聯結還是疏離：探究疫情死亡凸顯對親社會意愿的影響及其作用機制*

摘 "要""疫情死亡凸顯的兩個方面可能對親社會意愿有相反作用：疫情凸顯啟動行為免疫降低親社會意愿; 死亡凸顯啟動文化世界觀防御提升親社會意愿。新冠大流行期間， 本研究發現：相比控制組的疫情親社會意愿， 經典/地震死亡凸顯組有提升， 而疫情死亡凸顯組無顯著差別， 提示疫情凸顯削弱了死亡凸顯提升親社會意愿的傾向; 相比控制組的疫情面對面親社會意愿， 疫情非死亡凸顯組有降低， 而疫情死亡凸顯組無顯著差別， 提示疫情面對面情境中死亡凸顯削弱了疫情凸顯降低親社會意愿的傾向， 支持假設。疫情結束后， 本研究發現：對疫情面對面親社會意愿而言， 疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯和控制組無顯著差異， 但觀測到行為免疫的中介作用; 對非疫情親社會意愿而言， 疫情死亡凸顯組高于控制組（邊緣顯著）， 提示在后疫情時代或當親社會緣由與疫情無關時， 疫情凸顯對親社會意愿的降低作用有所削弱， 死亡凸顯對親社會意愿的提升作用得以顯現; 對非疫情親社會行為而言， 疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯和控制組無顯著差異， 提示本研究中對非疫情親社會意愿的凸顯效應不能直接推廣至非疫情親社會行為。總之， 本研究分離了疫情凸顯和死亡凸顯對親社會意愿的影響， 揭示了其在不同社會時期的不同模式。

關鍵詞""疫情凸顯; 死亡凸顯; 親社會意愿

分類號""B849

1 "前言

新型冠狀病毒肺炎（Corona Virus Disease 2019， 簡稱新冠）大流行威脅人類社會。“未知生， 焉知死”， 受儒家文化的影響， 中國人常避談死亡， 但毒株變異、感染新增及死亡病例等信息提醒人們生命的脆弱性。“哀吾生之須臾， 羨長江之無窮”。人類的高級認知能力使其意識到死亡不可避免， 但求生本能仍使人渴望生命永續， 此種沖突造就了人類特有的死亡焦慮（Greenberg et al.， 2014; Menzies amp; Menzies， 2020）。

文化人類學家厄內斯特?貝克爾曾指出， 緩解死亡恐懼和焦慮是人類行為的重要動機（Pyszczynski"et al.， 1999）。恐懼管理理論（Terror Management Theory， TMT）認為， 恐懼管理分為近端防御和遠端防御。在死亡凸顯后， 死亡想法進入意識， 觸發近端防御， 通過壓抑或合理化死亡想法來避免焦慮。隨后， 死亡想法進入潛意識， 激活遠端防御， 個體通過獲得自尊、維護文化世界觀和追求親密關系來緩解死亡焦慮（Greenberg et al.， 1997; Rosenblatt et al.， 1989; Sani et al.， 2009）。后者被稱為死亡凸顯效應（Mortality Salience Effect）。其中， 文化世界觀是指由秩序和意義構成的信念系統， 通過展示自我價值的實現途徑， 給予個體象征性永恒或不朽的承諾， 使其超越生命的有限性（Pyszczynski et al.， 2020）。

作為文化世界觀中的一種典型元素， 親社會行為是指幫助他人， 關注他人權利、情感和福利的行為， 它涵蓋了“合作、捐贈、志愿”等維度（Eisenberg et al.， 2006）。親社會行為可以強化個體社會角色， 促進社會發展（Wang， 2022）。親社會意愿是合作、助人的內在動機， 它構成親社會行為的認知和情感基礎， 是驅動親社會行為的前提。在文化世界觀防御中， 個體只有相信自己是世界中有價值的成員才能維系活著的意義， 因此個體通過自我超越尋求自我價值、保護正義世界觀， 從而獲得象征性的永生（Solomon et al.， 1991; Wang， 2022）。研究發現， 死亡凸顯會增強個體對文化世界觀的投入， 增加親社會意愿或行為（Jonas et al.， 2002）。例如， 相比控制組， 被殯儀館情境激活死亡意識的被試更支持慈善項目（Jonas et al.， 2002）。相比于震前組和震后三年組， 震后一月組的兒童更慷慨捐贈， 表現出更多共情（Li et al.， 2013）; 通過獨裁者游戲、最后通牒游戲等，"研究者發現死亡凸顯使被試更慷慨地分配資源， 從中獲得更多滿足感（Zaleskiewicz et al.， 2015）。

研究表明， 親社會的緣由性質（事由、情境及性質）調節了死亡凸顯對親社會意愿或行為的影響：當事由提醒個體生命脆弱性時， 如簽署器官捐贈卡， 死亡提醒會降低親社會意愿或行為（Hirschberger， 2006; Hirschberger et al.， 2008）。這可通過自我保護性利他機制解釋， 當親社會的緣由性質提醒個體生命脆弱性時， 死亡恐懼會被激發， 遠端防御被中斷， 死亡焦慮得不到緩解， 導致親社會意愿或行為下降（Hirschberger， 2013）。因此， 親社會意愿及行為具有復雜性， 死亡凸顯對其作用受到親社會緣由性質的調節。

疫情情境下， 死亡凸顯對親社會意愿或行為的影響可能有其特殊性。研究發現， 與控制組相比， 死亡提醒增加了捐款意愿， 但降低了有感染風險的志愿服務意愿， 提示死亡凸顯僅促進疫情下無生命風險的親社會意愿， 支持自我保護性利他機制。這再次印證死亡凸顯對親社會意愿或行為的作用受到親社會緣由性質的調節（范小月 等， 2022）。然而， “疫情死亡凸顯”包含“疫情凸顯”及“死亡凸顯”兩方面的信息， 該研究未將其作用分離。

“疫情死亡凸顯”中蘊含的“疫情凸顯”可能激活行為免疫， 這是一種由進化中疾病壓力形成的防御機制， 其功能是減少與可能攜帶著病原體的事物接觸（Schaller amp; Duncan， 2011）。行為免疫運作時， 個體對感染源線索過度敏感、高度概括， 以最大程度避離病原體， 但也因此產生大量誤判， 錯誤地將無害對象視為感染源（Mortensen et al.， 2010; Schaller amp; Park， 2011）。研究表明， 病原體感染凸顯會降低社會互動性。被提示感染風險的被試會表現出較低的外傾水平和社交意愿， 僅在看到人的圖片時就表現出回避動作（Mortensen et al.， 2010）。在新冠大流行背景下， 感染威脅使個人與社會環境的關系更復雜。增加與他人的接觸可能會加大感染風險， 而現實中的親社會行為通常要涉及面對面互動， 這可能會挑戰親社會行為自我保護的前提， 激活行為免疫。因此， 疫情凸顯可能會降低親社會意愿或行為。

另一方面， “疫情死亡凸顯”蘊含的“死亡凸顯”通常會增強個體對文化世界觀的投入， 從而增加親社會意愿或行為。因此， “疫情死亡凸顯”中的“疫情凸顯”與“死亡凸顯”可能對親社會意愿或行為存在阻抑作用：疫情凸顯啟動行為免疫避離潛在感染源， 有降低親社會意愿或行為的傾向; 死亡凸顯啟動文化世界觀防御以應對死亡恐懼， 有提升親社會意愿或行為的傾向。兩者作用可能相互抑制。

本研究的主體實驗（實驗1至實驗3）在新冠大流行作為全球公共衛生緊急事件期間（2019年12月至2023年1月）開展， 由于防控限制， 本研究聚焦親社會意愿， 探究疫情死亡凸顯對疫情親社會意愿（即疫情情境中的親社會意愿）的影響， 擬分離疫情凸顯與死亡凸顯的相對作用。之后開展的實驗4用以檢驗疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯、地震死亡凸顯的操縱有效性。

此外， 本研究通過實驗5考察了后疫情時代疫情死亡凸顯對親社會意愿的影響。最新研究表明， 死亡意識管理模式存在東西方文化差異：與西方社會研究提出的“無情緒假設” （affect-free claim; Greenberg et al.， 2003; Lambert et al.， 2014）不同， 在中國集體主義文化背景下， 除恐懼情緒之外， 悲傷情緒是由死亡意識誘發的另一種主導情緒; 在悲傷情緒主導的情境下， 死亡凸顯會促進個體對內在人生目標的追求， 誘發內在成長， 可能增加親社會意愿或行為（黃成利， 胡超， 2023; 韋慶旺 等， 2015）。因此， 實驗5改進了情緒測量手段， 按照黃成利和胡超（2023）的研究范式， 檢驗了悲傷情緒在凸顯類型對親社會意愿的影響中的中介作用。在此基礎上， 為探究凸顯類型對親社會行為的作用， 實驗6考察了凸顯類型對公益捐贈行為的影響。

實驗1至實驗3在國內防疫嚴控期間開展， 具體時間節點：2020年10月份進行實驗1、實驗2， 2021年6月底進行實驗3。實驗地點山東省濟南市的疫情平穩可控。疫情結束后， 實驗4于2023年12月， 實驗5于2024年4月， 實驗6于2024年6月開展。所有實驗均采用線下形式， 每次僅對一個被試進行測試。

2 "實驗1：疫情死亡凸顯和經典死亡凸顯對疫情親社會意愿的影響

實驗1旨在探究疫情凸顯對死亡凸顯提升親社會效應的影響。被試將被隨機分配到以下三組：疫情死亡凸顯組、經典死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組。

2.1 "被試

使用G*Power 3.1估計當power = 80%， α"= 0.05時， 實驗所需樣本量。根據Burke等人（2010）的元分析， 死亡凸顯對文化世界觀防御的效應量為r = 0.35， 每組至少需30人; 根據Hirschberger等人（2008）的研究， 死亡凸顯對親社會行為的效應量Cohen’s d"= 0.799， 每組至少需26人。盡管Klein等人（2022）在重復性研究中指出， 死亡凸顯對文化世界觀防御的效應量應為d"= 0.04， 但隨后有研究指出由于操作隨意， 對被試身份的選擇， 以及實驗處于總統選舉時期等原因， 該效應量并不完全可信（Schindler et al.， 2021）。因此， 本研究仍參照經典實驗中的效應量進行樣本量規劃。實驗1至實驗3是在防疫嚴控期開展， 受客觀條件所限， 每組28人至30人。實驗4至實驗6在疫情結束后開展：實驗4每組35人至36人; 實驗5和實驗6又探討了悲傷情緒在凸顯類型與親社會意愿/行為之間的中介作用， 基于黃成利和胡超（2023）研究的效應量計算每組至少20人（計算過程詳見6.1）， 為與該研究樣本量保持相近， 實驗5和實驗6每組47人。

實驗1共招募89名本科生被試（經典死亡凸顯組= 30， 疫情死亡凸顯組= 29， 疼痛凸顯控制組= 30）， 21名男性和68名女性（= 18.42歲， SD = 0.88歲）。由于性別不影響死亡凸顯效應（Boyd et al.， 2017; Burke et al.， 2010; Jonas et al.， 2002）， 未控制性別比例。所有被試自愿參與并簽署知情同意書， 實驗結束后獲得10元報酬。本實驗及后續實驗的被試均通過校內公告招募， 來自不同院系， 樣本間信息溢出的可能性低。

2.2 "實驗材料

2.2.1""啟動任務

在經典死亡凸顯組， 被試需回答以下問題：“請簡要描述當想到‘自己死亡’時你的想法和心情”; “請根據你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當死亡后， 你身體的變化’”。該死亡凸顯范式已被證明在激發死亡意識方面具有廣泛的有效性（Burke et al.， 2010; Greenberg et al.， 2014）。

疫情死亡凸顯材料是通過在經典死亡凸顯材料中添加疫情背景的描述制作的。被試需回答以下問題：“假設您所處的地區盛行一種致死率較高的傳染病， 易感程度與防護措施類似于新型冠狀病毒。假如您不幸感染了此種病毒， 生命危急。請簡要描述當想到‘自己死亡’時你的想法和心情。請根據你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當死亡后， 你身體的變化’”。

在疼痛凸顯控制組中， 被試需回答：“請簡要描述當想到‘自己牙痛’時你的想法和心情。請根據你的直覺， 具體描述‘在牙痛過程中， 你身體的感受’以及‘當牙痛時， 你身體的變化’”。注意：被試首先被問是否經歷過牙痛。如果沒有， 則將其改為被試經歷過的最嚴重的身體疼痛。疼痛凸顯控制組是常用的對照條件， 旨在控制負性情緒的混淆作用。

2.2.2 "分心任務

分心任務為圈字游戲， 被試需在5分鐘內從無意義的漢字矩陣中盡可能多地找到與電視有關的單詞（Greenberg et al.， 2000; 王鵬 等， 2019）。目的是在測量因變量前使與死亡有關的想法從意識中消退， 進而引發遠端防御（Greenberg et al.， 2000; 王鵬 等， 2019）。

2.2.3""情緒測量

使用PANAS量表測量被試的情緒（Watson et al.， 1988）。被試應根據當前的感受評價20種情緒（10種積極情緒和10種消極情緒）。該量表具有良好的內部一致性（積極情緒Cronbach’s α"= 0.86， 消極情緒Cronbach’s α = 0.87）。

2.2.4""獨裁者游戲

在死亡凸顯相關研究中， 獨裁者游戲是測量親社會意愿的一種常用手段（Zaleskiewicz et al.， 2015）， 因此本實驗也用它來測量疫情親社會意愿。被試在模擬情境中被要求將資源分配出去給需要幫助的接受者（一個中國人或一個外國人）， 分配后剩余的資源歸自己所有。資源包括：10個口罩、10瓶消毒液、10袋大米、10瓶食用油、10份現金（每份100元）和10份幫助意愿。詳見網絡版附錄2。資源的類型和接受者的身份以隨機順序出現。將被試分配給接受者的資源總量記為分配分數， 作為疫情親社會意愿的測量指標。

2.3 "實驗程序

被試被隨機分配到任一凸顯組中。接受凸顯啟動后， 被試完成分心任務， 隨后填寫PANAS量表， 最后完成獨裁者游戲。本實驗及后續實驗遵循科學規范， 避免操縱或偏倚研究結果， 沒有引導樣本選擇。

2.4 "結果與分析

數據中的缺失值均采用序列平均值替換。如果違反方差齊性假設， 則采用Games-Howell校正。t檢驗均為雙尾檢驗， 且采用Bonferroni校正， 當p_corrected ≤ 0.05時存在顯著差異。

不同凸顯類型的被試在積極情緒（F （2， 86） = 0.44， p = 0.64）與消極情緒（F （2， 86） = 1.61， p = 0.21）方面無顯著差異。

對疫情親社會意愿（即獨裁者游戲中的分配分數）進行2 （接受者身份：中國人， 外國人） × 3 （凸顯類型：經典死亡凸顯組， 疫情死亡凸顯組， 疼痛凸顯控制組）的混合設計方差分析。結果如圖1所示：接受者身份的主效應顯著， F （1， 86） = 21.76， p lt; 0.001， η²_p"= 0.20， 對中國人的分配分數（M"= 30.96， SD"= 7.94）高于外國人（M"= 27.89， SD"= 8.15， p lt; 0.001， 95% CI = [1.76， 4.38]， Cohen’s d"= 0.38）; 凸顯類型的主效應顯著， F （2， 86） = 7.06， p"= 0.001， η²_p"= 0.14， 經典死亡凸顯組（M"= 33.29， SD"= 7.18）比疫情死亡凸顯組（M"= 28.01， SD"= 6.98， p_corrected"= 0.014， 95% CI = [0.85， 9.70]， Cohen’s d"= 0.75）和疼痛凸顯控制組（M = 26.98， SD = 6.72， p_corrected = 0.002，"95% CI = [1.92， 10.69]， Cohen’s d"= 0.91）的分配分數更高， 表明經典死亡凸顯組的疫情親社會意愿顯著高于疫情死亡凸顯組和疼痛凸顯控制組。但疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組之間無顯著差異，p_corrected"= 1.00， 95% CI = [?3.40， 5.45]。凸顯類型與接受者身份的交互效應不顯著， F （2， 86） = 0.91， p = 0.41。

2.5""討論

實驗1通過防疫物資分配的獨裁者范式測量疫情親社會意愿， 待分配物資包括阻斷感染源的防護用品和維持生存的基本物資。與控制組相比， 經典死亡凸顯組的疫情親社會意愿顯著提升， 而疫情死亡凸顯組則無顯著差異。這提示疫情凸顯可能削弱了死亡凸顯提升疫情親社會意愿的傾向。疫情凸顯激活行為免疫后， 個體為了維護自身生存需避離潛在病原體， 可能更不愿意將關鍵資源分配給他人。這種作用削弱了死亡凸顯對親社會意愿的提升作用， 自我保護傾向可能會與利他傾向相抵消。

但實驗1存在缺陷：經典死亡凸顯和疫情死亡凸顯中的死亡提示在性質上并不完全可比（后者更具情境性）。為此， 實驗2用地震死亡凸顯代替經典死亡凸顯， 重復實驗1過程， 以測試效應的穩健性。

3 "實驗2：疫情死亡凸顯和地震死亡凸顯對疫情親社會意愿的影響

實驗2比較地震死亡凸顯、疫情死亡凸顯和疼痛凸顯控制組在疫情親社會意愿上的差異， 以驗證實驗1的結果。

3.1 "被試

共招募88名本科生被試（地震死亡凸顯組= 30， 疫情死亡凸顯組= 28， 疼痛凸顯控制組= 30）， 包括5名男性和83名女性（M_age = 18.47歲， SD"= 0.80歲）。被試均自愿參與并簽署知情同意書， 實驗結束后獲得10元報酬。

3.2 "材料和程序

在地震死亡凸顯組中， 被試需回答以下問題：“假設您所處的地區發生了一場破壞性極強的地震， 震級強度與救援措施類似于汶川大地震。此時， 假如您不幸被倒塌的房屋所掩埋， 生命垂危。請簡要描述當想到‘自己死亡’時你的想法和心情; 請根據你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當死亡后， 你身體的變化’”。其他材料和程序與實驗1一致。

3.3 "結果

不同凸顯類型的被試在積極情緒（F （2， 85） = 0.86， p"= 0.43）與消極情緒（F （2， 85） = 1.50， p = 0.23）方面沒有顯著差異。

對疫情親社會意愿（即獨裁者游戲中的分配分數）進行混合設計方差分析， 結果如圖2所示：接受者身份主效應顯著， F （1， 85） = 43.87， p lt; 0.001， η²_p"= 0.34， 對中國人的分配分數（M = 31.10， SD = 7.76）顯著高于外國人（M"= 27.57， SD"= 9.24， 95% CI = [2.47， 4.59]， Cohen’s d = 0.40）; 凸顯類型的主效應顯著， F （2， 85） = 7.31， p = 0.001， η²_p"= 0.15， 地震死亡凸顯組（M"= 33.70， SD"= 9.10）比疫情死亡凸顯組（M = 27.29， SD"= 5.99， p_corrected"= 0.006， 95% CI = [1.52， 11.31]， Cohen’s d = 0.83）和疼痛凸顯控制組（M = 27.01， SD"= 7.38， p_corrected = 0.003， 95% CI = [1.88， 11.50]， Cohen’s d = 0.81）的分配分數更高， 表明地震死亡凸顯組的疫情親社會意愿顯著高于疫情死亡凸顯組和疼痛凸顯控制組。但疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組之間無顯著差異， p_corrected"= 1.00， 95% CI = [?4.63， 5.17]。接受者身份與凸顯類型之間的交互效應不顯著， F （2， 85） = 0.61， p"= 0.55。

3.4 "討論

實驗2發現， 與控制組相比， 地震死亡凸顯組的疫情親社會意愿有顯著提升， 而疫情死亡凸顯組則無顯著差異。這與實驗1結果一致， 提示疫情凸顯可能削弱了死亡凸顯提升親社會意愿的傾向。值得注意的是， 實驗1和實驗2均發現凸顯類型與接受者身份之間交互效應不顯著。無論在哪個啟動條件下， 被試均分配給中國人更多資源。這可能是因為中國人對人際關系的處理以遠近親疏為序， 導致個體無論是否受到死亡凸顯， 都更傾向于遵循幫助“自己人”的行為規則（袁曉勁， 郭斯萍， 2017）。此外， 相對于控制組， 無論接受者的身份如何， 經典/地震死亡凸顯均提升了個體的疫情親社會意愿。中國“和”文化發展而來的“協和萬邦”思想以及儒家文化推崇的“仁愛”精神（李姝橋， 孔朝霞， 2021）， 促使個體在接受死亡凸顯后， 并沒有增加對外群體的排斥：相對于控制組， 也傾向于提升對外群體的疫情親社會意愿。

4 "實驗3：疫情死亡凸顯和疫情非死亡凸顯對疫情親社會意愿的影響

實驗1和實驗2的結果提示， 疫情凸顯可能削弱了死亡凸顯提升疫情親社會意愿的傾向。實驗3擬通過對比疫情非死亡凸顯、疫情死亡凸顯和疼痛凸顯控制條件， 考察死亡凸顯是否也削弱了疫情凸顯降低疫情親社會意愿的傾向。實驗1與實驗2中采用的獨裁者游戲不涉及面對面互動， 生態效度可能相對較低。因此， 實驗3通過測量志愿者意愿來評估疫情親社會意愿， 包括面對面接觸和不需要面對面接觸的兩種情境。

4.1 "被試

共招募89名本科生被試（疫情非死亡凸顯組= 30， 疫情死亡凸顯組= 29， 疼痛凸顯控制組= 30）， 包括15名男性和74名女性（M_age"="20.15歲， SD"= 1.11歲）。被試均自愿參與實驗并簽署知情同意書， 實驗結束后獲得15元報酬。

4.2""實驗材料

4.2.1""啟動材料

疫情非死亡凸顯組的被試需回答以下問題：“假設您所處的地區盛行一種新型傳染病， 易感程度與防護措施類似于新型冠狀病毒。請簡要描述當想到‘自己所在社區出現病毒感染者’時你的想法和心情。請根據你的直覺， 具體描述‘疫情爆發后， 你的生活發生了哪些變化’以及‘對于這些變化， 你有什么感受’”。疫情死亡凸顯組和疼痛凸顯控制組所用的材料與實驗1一致。

4.2.2""志愿者意愿測量

被試需報告他們在多大程度上愿意為未來可能發生的COVID-19疫情做志愿者。該量表包含6個題目（見網絡版附錄3）。其中， 測量疫情面對面親社會意愿（疫情情境中的面對面親社會意愿）的三個題目的Cronbach’s α系數為0.92， 測量疫情非面對面親社會意愿（疫情情境中的非面對面親社會意愿）的三個題目的Cronbach’s α系數為0.75。疫情面對面和非面對面親社會意愿分別由相應三個題目的總分得出。

分心任務和情緒測量所用的材料與實驗1一致。

4.3""實驗程序

被試被隨機分配到疫情非死亡凸顯組、疫情死亡凸顯組或疼痛凸顯控制組。凸顯啟動后， 被試依次完成分心任務、PANAS量表、志愿者意愿測量。

4.4 "結果

數據處理同實驗1。

4.4.1""情緒測量

不同凸顯類型的被試在積極情緒（F （2， 86） = 1.05， p"= 0.36）和消極情緒（F （2， 86） = 0.14， p = 0.87）方面均無顯著差異。

4.4.2""志愿者意愿測量

對疫情親社會意愿（即志愿者意愿）進行2 （幫助情境：面對面， 非面對面） × 3 （凸顯類型：疫情非死亡凸顯組， 疫情死亡凸顯組， 疼痛凸顯控制組）混合設計方差分析。結果如圖3所示：幫助情境的主效應顯著， F （1， 86） = 20.57， p lt; 0.001， η²_p"= 0.19; 非面對面情境下的志愿者意愿（M = 16.35， SD = 3.18）顯著高于面對面情境（M = 14.82， SD = 4.36， 95% CI = [0.86， 2.20]， Cohen’s d"= 0.38）; 凸顯類型的主效應顯著， F （2， 86） = 3.48， p = 0.035， η²_p"= 0.08; 幫助情境與凸顯類型的交互效應也顯著， F （2， 86） ="3.93， p = 0.023， η²_p"= 0.08。簡單效應分析顯示， 在面對面情境下， 疼痛凸顯控制組（M"= 16.03， SD"= 3.62， p_corrected"= 0.013， 95% CI = [0.53， 5.80]， Cohen’s d"= 0.71）和疫情死亡凸顯組（M"= 15.55， SD = 3.47， p_corrected"= 0.046， 95% CI = [0.03， 5.34]， Cohen’s d"= 0.61）比疫情非死亡凸顯組（M = 12.87， SD"= 5.18）的志愿者意愿更高， 表明疫情非死亡凸顯組的疫情面對面親社會意愿顯著低于疫情死亡凸顯組和疼痛凸顯控制組; 疼痛凸顯控制組和疫情死亡凸顯組之間無顯著差異， p_corrected = 1.00， 95% CI = [?2.17， 3.14]。在非面對面情境下， 各凸顯組之間無顯著差異， F （2， 86） = 1.07， p = 0.35。

4.5""討論

實驗3發現在面對面情境中， 相比控制組和疫情死亡凸顯組， 疫情非死亡凸顯組的志愿者意愿更低， 而疫情死亡凸顯組與控制組無顯著差異。這提示死亡凸顯削弱了疫情凸顯降低疫情面對面親社會意愿的傾向。然而， 在非面對面情境中， 疫情非死亡凸顯組的志愿者意愿與其他兩組相比無顯著差異， 這可能因為即使接受了疫情凸顯啟動， 但行為免疫機制并沒有將線上的人際行為視為警告信號。然而， 如果這種可能性成立， 又如何解釋在非面對面情境下， 疫情死亡凸顯組的志愿者意愿沒有顯著高于控制組呢？一種可能是， 疫情死亡凸顯材料所包含的“死亡凸顯”信息， 不僅激活了恐懼管理系統， 并且與“疫情凸顯”信息結合過度激活了行為免疫系統。在這種情況下， 行為免疫可能以一種過度泛化、高度敏感的方式工作， 即使與他人的接觸是非面對面的， 仍將其視為警告信號（Mortensen et al.， 2010）， 兩種凸顯效應同時生效并相互抵消， 導致疫情死亡凸顯組的疫情非面對面親社會意愿與控制組相比無顯著變化。

5 "實驗4：對疫情死亡凸顯、地震死亡凸顯和疫情非死亡凸顯的操縱檢驗

為檢測凸顯操縱的有效性， 開展實驗4， 數據收集時間在2023年12月。

5.1""被試

共招募106名被試（疫情非死亡凸顯組n_PNMS"= 36， 疫情死亡凸顯組n_PMS"= 35， 地震死亡凸顯組n_EMS"= 35）， 包括13名男性和93名女性（M_age"= 19.80歲， SD"= 1.82歲）。所有的被試均自愿參與實驗并簽署知情同意書， 實驗結束后獲得6元報酬。

5.2 "實驗材料

5.2.1""啟動材料

地震死亡凸顯組和疫情死亡凸顯組所用的啟動材料與實驗2一致， 疫情非死亡凸顯組所用的材料與實驗3一致。

5.2.2 "操縱檢驗材料

為檢驗凸顯操縱是否有效， 所有被試需回答6個問題（見網絡版附錄4）， 其中題項1依照Wang等人（2023）和范小月等人（2022）的研究測量死亡想法的啟動效果。題項3至5測量疫情凸顯對行為免疫的啟動效果， 基于Schaller和Park （2011）對行為免疫系統的相關界定（觸發與疾病相關的情緒和認知反應; 觸發對病原體的回避行為）所編制， Cronbach’s α系數為0.84， 行為免疫得分為題項3至5的總分。題項6要求被試直接評估物資緊缺感以測量物資緊缺感的啟動效果。

5.3""實驗程序

被試被隨機分配到地震死亡凸顯組、疫情死亡凸顯組或疫情非死亡凸顯組。凸顯啟動后， 被試完成操縱檢驗。

5.4""結果

缺失值處理和分析校正方法與實驗1相同。

對地震死亡凸顯組、疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組的啟動效果進行單因素方差分析。結果如圖4所示。

在死亡想法上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 103） = 31.76， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.38， 地震死亡凸顯組（M"= 7.83， SD"= 1.42， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.52， 5.12]， Cohen’s d"= 1.70）和疫情死亡凸顯組（M"= 7.49， SD"= 2.20， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.18， 4.76]， Cohen’s d = 1.37）的死亡想法水平均顯著高于疫情非死亡凸顯組（M"= 4.01， SD = 2.83）; 地震死亡凸顯組與疫情死亡凸顯組無顯著差異（p_corrected"= 1.00， 95% CI = [?1.64， 0.96]）。

在行為免疫上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 103） = 138.61， p lt; 0.001， η²_p"= 0.73， 疫情死亡凸顯組（M"= 18.69， SD"= 6.51， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [14.01， 20.10]， Cohen’s d"= 3.14）和疫情非死亡凸顯組（M"= 20.44， SD"= 4.82， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [15.79， 21.84]， Cohen’s d"= 4.20）的行為免疫水平均顯著高于地震死亡凸顯組（M = 1.63， SD = 4.10）; 疫情死亡凸顯組與疫情非死亡凸顯組無顯著差異， p_corrected"= 0.48， 95% CI = [?4.79， 1.27]。

在物資緊缺感上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 103） = 6.28， p"= 0.003， η²_p"= 0.11， 疫情非死亡凸顯組（M"= 6.03， SD"= 2.99）比疫情死亡凸顯組（M"= 3.74， SD"= 2.91， p_corrected"= 0.003， 95% CI = [0.66， 3.91]， Cohen’s d = 0.77）和地震死亡凸顯組（M"= 4.34， SD"= 2.53， p_corrected"= 0.04， 95% CI = [0.06， 3.31]， Cohen’s d = 0.61）的物資緊缺感更高; 地震死亡凸顯組與疫情死亡凸顯組無顯著差異， p_corrected"="1.00， 95% CI = [?1.04， 2.24]。

5.5 "討論

由上述結果可知， 疫情死亡凸顯和地震死亡凸顯均啟動了較高水平的死亡想法， 而疫情非死亡凸顯所引發的死亡想法顯著低于前兩者， 提示死亡凸顯操縱有效。相比地震死亡凸顯， 疫情死亡凸顯和疫情非死亡凸顯的行為免疫激活水平更高， 提示疫情凸顯操縱有效。

然而， 疫情非死亡凸顯不僅啟動了行為免疫， 還啟動了物資緊缺感， 這可能與啟動材料的引導性表述有關：被試需描述“當想到自己所在社區出現病毒感染者時的想法和心情”及“疫情爆發后生活發生的變化以及對于這些變化的感受”。第二個問題可能引發對防疫期間經歷的聯想， 如購物不便， 從而導致物資緊缺感的啟動。

需要考慮的是， 引發高物資緊缺感的“疫情非死亡凸顯”條件僅在實驗3中出現， 這是否對實驗3的發現造成了混淆？由于“疫情非死亡凸顯”引發了比“疫情死亡凸顯”更高的物資緊缺感， 若物資緊缺感影響疫情親社會意愿， 則在涉及物資分配的情境下， 預期疫情非死亡凸顯組的疫情親社會意愿低于疫情死亡凸顯組。

實驗3中測量的疫情親社會意愿僅在非面對面情境中包含了涉及物資分配的一項指標， 即“您愿意為隔離區居民在線捐贈物資的程度”。與上述推斷不符， 在實驗3的非面對面情境中， “疫情非死亡凸顯”與“疫情死亡凸顯”之間的志愿者意愿無顯著差異（t"（57） = ?0.75， p_corrected"= 0.46， 95% CI = [?2.37， 1.08]）。將這一涉及物資分配的題項去掉后， 僅對剩余題項進行分析， 結果表明， “疫情非死亡凸顯”與“疫情死亡凸顯”之間也無顯著差異（t"（57） = ?0.65， p_corrected"= 0.52， 95% CI = [?1.64， 0.84]）。因此， 物資緊缺感不會影響實驗3中的疫情親社會意愿。

6 "實驗5：疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯對疫情面對面親社會意愿和非疫情親社會意愿的影響

后疫情時代， 病毒威脅依然存在， 但人們會更積極地看待世界和他人（Staub amp; Vollhardt， 2008）， 這可能會導致凸顯類型對親社會意愿的影響與疫情期間不同。實驗5于新冠大流行結束后2年內開展， 采用單因素（凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制）被試間設計， 考察凸顯類型對疫情面對面親社會意愿（同實驗3）和非疫情親社會意愿（非疫情情境中的親社會意愿）的影響， 并參照黃成利和胡超（2023）的研究， 測量悲傷情緒及其在凸顯類型與親社會意愿間的作用。考慮到日常親社會行為對實驗室親社會意愿測量的影響， 以及自尊對被試主觀報告情緒的影響， 將日常親社會行為和自尊作為協變量。

6.1""被試

據黃成利和胡超（2023）的研究， 死亡凸顯對悲傷情緒的效應量Cohen’s d = 0.93， 當power = 80%， α"= 0.05時， 計算所需樣本量每組至少20人。為與該研究樣本量相近， 共招募141名被試（疫情非死亡凸顯組n_PNMS"= 47， 疫情死亡凸顯組n_PMS"= 47， 疼痛凸顯控制組n_PSC"= 47）， 包括11名男性和130名女性（M_age"= 19.98歲， SD"= 1.50歲）。被試均自愿參與實驗并簽署知情同意書， 實驗結束后簽署保密承諾書并獲得15元報酬。

6.2""實驗材料

6.2.1 "啟動材料

疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組、疼痛凸顯控制組所用的材料與實驗3一致。

6.2.2 "Rosenberg自尊量表

以往研究發現自尊影響死亡凸顯后的主觀報告情緒， 因此將自尊水平作為協變量。采用由 Rosenberg （1965）編制、王孟成等（2010）修訂的Rosenberg自尊量表， 本實驗中該量表的Cronbach’s α為0.91。

6.2.3 "日常親社會行為

個體日常親社會行為可能影響其在實驗中的親社會意愿， 因此將日常親社會行為水平作為協變量。采用楊瑩等人（2015）編制的親社會行為問卷， 本實驗中該問卷的Cronbach’s α系數為0.85。

6.2.4""情緒測量

采用黃成利和胡超（2023）使用的情緒測量方法， 要求被試對六大基本情緒——驚訝、厭惡、憤怒、快樂、悲傷、恐懼進行7點計分（1代表完全沒有， 7代表非常強烈）。

6.2.5 "分心任務

同實驗3。

6.2.6 "疫情面對面親社會意愿測量

同實驗3中疫情面對面親社會意愿的三項題目。本實驗中三個題目的Cronbach’s α系數為0.82。

6.2.7""非疫情親社會意愿測量

改編自Nelson和Norton （2005）的親社會意愿測查范式（見網絡版附錄6）， 請被試選擇無償參與課題組后續實驗的數量， 將此作為非疫情親社會意愿的測量指標。

6.3""實驗程序

本實驗分兩天開展。第一天， 被試填寫Rosenberg自尊量表和日常親社會行為問卷。第二天， 被試先進行情緒測量（前測）， 之后被隨機分配到疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組、疼痛凸顯控制組， 接著對凸顯啟動過程中的情緒測量（后測）、完成分心任務、完成疫情面對面親社會意愿以及非疫情親社會意愿的測量。最后， 檢驗凸顯操縱的有效性， 材料及程序與實驗4一致。

6.4 "數據分析與結果

缺失值處理和分析校正方法與實驗1相同。此外， 考慮到Bonferroni校正的極端嚴苛性（Cohen， 1988）， 當p_corrected邊緣顯著時， 也報告校正前p"值及效應量以供參考。本實驗及后續實驗均采用SPSS 22.0的PROCESS 3.4版本的插件進行中介分析。

6.4.1""操縱檢驗

采用單因素方差分析探究不同凸顯組在死亡想法、行為免疫、物資緊缺感上的差異。結果如圖5所示：在死亡想法上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 138） = 56.89， p"lt; 0.001， η²_p""0.45。由于違反方差齊性假設， 事后比較采用Games-Howell校正。疫情死亡凸顯組（M"= 7.75， SD"= 1.65）顯著高于疼痛凸顯控制組（M"= 1.94， SD"= 3.16， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [4.56， 7.05]， Cohen’s d"= 2.31）和疫情非死亡凸顯組（M"= 4.85， SD"= 2.87， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.74， 4.05]， Cohen’s d"= 1.24）; 疫情非死亡凸顯組顯著高于疼痛凸顯控制組， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.43， 4.40]， Cohen’s d"= 0.92。

在行為免疫上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 138） = 88.36， p"lt; 0.001， η²_p""0.56。由于違反方差齊性假設， 事后比較采用Games-Howell校正。疫情死亡凸顯組（M"= 20.23， SD"= 5.96， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [11.52， 18.78]， Cohen’s d"= 2.05）和疫情非死亡凸顯組（M"= 20.64， SD"= 4.08， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [12.24， 18.87]， Cohen’s d"= 2.32）均顯著高于疼痛凸顯控制組（M"= 5.09， SD"= 8.56）; 疫情死亡凸顯組與疫情非死亡凸顯組無顯著差異， p_corrected"= 0.92， 95% CI = [?2.92， 2.11]。

在物資緊缺感上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 138） = 30.00， p"lt; 0.001， η²_p""0.30。疫情非死亡凸顯組（M"= 6.49， SD"= 2.44）顯著高于疫情死亡凸顯組（M"= 3.60， SD"= 2.77， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.57， 4.21]， Cohen’s d"= 1.11）和疼痛凸顯控制組（M"="2.38， SD"= 2.70， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.78， 5.43]， Cohen’s d"= 1.60）; 疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異， p_corrected"="0.08， 95% CI = [?0.11， 2.53]。

6.4.2 "疫情面對面親社會意愿的比較

采用單因素協方差分析探究不同凸顯組間疫情面對面親社會意愿的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊和日常親社會行為是協變量， 疫情面對面親社會意愿為因變量。在控制協變量后， 凸顯類型的主效應不顯著， F （2， 136） = 0.33， p"= 0.72。疫情非死亡凸顯組、疫情死亡凸顯組、疼痛控制組的分數（均值 ± 標準差）如下：14.77 ± 3.95， 14.19 ± 3.82， 14.77 ± 2.79。

6.4.3""非疫情親社會意愿的比較

采用單因素協方差分析探究不同凸顯組間非疫情親社會意愿的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊和日常親社會行為是協變量， 非疫情親社會意愿為因變量。在控制協變量后， 凸顯類型主效應邊緣顯著， F （2， 136） = 2.99， p"= 0.054， η²_p""0.04。事后檢驗表明：疫情死亡凸顯組（M"= 2.23， SD"= 2.12）的非疫情親社會意愿高于疼痛凸顯控制組（M"= 1.30， SD"= 1.63， p"= 0.018）， Bonferroni校正后邊緣顯著（p_corrected"= 0.052， 95% CI = [?0.005， 1.90]， Cohen’s d"= 0.49）; 疫情非死亡凸顯組（M"= 1.96， SD"= 1.92）與疼痛凸顯控制組無顯著差異（p_corrected"= 0.38， 95% CI = [?0.35， 1.56]）; 疫情死亡凸顯組與疫情非死亡凸顯組無顯著差異（p_corrected"= 1.00， 95% CI = [?0.62， 1.30]）。

6.4.4""主觀報告情緒的比較

采用3 （凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制） × 2 （情緒類別：悲傷， 恐懼） × 2 （階段：前測， 后測）的協方差分析探究凸顯類型對情緒強度變化的影響， 凸顯類型為組間變量， 情緒類別和階段為組內變量， 自尊為協變量， 主觀報告情緒分數為因變量。結果如圖6所示。在控制自尊后， 凸顯類型、情緒類別與階段的交互作用不顯著（邊緣顯著）， F"（2， 137） = 2.37， p"= 0.097， η²_p""0.03。

進一步分別對恐懼情緒和悲傷情緒分析凸顯類型對情緒強度變化的影響。對恐懼情緒， 進行3 （凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制） × 2 （階段：前測， 后測）的協方差分析。在控制自尊后， 凸顯類型與階段的交互作用顯著， F"（2， 137） = 7.67， p"= 0.001， η²_p""0.10。簡單效應分析表明， 前測階段不同凸顯組在恐懼情緒上無顯著差異， F"（2， 137） = 0.81， p"= 0.45; 后測階段差異顯著， F （2， 137） = 9.37， p"lt; 0.001， η²_p""0.12。對后測階段各凸顯組進行成對比較：疫情死亡凸顯組（M"="4.21， SD"= 1.83）的恐懼情緒顯著高于疼痛凸顯控制組（M"= 2.70， SD"= 1.61， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.66， 2.36]， Cohen’s d"= 0.88）; 疫情死亡凸顯組高于疫情非死亡凸顯組（M"= 3.38， SD"= 1.61）， 該效應邊緣顯著（p = 0.02， p_corrected"= 0.058， 95% CI = [?0.02， 1.67]， Cohen’s d"= 0.48）; 疫情非死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異（p_corrected"= 0.16， 95% CI = [?0.17， 1.53]）。此外， 對于疫情非死亡凸顯組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 3.38， SD"= 1.61）顯著大于前測階段（M"= 1.30， SD"= 0.72， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.58， 2.59]， Cohen’s d"= 1.67）; 對于疫情死亡凸顯組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 4.21， SD"= 1.83）顯著大于前測階段（M"= 1.26， SD"= 0.57， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.45， 3.46]， Cohen’s d"= 2.16）; 對于疼痛凸顯控制組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 2.70， SD"= 1.61）顯著大于前測階段（M"= 1.15， SD"= 0.42， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.05， 2.06]， Cohen’s d"= 1.21）。

對悲傷情緒進行相同的分析。在控制自尊后， 凸顯類型與階段的交互作用顯著， F"（2， 137） = 17.43， p"lt; 0.001， η²_p""0.20。簡單效應分析表明， 前測階段不同凸顯組在悲傷情緒上無顯著差異， F （2， 137） = 0.83， p"= 0.44; 后測階段差異顯著， F （2， 137） = 19.70， p"lt; 0.001， η²_p""0.22。對后測階段各凸顯組進行成對比較：疫情死亡凸顯組的悲傷情緒（M"= 4.47， SD"= 1.63）顯著高于疫情非死亡凸顯組（M"= 3.04， SD"= 1.40， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.66， 2.19]， Cohen’s d"= 0.94）和疼痛凸顯控制組（M"= 2.55， SD"= 1.56， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.15， 2.68]， Cohen’s d"= 1.20）; 疫情非死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異， p_corrected"= 0.37， 95% CI = [?0.28， 1.26]。此外， 對于疫情非死亡凸顯組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 3.04， SD"= 1.40）顯著大于前測階段（M"= 1.60， SD"= 0.92， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.98， 1.93]， Cohen’s d"= 1.20）; 對于疫情死亡凸顯組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 4.47， SD"= 1.63）顯著大于前測階段（M"= 1.43， SD"= 0.80， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.56， 3.52]， Cohen’s d"= 2.37）; 對于疼痛凸顯控制組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 2.55， SD"= 1.56）顯著大于前測階段（M"= 1.38， SD"= 0.77， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.69， 1.65]， Cohen’s d"= 0.94）。

6.4.5 "死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與親社會意愿的偏相關分析

采用偏相關分別分析死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與疫情面對面親社會意愿的相關關系， 以及死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會意愿的相關關系， 控制變量均為自尊和日常親社會行為。結果僅發現行為免疫與疫情面對面親社會意愿呈顯著負相關（r"= ?0.20， p"= 0.02）。偏相關分析結果詳見表1。

6.4.6""行為免疫與疫情面對面親社會意愿的中介分析

根據偏相關分析結果， 僅發現行為免疫與疫情面對面親社會意愿呈顯著負相關， 因而參照方杰等人（2017）提出的多類別自變量的中介分析流程（方杰 等， 2017; Hayes， 2022）， 選取所有被試的數據（N"="141）， 對行為免疫在凸顯類型與疫情面對面親社會意愿之間的中介效應進行檢驗。以凸顯類型為自變量（作虛擬變量處理）， 行為免疫為中介變量， 疫情面對面親社會意愿為因變量， 日常親社會行為和自尊為協變量。結果如圖7所示。

結果表明， 在控制協變量后， 凸顯類型對疫情面對面親社會意愿的整體總效應不顯著， F"（2， 136） ="0.33， p"= 0.72， 表明2個相對總效應均不顯著。整體直接效應不顯著， F"（2， 135） = 1.25， p"= 0.29， 表明2個相對直接效應均不顯著。相對中介分析的結果是：以疼痛凸顯控制組為參照水平， 疫情非死亡凸顯組相對疼痛凸顯控制組的相對中介95%的Bootstrap置信區間為[?3.17， ?0.50]， 不包含0， 表明相對中介效應顯著（a₁ = 1.59， b = ?0.31， a₁b = ?0.49）; 以疼痛凸顯控制組為參照水平， 疫情死亡凸顯相對疼痛凸顯控制的相對中介的95%的Bootstrap置信區間為[?3.20， ?0.48]， 不包含0， 表明相對中介效應顯著（a₂ = 1.56， b = ?0.31， a₂b = ?0.48）。因此， 疫情非死亡凸顯和疫情死亡凸顯通過提升個體的行為免疫水平進而降低其疫情面對面親社會意愿。

6.4.7 "情緒與疫情面對面親社會意愿、非疫情親社會意愿的偏相關分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關分析悲傷、恐懼情緒與疫情面對面親社會意愿、非疫情親社會意愿的關系， 控制變量為自尊和日常親社會行為。結果發現， 僅后測悲傷情緒與非疫情親社會意愿呈顯著正相關（r"= 0.20， p"= 0.018）。

6.4.8""悲傷情緒在凸顯類型與非疫情親社會意愿之間的中介分析

根據情緒與親社會意愿的偏相關分析結果， 檢驗后測悲傷情緒在凸顯類型與非疫情親社會意愿之間的中介效應。結果發現， 后測悲傷情緒的中介效應不顯著。

6.5""討論

實驗5中， 凸顯類型對疫情面對面親社會意愿的主效應不顯著。值得注意的是， 實驗3中疫情非死亡凸顯組的疫情面對面親社會意愿顯著低于疼痛凸顯控制組， 實驗5并未觀察到這一效應。這提示在后疫情時代， 疫情凸顯降低疫情面對面親社會意愿的作用可能被削弱。盡管如此， 實驗5中仍觀測到行為免疫在凸顯類型與疫情面對面親社會意愿之間的相對間接效應（以疼痛凸顯為參照）。這一結果支持本研究的核心理論：疫情凸顯信息激活行為免疫進而影響親社會意愿（即使在后疫情時代， 疫情凸顯對疫情親社會意愿作用削弱， 但這一中介機制仍在發揮作用）。

在實驗5中， 相比于疼痛凸顯控制組， 疫情死亡凸顯組表現出更高的非疫情親社會意愿（效應邊緣顯著）。這種趨勢在實驗1至實驗3中的疫情親社會意愿上未觀察到。這暗示當親社會情境與疫情線索無關時， 疫情凸顯對親社會意愿的降低作用會減弱， 甚至無法抵消死亡凸顯對親社會意愿的提升作用， 從而觀察到疫情死亡凸顯組非疫情親社會意愿高于疼痛凸顯控制組。遺憾的是， 由于實驗1至實驗3中未測量非疫情親社會意愿， 因而上述作用是否受限于疫情時代背景不能確定。

實驗5的結果與黃成利和胡超（2023）的研究結果相似， 表明疫情死亡凸顯引發了恐懼和悲傷情緒， 并且發現悲傷情緒與非疫情親社會意愿呈顯著正相關， 但并未觀察到悲傷情緒在凸顯類型與非疫情親社會意愿之間的中介作用。這可能是由于疫情凸顯和死亡凸顯的結合引發了復雜的負面情緒， 如厭惡等， 從而掩蓋了某一特定情緒的效應。

7 "實驗6：疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯對非疫情親社會行為的影響

實驗1至實驗5考察了凸顯類型對親社會意愿的影響。為進一步探討凸顯類型如何影響親社會行為， 實驗6采用單因素（凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制）被試間設計， 考察凸顯類型對公益捐贈行為的影響。公益捐贈行為是一種普通親社會行為， 不具備疫情情境特殊性（非疫情親社會行為）。在后疫情時代， 研究凸顯類型對普通親社會行為的影響， 具有廣泛的現實意義。

由于增強社會聯結和歸屬感是一種管理死亡意識的方式， 因而啟動死亡意識可能增強社會贊許效應， 即個體更渴望認可并迎合社會價值標準。這種效應可能解釋了死亡凸顯后親社會意愿的增強。為控制社會贊許性的影響， 除了自尊水平和日常親社會行為， 實驗6還測量了被試的社會贊許性并將其作為協變量。此外， 實驗6采用“主試回避”范式測量公益捐贈行為以最小化社會贊許效應對非疫情親社會行為（非疫情情境中的親社會行為）的影響。其余設置與實驗5保持相同。

7.1 "被試

為與實驗5的樣本量保持一致， 共招募141名被試（疫情非死亡凸顯組n_PNMS"= 47， 疫情死亡凸顯組n_PMS"= 47， 疼痛凸顯控制組n_PSC"= 47）， 包括28名男性和113名女性（M_age"= 20.89歲， SD"= 1.64歲）。所有被試均自愿參與實驗并簽署知情同意書， 實驗結束后簽署保密承諾書并獲得15元基礎報酬+代幣（實驗結束后按比例兌換為人民幣）。

7.2 "實驗材料

7.2.1 "啟動材料

疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組、疼痛凸顯控制組所用的材料與實驗5一致。

7.2.2""Rosenberg自尊量表

同實驗5。本實驗中該量表的Cronbach’s α為0.89。

7.2.3 "日常親社會行為

同實驗5。本實驗中該問卷的Cronbach’s α系數為0.85。

7.2.4""馬洛?克羅恩社會贊許性量表

以往研究發現個體的社會贊許性會影響其親社會行為， 因此將社會贊許性作為協變量。采用馬洛?克羅恩社會贊許性量表（Marlowe-Crowne Social Desirability Scale）測量社會贊許性（王秀娟 等， 2018）。本實驗中該量表的Cronbach’s α系數為0.79。

7.2.5""情緒測量

情緒測量所用材料與實驗5一致。

7.2.6""分心任務

同實驗5。

7.2.7""非疫情親社會行為

考慮到現實情境中的親社會行為往往涉及金錢， 因此采用改編自Chierchia等人（2020）的公益捐贈任務。在該任務中， 告知被試接下來將進行一個有機會獲得額外收入的活動， 50個代幣待分配。被試通過抽簽確定獲得的代幣數量， 有兩種情況：1. 抽到具體數字則直接獲得相應代幣（不高于50）; 2. 抽到“公益捐款”需閱讀公益活動簡介并決定捐出50代幣中的多少代幣， 剩下的為自己所得。被試需獨自完成抽簽， 走出房間后僅將獲得的代幣數告知主試。具體材料見網絡版附錄7。將被試捐出的代幣數量作為非疫情親社會行為的測量指標。

實際上， 箱子中的簽均為“公益捐款”。為保證被試完全理解活動規則， 向被試解釋規則后， 要求其完成幾個題目， 全部正確方可抽簽。具體題目見網絡版附錄8。

7.3 "實驗程序

本實驗分為兩天開展。第一天， 被試填寫Rosenberg自尊量表、日常親社會行為問卷和馬洛?克羅恩社會贊許性量表。第二天， 被試先進行情緒測量（前測）， 之后被隨機分配到疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組、疼痛凸顯控制組， 接著對凸顯啟動過程中的情緒測量（后測）、完成分心任務、公益捐贈任務。最后， 檢驗凸顯操縱的有效性， 材料及程序與實驗4一致。

7.4""數據分析與結果

7.4.1""操縱檢驗

采用單因素方差分析探究不同凸顯組間死亡想法、行為免疫、物資緊缺感的差異。如圖8所示：在死亡想法上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 138） = 70.30， p"lt; 0.001， η²_p""0.51。疫情死亡凸顯組（M"= 7.09， SD"= 2.19）顯著高于疼痛凸顯控制組（M"= 1.53， SD"= 1.99， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [4.40， 6.71]， Cohen’s d = 2.66）和疫情非死亡凸顯組（M"= 3.47， SD"= 2.69， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.47， 4.77]， Cohen’s d ="1.48）; 疫情非死亡凸顯組顯著高于疼痛凸顯控制組， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.78， 3.09]， Cohen’s d ="0.82。

在行為免疫上， 凸顯類型主效應顯著， F （2， 138） = 93.08， p"lt; 0.001， η²_p""0.57。由于違反方差齊性假設， 事后比較采用Games-Howell校正。疫情死亡凸顯組（M"= 18.77， SD"= 5.50， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [10.81， 17.61]， Cohen’s d = 2.06）和疫情非死亡凸顯組（M"= 20.50， SD"= 4.52， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [12.71， 19.17]， Cohen’s d = 2.44）均顯著高于疼痛凸顯控制組（M"= 4.55， SD"= 8.07）; 疫情死亡凸顯組與疫情非死亡凸顯組無顯著差異， p_corrected"= 0.23， 95% CI = [?4.20， 0.75]。

在物資緊缺感上， 凸顯類型主效應顯著， F"（2， 138） = 20.38， p"lt; 0.001， η²_p""0.23。疫情非死亡凸顯組（M"= 5.70， SD"= 2.82）顯著高于疫情死亡凸顯組（M"= 3.26， SD"= 2.73， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.13， 3.76]， Cohen’s d = 0.88）和疼痛凸顯控制組（M"= 2.36， SD"= 2.30， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.03， 4.65]， Cohen’s d = 1.30）; 疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異， p_corrected"="0.30， 95% CI = [?0.42， 2.21]。

7.4.2""非疫情親社會行為的比較

采用單因素協方差分析探究不同凸顯組間非疫情親社會行為的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊、日常親社會行為和社會贊許性是協變量。結果表明， 在控制協變量后， 凸顯類型的主效應不顯著， F （2， 135） = 0.59， p"= 0.56。疫情死亡凸顯組、疫情非死亡凸顯組、疼痛控制組的分數（均值 ± 標準差）如下：24.92 ± 13.08， 26.30 ± 14.50， 28.38 ± 13.03。

7.4.3""主觀報告情緒的比較

采用3 （凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制） × 2 （情緒類別：悲傷， 恐懼） × 2 （階段：前測， 后測）的協方差分析探究凸顯類型對情緒強度變化的影響， 其中凸顯類型為組間變量， 情緒類別和階段為組內變量， 自尊為協變量， 主觀報告情緒為因變量。結果如圖9所示：在控制自尊后， 凸顯類型、情緒類別與階段交互作用顯著， F"（2， 137） =9.18， p"lt; 0.001， η²_p""0.12。

進一步分別對恐懼情緒和悲傷情緒分析凸顯類型對情緒強度變化的影響。對恐懼情緒， 采用3 （凸顯類型：疫情死亡凸顯， 疫情非死亡凸顯， 疼痛凸顯控制） × 2 （階段：前測， 后測）的協方差分析。在控制自尊后， 凸顯類型與階段交互作用顯著， F"（2， 137） = 4.16， p"= 0.018， η²_p""0.06。簡單效應分析表明， 前測階段不同凸顯組在恐懼情緒上無顯著差異， F"（2， 137） = 0.35， p"= 0.70; 后測階段差異顯著， F （2， 137） = 4.47， p"= 0.01， η²_p""0.06， 對后測階段各凸顯組進行成對比較：疫情死亡凸顯組的恐懼情緒（M"= 3.87， SD"= 1.69）顯著高于疫情非死亡凸顯組（M"= 2.77， SD"= 1.86， p_corrected"= 0.01， 95% CI ="[0.21， 2.03]， Cohen’s d = 0.62）。疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組（M"= 3.19， SD"= 1.93）無顯著差異， p_corrected"= 0.22， 95% CI = [?0.23， 1.59]。疫情非死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異， p_corrected"= 0.74， 95% CI = [?1.35， 0.47]。此外， 對于疫情非死亡凸顯組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 2.77， SD"= 1.86）顯著高于前測階段（M"= 1.30， SD"= 0.66， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.97， 1.96]， Cohen’s d ="1.88）; 對于疫情死亡凸顯組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 3.87， SD"= 1.69）顯著高于前測階段（M"= 1.38， SD"= 0.80， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.99， 2.99]， Cohen’s d ="1.05）; 對于疼痛凸顯控制組， 后測階段的恐懼情緒（M"= 3.19， SD"= 1.93）顯著高于前測階段（M"= 1.28， SD"= 0.54， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.42， 2.42]， Cohen’s d = 1.35）。

對悲傷情緒進行相同的分析。在控制自尊后， 凸顯類型與階段交互作用顯著， F"（2， 137） = 23.60， p"lt; 0.001， η²_p""0.26。簡單效應分析表明， 前測階段不同凸顯組在悲傷情緒上無顯著差異， F"（2， 137） ="1.41， p"= 0.25; 后測階段差異顯著， F （2， 137） = 18.92， p"lt; 0.001， η²_p""0.22。對后測階段各凸顯組進行成對比較：疫情死亡凸顯組的悲傷情緒（M"= 4.57， SD"= 1.56）顯著高于疫情非死亡凸顯組（M"= 2.60， SD"= 1.44， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.17， 2.78]， Cohen’s d = 1.31）和疼痛凸顯控制組（M"= 3.15， SD"= 1.79， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.62， 2.23]， Cohen’s d = 0.85）。疫情非死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組無顯著差異， p_corrected"= 0.29， 95% CI = [?1.35， 0.25]。此外， 對于疫情非死亡凸顯組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 2.60， SD"= 1.44）顯著高于前測階段（M"= 1.47， SD"= 0.80， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [0.67， 1.60]， Cohen’s d = 0.97）; 對于疫情死亡凸顯組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 4.57， SD"= 1.56）顯著高于前測階段（M"= 1.30， SD"= 0.62， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [2.81， 3.73]， Cohen’s d ="2.75）; 對于疼痛凸顯控制組， 后測階段的悲傷情緒（M"= 3.15，"SD"= 1.79）顯著高于前測階段（M"= 1.57， SD"= 0.99， p_corrected"lt; 0.001， 95% CI = [1.11， 2.03]， Cohen’s d = 1.09）。

7.4.4 "情緒與非疫情親社會行為的偏相關分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關分析悲傷、恐懼情緒與非疫情親社會行為的關系， 控制變量為自尊、日常親社會行為和社會贊許性。結果發現， 后測階段的悲傷情緒、恐懼情緒與非疫情親社會行為均無顯著相關性， ps gt; 0.05。

7.4.5 "死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會行為的偏相關分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關分析死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會行為的關系， 控制變量為自尊、日常親社會行為和社會贊許性。結果發現， 死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會行為均無顯著相關性， ps gt; 0.05。

7.5 "討論

在實驗6中， 凸顯類型對非疫情親社會行為的主效應不顯著。同樣是非疫情情境， 實驗5中疫情死亡凸顯組比控制組表現出更高的非疫情親社會意愿（邊緣顯著）， 但這一結果在實驗6中未重復。可能原因主要包括：第一， 獲得社會贊許可能是死亡管理的一種方式， 個體接受死亡凸顯后更渴望認可并迎合社會價值標準以增強與他人的聯結， 表現為親社會意愿的提升， 而實驗6控制了個體的社會贊許性且通過主試回避范式抑制了獲得社會贊許的途徑， 這可能導致死亡凸顯對非疫情親社會行為的提升作用無法顯現; 第二， 捐贈行為中的金錢線索可能觸發個體的利己自我圖式， 抑制道德認同對行為的影響， 降低非疫情親社會行為（李愛梅 等， 2014）; 第三， 金錢作為重要物質資源， 不僅滿足基本生存需求， 還能提升自尊和自我價值感（李愛梅 等， 2014）， 在某種程度上緩解死亡焦慮（Zaleskiewicz et al.， 2013）， 因而降低了個體依賴親社會行為緩解死亡焦慮的傾向， 削弱死亡凸顯對非疫情親社會行為的促進作用。總之， 實驗5和實驗6的結果提示本研究中凸顯類型對非疫情親社會意愿的效應可能無法推廣至具體的、可觀察的非疫情親社會行為。凸顯類型對非疫情親社會行為的作用需根據具體情況分析。

8 "總討論

本研究探索了新冠大流行期間中國被試在應對疫情相關死亡威脅時親社會意愿的變化及機制。與前人研究一致（Jonas et al.， 2002; Xiao et al.， 2017; Zaleskiewicz et al.， 2015）， 相比疼痛凸顯控制， 經典死亡凸顯和地震死亡凸顯增加了疫情親社會意愿（實驗1、2）， 重復了“死亡凸顯效應”， 支持“死亡凸顯啟動文化世界觀防御促使個體認同群體信念， 進而提升親社會意愿或行為”的理論。但疫情死亡凸顯與控制條件下的疫情親社會意愿無顯著差異（實驗1至3）。這可能是由于疫情死亡凸顯包括兩種凸顯信息：“疫情凸顯”與“死亡凸顯”。“疫情凸顯”效應在行為免疫的運作下減少親社會意愿， “死亡凸顯”效應在文化世界觀防御的作用下增加親社會意愿， 兩者相互抵消， 導致疫情死亡凸顯條件下的疫情親社會意愿未能提升。以上結果支持本研究最初的假設：疫情死亡凸顯蘊含的疫情凸顯與死亡凸顯可能對親社會意愿存在相反作用。

此外， 實驗3中疫情非死亡凸顯僅在面對面情境中降低了疫情親社會意愿， 在非面對面情境中， 疫情非死亡凸顯、疫情死亡凸顯與控制條件下的疫情親社會意愿無顯著差異。這一結果揭示了親社會的緣由性質（事由、情境及性質）對疫情親社會意愿的作用。據實驗4對凸顯效果的檢驗可知， 疫情非死亡凸顯確實啟動了行為免疫， 但實驗3中疫情非死亡凸顯降低疫情親社會意愿的作用只在面對面情境中觀察到， 這可能是因為：面對面情境中， 個體面臨感染風險， 疫情非死亡凸顯啟動行為免疫， 使自我保護動機超越了親社會動機， 疫情親社會意愿減少; 相反， 非面對面情境中疫情非死亡凸顯雖然也啟動了行為免疫， 但由于并不存在感染風險， 行為免疫無法充分表達， 因此沒有觀測到疫情親社會意愿的減少。這一結果也體現了親社會行為的本質是一種自我保護的利他。

然而， 如果上述假設“在非面對面的疫情親社會情境中， 疫情凸顯激活的行為免疫無法充分表達對親社會意愿的降低作用”成立， 那么對實驗1和實驗2中的線上防疫物資分配， 以及實驗3中的疫情非面對面親社會意愿， 應觀察到疫情死亡凸顯組的親社會意愿高于疼痛控制組（此時疫情死亡凸顯中疫情凸顯不發揮對親社會意愿的降低作用， 只有死亡凸顯發揮提升作用）， 但3個實驗的結果發現疫情死亡凸顯組與疼痛控制組的親社會意愿均無顯著差異。這或許是因為：不同于疫情非死亡凸顯條件， 疫情死亡凸顯條件所蘊含的疫情凸顯信息是嵌入到疫情死亡凸顯操縱中的。伴隨著死亡凸顯所引發的死亡恐懼， 疫情凸顯所激活的行為免疫可能因其過度敏感、高度概括的特性被深度激活（Mortensen et al.， 2010）， 以一種泛化的方式運作， 對親社會意愿的抑制作用突破了情境的限制， 在非面對面情境下也觸發了避離機制。因而， 在非面對面的疫情親社會情境下觀測到疫情死亡凸顯組與疼痛控制組的疫情親社會意愿無顯著差異（疫情凸顯表達了對親社會意愿的降低作用， 與死亡凸顯對親社會意愿的提升作用相互抵消）。

總之， 在疫情期間， 疫情凸顯激活行為免疫， 其表達程度可能受到表達對象特征（如親社會的緣由性質）的影響， 也可能受到因與其他凸顯（如死亡凸顯）相伴隨而產生的“協同增效”作用的影響， 是一個較為復雜的過程。然而， 以上觀點只是對當前結果的解釋， 具體的作用機制仍需要在未來的研究中進行驗證。

新冠大流行結束后， 實驗5復制并改進了實驗3， 發現凸顯類型對疫情面對面親社會意愿沒有顯著影響。即未如實驗3那樣觀測到疫情非死亡凸顯組低于疼痛凸顯控制組。這一結果提示， 后疫情時代， 疫情凸顯對親社會意愿的降低作用可能減弱。進一步分析表明：當以疼痛凸顯為基線時， 被試的行為免疫水平在凸顯類型與疫情面對面親社會意愿之間存在顯著的相對間接效應。這一發現較強地支持本研究的核心觀點“疫情凸顯信息激活了個體的行為免疫， 繼而降低親社會意愿或行為”。即使在后疫情時代， 疫情凸顯降低面對面親社會意愿的總效應已被削弱， 但這一機制仍在發揮作用。上述結果可能反映了社會心態正在經歷的適應性變化， 人們面對疫情的適應能力和精神韌性不斷增強（Ge et al.， 2022）， 疫情中所經歷的逆境使共情能力也得以提升（Lim amp; DeSteno， 2016）， 所關注的焦點可能已從過度回避轉向如何在保障自身健康的前提下重建社會互動。除此之外， 實驗5還發現， 當親社會意愿指向非疫情情境時， 相比控制組， 疫情死亡凸顯組的非疫情親社會意愿更高（邊緣顯著）， 這或許暗示當親社會的緣由與疫情情境無關時， 疫情凸顯對親社會意愿的降低作用也可能被削弱， 以至于無法抵消死亡凸顯對親社會意愿的提升作用。

最后， 為進一步探討凸顯類型如何影響親社會行為， 實驗6采用公益捐贈行為測量非疫情親社會行為， 結果未發現凸顯類型對非疫情親社會行為的顯著影響。實驗5和實驗6的結果差異提示， 本研究凸顯類型對非疫情親社會意愿的效應不能推廣至具體的非疫情親社會行為。親社會行為受更多現實因素的影響， 更加復雜， 需要具體問題具體分析。

本研究圍繞凸顯啟動對親社會意愿進行探討， 尚存在有待完善之處。第一， 根據恐懼管理理論， 死亡啟動與文化世界觀防御之間的關系是由死亡想法可及性調節的（Hayes et al.， 2010）。但死亡想法可及性（通常利用內隱聯想法測量）是一個隨恐懼管理進程而動態變化的“過程變量”， 其機制較為復雜。本研究主要關注“前因變量” （凸顯情境）對“結果變量” （親社會意愿）的影響， 并未計劃對死亡想法可及性在其中的作用進行探討。未來研究可以設計嚴謹的實驗， 深入探討死亡想法可及性的動態變化在凸顯情境、親社會的緣由以及親社會意愿中的作用機制。第二， 盡管本研究通過控制實驗檢驗了疫情凸顯信息的確激活了樣本的行為免疫， 但實驗1至實驗3沒有對行為免疫的中介作用做深入探究。第三， 在疫情期間， 防控政策使得實驗的開展較為困難， 存在被試感染病毒的風險， 因此僅測量了被試的親社會意愿， 并沒有對真實的親社會行為進行施測， 被試量也較少。為此對實驗1和實驗2進行了元分析檢驗主要效應的可靠性（Goh et al.， 2016， 見網絡版附錄5微型元分析）。第四， 在探究凸顯類型對親社會意愿的影響時， 最好同實驗5那樣去控制個體自身的傾向性變量（如被試的自尊與日常親社會水平）， 遺憾的是， 在實驗1至3中未對相關變量進行測量。

基于上述分析， 本研究單一實驗的結論或多或少會受到樣本、測量、操作等因素的限制。綜合6個實驗的結果， 可以發現一些共性：在疫情凸顯方面， 疫情期間， 當親社會意愿的緣由關聯個體的防疫生存需求（實驗1和實驗2的疫情親社會意愿）， 或涉及有感染威脅的面對面情境（實驗3）時， 疫情凸顯一致地表現出降低親社會意愿的作用， 提示疫情凸顯激活的行為免疫影響了親社會傾向。當疫情結束后， 上述作用有所削弱， 雖然親社會意愿的緣由同樣涉及有感染威脅的面對面情境， 卻未能直接觀測到疫情凸顯降低親社會意愿的作用， 僅觀測到行為免疫在凸顯類型與親社會意愿間的中介效應（實驗5的疫情面對面親社會意愿）。此外， 無論是疫情期間還是疫情結束后， 當親社會意愿/行為發生在無感染威脅的非面對面情境中或與防疫生存需求無關時（實驗3的疫情非面對面親社會意愿、實驗5的非疫情親社會意愿、實驗6的非疫情親社會行為）， 疫情凸顯激活的行為免疫無法表現出對親社會意愿/行為的降低作用。因此推測， 疫情凸顯激活的行為免疫僅在疫情期間、且與個體生命健康安全直接相關的情境下發揮穩健作用， 隨著感染威脅或關聯性的減弱， 該作用也會減弱甚至消失。

在死亡凸顯方面， 本研究通過經典的死亡凸顯范式清晰地觀測到死亡凸顯對疫情親社會意愿的提升作用（實驗1和實驗2）。然而， 在后續實驗中（實驗3至6）， 死亡凸顯均嵌在疫情死亡凸顯中， 疫情大流行期間， 死亡凸顯提升親社會意愿的作用被疫情凸顯效應抑制， 觀測到疫情死亡凸顯與控制組的親社會意愿無顯著差異（實驗3的疫情面對面親社會意愿和疫情非面對面親社會意愿）。疫情結束后， 隨著疫情凸顯對親社會意愿的作用削弱， 可以再次窺見死亡凸顯對親社會意愿的提升作用（實驗5中疫情死亡凸顯組的非疫情親社會意愿邊緣顯著高于控制組）。因此， 在不同時期和親社會情境中， 死亡凸顯對親社會意愿的提升效應可能具有一定的穩健性。然而， 本研究的死亡凸顯對親社會意愿的提升作用可能不能直接推廣至親社會行為。

9 "結論

目前的研究考察了在新冠大流行期間， 疫情死亡凸顯對個體親社會意愿的影響及其內在機理。研究結果顯示：相較于經典/地震死亡凸顯， 疫情死亡凸顯并未引發疫情親社會意愿的顯著變化， 這可能是由于“疫情凸顯”效應與“死亡凸顯”效應相互抵消所致。此外， 疫情非死亡凸顯僅在面對面情境中降低了疫情面對面親社會意愿; 在非面對面情境中， 疫情非死亡凸顯組、疫情死亡凸顯組與控制組的疫情非面對面親社會意愿無顯著差異， 這說明疫情凸顯對疫情親社會意愿的影響受到親社會緣由性質的調節。

在新冠大流行結束后， 疫情面對面親社會意愿在疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯以及疼痛控制三組之間無差異， 這說明在后疫情時代， 疫情凸顯降低親社會意愿的作用有所削弱。盡管如此， 能夠觀測到行為免疫在凸顯類型與疫情面對面親社會意愿間的中介作用， 提示疫情凸顯對親社會意愿的影響確實是通過行為免疫機制來實現的。此外， 在后疫情時代， 本研究中凸顯類型對非疫情親社會意愿的作用可能無法直接推廣至非疫情親社會行為。

致謝：感謝張良和于維娜老師在數據分析方面提供的指導; 感謝劉錦妍、史欣、杜宇、沈子晗和韓默涵同學在實驗數據收集、錄入以及實驗材料整理方面提供的幫助。感謝審稿專家和編輯反饋的寶貴意見。

參 "考 "文 "獻

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Connecting or isolating： Investigating the influence of pandemic mortality salience on prosocial intention

MENG Lu， TIAN Yuhao， WANG Haifei， DONG Jiayi， LIN Xingru， JI Hongwei， TIAN Qirui， ZHOU Liang

（School of Psychology， Shandong Normal University， Jinan 250014，"China）

Abstract

Research has found that mortality salience leads to increased engagement with a cultural worldview， as reflected in heightened prosocial intentions. During the COVID-19 pandemic， the influence of mortality salience on prosocial intention may be distinct. Pandemic mortality salience encompasses information from both pandemic and mortality saliences， with each representing a distinct facet. We hypothesized two opposing mechanisms： On one hand， pandemic salience activates the behavioral immune system， prompting individuals to avoid potential pathogen threats and consequently reducing their prosocial intention. On the other hand， mortality salience initiates cultural worldview defense， prompting individuals to identify with group beliefs and universal values， thus promoting prosocial intentions.

Experiment 1 compared typical mortality salience （TMS） and pandemic mortality salience （PMS） conditions to pain salience （PS） control condition. We hypothesized that pandemic salience weakens mortality salience’s effect on promoting prosocial intention. Consequently， we expected that unlike in the TMS condition， pandemic prosocial intention （prosocial intention in pandemic scenarios） in the PMS condition would not significantly increase compared to the PS control condition. However， Experiment 1 was limited in that the TMS and PMS differed in nature， with the latter being more contextually oriented. Hence， Experiment 2 aimed to replicate the findings of Experiment 1 by replacing the TMS condition with the earthquake mortality salience （EMS） condition. Experiment 3 explored whether mortality salience also diminishes the effect of pandemic salience on reducing prosocial intention by comparing prosocial intention under the pandemic non-mortality salience （PNMS）， PMS， and PS conditions. As the resource allocation task used to measure prosocial intention in Experiments 1 and 2 potentially led to lower ecological validity， Experiment 3 enhanced the measurement of prosocial intention by assessing volunteer willingness in two scenarios： with and without face-to-face interaction. Experiments 1–3 were conducted during the COVID-19 pandemic， and Experiment 5 was partially repeated in Experiment 3 in the post-pandemic era. Furthermore， Experiment 6 explored the effects of salience types on non-pandemic prosocial behavior （prosocial behavior unrelated to the pandemic）. Experiment 4 served as a control experiment to assess the effectiveness of the salience manipulations.

The results of Experiments 1 and 2 showed that compared to the PS control condition， pandemic prosocial intention increased in the TMS and EMS conditions， but not in the PMS condition. This suggests that pandemic salience in the PMS might attenuate the effect of mortality salience in promoting prosocial intention. Experiment 3 revealed that in face-to-face scenarios， participants in the PNMS condition exhibited a lower willingness to help than those in either the PS control or PMS condition， with no significant difference between the PS control and PMS conditions. These results suggest that mortality salience in the PMS may also weaken the effect of pandemic salience on reducing prosocial intention， thus confirming the initial hypothesis. In Experiment 5 （data collected after the end of the COVID-19 pandemic）， there were no significant differences in pandemic prosocial intention among the PNMS， PMS， and PS conditions. However， a mediating effect of the behavioral immune system was observed. Furthermore， for non-pandemic prosocial intention， the PMS group showed higher levels than the control group （with marginal significance）， suggesting that in the post-pandemic era， or when prosocial nature was unrelated to the pandemic， the reducing effect of pandemic salience on prosocial intention weakened， whereas the enhancing effect of mortality salience on prosocial intention became evident. Experiment 6 revealed no significant differences in non-pandemic prosocial behavior between the PNMS， PMS， and PS conditions， suggesting that the effects of salience types on non-pandemic prosocial intention in this study cannot be directly generalized to non-pandemic prosocial behavior.

In conclusion， this study separated the effects of mortality and pandemic salience on prosocial intention and revealed that these effects manifest differently across different societal periods.

Keywords "pandemic salience; mortality salience; prosocial intention

附錄

1 死亡凸顯材料

1.1""疫情死亡凸顯材料

您需要認真想象并寫下以下兩種場景：

假設您所處的地區正在盛行一種致死率極高的傳染病， 易感程度與防護措施類似于新型冠狀病毒。此時， 假如您不幸感染了此種病毒， 生命垂危。

（1） 請簡要描述當想到“自己死亡”時你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請根據你的直覺， 具體描述“在死亡過程中， 你身體的感受”以及“當死亡后， 你身體的變化” （回答130字左右）。

1.2 "地震死亡凸顯材料

您需要認真想象并寫下以下兩種場景：

假設您所處的地區發生了一場破壞性極強的地震， 震級強度與救援措施類似于汶川大地震。此時， 假如您不幸被倒塌的房屋所掩埋， 生命垂危。

（1） 請簡要描述當想到“自己死亡”時你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請根據你的直覺， 具體描述“在死亡過程中， 你身體的感受”以及“當死亡后， 你身體的變化” （回答130字左右）。

1.3 "疫情非死亡凸顯材料

您需要認真想象并寫下以下兩種場景：

假設您所處的地區盛行一種新型傳染病， 易感程度與防護措施類似于新型冠狀病毒。

（1） 請簡要描述當想到“自己所在社區出現病毒感染者”時你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請根據你的直覺， 具體描述“疫情爆發后， 你的生活發生了哪些變化” （回答130字左右）以及“對于這些變化， 你有什么感受” （回答130字左右）。

1.4 "疼痛凸顯控制材料

您需要認真想象并寫下以下兩種場景：

（1） 請簡要描述當想到“自己牙痛”時你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請根據你的直覺， 具體描述“在牙痛過程中， 你身體的感受”以及“當牙痛時， 你身體的變化” （回答130字左右）。

2""獨裁者游戲

獨裁者游戲在E-Prime 2.0中實現。如果您需要程序代碼， 請發送電子郵件給作者。

指導語如下：“現在你有權制定一個分配方案， 去分配以下的東西：口罩（10個）、消毒液（10瓶）、食用油（10瓶）、大米（10袋）、現金（10份， 每份100元）， 所分配的物品均是分配對象所需要的。當前分配對象為一位中國人， 你愿意分配給TA幾份？無論你分配多少分給TA， TA都無權拒絕， 而你可以獲得分配后剩下的東西”。

下面舉例說明。

當接受者身份是中國人時， 分配大米的問題為“當前分配對象為一位中國人， 你愿意給TA提供幾袋大米？”， 分配幫助意愿的問題為“當前分配對象為一位中國人， 假設你傾盡全力可以付出10份幫助， 你愿意給TA提供幾份幫助？”。

當接受者身份為外國人時， 僅將指導語及問題中的“中國人”改為“外國人”。

3""志愿意愿測量

現我省各高校正在征集預備志愿者， 為未來可能出現的疫情爆發做人力儲備工作。本調查為此工作做初步調研， 請就以下問題進行回答。在時間允許的前提下：

1. 您有多大意愿作為志愿者為隔離區居民提供走訪慰問服務？

2. 您有多大意愿作為志愿者在線參與疫情防控宣傳活動？

3. 您有多大意愿為隔離區居民在線捐贈物資？

4. 您有多大意愿作為志愿者做出入人員測溫登記工作？

5. 您有多大意愿作為志愿者協助醫務人員進行核酸檢測工作？

6. 您有多大意愿作為志愿者為隔離區居民提供電話、微信等遠程慰問服務？

其中， 題目1、4和5測量疫情面對面親社會意愿， 其余三題測量疫情非面對面親社會意愿。

4""操縱檢驗

完成書寫任務后， 請結合自身感受如實回答以下問題， 答案沒有對錯之分， 請你不用過多思考， 憑第一感覺作答。不要跳過任何題目， 對不太確定的題目也請嘗試回答， 盡量反映出你的真實感受。本次調查結果僅供學術研究之用， 請放心作答， 感謝你的配合與支持！

請從0～10對下列問題進行評分， 0代表“完全沒有”， 10代表“非常強烈”。

6個題項的計分方式如下：除題項2 （“在剛才的書寫任務中， 你是否聯想到傳染病、病原體或疫情？”）外， 其他題項均采用11點計分（Wang et al.， 2023; 范小月 等， 2022）， 從“0 （完全沒有）”到“10 （非常強烈）”。如果被試在題項2的答案為“否”， 則題項3至5均計為0分; 如果被試在題項2的答案為“是”， 則題項3至5均按被試的答案計分。

5""微型元分析

實驗1和實驗2的研究設計相似， 因此可以進行微型元分析， 以評估死亡凸顯與疫情死亡凸顯效應的總體信度。參考Goh等人總結的微型元分析方法（Goh et al.， 2016）， 使用固定效應對本研究中的實驗1、2進行微型元分析， 旨在探討凸顯類型對疫情親社會意愿的效應。其中平均效應大小（即平均相關性）由樣本量加權。為了便于分析， 首先將Cohen’s d轉換為Pearson’s r。所有的r都經過Fisher’s z變換后進行分析， 然后再轉換回Pearson’s r。元分析結果顯示， 相比于疫情死亡凸顯組， 經典死亡凸顯組（地震死亡凸顯組）對疫情親社會意愿的效應顯著， 加權平均相關系數M"r"= 0.57， Z"= 3.6， p"lt; 0.001， 即經典死亡凸顯（地震死亡凸顯）組比疫情死亡凸顯組被試分配給接受者更多的資源。相比于疼痛凸顯控制組， 經典死亡凸顯組（地震死亡凸顯組）對疫情親社會意愿的效應顯著， M r"= 0.62， Z"= 4.43， p"lt; 0.001， 即經典死亡凸顯（地震死亡凸顯）組比疫情死亡凸顯組被試分配給接受者更多的資源。疫情死亡凸顯組與疼痛凸顯控制組被試的疫情親社會意愿無顯著差異， M"r"= 0.10， Z"= 0， p"= 1.000。

6""非疫情親社會意愿測量

到此我們這次的實驗馬上就結束了， 一會兒我們支付你的報酬后， 你可以選擇離開， 但我們課題組有一些其他的研究正在進行預實驗， 需要實驗被試。每個實驗大概花費5分鐘的時間。在時間允許的情況下， 你是否愿意無償選擇做幾個實驗來幫助我們， 當然， 你也可以都不做。是否完成這些額外的實驗并不會影響你本實驗所得的報酬， 這由你決定。我們共有6個預實驗， 你需要在登記表上寫下你的姓名、聯系方式， 并從0～6中選擇你想完成的實驗數量， 我們后續會聯系你并根據你的時間為你安排實驗。

7 "公益捐贈任務

告知被試“接下來將有一個獲得額外收入的活動， 有50個代幣待分配， 你從中獲得多少將由抽簽環節決定， 抽到的簽有兩種可能性：1. 如果簽上寫著一個數字（小于50）， 你將直接獲得相應數量代幣; 2. 如果簽上寫著“公益捐款”， 你需要閱讀桌上的公益活動簡介， 并自行決定從50個代幣中捐出多少， 剩余部分即為你獲得的代幣。以上過程由你在房間內獨自完成， 走出房間后請告知主試你獲得的代幣數量， 無需告知抽簽內容。主試將代幣按比例轉換為真實的錢支付給你。注意：抽簽只進行一次， 抽完簽后需要將簽放回！待研究項目結束后， 我們會從總代幣中減去每位實驗參與者獲得代幣， 按比例兌換為人民幣捐助給該公益活動， 并在群里給大家反饋”。

實際上， 箱子中的簽均為“公益捐款”。1個代幣對應0.1元， 研究者將總金額（被試數×5元）減去實驗參與者獲得的金額后， 剩余部分全部捐贈。

8""公益捐贈任務檢驗題目

為保證您完全理解活動規則， 請完成以下題目：

（1） 如果你抽到的簽上寫的是“20代幣”， 你需要告訴主試的數字是多少？你將獲得多少代幣？

A. 30， 我將獲得20代幣

B. 20， 我將獲得30代幣

C. 30， 我將獲得30代幣

D. 20， 我將獲得20代幣

（2） 如果你抽到的簽上寫的是“公益捐贈”， 假設你決定捐贈16代幣， 你需要告訴主試的數字是多少？你將獲得多少代幣？

A. 16， 我將獲得16代幣

B. 34， 我將獲得34代幣

C. 16， 我將獲得34代幣

D. 34， 我將獲得16代幣

（3） 你將抽幾次簽？

A. 只有一次

B. 多次