空氣污染環境責任對群體情緒的影響：群體認同的中介作用

白靈娜 楊文嬌 王廣新

摘要：為考察空氣污染環境責任對群體情緒的影響及群體認同在兩者之間的中介作用，采用實驗法和問卷法對435名大學生在群體保護空氣、污染空氣、以及控制三種不同環境行為啟動條件下的環境保護責任、破壞責任、群體情緒以及群體認同感進行調查。結果發現：（1）空氣污染保護責任與群體自豪，群體認同顯著正相關;空氣污染破壞責任與群體憤怒顯著正相關，與群體認同顯著負相關;群體認同與群體自豪顯著正相關，與群體憤怒顯著負相關。（2）群體認同在保護責任和群體自豪之間以及破壞責任和群體憤怒間之間存在中介作用。結論：環境責任既對群體情緒有直接作用，也部分地通過群體認同產生作用。

關鍵詞：空氣污染環境責任;群體情緒;群體認同

1 問題提出

空氣污染是目前中國人生活中最常見的環境污染之一。同時，空氣污染可能會使個體產生焦慮、抑郁情緒，影響個體的主觀幸福感并增加自殺風險（呂小康， 王叢， 2017）。由空氣污染問題引發的心理現象及其對情緒的影響引起了研究者們的關注，在過去對于空氣質量的分布研究中，有針對某一個地區進行的研究，也有針對全國進行的研究。

Borden， Schettino（1979） 首次提出環境責任行為概念，并將其定義為個人和群體為補救環境問題而實施的一切行動。

人們會因所屬群體充當的保護或破壞環境的角色而產生某些情緒反應，這使得個體能夠體驗到群體水平上的情緒（Iyer， & Leach， 2008; Thomas， Mcgarty， & Mavor， 2009）。本研究中，群體情緒是指個體將自己類別化為某一群體，如中國人，對群體成員的環境行為及其后果做出評價后所產生的情緒。

為探討與空氣污染問題相關的環境行為，本研究通過不同的啟動材料將環境責任分為破壞責任和保護責任，具體為污染空氣行為和治理空氣污染行為，將從群體的角度解釋群體成員過去的環境行為對群體情緒的影響，并檢驗群體認同的中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

在北京三所普通高校中采用整群抽樣方式，共抽取了435名被試，平均年齡23歲，共回收有效問卷409份，有效率為93.64%，剔除原因為被試漏答或作答呈現某種規律。

2.2 研究工具

通過實驗啟動的方式，喚起被試的環境責任，包括保護責任以及破壞責任，并對被試的群體認同感以及群體情緒進行測量。實驗啟動材料包括三種：控制組的啟動材料主要內容為全球大氣污染現狀的新聞素材，不涉及中國人的具體行為;污染組的啟動材料主要內容為中國人所做的加劇空氣污染的行為;保護組的啟動材料主要內容為中國人為改善空氣質量所做出的貢獻。啟動結束之后包括兩道題目，分別是為了排除被試不相信實驗材料內容，造成啟動效應失敗以及排除被試本身對環境行為的態度存在的差異。

2.2.1 環境責任測量

環境責任的測量包含4個條目，污染責任與保護責任各2個條目，測量被試作為群體中的一員，對群體的環境責任的認知和評價，如“我們中國人的行為對空氣污染的產生負有責任”或“我們中國人為治理空氣污染做出了貢獻”，采用5點計分。

2.2.2 群體認同量表

采用張克順（2011）修訂的群體認同感量表對大學生的群體認同進行測量，修訂后的量表共5個項目，量表的內部一致性信度為0.85，各項目與量表總分相關在0.66–0.70之間。本研究將原量表中3個項目的學生群體擴大為所有中國群體，并重新檢驗其信效度，量表的內部一致性信度為0.78，各項目與量表總分相關在0.53–0.67之間。

2.2.3群體情緒測量

采取與Smith， Seger， Mackie（2007）相同的測量方式，當個體作為群體中的一員，對群體行為所產生的情緒，如：對于中國人的環境行為，我的情緒是___。用兩個形容詞表示，采用5點計分。主要評定3種群體情緒：群體內疚、群體憤怒和群體自豪。被試根據自己的情緒與給出的情緒形容詞的符合程度進行打分。

3 結果

三組不同啟動材料的被試均表示相信啟動材料中的信息，差異不顯著且都高于隨機平均水平，[F（2，406）<1，p> 0.5]。在測量環境行為態度項目中，三組被試之間同樣沒有顯著差異且都高于隨機平均水平[F （2，406）<1，p> 0.5]。也就是說，被試對親環境行為的態度沒有差異且都是持肯定態度的，滿足被試的同質性。

3.1 群體情緒的人口學差異

為研究不同性別被試的群體情緒是否存在差異，分別對污染組和保護組群體情緒的性別差異進行檢驗。結果表明，污染組的男女被試在群體內疚、群體憤怒和群體自豪的得分上均不存在顯著差異。保護組的男女被試在群體內疚和群體憤怒的得分上沒有顯著差異，但在群體自豪的得分上有顯著差異，男生的群體自豪感得分高于女生。也就是說，對于中國人群體的改善空氣污染的行為，男生產生了更高的群體自豪感。

3.2 環境責任、群體情緒、群體認同的相關

首先考查環境責任、群體認同和群體情緒三組的平均值及標準差，并對變量間的相關關系進行檢驗。見表2。

3.3 責任分組的方差分析

將實驗分組作為自變量，保護責任和破壞責任作為因變量，進行多因素方差分析，結果如下：在破壞責任的得分上分組主效應顯著[F（2，406）=222.95， p<0.001， η?=0.52]。事后兩兩比較結果顯示，污染組在破壞責任上的得分顯著高于保護組和控制組，而保護組和控制組得分沒有顯著差異。在保護責任的得分上分組主效應顯著[F（2，406）=219.25， p <0.001， η?=0.51]。事后兩兩比較結果顯示，保護組在保護責任上的得分顯著高于污染組和控制組，而污染組和控制組得分沒有顯著差異。

3.4 群體認同和群體情緒的差異檢驗

將實驗分組作為自變量，群體認同作為因變量，進行單因素方差分析，結果顯示分組主效應顯著[F（2，406）=31.44，p <0.001]。事后兩兩比較結果表明，污染組在群體認同感上的得分顯著低于保護組和控制組，而保護組和控制組的群體認同感沒有顯著差異。說明在閱讀了群體污染空氣行為的相關實驗材料后，污染組的群體認同感顯著降低了，但在閱讀了群體的空氣保護行為的相關材料后，保護組的群體認同感沒有出現顯著的提高，與控制組的基線水平相比沒有顯著變化。

將實驗分組作為自變量，三種群體情緒作為因變量，進行多因素方差分析，結果顯示：群體內疚[F（2，406）=24.05， η?=0.10]、群體憤怒[F（2，406）=90.38， η?=0.31]的得分上分組主效應顯著（p <0.001）。事后兩兩比較結果表明，污染組的群體內疚、群體憤怒得分顯著高于保護組和控制組，保護組和控制組的群體內疚、群體憤怒得分均沒有顯著差異，說明實驗有效地誘發了污染組的群體內疚情緒、群體憤怒情緒;群體自豪的得分上分組主效應顯著[F（2，406）=246.46， η?=0.55， p <0.001]。事后兩兩比較結果顯示，保護組的群體自豪感得分顯著高于污染組，控制組的群體自豪感得分同樣顯著高于污染組，而且保護組的群體自豪感得分也高于控制組且有顯著差異，說明實驗有效地誘發了保護組的群體自豪情緒。

3.5 群體認同在環境責任和群體認同的中介作用

采用溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云（2004）提出的中介效應檢驗方法，分別對各變量間的路徑進行回歸分析。

污染責任對群體憤怒進行回歸分析時的標準化回歸系數c為0.45，且回歸系數顯著。污染責任對群體認同進行回歸分析的標準化回歸系數a為-0.28，且回歸系數顯著。而將污染責任和群體認同同時帶入方程對群體憤怒進行回歸分析時，控制了污染責任的作用后，群體認同對群體憤怒的回歸系數b為0.09，回歸系數不顯著。根據溫忠麟等提出的中介效應檢驗程序，進行Sobel檢驗，結果顯著（p<0.05） 。加入群體認同后，污染責任對群體憤怒的回歸系數c為0.43，仍然顯著。因此群體認同在污染責任與群體憤怒的關系中起部分中介作用。污染責任通過群體認同到群體憤怒的中介效應為a×b=0.03，中介效應占總效應的比值為a×b/c=0.06。

以同樣的方法檢驗群體認同在保護責任與群體自豪間起中介作用。以群體自豪為因變量，以保護責任為自變量進行回歸分析時的標準化回歸系數c為0.63，回歸系數顯著;以群體認同為因變量，以保護責任為自變量進行回歸分析的標準化回歸系數a為0.36，回歸系數顯著;將保護責任和群體認同同時帶入方程對群體自豪進行回歸分析時，控制了保護責任的作用后，群體認同對群體自豪的標準化回歸系數b為0.14，而保護責任對群體自豪的標準化回歸系數c降為0.58，且保護責任和群體認同對群體自豪的回歸系數都非常顯著，由此可知，群體認同在保護責任與群體自豪之間起部分中介作用。保護責任通過群體認同到群體自豪的中介效應為a×b=0.05，中介效應占總效應的比值為a×b/c=0.08。

4 討論

4.1 群體情緒的誘發

本次研究情緒測量的方式采用的是啟動個體的群體成員身份，激活個體的群體認同以測量群體情緒（Smith， Seger， & Mackie， 2007）。結果表明與空氣污染有關的環境責任確實能夠誘發群體情緒，根據環境責任的不同分別產生積極的和消極的群體情緒。有研究指出，指向群體內部的情緒通常是由積極的或消極的群體事件引發，在面對消極事件時，不同群體認同感的個體產生的情緒反應是不同的，高群體認同的個體可能容易產生群體內疚，而低群體認同的個體可能容易產生群體憤怒（楊文嬌， 2016）。未來的研究可以通過腦神經機制研究等進一步檢驗群體內疚和群體憤怒的產生機制。

4.2 群體認同與群體情緒

本研究的結果中，污染組產生了群體憤怒和群體內疚，且污染組的群體認同感顯著低于保護組和控制組，一個可能的原因是群體內疚和憤怒雖然都是消極情緒，但仍然存在差異，內疚往往是指向自己的，而憤怒通常是指向客體的。人們認同自己所屬的群體，當群體利益受到損害時，自然會產生憤怒，但內疚的產生卻沒有這么簡單，因為內疚帶有一種自責、自罪感，容易使人產生不舒服的感受，所以群體內疚和群體認同之間的相互作用可能更加復雜。相比較而言，積極情緒與群體認同的關系要簡單得多，由于對群體有認同感，所以群體的積極行為或事件能夠引發積極情緒，自豪是最常見的群體情緒，而群體自豪感的產生反過來又能促進個體對群體的肯定態度，提高群體認同感。根據群際情緒理論，群體認同程度高的人們比群體認同低的人們，群際情緒表現的會更強烈，這一效應對積極群際情緒（快樂、自豪）而言，更為為明顯;但就消極情緒而言， 則比較模糊（劉峰， 佐斌， 2010）。

4.3 環境責任與群體認同對群體情緒的影響

環境責任既對群體情緒有直接作用，也部分地通過群體認同產生作用，群體認同在環境責任和群體情緒之間存在部分中介作用。也就是說，當污染責任被啟動時，可以直接激活群體憤怒情緒，同時也可以使群體認同感降低，群體認同感的降低可以增加群體憤怒值;同樣的，當保護責任被啟動時，可以直接激活群體自豪情緒，同時也可以使群體認同感升高，群體認同感的升高增加群體自豪值。

群體認同是社會心理學家公認的影響群體行為產生的是三大因素之一，群體認同不僅會促使個體產生與群體成員相同的情緒反應，也能促進個體表現出與其他群體成員相似的行為。尤其對于群體認同感較高的個體，當群體形象或利益受損時，很有可能會參與群體行為以維護群體的形象和利益（陳浩， 薛婷， 樂國安， 2012）。

參考文獻

[1]陳浩， 薛婷， 樂國安 （2012）. 工具理性， 社會認同與群體憤怒. 心理科學進展， 20（1）， 127–136.

[2]劉峰， 佐斌 （2010）. 群際情緒理論及其研究. 心理科學進展， 18（6）， 940–947.

[3]呂小康， 王叢 （2017）. 空氣污染對認知功能與心理健康的損害. 心理科學進展， 25（1）， 111–120.

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[6]楊文嬌 （2016）. 空氣污染情境中的群體情緒及行為傾向研究. 北京： 北京林業大學.

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[9]Iyer， A. ， & Leach， C. W. （2008）. Emotion in inter-group relations. European Review of Social Psychology， 19， 86–124.

[10]Smith， E. R.， Seger， C. R. ， & Mackie， D. M. （2007）. Can Emotions Be Truly Group Level？ Evidence Regarding Four Conceptual Criteria. Journal of Personality and Social Psychology， 93（3）， 431 – 446.

[11]Thomas， E. F.， McGarty， G.， & Mavor， K. I. （2009）. Transforming “Apathy into movement”： The role of prosocial emotions in motivating action for social change. Personality and Social Psychology Review， 13， 310–333.

作者簡介：

第一作者簡介：白靈娜（1993—），女，回族，河北石家莊人，心理學碩士，單位：北京林業大學人文社會科學學院，研究方向：生態與文化心理學。

第二作者簡介：楊文嬌（1991—），女，漢族，山東省聊城人，心理學碩士，單位：北京林業大學人文社會科學學院，研究方向：生態與文化心理學。

通訊作者：王廣新（1971—），男，漢族，黑龍江省虎林人，副教授，單位：北京林業大學人文社會科學學院，研究方向：生態與文化心理學。