University of Finance and Economics， Nanchang"330032， China）

Abstract

Conspicuous prosocial behavior refers to prosocial behavior that expresses a positive self-image to others through public display."Previous studies have focused on the impact of individual psychological factors on conspicuous prosocial behavior. However， individuals’ participation in conspicuous prosocial behaviors changes under the influence of contextual factors."Based on self-awareness theory and costly signaling theory， this study explores the mechanism and boundary condition under which the situational factor of temporal landmarks affects the willingness to engage in conspicuous prosocial behavior.

Six experiments were conducted to test this study’s hypotheses."Experiments 1a， 1b， and 1c explored the effects of temporal landmarks on the willingness to engage in conspicuous prosocial behavior."Experiment 1a （N"= 140， 84 females） employed a 3 （temporal landmarks： start vs. end vs. control， between groups）"× 2 （recycling sign： yes vs. no， within groups） mixed experimental design wherein participants were randomly assigned to the start group （6：00～9：00）， end group （19：00～22：00）， and control group （rest of the day）."Experiment 1b （N"= 198， 123 females） employed a 2 （temporal landmarks： start vs. end） × 2 （conspicuous： public vs. anonymous） between-subjects design to validate the effect of the start/end of the month on the behavior of publicly donating hematopoietic stem cells."Experiment 1c （N"= 195， 117 females） employed a 2 （temporal landmarks： start vs. end）"× 2 （conspicuous： public vs. anonymous） between-subjects design to explore the impact of participants’ donation intention and amount on Monday/Friday in the public/anonymous context."Experiment 2a （N"= 141， 103 females） employed a single-factor （temporal landmarks： start vs. end） between-subjects design that used conspicuous kindness as an indicator of conspicuous prosocial behavior and measured participants’ situational public self-awareness."Experiment 2b （N"= 249， 172 women） employed a 2 （temporal landmarks： start vs. end） × 3 （conspicuous products： prosocial products vs. luxury goods vs. control） between-subjects"design to investigate whether temporal landmarks"affected conspicuous prosocial or other conspicuous behaviors. Experiment 3 （N"= 194， 127 females） employed a single-factor （temporal landmarks： start vs. end） between-subjects design， with both groups completing the experiment on July 1. The difference between the start and end groups was that the former emphasized the beginning of the month， whereas the latter emphasized Saturday. The participants reported their self-monitoring levels， situational public self-awareness， and willingness to engage in conspicuous prosocial behavior.

Experiment 1a revealed that individuals preferred to purchase conspicuous prosocial products when initiating start （vs. end） temporal landmarks."Experiment 1b indicated that participants in the start group （end group） were more willing to leave an e-mail to make an appointment to donate hematopoietic stem cells under the public （anonymous） condition."Experiment 1c demonstrated that at the beginning of a period， participants were more likely to make charitable donations and give higher amounts when the donors’ names were disclosed."Experiment 2a illustrated that the above effects were driven by situational public self-awareness. The beginning of a period motivated participants’ public self-awareness， making them more inclined to engage in conspicuous prosocial behaviors."Experiment 2b indicated that the start temporal effect existed only for conspicuous prosocial goods （vs. luxury goods vs. control condition）. Experiment 3 examined the moderating role of self-monitoring levels. Individuals with high self-monitoring were more inclined to engage in conspicuous prosocial behavior at the beginning （vs. end） of a period， whereas， for individuals with low self-monitoring levels， temporal landmarks did not effectively influence their conspicuous prosocial behavior.

This study reveals the relationship between temporal landmarks and conspicuous prosocial behavior， which has theoretical implications for the literature on temporal landmarks and conspicuous prosocial behavior as well as provides practical guidance for marketing managers to encourage individuals to engage in prosocial actions corresponding to temporal landmarks.

Keywords "temporal landmarks， conspicuous prosocial behavior， situational public self-awareness， self-monitoring