恐懼管理理論視角下死亡凸顯和權(quán)力感對(duì)助人行為的影響*

　王國(guó)軒　田曉明

(1.蘇州大學(xué)心理學(xué)系，蘇州 215123;2.蘇州科技大學(xué)心理學(xué)系，蘇州 215009)

1　引　言

萬(wàn)物皆有生有滅(Greenberg,Pyszczynski,Solomon,Simon,& Breus,1994),與其他生物不同的是，人類能意識(shí)到自己的必死性。但人們并沒(méi)有因此而惶惶不可終日。那么，人類如何管理自身對(duì)死亡的恐懼？1984年Greenberg,Solomon和Pyszczynski依據(jù)Becker的著作《拒斥死亡》(theDenialofDeath)及其相關(guān)理論，提出了死亡對(duì)人類認(rèn)知與行為影響的理論——恐懼管理理論(terror management theory,TMT)(Pyszczynski,Solomon,& Greenberg,2003)。

TMT為人類了解死亡及其心理機(jī)制打開(kāi)了新的天窗：人們通過(guò)對(duì)文化世界觀(cultural worldview)的維護(hù)和對(duì)自尊(self-esteem)的強(qiáng)化來(lái)緩解死亡焦慮，二者是個(gè)體應(yīng)對(duì)死亡主要的心理防御機(jī)制。死亡凸顯(mortality salience,MS)即強(qiáng)迫喚起個(gè)體的死亡意識(shí)，引發(fā)其對(duì)于死亡的思考，是研究死亡心理機(jī)制的常用操作方式(Greenberg et al.,1994)。人們?cè)贛S后會(huì)改變認(rèn)知及行為方式(Kesebir & Pyszczynski,2011)，比如，增加親社會(huì)行為。Jonas和Pyszczynski(2002)、Belmi和Pfeffer(2016)發(fā)現(xiàn)MS與親社會(huì)行為的正向關(guān)系。但是個(gè)人特質(zhì)也是影響個(gè)體的助人行為的因素(Barrett & Yarrow,1977；Magee & Smith,2013)，本文希望在控制個(gè)體差異的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步驗(yàn)證MS與助人行為的正向關(guān)系。

權(quán)力(power)是一種通過(guò)控制有價(jià)值資源和執(zhí)行獎(jiǎng)懲來(lái)影響他人的能力(Anderson & Galinsky,2006)。心理學(xué)中研究的權(quán)力更多指的是權(quán)力感或者權(quán)力體驗(yàn)(Mast,2010)。權(quán)力強(qiáng)調(diào)對(duì)不平等資源的掌控，而親社會(huì)行為更多地強(qiáng)調(diào)分享資源，兩者在概念上背道而馳，權(quán)力是否抑制親社會(huì)行為？

Becker(1975)初步論述了權(quán)力與死亡的關(guān)系，認(rèn)為財(cái)富和地位能夠增加個(gè)體應(yīng)對(duì)突發(fā)意外和災(zāi)害的能力，改變一個(gè)人當(dāng)前弱小、無(wú)助的境遇。死亡帶來(lái)威脅和不確定感(Heine,Proulx,& Vohs,2006)，而權(quán)力可以賦予個(gè)體更多資源和影響他人的能力、提高個(gè)體抵抗威脅和恐懼的能力(Anderson & Galinsky,2006)。另一方面，MS后，個(gè)體更易原諒和寬恕他人(Schimel,Wohl,& Williams,2006)。而權(quán)力可能導(dǎo)致個(gè)體更加冷漠(Magee & Smith,2013)。在權(quán)力感和MS的雙重情境中，個(gè)體的助人行為會(huì)如何變化？這是本研究的關(guān)注的焦點(diǎn)。

1.1　死亡凸顯與助人行為

焦慮緩沖器假設(shè)(anxiety-buffer hypothesis)是TMT中的一個(gè)核心假設(shè)，它指出文化世界觀和自尊是個(gè)體擺脫死亡想法的焦慮緩沖器，通過(guò)文化世界觀，人們構(gòu)建出對(duì)世界的認(rèn)知體系(如文明、國(guó)家、社會(huì))，作為自我的超越來(lái)實(shí)現(xiàn)象征意義上的永生(symbolic immortality)，個(gè)體利用對(duì)這一體系的遵守獲得存在的價(jià)值和意義(即自尊)(陸可心,沈可汗,李虹，2017)。因此增強(qiáng)/降低自尊、文化世界觀信念會(huì)減少/增加個(gè)體產(chǎn)生焦慮和與焦慮相關(guān)的行為(Rosenblatt et al.,1989;Greenberg et al.,1992,1993)。

Miller和Bersoff(1990)指出，在集體主義文化背景下，東亞社會(huì)更多將助人行為視為個(gè)人的責(zé)任和道德義務(wù)。另一方面，Steele(1975)通過(guò)調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)受人批評(píng)后，女性會(huì)承諾完成一些社區(qū)項(xiàng)目以彌補(bǔ)顏面。Brown和Smart(1991)發(fā)現(xiàn)，近期遭遇過(guò)失敗的個(gè)體愿意花更多時(shí)間協(xié)助研究人員。結(jié)合TMT的假設(shè)，增加自尊可以緩解個(gè)體對(duì)于死亡的焦慮，而助人行為可以修復(fù)和彌補(bǔ)自尊。

H1：MS可以促進(jìn)個(gè)體的助人行為。

1.2　權(quán)力感與助人行為

權(quán)力使得個(gè)體更加關(guān)注自身利益的得失(Inesi,Botti,Dubois,Rucker,& Galinsky,2011)，以致不愿與他人分享資源。再者，高共情水平的個(gè)體親社會(huì)動(dòng)機(jī)更強(qiáng)，也會(huì)選擇有效的方法幫助別人(Smith,2006)，而權(quán)力會(huì)降低同情心和共情水平，使高權(quán)力個(gè)體更少站在他人角度思考問(wèn)題(Tjosvold & Sagaria,1978)，并更少對(duì)弱勢(shì)群體提供幫助和支持(Hershcovis et al.,2017)。另外，權(quán)力會(huì)增加心理與人際距離。在與他人交往中，高權(quán)力者因掌控較多資源而無(wú)須依賴別人，更傾向于與他人保持一定的距離(Magee & Smith,2013)；高權(quán)力者心理表征更抽象，更易物化他人(Lammers & Stapel,2011)。此外,高權(quán)力者可能認(rèn)為他人接近自己是有目的而為之，因此較少表現(xiàn)出信任和回報(bào)(Inesi,Gruenfeld,& Galinsky,2012)。據(jù)此推測(cè)，權(quán)力會(huì)減少個(gè)體助人行為的發(fā)生。

H2：高權(quán)力感個(gè)體較低權(quán)力感個(gè)體更少做出助人行為。

1.3　死亡凸顯與權(quán)力感交互影響助人行為

“權(quán)力”帶來(lái)地位和物質(zhì)財(cái)富(Lovaglia,Willer,& Troyer,2003)，尊重和贊美(Lovaglia et al.,2003)，使得高權(quán)力者更加積極地看待自己(Fast,Gruenfeld,Sivanathan,& Galinsky,2009)、有著更高的主觀幸福感(Diener,Ng,Harter,& Arora,2010)，甚至有著更長(zhǎng)的壽命(Adler,Epel,Castellazzo,& Ickovics,2000)。因?yàn)槲镔|(zhì)和心理資源的占有，高權(quán)力個(gè)體面對(duì)恐懼和威脅時(shí)的心理安全感更高(Belmi & Pfeffer,2016)，更傾向于自我肯定，并認(rèn)為自己的存在是有價(jià)值、有意義的。因此高權(quán)力感個(gè)體較少受到死亡意識(shí)的影響，權(quán)力感會(huì)減弱MS與助人行為之間的正向關(guān)系。

H3：MS與權(quán)力感交互影響個(gè)體的助人行為。具體來(lái)說(shuō)，高權(quán)力感下，MS組與控制組助人行為沒(méi)有顯著差異；低權(quán)力感下，MS組的助人行為顯著高于控制組。

2　研究1：死亡凸顯對(duì)助人行為的影響

2.1　被試及實(shí)驗(yàn)程序

70名在校大學(xué)生參與本實(shí)驗(yàn)，剔除回答不完整或回答無(wú)效的被試3人，其中男性38人。被試平均年齡為20.50±1.44歲。將被試隨機(jī)分配到實(shí)驗(yàn)組(33人)與控制組(34人)。

實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前，為減少被試的防御心理，告知被試本實(shí)驗(yàn)需要對(duì)他們的人格特質(zhì)進(jìn)行一些調(diào)查。隨后對(duì)實(shí)驗(yàn)組被試進(jìn)行死亡提醒，控制組被試則進(jìn)行生活負(fù)性事件提示。而后對(duì)被試的自尊水平進(jìn)行測(cè)量(操作檢驗(yàn))。MS效應(yīng)會(huì)發(fā)生在操作后十五分鐘或兩至三個(gè)任務(wù)之后得到增強(qiáng)(Greenberg et al.,1994)，因此對(duì)因變量施測(cè)前，要求被試完成近期睡眠和運(yùn)動(dòng)狀況調(diào)查。最后被試閱讀材料，選擇對(duì)材料中求助者的助人時(shí)間。控制組除接受生活負(fù)性事件提示外，與實(shí)驗(yàn)組接受相同的實(shí)驗(yàn)程序。

2.2　實(shí)驗(yàn)材料

2.2.1死亡凸顯提示

實(shí)驗(yàn)組被試回答兩個(gè)與死亡相關(guān)的開(kāi)放式問(wèn)題：“請(qǐng)簡(jiǎn)述當(dāng)你想到自己死去時(shí)會(huì)有什么情緒體驗(yàn)。”“請(qǐng)具體描述當(dāng)你死后會(huì)發(fā)生什么事情。”為了區(qū)別死亡與其他負(fù)性事件產(chǎn)生的反應(yīng)，達(dá)到更好的控制效果，對(duì)照組被試回憶生活中一次牙痛經(jīng)歷，問(wèn)題與實(shí)驗(yàn)組形式相似(Greenberg et al.,1994)。

2.2.2助人時(shí)間表

借鑒Oswald(1996,2002)的模式。被試選擇助人時(shí)間的區(qū)間為0～8小時(shí)，以0.5小時(shí)為單位。首先詢問(wèn)被試是否愿意對(duì)材料中的主人公提供幫助。若不愿意，被試填寫(xiě)個(gè)人信息后實(shí)驗(yàn)結(jié)束，助人時(shí)間計(jì)為0；若愿意，被試進(jìn)一步回答愿意提供的助人時(shí)間(鐘毅平,楊子鹿,范偉，2015)。

2.2.3助人行為材料

采用孫炳海(2010)自編的幫助材料，描述一位大四學(xué)生在兩難處境中不知該如何抉擇。統(tǒng)一用“TA”來(lái)模糊求助者的性別(張向葵等，1996)。為防止求助者面臨問(wèn)題的難度干擾被試的選擇，告知被試：“您選擇的時(shí)間越長(zhǎng)，TA走出困境的可能性就越高”，并且要求被試對(duì)憑直覺(jué)快速選擇對(duì)求助者的幫助時(shí)間。

2.2.4研究量表

宜人性量表采用Goldberg(1992)編制的量表，選取其中描述個(gè)體宜人性的十個(gè)形容詞，Likert 5點(diǎn)記分，從1(非常不同意)到5(非常同意)。代表項(xiàng)如“溫暖的、自私的”。本研究中內(nèi)部一致性系數(shù)為0.88。

親社會(huì)特質(zhì)采用Rioux和Penner(2001)編制的量表，共5個(gè)項(xiàng)目，采用5點(diǎn)作答，即“1=非常不同意”到“5=非常同意”。代表項(xiàng)目如“我會(huì)盡我所能幫助別人”。其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.83。

MS后，個(gè)體會(huì)通過(guò)提升自尊來(lái)對(duì)抗死亡意識(shí)(Pyszczynski & Kesebir,2011)，因此采用Rosenberg十項(xiàng)自尊量表作為對(duì)MS提示的操作檢驗(yàn)(張彥彥，2013)，Likert 5點(diǎn)記分，從1(非常不同意)到5(非常同意)，若實(shí)驗(yàn)組被試自尊水平顯著高于對(duì)照組，則證明MS操作有效。代表項(xiàng)目如“我覺(jué)得我有許多優(yōu)點(diǎn)”。其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78。

2.3　結(jié)果

2.3.1死亡凸顯操作檢驗(yàn)

對(duì)實(shí)驗(yàn)組和控制組的自尊分?jǐn)?shù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MS組的自尊分?jǐn)?shù)(M=3.86，SD=0.58)顯著大于控制組(M=3.48，SD=0.56)，t(65)=2.77，p<0.01，Cohen’sd=0.67。證明MS提示有效。

2.3.2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1是描述性統(tǒng)計(jì)分析表，MS與助人時(shí)間有著顯著的正向關(guān)系(r=0.50,p<0.01)。

表1　實(shí)驗(yàn)一描述性統(tǒng)計(jì)表(N=67)

注：性別：1=男，2=女；死亡凸顯：1=控制組，2=死亡凸顯組；括號(hào)內(nèi)為內(nèi)部一致性系數(shù)；**p<0.01，*p<0.05。

2.3.3假設(shè)檢驗(yàn)

將性別、宜人性、親社會(huì)特質(zhì)、作為協(xié)變量，使用單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，MS組的助人時(shí)間(M=3.02，SD=1.89)顯著高于控制組(M=1.24，SD=1.16)，F(xiàn)(1,65)=18.78，p<0.001，η2=0.23。驗(yàn)證了假設(shè)一，即MS促進(jìn)助人行為。

2.4　討論

當(dāng)控制了被試的宜人性特質(zhì)、親社會(huì)特質(zhì)后，MS組的被試選擇的助人時(shí)間顯著高于控制組。結(jié)果與Jonas等人(2002)的發(fā)現(xiàn)一致：較控制組的被試而言，接受MS的被試更愿意向慈善組織提供幫助。

3　研究2：權(quán)力感對(duì)助人行為的影響

3.1　被試及實(shí)驗(yàn)程序

選取某大學(xué)在校本科生68名。現(xiàn)場(chǎng)施測(cè)后，剔除未完整作答或作答無(wú)效的被試5名。其中男性24名，年齡為20.62±1.42歲。將被試隨機(jī)分配到高/低權(quán)力組(30/33人)。

實(shí)驗(yàn)時(shí)先讓被試依次填寫(xiě)人格特質(zhì)量表。之后采用回憶法操作權(quán)力感，首先呈現(xiàn)權(quán)力的定義，即“你可以控制他人或決定他人可以獲得什么”。要求高(低)權(quán)力感被試回憶或設(shè)想現(xiàn)實(shí)生活中他們對(duì)別人(別人對(duì)自己)擁有權(quán)力的事件，并盡可能描述當(dāng)時(shí)自己的具體感受、態(tài)度等。權(quán)力啟動(dòng)完成后，要求被試在七點(diǎn)量表上回答自己的主觀權(quán)力感(段錦云，盧志巍，張涵碧，2016)。最后，被試選擇對(duì)主人公的幫助時(shí)間。

3.2　實(shí)驗(yàn)材料

特質(zhì)權(quán)力：采用Anderson和Galinsky(2006)編制的量表，共8個(gè)項(xiàng)目。采用5點(diǎn)記分，從1(非常不同意)到5(非常同意)。代表項(xiàng)如：“在我與他人的關(guān)系中，我想我具有很多權(quán)力。”本研究中其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

宜人性、親社會(huì)特質(zhì)：同實(shí)驗(yàn)一，本實(shí)驗(yàn)中其內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87。

3.3　結(jié)果

3.3.1權(quán)力感操作檢驗(yàn)

首先對(duì)權(quán)力感的啟動(dòng)進(jìn)行操作檢驗(yàn)。對(duì)高權(quán)力組和低權(quán)力組匯報(bào)的主觀權(quán)力感進(jìn)行t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高權(quán)力組的主觀權(quán)力感(M=4.77,SD=1.10)顯著高于低權(quán)力組(M=2.76,SD=1.03)，t(61)=7.47，p<0.001，Cohen’sd=1.89。證明權(quán)力感啟動(dòng)有效。

3.3.2描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2是實(shí)驗(yàn)二的描述統(tǒng)計(jì)分析表，權(quán)力感與助人時(shí)間并不顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.16,ns)。

表2　實(shí)驗(yàn)二描述統(tǒng)計(jì)表(N=63)

注：性別：1=男，2=女；權(quán)力感：1=低權(quán)力感組，2=高權(quán)力感組；括號(hào)內(nèi)為內(nèi)部一致性系數(shù)；**p<0.01，*p<0.05。

3.3.3假設(shè)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證權(quán)力感和助人行為之間的關(guān)系，將性別、宜人性、親社會(huì)特質(zhì)、特質(zhì)權(quán)力作為協(xié)變量，使用單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，高權(quán)力組的助人時(shí)間(M=2.12，SD=1.43)與低權(quán)力組(M=2.70，SD=2.14)沒(méi)有顯著差異，F(xiàn)(1,61)=0.90，ns，假設(shè)2未得到驗(yàn)證。

3.4　討論

權(quán)力感對(duì)助人行為的主效應(yīng)并不顯著。一方面，被試回憶的內(nèi)容多為生活情境(如：班級(jí)、家庭)，并非真實(shí)的權(quán)力情境。再者，回憶并描述過(guò)往經(jīng)歷容易引起被試情緒、動(dòng)機(jī)方面的額外變量，干擾個(gè)體對(duì)于助人情境的認(rèn)知及判斷。研究三將改用語(yǔ)義喚起法啟動(dòng)被試的內(nèi)隱權(quán)力感，并加入組織情境，避免情緒等額外變量的同時(shí)，進(jìn)一步探索MS和權(quán)力感對(duì)助人行為的交互影響。

4　研究3：死亡凸顯和權(quán)力感對(duì)助人行為的交互影響

4.1　預(yù)實(shí)驗(yàn)

參考Schmid等(2009)的權(quán)力感啟動(dòng)材料，選取符合中國(guó)人語(yǔ)言習(xí)慣的成語(yǔ)詞干補(bǔ)筆法喚起被試的權(quán)力感(魏秋江，2012)。30名被試參與預(yù)實(shí)驗(yàn)，首先對(duì)權(quán)力啟動(dòng)伴隨的組織情境進(jìn)行點(diǎn)評(píng)。88.20%的被試回答了老板、主管、績(jī)效等組織情境中的用詞。之后將30名被試隨機(jī)、平均分配到高權(quán)力組與低權(quán)力組。要求被試完成一定數(shù)量的高(低)權(quán)力詞干補(bǔ)筆后報(bào)告自己的主觀權(quán)力感，結(jié)果顯示高權(quán)力組(M=3.93，SD=0.92)的主觀權(quán)力感顯著高于低權(quán)力組(M=2.87，SD=1.30)，t(28)=2.52,p<0.05，Cohen’sd=0.94。

4.2　被試和程序

142名××大學(xué)本科生參與本實(shí)驗(yàn)，剔除沒(méi)有成功啟動(dòng)權(quán)力感的被試26名，有效被試116名。其中男性38名，被試年齡為22.05±1.41歲。

參照實(shí)驗(yàn)一MS的啟動(dòng)范式。被試依次接受MS/消極事件提示、高/低權(quán)力啟動(dòng)，并在啟動(dòng)后分別完成操作檢驗(yàn)。最后，被試閱讀助人行為材料、選擇助人時(shí)間。

4.2　實(shí)驗(yàn)材料

4.2.1死亡凸顯提示材料

同實(shí)驗(yàn)一。

4.2.2權(quán)力啟動(dòng)材料

參考Schmid等(2009)的權(quán)力感啟動(dòng)方法。要求被試快速完成一定數(shù)量的成語(yǔ)詞干補(bǔ)筆，高權(quán)力組代表項(xiàng)目如：高不可()、高()厚祿；低權(quán)力組代表項(xiàng)目如：忍氣吞()、()不足道。權(quán)力感啟動(dòng)伴隨著一定的組織情境：假設(shè)你是某城市的一家普通公司的一員。該公司有員工百余名，公司內(nèi)員工之間、管理者與員工之間、各部門(mén)之間溝通合作正常。

4.2.3助人行為材料

同實(shí)驗(yàn)一、實(shí)驗(yàn)二。

4.2.4研究量表

特質(zhì)共情：采用詹志禹(1986)修訂的量表，分別從4個(gè)維度中選擇荷重最高的三項(xiàng)形成12項(xiàng)特質(zhì)共情量表(張鳳鳳等，2012)。代表項(xiàng)如“我的確會(huì)投入小說(shuō)人物中的感情世界”。在本實(shí)驗(yàn)中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。

宜人性、親社會(huì)特質(zhì)、特質(zhì)權(quán)力：與實(shí)驗(yàn)二相同。本實(shí)驗(yàn)中其內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.89、0.73。

自尊量表：與實(shí)驗(yàn)一相同。本實(shí)驗(yàn)中其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。

4.3　結(jié)果

4.3.1死亡凸顯操作檢驗(yàn)

對(duì)MS組和控制組的自尊分?jǐn)?shù)進(jìn)行t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組的自尊分?jǐn)?shù)(M=3.85,SD=0.51)顯著高于控制組(M=3.18,SD=0.39)，t(114)=7.95，p<0.001，Cohen’sd=1.48。證明MS提示有效。

4.3.2權(quán)力感操作檢驗(yàn)

首先，詢問(wèn)被試“有沒(méi)有感受到實(shí)驗(yàn)程序的特別”以檢測(cè)其是否感受到權(quán)力的操作。若被試沒(méi)有提到任何與權(quán)力相關(guān)的詞語(yǔ)，則予以排除(Schmid et al.,2009)。143名被試中有116名被試符合要求，合格率為81%。t檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)高權(quán)力組的主觀權(quán)力感(M=3.92,SD=1.23)顯著高于低權(quán)力組(M=2.70,SD=0.87)，t(114)=6.14，p<0.001，Cohen’sd=1.15。證明權(quán)力感啟動(dòng)有效。

4.3.3描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3是描述性統(tǒng)計(jì)表，MS與助人行為呈顯著正相關(guān)(r=0.31，p<0.01)，而權(quán)力感與助人行為并不顯著相關(guān)(r=-0.10，ns)。

表3　實(shí)驗(yàn)三各變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=116)

注：性別：1=男，2=女；死亡凸顯：1=控制組，2=死亡凸顯組；權(quán)力感：1=低權(quán)力感組，2=高權(quán)力感組；括號(hào)內(nèi)為內(nèi)部一致性系數(shù)；**p<0.01,*p<0.05。

4.3.4假設(shè)檢驗(yàn)

通過(guò)將性別、特質(zhì)共情、親社會(huì)特質(zhì)、宜人性、特質(zhì)權(quán)力作為協(xié)變量，兩因素方差分析發(fā)現(xiàn)，MS對(duì)助人行為有著顯著的主效應(yīng)，F(xiàn)(1,112)=14.38，p<0.001，η2=0.12。支持了假設(shè)1。權(quán)力感對(duì)助人行為的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1,112)=1.00，ns。不支持假設(shè)2。MS和權(quán)力感對(duì)助人行為有著顯著的交互作用,F(1,112)=10.59，p<0.01，η2=0.10。圖1為權(quán)力感和MS的交互作用圖。

圖1　權(quán)力感和死亡凸顯交互效應(yīng)圖

進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，低權(quán)力感操作下，MS組被試的助人時(shí)間(M=5.17,SD=0.36)高于控制組被試(M=2.63,SD=0.37)，F(xiàn)(1,112)=23.73,p<0.001，η2=0.18；高權(quán)力感操作下，兩組在助人時(shí)間上沒(méi)有顯著差異，F(xiàn)(1,112)=0.21,ns。假設(shè)3得到了驗(yàn)證。

4.4　討論

實(shí)驗(yàn)三伴隨組織情境，采用語(yǔ)義喚起法啟動(dòng)被試的權(quán)力感，驗(yàn)證了權(quán)力、MS交互地影響助人行為。權(quán)力可能使被試感受到更多的心理安全感和存在價(jià)值感(Belmi,Pfeffer,2016),從而減弱了MS對(duì)助人行為的促進(jìn)作用，導(dǎo)致高權(quán)力感下的MS組與控制組在助人水平上沒(méi)有顯著差異。

5　總討論

本研究通過(guò)三個(gè)實(shí)驗(yàn)探索了MS、權(quán)力感以及它們的交互作用對(duì)助人行為的影響。研究一結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MS促進(jìn)助人行為。該結(jié)果與Jonas等(2002)研究結(jié)果一致：較控制組的被試來(lái)說(shuō)，接受MS的被試做出更多利他行為(altrustic behavior)。助人行為與利他行為都屬于親社會(huì)行為，但前者的幫助動(dòng)機(jī)可能源于獲得獎(jiǎng)勵(lì)、贊許或逃避懲罰等，而后者的動(dòng)機(jī)更接近于自愿，旨在為他人謀取福祉(Eisenberg & Mussen，1989)。因此，本文是MS對(duì)親社會(huì)行為研究的拓展。同時(shí)，研究一的結(jié)果符合TMT的假設(shè)，證明當(dāng)他人陷入困境時(shí)，接受死亡凸顯的個(gè)體會(huì)更加施以援手，是對(duì)恐懼管理理論的應(yīng)用范圍的延伸，這與存在主義哲學(xué)倡導(dǎo)的“向死而生”論斷一致，預(yù)示著堅(jiān)守善道可能是個(gè)體戰(zhàn)勝恐懼，擺脫虛無(wú)的途徑之一。

研究二、研究三采用不同的權(quán)力操作范式，但均沒(méi)能驗(yàn)證假設(shè)二。一方面，出于研究局限，被試均為在讀大學(xué)生，對(duì)于權(quán)力感的理解較為模糊。另一方面，研究二以情境實(shí)驗(yàn)為研究范式。若高權(quán)力感被試與情境中主人公面臨過(guò)相似難題，這反而會(huì)促進(jìn)其親社會(huì)特質(zhì)的表達(dá)，提升他們的助人傾向(DeCelles,DeRue,& Margolis,2012)。再者，權(quán)力促進(jìn)認(rèn)知靈活性，若已明確目標(biāo)為增加他人福祉(幫助情境中主人公擺脫困境)，高權(quán)力感個(gè)體會(huì)較低權(quán)力感者更多為別人考慮(Overbeck & Park,2001)。另外，當(dāng)高權(quán)力感者更多將權(quán)力視為自身?yè)碛械呢?zé)任而非機(jī)遇時(shí)，會(huì)具備較高的親社會(huì)動(dòng)機(jī)(De Wit,Scheepers,Ellemers,Sassenberg,& Scholl,2017)。綜合來(lái)看，雖然傳統(tǒng)觀念認(rèn)為權(quán)力可能導(dǎo)致冷漠行為(eg,Tjosvold & Sagaria,1978)，但受到情境因素和個(gè)人認(rèn)知方式的影響，高權(quán)力感個(gè)體也不乏親社會(huì)傾向。因此權(quán)力感與助人行為間的關(guān)系是模糊、不穩(wěn)定的。最后，權(quán)力趨近-抑制理論(Keltner,Gruenfeld,& Anderson,2003)認(rèn)為：高權(quán)力者掌控較多資源，容易體驗(yàn)到積極的情緒，因此其行為更加主動(dòng)，追求目標(biāo)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。低權(quán)力者對(duì)于自己決策信心水平較低，更易中斷和抑制行為。由此來(lái)看，處于問(wèn)題情境中的高權(quán)力感個(gè)體也可能主動(dòng)對(duì)他人施以援手。

研究三證明了MS和權(quán)力感對(duì)助人行為存在交互作用。高權(quán)力感者體驗(yàn)到更高的心理安全感和自我價(jià)值感(Belmi & Pfeffer,2016)，更不畏懼風(fēng)險(xiǎn)(Anderson & Galinsky,2006)，因此他們較少體驗(yàn)到死亡帶來(lái)的威脅和不確定感。另一方面，“高權(quán)”賦予人們更高的自尊，使人們更加自信，看待問(wèn)題更加樂(lè)觀(Fast et al.,2009)。高權(quán)力感的個(gè)體受死亡意識(shí)影響更小，因此他們對(duì)于文化世界觀的信念和自尊需求相對(duì)較低，助人行為水平也就隨之降低。相反，低權(quán)力感個(gè)體被提醒死亡時(shí)更加需要通過(guò)助人行為來(lái)符合文化世界觀并強(qiáng)化自尊以緩解恐懼和焦慮，因此他們會(huì)更加樂(lè)于助人。從進(jìn)化心理學(xué)角度看，權(quán)力能夠帶來(lái)更高的地位，使人們獲得有利的生存和繁衍條件。追求權(quán)力是個(gè)體的本能，但是一味地追求權(quán)力可能帶來(lái)消極影響。比如，使人們忽視生存存在的巨大不確定性和威脅，甚至減少人們的親社會(huì)行為，而這將給人類帶來(lái)長(zhǎng)久生存上的困難。因此，平淡地看待權(quán)力以及做好防御工作，于己、于人、于社會(huì)都將會(huì)大有裨益。

本文采用的是MS的經(jīng)典范式(Greenberg et al.,1994)，但開(kāi)放式問(wèn)答存在很大的問(wèn)題：主觀性太大，實(shí)驗(yàn)操作難以標(biāo)準(zhǔn)化，導(dǎo)致對(duì)被試的作答缺乏準(zhǔn)確有效的測(cè)量方式。后續(xù)研究可以使用能將MS量化的測(cè)量方法，如：死亡恐懼問(wèn)卷。也可以采用更加生態(tài)化的研究方法進(jìn)一步精確對(duì)于個(gè)體死亡意識(shí)的操縱。

最后，本文研究的人群為大學(xué)生且被試數(shù)相對(duì)不大。已有研究指出，死亡帶有很明顯的年齡效應(yīng)，如：老年人較年輕人更容易接受死亡(Maxfield et al.,2015)。因此，后續(xù)研究可以在增加樣本量的基礎(chǔ)上擴(kuò)大人群，使MS與親社會(huì)行為的正向關(guān)系得到更加概化的驗(yàn)證。

6　結(jié)　論

(1)MS對(duì)助人行為有著顯著正向的影響。

(2)權(quán)力感與親社會(huì)行為沒(méi)有顯著的關(guān)系。

(3)MS與權(quán)力感交互地影響助人行為；具體來(lái)說(shuō)，高權(quán)力感下，MS組與控制組助人行為沒(méi)有顯著差異；低權(quán)力感下，MS組的助人行為顯著高于控制組。

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