（¹暨南大學(xué)管理學(xué)院， 廣州"510632） （²廣州品牌創(chuàng)新發(fā)展研究基地， 廣州"510632）（³重慶交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 重慶"400074） （⁴江西財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院， 南昌"330032）

摘 "要""個(gè)體參與炫耀性親社會(huì)行為的意愿會(huì)受到環(huán)境因素的影響?；谧晕乙庾R理論和高成本代價(jià)信號理論， 本文探索了時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響。通過6個(gè)實(shí)驗(yàn)， 結(jié)果證實(shí)：在一段時(shí)間的開始（vs. 結(jié)束）， 個(gè)體更傾向于從事炫耀性親社會(huì)行為（實(shí)驗(yàn)1a、實(shí)驗(yàn)1b和實(shí)驗(yàn)1c）。其解釋機(jī)制在于開端時(shí)間標(biāo)志會(huì)激發(fā)個(gè)體的狀態(tài)性公我意識（實(shí)驗(yàn)2a和實(shí)驗(yàn)2b）。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)， 自我監(jiān)控在上述影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用， 對于低自我監(jiān)控者， 時(shí)間標(biāo)志的啟動(dòng)難以有效地影響參與者的炫耀性親社會(huì)行為意愿（實(shí)驗(yàn)3）。本文拓展了時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為的相關(guān)研究， 同時(shí)為慈善組織或企業(yè)在關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn)策劃公益營銷活動(dòng)提供實(shí)踐指導(dǎo)。

關(guān)鍵詞""時(shí)間標(biāo)志， 炫耀性親社會(huì)行為， 狀態(tài)性公我意識， 自我監(jiān)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(guān)于如何善， 《鬼谷子》中提到：“言善始其事”， 即鼓勵(lì)人們公開善行。學(xué)者們將通過公開可見的方式（如展示認(rèn)可標(biāo)志或公開承認(rèn)捐贈(zèng)）向他人傳達(dá)積極自我形象的親社會(huì)行為稱為炫耀性親社會(huì)行為（conspicuous prosocial behavior; Wallace et al.， 2020; 姚琦"等， 2020）。事實(shí)上， 當(dāng)組織賦予人們選擇權(quán)時(shí)， 大多數(shù)人愿意公開他們的捐贈(zèng)， 而非匿名（Chen amp; Gao， 2022）。Facebook曾發(fā)布一項(xiàng)新功能， 允許用戶在個(gè)人狀態(tài)中標(biāo)識為器官捐獻(xiàn)者， 并鏈接至器官捐贈(zèng)登記界面， 該功能推出首日， 捐獻(xiàn)登記人數(shù)激增20倍。學(xué)者們認(rèn)為， 與典型的利他主義不同， 人們的利他行為常由自利動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)， 旨在公開情境下向旁觀者展示自我， 從而獲得社會(huì)地位、認(rèn)可或情感滿足（Savary et al.， 2020）。因此， 理解和把握個(gè)體參與親社會(huì)行為的時(shí)機(jī)和動(dòng)機(jī)對營銷管理者至關(guān)重要。本文認(rèn)為個(gè)體參與炫耀性親社會(huì)行為的意愿取決于一個(gè)情境因素：時(shí)間標(biāo)志（temporal landmarks）。例如， 2022年初， 0分貝直播間聚焦聾人就業(yè)和創(chuàng)業(yè)問題， 開啟公益?zhèn)鞑ィ?項(xiàng)目曝光量超8000萬。萬達(dá)集團(tuán)歷來倡導(dǎo)“開年行善”， 2023年春節(jié)與騰訊公益等聯(lián)合推出定制版“曬出你的小紅花”活動(dòng)， 引起社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。盡管在這些時(shí)間節(jié)點(diǎn)宣布慈善捐贈(zèng)可能只是偶然， 但種種跡象表明， 這種“公開可見”的親社會(huì)行為與時(shí)間標(biāo)志之間可能存在聯(lián)系。

以往文獻(xiàn)大多關(guān)注時(shí)間標(biāo)志對個(gè)體內(nèi)的心理和決策行為的影響（Koo et al.， 2020; Chen amp; Wei， 2023）。而鮮少關(guān)注其與人際關(guān)系的聯(lián)系。值得注意的是， 早晨道德效應(yīng)表明人們在早晨擁有更強(qiáng)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(yīng)不會(huì)發(fā)揮作用（Gunia et al.， 2014; Ingram et al.， 2016）。綜合上述研究， 時(shí)間標(biāo)志與道德行為之間存在潛在關(guān)聯(lián)， 但看法并不一致。且道德更多體現(xiàn)在內(nèi)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(shí)， 個(gè)體更愿意幫助弱勢群體（Price et al.， 2018）， 但這項(xiàng)研究未解釋其內(nèi)在機(jī)制。此外， 以往研究主要基于信號理論， 探索個(gè)體心理特征對炫耀性捐贈(zèng)（如Wallace amp; Buil， 2021）、炫耀性綠色消費(fèi)（Wallace amp; Buil， 2023）或炫耀性親社會(huì)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(diào)節(jié)作用外， 現(xiàn)存文獻(xiàn)對情境因素所發(fā)揮的作用關(guān)注不足， 尤其是時(shí)間這一情境因素， 時(shí)間對人們的認(rèn)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(jià)信號理論（costly signaling theory）出發(fā)， 探究時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響及其心理機(jī)制。具體地， 在一段時(shí)間的開始（vs. 結(jié)束）階段， 個(gè)體更容易激發(fā)公眾自我意識， 表現(xiàn)出非純粹的利他動(dòng)機(jī)， 促使他們以自我犧牲的方式參與代價(jià)高昂但有助于提升公眾形象的炫耀性親社會(huì)行為。此外， 社會(huì)自我概念的激活還需考慮個(gè)體特征， 由此本研究引入了自我監(jiān)控水平的邊界作用， 因?yàn)樽晕冶O(jiān)控與印象管理密切相關(guān)（Wu et al.， 2021）。這為進(jìn)一步拓展對時(shí)間標(biāo)志效應(yīng)的理解以及炫耀性親社會(huì)行為的前因研究提供了新視角， 具有重要的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。

1.1 "時(shí)間標(biāo)志

時(shí)間標(biāo)志是與普通時(shí)間或事件形成鮮明對比的轉(zhuǎn)變點(diǎn)（Shum， 1998）。這些轉(zhuǎn)變點(diǎn)既可能是社會(huì)日歷時(shí)間， 也可能是獨(dú)特的事件， 包括公共事件（如節(jié)假日、COVID-19等）和個(gè)人經(jīng)歷（如生日、生活轉(zhuǎn)變或具有深遠(yuǎn)意義的個(gè)人事件） （Dai et al.， 2015; Peetz amp; Wilson， 2013）。學(xué)者們指出探討日歷時(shí)間標(biāo)志對認(rèn)知、決策和行為的影響更穩(wěn)健且更有價(jià)值（Bi et al.， 2021）， 因此本文聚焦于日歷時(shí)間。

現(xiàn)有研究區(qū)分了開端和末端時(shí)間標(biāo)志。開端時(shí)間標(biāo)志被認(rèn)為是新的心理賬戶階段的開始， 將自我分割為過去、當(dāng)前和未來的自我（Dai et al.， 2015）。人們通常認(rèn)為過去自我是不完美的， 開端時(shí)間標(biāo)志鼓勵(lì)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(jià)和目標(biāo)， 以保證積極自我的實(shí)現(xiàn)（Peetz amp; Wilson， 2013）。同時(shí)， 開端時(shí)間標(biāo)志還意味著時(shí)間是充裕的， 個(gè)體擁有更多的自我調(diào)節(jié)資源（Hennecke amp;"Converse， 2017）。末端時(shí)間標(biāo)志則意味著一段時(shí)期的結(jié)束， 使個(gè)體感到時(shí)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(fā)預(yù)防性傾向（尚子琦"等， 2022）。另外， 一段時(shí)間的結(jié)束會(huì)觸發(fā)個(gè)體對過去事件或任務(wù)的回憶（Alter amp; Hershfield， 2014）， 導(dǎo)致心理資源耗竭和積極幻想減少（龐雋"等， 2022）。

1.2 "時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿

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

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

本研究認(rèn)為， 當(dāng)開端時(shí)間標(biāo)志啟動(dòng)時(shí)， 個(gè)體有更強(qiáng)的競爭性利他動(dòng)機(jī)， 參與有助于傳達(dá)自我形象和滿足自我利益的炫耀性親社會(huì)行為。新開始效應(yīng)和自我意識文獻(xiàn)為這一推斷提供了證據(jù)。研究表明人們在新開始時(shí)更關(guān)注自我形象并尋求自我調(diào)整（Dai et al.， 2015; Peetz amp; Wilson， 2014）。此時(shí)， 人們往往有給他人留下良好印象的動(dòng)機(jī)， 即使需要承擔(dān)昂貴的成本（Griskevicius et al.， 2007）。因此， 開端（vs. 末端）時(shí)間的個(gè)體更追求自我滿足和社會(huì)形象的傳播， 甚至通過展示利他主義實(shí)現(xiàn)自身利益（Dai et al.， 2015）， 這為誘導(dǎo)人們參與高成本代價(jià)的炫耀性親社會(huì)行為提供可能性。與純粹利他的親社會(huì)行為不同， 炫耀性親社會(huì)行為的公開性使其成為獲得公眾認(rèn)可和長遠(yuǎn)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(jìn)行親社會(huì)行為能滿足開端時(shí)間個(gè)體的自我信號傳遞需求。由此， 提出如下假設(shè)：

H1：開端（vs.末端）時(shí)間標(biāo)志的啟動(dòng)會(huì)提高個(gè)體參與炫耀性親社會(huì)行為的意愿。

1.3""狀態(tài)性公我意識的中介作用

公我意識（public self-awareness）是指個(gè)體在關(guān)注自己在他人眼中的形象時(shí)產(chǎn)生的狀態(tài)（Fenigstein et al.， 1975）。在某些情況下， 這種狀態(tài)性公我意識會(huì)被激活（Gervais amp; Norenzayan， 2012）， 導(dǎo)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(jià)和看法（Solomon amp; Schopler， 1982）。在這種意識狀態(tài)下， 個(gè)體以更加積極的方式表現(xiàn)自我， 使行為符合社會(huì)期望（Froming et al.， 1982）。

自我意識理論指出個(gè)體的公我意識狀態(tài)源于其對公眾自我印象的擔(dān)憂（Pfattheicher amp; Keller， 2015; Van Bommel et al.， 2012）。開端時(shí)間標(biāo)志的啟動(dòng)會(huì)引發(fā)個(gè)體對公眾自我形象的關(guān)注。開端標(biāo)志促使個(gè)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(biāo)， 追求完美的自我形象（Peetz amp; Wilson， 2014）。在新階段的開始， 人們會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)自我提升動(dòng)機(jī)。例如， 人們會(huì)制定他們的減肥、戒酒或戒煙等健康目標(biāo)， 采取更積極的行動(dòng)完善自我、表現(xiàn)自我（Dai et al.， 2015）。而末端時(shí)間標(biāo)志則會(huì)觸發(fā)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(shí)間（vs. 末端時(shí)間）更容易喚起人們的狀態(tài)性公我意識， 促使個(gè)體為維護(hù)親社會(huì)聲譽(yù)承擔(dān)高昂代價(jià)（Balabanis amp; Stathopoulou， 2021; Dang amp; Arndt， 2017）。

炫耀性親社會(huì)行為是一種通過付出高昂的代價(jià)向他人公開展示其親社會(huì)傾向與社會(huì)責(zé)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(rèn)為公開的慈善行為可以產(chǎn)生社會(huì)形象效益， 增加捐贈(zèng)的可能性。此外， 炫耀性親社會(huì)行為可以通過獲得公眾認(rèn)可來滿足個(gè)體心理需求（Khodakarami et al.， 2015）。利他主義、認(rèn)可與心理利益是親社會(huì)行為的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)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(shí)（You amp; Lee， 2019）， 人們更可能選擇“自我犧牲”， 如參與慈善捐贈(zèng)或其他助人行為， 以建立親社會(huì)聲譽(yù)。相反， 不具有公開炫耀屬性的親社會(huì)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(bào)或他人認(rèn)可（Ferguson et al.， 2012）。因此， 非炫耀性親社會(huì)行為無法滿足處于高公我意識個(gè)體的心理需求?；诖?， 提出如下假設(shè)：

H2：狀態(tài)性公我意識中介了時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響。

1.4""自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用

自我監(jiān)控（self-monitoring）是個(gè)體根據(jù)情境線索觀察和控制自我表達(dá)、自我調(diào)節(jié)和自我表現(xiàn)方面的差異（Snyder， 1974）， 涉及個(gè)體對社會(huì)形象的重視、構(gòu)建和投射（Gangestad amp; Snyder， 2000）。本研究表明， 時(shí)間標(biāo)志通過激活狀態(tài)性公我意識影響炫耀性親社會(huì)行為， 但個(gè)體的自我監(jiān)控水平可能調(diào)節(jié)這一效應(yīng)。

高自我監(jiān)控個(gè)體對社會(huì)情境和社交適應(yīng)性表現(xiàn)出高度的敏感性， 能夠靈活調(diào)整行為以留下令人深刻的印象（Snyder， 1974）。為了表現(xiàn)自我形象， 高自我監(jiān)控者會(huì)主動(dòng)尋求構(gòu)建積極自我形象的機(jī)會(huì)， 在公開情境進(jìn)行親社會(huì)行為（Wu et al.， 2021）。在一段時(shí)間的開始（vs. 結(jié)束）， 人們會(huì)表現(xiàn)出更高的狀態(tài)性公我意識， 渴望維護(hù)自我印象， 這與高自我監(jiān)控者的理想自我的動(dòng)機(jī)相契合。因此， 高自我監(jiān)控者更傾向于在開端（vs. 末端）時(shí)間從事炫耀性親社會(huì)行為。與此相反， 低自我監(jiān)控者不熱衷于在公共場合塑造形象， 這是因?yàn)樗麄儗ν饨缭u價(jià)不敏感， 且缺乏進(jìn)行自我表達(dá)、自我表現(xiàn)的能力或動(dòng)機(jī)（Gangestad amp; Snyder， 2000）。由于， 低自我監(jiān)控者更注重內(nèi)在感受， 其自我表現(xiàn)傾向不受特定情境影響（Snyder， 1974; Snyder amp; Gangestad， 1986）。因此， 不論在一段時(shí)間的開始， 還是在一段時(shí)間的結(jié)束， 低自我監(jiān)控者的公我意識狀態(tài)呈現(xiàn)一致性， 這導(dǎo)致時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響被削弱。我們推測：

H3：自我監(jiān)控在時(shí)間標(biāo)志對個(gè)體炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

1.5""研究概覽

本研究通過6個(gè)實(shí)驗(yàn)以驗(yàn)證研究假設(shè)。實(shí)驗(yàn)1a、1b和1c證明開端（vs. 末端）時(shí)間標(biāo)志的啟動(dòng)會(huì)提高人們的炫耀性親社會(huì)行為傾向， 實(shí)驗(yàn)2a證明狀態(tài)性公我意識在時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間的中介效應(yīng)， 實(shí)驗(yàn)2b強(qiáng)調(diào)時(shí)間標(biāo)志僅影響炫耀性親社會(huì)行為（而不是其他炫耀性行為）， 實(shí)驗(yàn)3證實(shí)自我監(jiān)控在上述關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

2 "實(shí)驗(yàn)1a：時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品

實(shí)驗(yàn)1a是為了驗(yàn)證假設(shè)1， 即時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品購買意愿的影響。

2.1""前測

本次前測旨在驗(yàn)證炫耀性（vs.非炫耀性）親社會(huì)產(chǎn)品操縱的有效性。50名參與者（29名女性）在線上參與本次實(shí)驗(yàn)。參照姚琦等人（2020）的方法， 親社會(huì)產(chǎn)品為可持續(xù)再生物料制成的環(huán)保手提包， 并通過手提包上是否印有循環(huán)再生標(biāo)志操縱親社會(huì)產(chǎn)品的炫耀性（如圖1）。隨后， 被試評估環(huán)保手提包的炫耀性（Grace amp; Griffin， 2009; α = 0.92）和親社會(huì)性（Griskevicius et al.， 2010; α = 0.73）。結(jié)果顯示， 帶有循環(huán)再生標(biāo)志的環(huán)保手提包在炫耀性評分上顯著高于無循環(huán)再生標(biāo)志的環(huán)保手提包（M_{無循環(huán)再生標(biāo)志}"= 3.97， SD"= 1.66 vs. M_{有循環(huán)再生標(biāo)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(huì)性評分上無顯著差異（M_{無循環(huán)再生標(biāo)志}"= 6.09， SD"= 0.53 vs. M"_{有循環(huán)再生標(biāo)志}"= 5.96， SD"= 0.70）， t（48） = 0.76， p"= 0.45。因此， 炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品的操縱是有效的。

（a）

（b）

圖1 "實(shí)驗(yàn)1a中非炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品（a）和炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品（b）刺激材料

2.2""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

實(shí)驗(yàn)1a采用3 （時(shí)間標(biāo)志：開端"vs. 末端"vs. 控制， 組間） × 2 （循環(huán)再生標(biāo)志：有"vs. 無， 組內(nèi)）混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)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(shù)”招募140名參與者參與本次線上實(shí)驗(yàn)， 并在實(shí)驗(yàn)結(jié)束后向參與者支付實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。其中， 女性84人， 占比60%， 平均年齡為30.06歲（SD"= 9.50歲）。

時(shí)間標(biāo)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(shí)間（控制組）參加實(shí)驗(yàn)。接著， 參與者填寫參與實(shí)驗(yàn)的時(shí)間， 并描述他們通常在該時(shí)段的活動(dòng)和感受， 然后評估此刻是一天中的什么時(shí)間（滑動(dòng)刻度， 1 = 一天的開始， 100 = 一天的結(jié)束）。之后， 參與者報(bào)告此刻的情緒（Watson et al.， 1988）。

接著， 測量參與者對環(huán)保手提袋的偏好。參與者了解到C公司正推出兩款環(huán)保手提袋， 兩款手提袋都是由可持續(xù)再生物料制成， 且兩款價(jià)格一致。區(qū)別在于一款沒有環(huán)保再生標(biāo)志（即非炫耀性親社會(huì)手提袋A）， 一款有環(huán)保再生標(biāo)志（即炫耀性親社會(huì)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(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

2.3""研究工具

本研究所涉及的變量量表均使用現(xiàn)有的成熟量表， 并采用Brislin （1986）提出的“翻譯?回譯”法轉(zhuǎn)換成中文。除時(shí)間標(biāo)志的操縱檢驗(yàn)外， 其余變量均采用李克特7點(diǎn)量表進(jìn)行評分。

炫耀性。實(shí)驗(yàn)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(chǎn)品， 可以向人們展示我的親社會(huì)行為（親社會(huì)行為是一種對他人和社會(huì)有益的行為， 例如環(huán)保、捐贈(zèng)）?！钡?個(gè)題項(xiàng)， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

親社會(huì)性。采用Griskevicius等人（2010）的親社會(huì)性評估量表， 包括購買這個(gè)產(chǎn)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(gè)題項(xiàng)， 1 = 手提袋A， 7 = 手提袋B。

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

控制變量。現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)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(huì)影響人們的親社會(huì)意愿。因此， 本研究控制了這些變量。

2.4""結(jié)果與討論

操縱檢驗(yàn)。一般線性模型結(jié)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(rèn)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(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表1所示。

情緒。單因素方差結(jié)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(huán)保手提袋購買意愿。以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 手提袋購買意愿為因變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量進(jìn)行方差分析， 結(jié)果顯示， 時(shí)間標(biāo)志顯著影響環(huán)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(huán)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(shí)驗(yàn)結(jié)果支持H1。

實(shí)驗(yàn)1a的結(jié)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(huì)產(chǎn)品。這初步驗(yàn)證H1， 即相對于末端時(shí)間標(biāo)志， 在開端時(shí)間標(biāo)志啟動(dòng)時(shí)， 個(gè)體更傾向于從事炫耀性親社會(huì)行為。接下來， 為了增加結(jié)果的普遍性， 實(shí)驗(yàn)1b和1c將驗(yàn)證時(shí)間標(biāo)志對其他形式的炫耀性親社會(huì)行為（如捐獻(xiàn)）的影響。

3 "實(shí)驗(yàn)1b：時(shí)間標(biāo)志與公開捐獻(xiàn)造血干細(xì)胞行為

實(shí)驗(yàn)1b通過一項(xiàng)行為實(shí)驗(yàn)再次驗(yàn)證主效應(yīng)， 與實(shí)驗(yàn)1a不同之處在于：第一， 更換時(shí)間標(biāo)志的操縱方法， 即強(qiáng)調(diào)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(wǎng)公開捐獻(xiàn)者的姓名; 第三， 為了增強(qiáng)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的可推廣性， 采用真實(shí)行為作為因變量——是否愿意留E-mail郵箱。

3.1 "實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

實(shí)驗(yàn)1b采用2 （時(shí)間標(biāo)志：開端"vs. 末端） × 2 （炫耀性：公開"vs. 匿名）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)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(diào)研平臺(tái)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(shí)驗(yàn)報(bào)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(shí)驗(yàn)， 開端組的參與者在7月1日參加實(shí)驗(yàn)。參與者被告知需要記錄完成問卷的實(shí)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(jì)劃， 并指出當(dāng)天是一個(gè)月的開始還是結(jié)束（滑動(dòng)刻度， 1 = 一個(gè)月的開始， 100 = 一個(gè)月的結(jié)束）。

接下來， 參照姚琦等人（2020）的方法， 參與者閱讀造血干細(xì)胞和造血干細(xì)胞捐獻(xiàn)的相關(guān)資料， 了解到目前仍有上萬亟待移植造血干細(xì)胞的患者， 材料來自中華骨髓庫官網(wǎng)。隨后， 告知參與者， 若成為捐獻(xiàn)者， 捐獻(xiàn)者姓名會(huì)公開（炫耀組）或不公開（非炫耀組）在中華骨髓庫官網(wǎng)上。然后， 詢問參與者是否捐獻(xiàn)過造血干細(xì)胞以及是否愿意留下E-mail以便于我們向其發(fā)送相關(guān)資料并協(xié)助預(yù)約捐獻(xiàn)時(shí)間和地點(diǎn)。最后， 參與者完成了炫耀性評估， 如“通過捐獻(xiàn)造血干細(xì)胞， 可以向人們展示我的親社會(huì)行為（親社會(huì)行為是一種對他人和社會(huì)有益的行為， 例如環(huán)保、捐贈(zèng)）?！钡?個(gè)題項(xiàng)（與實(shí)驗(yàn)1a類似; α = 0.71）， 并報(bào)告性別、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

3.2""結(jié)果與討論

操縱檢驗(yàn)。首先， 對時(shí)間標(biāo)志進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明， 參與者認(rèn)為相對于6月30日， 7月1日更有可能被視為一個(gè)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(shí)間標(biāo)志操縱成功。其次， 對炫耀性進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)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(xiàn)者姓名操縱炫耀性是有效的。

本研究的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表2所示。

是否留E-mail。以時(shí)間標(biāo)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(xiàn)過造血干細(xì)胞和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征納入回歸模型， 進(jìn)行Logistic回歸分析， 結(jié)果表明， 時(shí)間標(biāo)志和炫耀性的交互項(xiàng)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(xiàn)過造血干細(xì)胞、性別、年齡、學(xué)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(shí)間標(biāo)志和炫耀性的交互效應(yīng)。進(jìn)一步采用卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)， 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(jié)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(jié)果邊際顯著。假設(shè)1再次得到了驗(yàn)證， 如圖2。

實(shí)驗(yàn)1b通過實(shí)際的捐贈(zèng)行為考察了時(shí)間標(biāo)志對捐助偏好的影響。結(jié)果顯示， 在公開捐獻(xiàn)者姓名的情況下， 開端時(shí)間標(biāo)志的參與者比末端時(shí)間標(biāo)志的參與者更愿意參與捐獻(xiàn)造血干細(xì)胞; 而在匿名條件下， 末端時(shí)間標(biāo)志的參與者比開端時(shí)間標(biāo)志的參與者更愿意捐獻(xiàn)造血干細(xì)胞。這再次證實(shí)了H1， 即開端時(shí)間標(biāo)志的個(gè)體更愿意從事炫耀性親社會(huì)行為。隨后的實(shí)驗(yàn)1c將討論時(shí)間標(biāo)志與炫耀性對金錢捐獻(xiàn)資源行為的影響。

4 "實(shí)驗(yàn)1c：時(shí)間標(biāo)志與公開捐獻(xiàn)金錢意愿

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

4.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

實(shí)驗(yàn)采用2 （時(shí)間標(biāo)志：開端"vs. 末端） × 2 （炫耀性：公開"vs. 匿名）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)劃樣本量為128人以上（effect size f"= 0.25， α = 0.05， power = 0.80）。實(shí)驗(yàn)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(jī)分配到開端組或末端組， 開端組的參與者在周一參與實(shí)驗(yàn)， 末端組的參與者在周五參與實(shí)驗(yàn)。實(shí)驗(yàn)開始后， 參與者報(bào)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(dòng)和感受， 并評估今天是該時(shí)間段的開始還是結(jié)束（滑動(dòng)刻度， 1"= 一周的開始， 100 = 一周的結(jié)束）。

接著， 參與者被隨機(jī)分配到炫耀性組和非炫耀性組。參與者瀏覽一個(gè)慈善捐贈(zèng)項(xiàng)目， 了解到善款將以實(shí)名（匿名）的方式結(jié)對需要關(guān)愛的學(xué)生， 且捐贈(zèng)者的姓名會(huì)（不會(huì)）顯示在騰訊公益的官方網(wǎng)站。隨后， 參與者報(bào)告他們的捐贈(zèng)意愿、計(jì)劃捐贈(zèng)的金額， 并評估了炫耀性程度（與實(shí)驗(yàn)1a和實(shí)驗(yàn)1b類似; α = 0.90）和地位動(dòng)機(jī)（α = 0.79; Cassidy amp; Lynn， 1989）。最后， 參與者填寫性別、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

4.2 "研究工具

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

控制變量。除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量外， 我們還測量了地位動(dòng)機(jī)（如“我想要一份人們尊敬我的工作”等10個(gè)題項(xiàng); 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意; Cassidy amp; Lynn， 1989）為控制變量。

4.3""結(jié)果與討論

操縱檢驗(yàn)。首先， 對時(shí)間標(biāo)志進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明， 參與者認(rèn)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(shí)間標(biāo)志操縱成功。其次， 對炫耀性進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)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(zèng)者姓名操縱炫耀性是有效的。

本研究的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表3所示。

捐贈(zèng)意愿。以時(shí)間標(biāo)志和炫耀性為自變量， 捐贈(zèng)意愿為因變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和地位動(dòng)機(jī)為協(xié)變量進(jìn)行方差分析， 結(jié)果表明， 時(shí)間標(biāo)志對捐贈(zèng)意愿的影響不顯著， F（1， 186） = 0.62， p"= 0.43;"炫耀性對捐贈(zèng)意愿的影響不顯著， F（1， 186） = 0.19， p"= 0.67;"但時(shí)間標(biāo)志和炫耀性的交互作用顯著影響捐贈(zèng)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(shí)間標(biāo)志與周五時(shí)間標(biāo)志對捐贈(zèng)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(shí)間標(biāo)志的捐贈(zèng)意愿顯著高于周一時(shí)間標(biāo)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(zèng)金額。以時(shí)間標(biāo)志和炫耀性為自變量， 捐贈(zèng)金額為因變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和地位動(dòng)機(jī)為協(xié)變量進(jìn)行方差分析， 結(jié)果表明， 時(shí)間標(biāo)志對捐贈(zèng)金額的影響不顯著， F（1， 186） = 1.06， p"= 0.31; 炫耀性對捐贈(zèng)金額的影響不顯著， F（1， 186） = 2.44， p"= 0.12; 但時(shí)間標(biāo)志和炫耀性的交互作用顯著影響捐贈(zèng)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(shí)間標(biāo)志的捐贈(zèng)金額顯著高于周五時(shí)間標(biāo)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(shí)間標(biāo)志的捐贈(zèng)金額顯著高于周一時(shí)間標(biāo)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(shí)驗(yàn)1c的結(jié)果表明， 在公開捐贈(zèng)者姓名的情況下， 開端時(shí)間標(biāo)志的參與者比末端時(shí)間標(biāo)志的參與者更愿意捐贈(zèng)且捐贈(zèng)金額更高， 而在匿名條件下， 末端時(shí)間標(biāo)志的參與者比開端時(shí)間標(biāo)志的參與者更愿意捐贈(zèng)且捐贈(zèng)金額更高。H1在金錢捐贈(zèng)情境再次得到了支持。綜合實(shí)驗(yàn)1a、1b和1c， 通過改變時(shí)間標(biāo)志的啟動(dòng)方式和炫耀性親社會(huì)行為的表現(xiàn)形式， 我們重復(fù)驗(yàn)證了時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間的關(guān)系。在接下來的實(shí)驗(yàn)2a和實(shí)驗(yàn)2b中， 我們將深入探索時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿影響的內(nèi)在機(jī)制。

5 "實(shí)驗(yàn)2a：狀態(tài)性公我意識的中介作用

實(shí)驗(yàn)2a的研究目的在于：第一， 考慮到人們在捐贈(zèng)訴求方面有所差異（MacDonnell amp; White， 2015）， 在實(shí)驗(yàn)2a中將炫耀性親社會(huì)行為的表現(xiàn)形式擴(kuò)展到更廣泛的炫耀性善行來驗(yàn)證時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響， 增加實(shí)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性和實(shí)踐意義。第二， 驗(yàn)證狀態(tài)性公我意識在時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)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(shí)間的開始容易產(chǎn)生優(yōu)越的內(nèi)在自我想法（Dai et al.， 2015）， 這種優(yōu)越的私我意識激活可能促使人們參與炫耀性親社會(huì)行為（Griskevicius et al.， 2010）。所以， 實(shí)驗(yàn)2a旨在排除私我意識的替代性解釋。最后， 探究自我提升動(dòng)機(jī)在時(shí)間標(biāo)志與狀態(tài)性公我意識關(guān)系中的作用。正如前文所述， 在一段時(shí)間的開始， 人們會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的自我提升動(dòng)機(jī)（Peetz amp; Wilson， 2014）， 為了滿足這種心理需求， 人們更有可能激發(fā)狀態(tài)性公我意識， 進(jìn)而從事炫耀性親社會(huì)行為（Johnson et"al.， 2018）。

5.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

實(shí)驗(yàn)2a采用單因素（時(shí)間標(biāo)志：開端"vs. 末端）組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)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(shí)驗(yàn)結(jié)束后向被試支付實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。其中， 女性103名， 占比73%， 平均年齡為33.21歲（SD"= 9.00歲）。

時(shí)間標(biāo)志的操縱與實(shí)驗(yàn)1a的做法一致， 參與者在早上或晚上參加實(shí)驗(yàn)。接著， 參與者報(bào)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(dòng)機(jī)（α = 0.85; Breines amp; Chen， 2012）、狀態(tài)性公我意識（α = 0.87; Gervais amp; Norenzayan， 2012）和狀態(tài)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(huì)呼吁意愿（Shelton amp; Rogers， 1981）、榜樣動(dòng)機(jī)（Ogunfowora， 2013）和社會(huì)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(tǒng)計(jì)學(xué)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(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)為“你在多大程度上愿意去敬老院當(dāng)志愿者”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意。

狀態(tài)性公我意識和狀態(tài)性私我意識。采用Gervais和Norenzayan （2012）的狀態(tài)性公我意識和狀態(tài)性私我意識的量表。狀態(tài)性公我意識的量表共3個(gè)題項(xiàng)， 代表性題項(xiàng)為“此時(shí)此刻， 我在意如何在別人面前表現(xiàn)自己”。狀態(tài)性私我意識的量表共3個(gè)題項(xiàng)， 代表性題項(xiàng)為“此時(shí)此刻， 我關(guān)注自己的內(nèi)在感受”。1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

自我提升動(dòng)機(jī)。采用Breines和Chen （2012）的自我提升動(dòng)機(jī)量表， 包括2個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)為“此時(shí)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(tǒng)計(jì)學(xué)變量外， 我們還測量了參與者的親社會(huì)呼吁意愿（“此時(shí)此刻， 你在多大程度上愿意呼吁人們參與親社會(huì)行為？（親社會(huì)行為是一種對他人和社會(huì)有益的行為， 例如環(huán)保、捐贈(zèng)）”; 1 = 非常不愿意， 7 = 非常愿意; Shelton amp; Rogers， 1981）、榜樣動(dòng)機(jī)（“此時(shí)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(huì)稱許性（如“此時(shí)此刻， 我不討厭任何人”等10個(gè)題項(xiàng); 1 ="非常不符合， 7 = 非常符合; Vésteinsdóttir et al.， 2017）作為控制變量。

5.3""結(jié)果與討論

操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明， 開端時(shí)間標(biāo)志組（M"= 9.67， SD"= 8.38）的參與者比末端時(shí)間標(biāo)志組（M"= 75.62， SD"= 13.64）的參與者更可能認(rèn)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(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表4所示。

炫耀性善行參與意愿。以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)、社會(huì)稱許性和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量進(jìn)行方差分析， 結(jié)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(shí)間標(biāo)志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 狀態(tài)性公我意識為中介變量， 親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)、社會(huì)稱許性和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 借助Process插件（Model 4; 5000次bootstrapping; Hayes， 2014）驗(yàn)證狀態(tài)性公我意識在時(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行的影響中的中介作用。結(jié)果顯示， 狀態(tài)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(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行參與意愿的直接效應(yīng)為0.52， 95% CI： [0.124， 0.908]， 表明直接效應(yīng)顯著; 間接效應(yīng)為0.27， 95% CI： [0.053， 0.515]， 表明間接效應(yīng)顯著。因此， 狀態(tài)性公我意識中介了時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為的影響。結(jié)果如圖4所示。其次， 以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 自我提升動(dòng)機(jī)為中介變量， 狀態(tài)性公我意識為因變量， 親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)、社會(huì)稱許性和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 結(jié)果顯示， 自我提升動(dòng)機(jī)的間接效應(yīng)不顯著（B"= 0.10， 95% CI： [?0.011， 0.297]）。

替代性解釋。以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 狀態(tài)性私我意識為中介變量， 親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)、社會(huì)稱許性和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 通過Process插件（Model 4; 5000次bootstrapping）進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果顯示， 狀態(tài)性私我意識的間接效應(yīng)為?0.01， 95% CI： [?0.070， 0.049]。這意味著狀態(tài)性私我意識在時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響中不發(fā)揮中介作用。隨后， 以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 炫耀性善行參與意愿為因變量， 分別以親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)和社會(huì)稱許性為中介變量， 其余變量為協(xié)變量， 結(jié)果表明親社會(huì)呼吁意愿（B"= 0.11， 95% CI： [?0.013， 0.289]）、榜樣動(dòng)機(jī)（B"= 0.12， 95% CI： [?0.006， 0.269]）和社會(huì)稱許性（B"= ?0.01， 95% CI： [?0.071， 0.043]）的間接效應(yīng)不顯著。

實(shí)驗(yàn)2a揭示了時(shí)間標(biāo)志與炫耀性善行之間的聯(lián)系。結(jié)果顯示， 開端時(shí)間標(biāo)志的參與者比末端時(shí)間標(biāo)志的參與者更愿意參與炫耀性善行。同時(shí)， 實(shí)驗(yàn)2a證實(shí)開端時(shí)間標(biāo)志更容易激發(fā)狀態(tài)性公我意識， 進(jìn)而提高炫耀性善行的參與意愿， 以維護(hù)公眾自我形象。因此， H1和H2得到了支持。此外， 實(shí)驗(yàn)2a排除了狀態(tài)性私我意識、親社會(huì)呼吁意愿、榜樣動(dòng)機(jī)和社會(huì)稱許性的替代性解釋， 并發(fā)現(xiàn)時(shí)間標(biāo)志對狀態(tài)性公我意識的影響與自我提升動(dòng)機(jī)無關(guān)。然而， 目前仍不能確定其他炫耀性行為（如奢侈品消費(fèi)）是否也受到開端時(shí)間效應(yīng)的影響。實(shí)驗(yàn)2b將回答這一問題。

6 "實(shí)驗(yàn)2b：炫耀性產(chǎn)品偏好

以往研究指出奢侈品消費(fèi)通過把錢浪費(fèi)在非必需品的購買上， 獲得社會(huì)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(huì)行為不僅能夠?yàn)閭€(gè)人帶來更大的社會(huì)形象效益（Bénabou amp; Tirole， 2006）， 而且可以傳達(dá)親社會(huì)的利他信號， 揭示善良和樂于助人的特征（Miller， 2007）， 獲得社會(huì)認(rèn)可（Grace amp; Griffin， 2009）。因此，

我們推測， 在開端時(shí)間， 相對于其他炫耀性行為（如奢侈品消費(fèi)）， 人們更愿意參與炫耀性親社會(huì)行為， 因?yàn)檫@更有助于展示其公眾自我形象。因此， 實(shí)驗(yàn)2b旨在考察時(shí)間標(biāo)志僅影響炫耀性親社會(huì)行為， 而不是其他炫耀性行為。此外， 與前4個(gè)實(shí)驗(yàn)不同之處在于， 實(shí)驗(yàn)2b探究在未啟動(dòng)客觀時(shí)間標(biāo)志的情況下， 能否得出與預(yù)期一致的結(jié)果。

6.1""前測

本次前測旨在驗(yàn)證炫耀性產(chǎn)品（親社會(huì)產(chǎn)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(chǎn)品類型的操縱如下：親社會(huì)產(chǎn)品組的參與者閱讀到“PORAO推出一款新的環(huán)保太陽眼鏡， 其鏡架和鏡框都是由循環(huán)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(shè)計(jì)師設(shè)計(jì)”; 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(chǎn)品的炫耀性（α = 0.72; Yu et al.， 2018）、親社會(huì)性（與實(shí)驗(yàn)1a類似; α = 0.76）和奢侈品牌感知（“你在多大程度上認(rèn)為Porao/Prada是一個(gè)奢侈品牌？”1 = 非常不同意， 7 = 非常同意; Moon amp; Sprott， 2016）。

結(jié)果顯示， 在親社會(huì)性評分上， 親社會(huì)產(chǎn)品組（M"= 5.86， SD"= 0.73）的親社會(huì)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(huì)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(huì)產(chǎn)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(rèn)為是奢侈品牌， 親社會(huì)產(chǎn)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(huì)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(chǎn)品類型的操縱成功。

6.2 "實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

實(shí)驗(yàn)2b采用2 （時(shí)間標(biāo)志：開端"vs. 末端）"× 3 （炫耀性產(chǎn)品：親社會(huì)產(chǎn)品"vs. 奢侈品"vs. 控制組）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)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(shí)驗(yàn)報(bào)酬， 其中女性172人， 占比69.1%， 平均年齡為31.27歲（SD"= 8.69歲）。

時(shí)間標(biāo)志的操縱與實(shí)驗(yàn)1a的做法類似， 不同在于實(shí)驗(yàn)2b沒有要求參與者報(bào)告其感受和時(shí)間標(biāo)志的操縱檢驗(yàn)。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(jī)分配到親社會(huì)產(chǎn)品組、奢侈品組或控制組， 炫耀性產(chǎn)品的操縱方式與前測保持一致（如圖5）。接著， 參與者報(bào)告他們的購買意愿（與實(shí)驗(yàn)1a類似; α = 0.91）和狀態(tài)性公我意識（與實(shí)驗(yàn)2a類似; α = 0.74）。同時(shí)， 作為控制變量， 測量了社會(huì)稱許性（與實(shí)驗(yàn)2a一致; α = 0.77）和產(chǎn)品價(jià)值感知（Yu et al.， 2018）。最后， 收集參與者的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)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(huì)注意到我正在使用該品牌產(chǎn)品?！钡?個(gè)題項(xiàng)， 1 = 非常不同意， 7 = 非常同意。

控制變量。除人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量外， 我們還測量了社會(huì)稱許性（與實(shí)驗(yàn)2a一致）和產(chǎn)品價(jià)值感知（“你在多大程度上認(rèn)為該產(chǎn)品的價(jià)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(jié)果與討論

本研究的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表5所示。

購買意愿。以時(shí)間標(biāo)志和產(chǎn)品類型為自變量， 購買意愿為因變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、社會(huì)稱許性和價(jià)值感知為協(xié)變量， 方差分析結(jié)果顯示時(shí)間標(biāo)志與炫耀性產(chǎn)品的交互作用對消費(fèi)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(shí)間條件下， 親社會(huì)產(chǎn)品組（M_{親社會(huì)產(chǎn)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(shí)間條件下， 親社會(huì)產(chǎn)品組（M_{親社會(huì)產(chǎn)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(shí)間標(biāo)志為自變量， 狀態(tài)性公我意識為中介變量， 購買意愿為因變量， 炫耀性產(chǎn)品為調(diào)節(jié)變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、社會(huì)稱許性和價(jià)值感知為協(xié)變量， 借助Process插件的Model 7"（5000次bootstrapping）進(jìn)行分析， 結(jié)果顯示， 在親社會(huì)產(chǎn)品組， 時(shí)間標(biāo)志通過狀態(tài)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(shí)間標(biāo)志對購買意愿的間接效應(yīng)不顯著。

實(shí)驗(yàn)2b通過操縱炫耀性產(chǎn)品類型， 明確開端時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的獨(dú)特影響。因?yàn)殪乓杂H社會(huì)行為可以傳達(dá)積極的利他信號， 展現(xiàn)個(gè)體善良和助人的特征， 而奢侈品消費(fèi)往往視為一種利己行為（Miller， 2007）。此外， 實(shí)驗(yàn)2b再次驗(yàn)證狀態(tài)性公我意識在時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿影響中所發(fā)揮的中介作用。下一個(gè)實(shí)驗(yàn)將調(diào)查個(gè)體自我監(jiān)控水平在時(shí)間標(biāo)志影響炫耀性親社會(huì)行為意愿中的調(diào)節(jié)作用。

7 "實(shí)驗(yàn)3：自我監(jiān)控的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)3旨在探索自我監(jiān)控水平對時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用， 即驗(yàn)證H3。

7.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

采用G*Power 3.1計(jì)算計(jì)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(wù)而被剔除）， 在實(shí)驗(yàn)最后支付實(shí)驗(yàn)報(bào)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(xiàng)自我監(jiān)控水平量表（α = 0.92; Lennox amp; Wolfe， 1984）。接著， 參照Bi等人（2021）對時(shí)間標(biāo)志的操縱方法， 參與者被隨機(jī)分配到開端時(shí)間標(biāo)志組或末端時(shí)間標(biāo)志， 兩組同在7月1日完成實(shí)驗(yàn)， 不同在于開端組強(qiáng)調(diào)月初， 而末端組強(qiáng)調(diào)周六， 隨后參與者描述他們通常在這一天的活動(dòng)和他們的感受， 并詢問參與者將今天視為一段時(shí)間的開始或結(jié)束（滑動(dòng)刻度， 1 = 一個(gè)月/周的開始， 100 = 一個(gè)月/周的結(jié)束）。然后， 與實(shí)驗(yàn)2a一致， 參與者報(bào)告他們的炫耀性善行傾向（α = 0.87）和狀態(tài)性公我意識（α = 0.80）。最后， 參與者填寫性別、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。

7.2 "研究工具

自我監(jiān)控水平。采用Lennox和Wolfe （1984）開發(fā)的自我監(jiān)控水平量表， 共13個(gè)題項(xiàng)。代表性題項(xiàng)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(jié)果與討論

操縱檢驗(yàn)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明， 當(dāng)7月1日強(qiáng)調(diào)為月初時(shí)， 參與者更可能將其視為一個(gè)時(shí)間段的開始（M"= 5.12， SD"= 14.62）， 而當(dāng)7月1日強(qiáng)調(diào)為周六時(shí)， 參與者更可能將其視為一段時(shí)間的結(jié)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(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果如表6所示。

狀態(tài)性公我意識。以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 狀態(tài)性公我意識為因變量， 自我監(jiān)控水平為調(diào)節(jié)變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 結(jié)果表明時(shí)間標(biāo)志與自我監(jiān)控水平的交互作用對狀態(tài)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(jié)果表明， 在低自我監(jiān)控水平的情況下（M"– 1"SD）， 時(shí)間標(biāo)志對狀態(tài)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(jiān)控水平的情況下（M"+ 1"SD）， 時(shí)間標(biāo)志對狀態(tài)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(shí)間標(biāo)志為自變量， 炫耀性善行為因變量， 自我監(jiān)控水平為調(diào)節(jié)變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 結(jié)果表明時(shí)間標(biāo)志與自我監(jiān)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(jié)果表明， 在低自我監(jiān)控水平的情況下， 時(shí)間標(biāo)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(jiān)控水平的情況下， 時(shí)間標(biāo)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(jìn)一步采用Johnson-"Neyman分析， 結(jié)果顯示當(dāng)個(gè)體自我監(jiān)控水平高于5.37時(shí)， 時(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行的影響有顯著差異， 而當(dāng)個(gè)體自我監(jiān)控水平低于5.37時(shí)， 開端和末端時(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行的影響沒有顯著差異。

調(diào)節(jié)中介分析。以時(shí)間標(biāo)志為自變量， 狀態(tài)性公我意識為中介變量， 炫耀性善行為因變量， 自我監(jiān)控水平為調(diào)節(jié)變量， 人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征為協(xié)變量， 通過Bootstrapping （PROCESS Model 8）進(jìn)行調(diào)節(jié)中介分析（Hayes， 2014）， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)時(shí)間標(biāo)志與自我監(jiān)控水平的交互作用對狀態(tài)性公我意識的影響顯著（B"= 0.41， 95% CI： [0.056， 0.766]）。當(dāng)個(gè)體自我監(jiān)控水平低時(shí)， 時(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行的間接效應(yīng)不顯著（B"= 0.02， 95% CI： [?0.122， 0.156]）; 當(dāng)個(gè)體自我

監(jiān)控水平高時(shí)， 時(shí)間標(biāo)志對炫耀性善行的影響顯著（B"= 0.21， 95% CI： [0.042， 0.470]）?？偠灾?， 自我監(jiān)控水平通過狀態(tài)性公我意識有效地調(diào)節(jié)時(shí)間標(biāo)志和炫耀性善行之間的關(guān)系（Index = 0.12， 95% CI： [0.002， 0.315]）， 如圖8。

實(shí)驗(yàn)3證實(shí)自我監(jiān)控水平在時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿影響中的調(diào)節(jié)作用。對于高自我監(jiān)控的個(gè)體， 開端（vs. 末端）時(shí)間標(biāo)志更能激發(fā)他們參與炫耀性親社會(huì)行為的意愿， 而對于低自我監(jiān)控水平的個(gè)體時(shí)， 開端時(shí)間效應(yīng)消失。因此， H3得到驗(yàn)證。此外， 實(shí)驗(yàn)中通過將同一天描述為月初（開端）或周六（末端）， 增強(qiáng)了實(shí)驗(yàn)結(jié)果對營銷管理者的實(shí)際可操作性。

8 "總討論

8.1""研究結(jié)論

本研究通過6個(gè)實(shí)驗(yàn)， 系統(tǒng)地考察了時(shí)間這一情境因素對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響。綜合這6個(gè)實(shí)驗(yàn)， 從炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品的偏好（實(shí)驗(yàn)1a和2b）、炫耀性捐贈(zèng)行為（實(shí)驗(yàn)1b和1c）和炫耀性善行（實(shí)驗(yàn)2a和3）這三種行為表現(xiàn)出發(fā)， 檢驗(yàn)時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響及其作用機(jī)制。相對于末端時(shí)間， 處于開端時(shí)間的個(gè)體希望通過公開親社會(huì)行為來塑造積極形象或追求社會(huì)認(rèn)可， 表現(xiàn)為更偏好炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品（實(shí)驗(yàn)1a和2b）， 更愿意在公開情境下捐贈(zèng)造血干細(xì)胞（實(shí)驗(yàn)1b）， 并且表現(xiàn)出更高的捐贈(zèng)意愿和捐贈(zèng)金額（實(shí)驗(yàn)1c）， 以及更積極參與炫耀性善行（實(shí)驗(yàn)2a和3）。特別地， 實(shí)驗(yàn)1b和1c發(fā)現(xiàn)， 在末端時(shí)間， 人們更愿意進(jìn)行一般性的、非炫耀性的親社會(huì)行為， 可能是因?yàn)樵谝欢螘r(shí)間的結(jié)束時(shí)， 人們的心理資源損耗削弱了自我表現(xiàn)動(dòng)機(jī)（龐雋"等， 2022）。這表明開端時(shí)間標(biāo)志對親社會(huì)行為的影響并非普遍一致， 而是依賴于親社會(huì)行為的性質(zhì)——是否具有炫耀性。同時(shí)， 實(shí)驗(yàn)2a考察狀態(tài)性公我意識在時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間的中介作用。在開端（vs. 末端）時(shí)間， 個(gè)體的狀態(tài)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(shí)驗(yàn)2b調(diào)查時(shí)間標(biāo)志與其他炫耀性行為意愿之間的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)開端時(shí)間標(biāo)志僅顯著提高對炫耀性親社會(huì)產(chǎn)品的購買意愿， 而非奢侈品或其他炫耀性產(chǎn)品。實(shí)驗(yàn)3探索了自我監(jiān)控水平的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明， 自我監(jiān)控水平不僅調(diào)節(jié)時(shí)間標(biāo)志對狀態(tài)性公我意識的影響， 而且調(diào)節(jié)時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響。高自我監(jiān)控者在開端（vs.末端）時(shí)間更易激發(fā)狀態(tài)性公我意識， 從而更愿意參與炫耀性親社會(huì)行為; 而低自我監(jiān)控者， 無論處于開端還是末端時(shí)間， 其狀態(tài)性公我意識難以被喚起， 削弱了時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿的影響。

8.2 "理論貢獻(xiàn)

首先， 本研究將炫耀性親社會(huì)行為的研究視角從個(gè)體層面拓展至情境層面， 有助于推進(jìn)炫耀性親社會(huì)行為領(lǐng)域的前因研究。以往研究更多從個(gè)體心理特質(zhì)對炫耀性親社會(huì)行為的影響（如自尊、物質(zhì)主義和權(quán)力感等; Johnson et al.， 2018; Wallace et al.， 2017; 姚琦"等， 2020）， 只有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注情境因素的邊界作用（Griskevicius et al.， 2010）。特別是， 先前文獻(xiàn)鮮少涉及時(shí)間這一情境因素與炫耀性親社會(huì)行為之間的關(guān)系。作為人們?nèi)粘Ｉ钪蓄l繁接觸的主要資源， 時(shí)間可以引導(dǎo)人們思考如何借助它來反映自我概念（Gino amp; Mogilner， 2014）。當(dāng)前研究通過對社會(huì)日歷時(shí)間的分段式處理， 構(gòu)建人們對開端和末端時(shí)間的感知， 揭示開端時(shí)間標(biāo)志可能會(huì)激發(fā)人們向他人傳遞高昂的利他信號動(dòng)機(jī)， 以表現(xiàn)其親社會(huì)行為能力， 進(jìn)而滿足公我意識的需求。因此， 本研究以不同時(shí)間節(jié)點(diǎn)為參照， 拓寬了時(shí)間因素對炫耀性親社會(huì)活動(dòng)參與的考量范圍， 加深了我們對時(shí)間標(biāo)志如何影響捐贈(zèng)效果的理解。同時(shí)， 本研究從高成本代價(jià)信號理論視角探究時(shí)間標(biāo)志對從事具有“炫耀性特征”的親社會(huì)行為的影響， 在一定程度上彌補(bǔ)了炫耀性親社會(huì)行為相關(guān)文獻(xiàn)的研究不足， 為考慮時(shí)間因素作為親社會(huì)行為的重要前因提供新的研究視角。

其次， 本研究推進(jìn)了時(shí)間標(biāo)志的相關(guān)研究?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注開端或末端時(shí)間標(biāo)志對個(gè)體的心理、行為或決策偏好的影響， 如目標(biāo)尋求（Dai et al.， 2015）、自我評價(jià)（Peetz amp; Wilson， 2013）、懷舊消費(fèi)（Bi amp; Pang， 2016）和風(fēng)險(xiǎn)偏好（龐雋"等， 2022）等。然而， 關(guān)于時(shí)間標(biāo)志如何影響人際關(guān)系行為的探討相對匱乏。本研究將時(shí)間線索的下游后果——個(gè)人行為偏好， 延伸至人際間的關(guān)系， 具體表現(xiàn)為炫耀性親社會(huì)行為。炫耀性親社會(huì)行為反映了捐助者在捐助受助者的同時(shí)， 向旁觀者傳遞親社會(huì)信號（Grace amp; Griffin， 2006）， 這與人際關(guān)系緊密聯(lián)系。因此， 本文為深入探究時(shí)間標(biāo)志所引發(fā)的結(jié)果， 進(jìn)一步補(bǔ)充和完善時(shí)間理論體系具有重要意義。此外， 現(xiàn)有研究關(guān)于早上（即一天的開始）對個(gè)體道德行為影響的研究結(jié)論存在不一致的看法。早晨道德效應(yīng)指出人們在早晨擁有更強(qiáng)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(yīng)不會(huì)發(fā)揮作用（Gunia et al.， 2014; Ingram et al.， 2016）， 但學(xué)者們對此現(xiàn)象的內(nèi)在原因解釋不足。針對這些不一致的研究結(jié)論， 本文認(rèn)為早、晚在親社會(huì)行為方面的差異是因?yàn)殪乓珜傩缘拇嬖谂c否， 因此， 本研究為闡釋早晨道德效應(yīng)的矛盾觀點(diǎn)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(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為意愿影響的內(nèi)在機(jī)制， 拓寬了時(shí)間標(biāo)志影響人際關(guān)系的潛在機(jī)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(xù)結(jié)果， 如人際規(guī)范或群際規(guī)范（Carver amp; Humphries， 1981; You amp; Lee， 2019）、親社會(huì)行為（Pfattheicher amp; Keller， 2015）等， 盡管學(xué)者們探討了公我意識對道德行為或?qū)哂型耆髁x特征的親社會(huì)行為的影響， 但與他們不同的是， 本研究關(guān)注的結(jié)果變量——炫耀性親社會(huì)行為， 這種“公開可見”的親社會(huì)行為包含利己屬性（Harbaugh， 1998）。同時(shí)， 以往研究關(guān)注時(shí)間與個(gè)人自我的聯(lián)系， 本研究擴(kuò)展至其與社會(huì)自我之間的關(guān)系， 驗(yàn)證時(shí)間標(biāo)志與有助于滿足社會(huì)自我需求的炫耀性親社會(huì)行為之間的潛在聯(lián)系。因此， 本研究從時(shí)間這一物理線索出發(fā)， 通過激活狀態(tài)性公我意識揭示并連接了時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間的關(guān)系， 對已有文獻(xiàn)形成有益補(bǔ)充。

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

8.3""管理啟示

本研究結(jié)論為慈善組織在何時(shí)以及如何實(shí)施有效的勸捐策略提供了實(shí)踐參考。第一， 在早晨、周初、月初等開端時(shí)間， 管理者可以采用多種途徑突出親社會(huì)產(chǎn)品的炫耀性特征（例如， 帶環(huán)保標(biāo)志的環(huán)保袋、公開承認(rèn)捐獻(xiàn)者姓名等）， 作為提供者或捐獻(xiàn)者獲得價(jià)值和回報(bào)的手段。而在晚上、周末、月末等末端時(shí)間特征顯著的時(shí)段， 管理者則應(yīng)該避免過度強(qiáng)調(diào)親社會(huì)產(chǎn)品的炫耀性特征。第二， 提供親社會(huì)產(chǎn)品的企業(yè)或慈善組織可以根據(jù)需求選擇恰當(dāng)?shù)臅r(shí)間點(diǎn)或調(diào)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(huán)保標(biāo)志的親社會(huì)產(chǎn)品， 可以選擇在早晨、周初等時(shí)間進(jìn)行， 或者在廣告中突出月初這一時(shí)間節(jié)點(diǎn)（即使當(dāng)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(jìn)一步研究。首先， 本文主要局限在企業(yè)易于控制的普通日歷時(shí)間， 而沒有考慮到其余重要時(shí)間標(biāo)志（如重大公共事件或生日等對人生具有重要意義的時(shí)間）是否會(huì)對炫耀性親社會(huì)行為產(chǎn)生影響。其次， 研究將一天的開始定義為物理時(shí)間的早晨， 這可能不適用于所有個(gè)體， 例如“夜貓子”一天開始的時(shí)間在下午或晚上， 這或許會(huì)影響本研究所觀察到的效應(yīng)。未來研究可以探索特殊群體或主觀因素對開端時(shí)間效應(yīng)的影響。再次， 在這項(xiàng)研究中， 僅討論了自我監(jiān)控水平的調(diào)節(jié)作用， 未來研究可以探索其他個(gè)性特征或環(huán)境因素在時(shí)間標(biāo)志與炫耀性親社會(huì)行為意愿之間關(guān)系的額外邊界。最后， 盡管實(shí)驗(yàn)1b通過捐獻(xiàn)造血干細(xì)胞的行為實(shí)驗(yàn)探討了時(shí)間標(biāo)志對炫耀性親社會(huì)行為的影響， 但未來研究可以開展更廣泛的田野實(shí)驗(yàn)或行為實(shí)驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證這些發(fā)現(xiàn)。

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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