人們更同情流浪動物還是流浪漢？基于責任歸因視角的解釋

1引言

在人類相較于其他物種的獨特性中，最引人注目的莫過于我們對他人痛苦的高度共情能力（Singeramp;Lamm，2009；潘彥谷等，2006）。雖然一些高級哺乳動物如黑猩猩（deWaal，2008）、大象（Plotniketal.，2006）和海豚（Marino，2002）等也會表現出一定程度的共情反應，但人類的共情能力在深度和廣度上更為突出，涉及多個復雜的大腦網絡（Singer，2006）。當看到他人遭遇不幸時，我們常能感同身受，心情沉重；相似地，當看到動物遭遇傷害時，我們也會為之擔憂，難以釋懷。作為一種深入感受和理解他人情緒的能力（Decetyamp;Lamm，2006，人類的共情不僅會表現在我們對人類同胞情感的理解與反應中，也體現在我們對其他生命不幸遭遇的同情與關心上（Youngetal.，2018）。例如，2020年澳大利亞的叢林山火中，考拉和袋鼠們可憐無助的身影受到廣泛的新聞報道，人們轉發、送愛心、點亮蠟燭，為小動物的遭遇感到擔憂、難受和不舍。

人類深厚的共情能力使我們在情感交流和社會互動中獨樹一幟。然而，作為一種復雜的社會心理現象，個體對人類和動物的不幸遭遇的共情反應可能并不一致（Paul，2000）。歷史上，納粹政權一方面對遭到污名化的猶太人進行了慘無人道的虐待和屠殺，另一方面卻頒布了國際上第一部動物保護和福利法規。在當今社會，盡管流浪漢面臨著巨大的生存挑戰和社會排斥，但公眾對他們的態度往往更加消極（IpsosMORI，2021）；相反，流浪動物則常常得到更多的關注、同情以及庇護（Gatesetal.，2019）。這一矛盾現象引發了人們對共情反應差異性的思考。不同于早期研究更多地從道德權利（moralright；即誰更值得共情）角度初步比較了人們對人類與動物對象共情反應的差異，本研究試圖從道德責任（moral responsibility；即誰對事件負有責任）角度，系統考察人們對污名化人類與動物對象（即流浪漢與流浪動物）共情反應的差異及其背后的心理機制（即責任歸因），并進一步探討這一差異的邊界條件（即社會支配傾向）和下游影響（即救助意愿與行為）。

1.1 對人類和動物的共情反應

共情（empathy）是指個體準確地理解他人的情感，并在特定情境中做出相應情感反應的能力（deVignemontamp;Singer，2006）。當前多數研究者認為，共情包括認知共情和情緒共情兩個獨立的成分（Davis，1983；Gladstein，1983；黃嵩青，蘇彥捷，2010）。其中，認知共情（cognitive empathy）側重于對他人情緒狀態的理解與判斷；情緒共情（emotionalempathy）則側重于對他人情緒狀態的感受和體驗（Gladstein，1983）。作為人類的一種高級情感能力，共情可以快速地將個體自身與他人的情緒狀態形成關聯，從而在人類的社會交往與社會適應中發揮著至關重要的作用（deWaal，2008；崔芳等，2008）。值得提出的是，共情不僅僅是個體的一種內在穩定的情感能力，其在很大程度上會指向特定情境和共情對象（陳武英，劉連啟，2016）。

當前共情研究主要集中于對人類對象的共情反應。例如，當他人處于諸如疼痛、不幸等消極情境中時，個體通常能夠關注并理解當事人的想法和感受（認知共情反應），并產生與當事人類似的情緒體驗（情緒共情反應）（Davis，2018；Decetyamp;Jackson，2004；Gladstein，1983；黃嵩青，蘇彥捷，2010）。其中，情緒共情反應包括兩種不同的情感體驗（Singeramp;Klimecki，2014）：一種是指向他人的共情關注（empathicconcern），主要反映了對他人不幸的積極關注，通常會引發同情、關心與幫助等趨近情感和動機；另一種是指向自我的個體痛苦（personaldistress），反映了消極事件對個體自身的負面情緒影響，通常會引發回避相關的情感和動機。研究表明，對他人的共情反應在一定程度上依賴于共情對象的社會身份，例如，人們對于外群體成員或污名化的少數族裔往往有更少的共情反應（Brownetal.，2006;Cikaraetal.，2014）。

然而，當不幸事件的發生對象不是人類而是動物時，我們的共情反應會如何？早期研究揭示了人類-人類共情（human-human empathy）與人類-動物共情（human-animal empathy）在表征上的相似性。Paul（2000）首先通過實證研究揭示了人們對人類的情緒共情反應和對動物的情緒共情反應有著顯著的正相關。此后，研究者們進一步發現了對人類共情與對動物共情之間的顯著關系，尤其是對人類情緒共情反應中的共情關注，而非認知共情反應，能夠顯著預測對動物的共情反應和對動物福利的支持（Tayloramp;Signal，2005）。在此基礎之上，一些研究者試圖比較人們對人類與動物對象共情反應的差異。這些研究通常是早期共情反應中的人際對象差異（如自我-他人與內-外群體）研究的延伸（Brownetal.，2006），它們將道德權利（moral right;Scheinamp;Gray，2018）作為理解對人類與動物共情反應差異的前提，即“誰被認為更值得共情\"是影響共情反應的關鍵變量。例如，基于群體內共情偏向假說，Westbury 和Neumann （2008）在研究中通過呈現不同對象（包括人類、靈長類動物、哺乳類動物和鳥類動物）受到傷害時的圖片或簡短視頻，結果發現被試表現出明顯的人類相似性共情反應偏向，即與人類越相似的物種，被試的疼痛共情反應越強烈。進一步地，一些研究試圖重復驗證這一人類相似性共情反應偏向時卻發現了不一致的結果。Miralles等人（2019）在研究中驗證了人類相似性共情反應偏向，揭示了人們更傾向于對接近人類的物種抱有更強烈的共情反應。而Angantyr等人（2011）在對比人類或動物遭遇傷害的情境時卻發現，被試對動物的不幸遭遇有著更強烈的共情反應。Cameron等人（2022）認為，對人類與動物共情反應的差異可能取決于個體的動機性，即當被試需要在人類和動物對象中選擇一個共情對象時，由于人類同胞的道德身份較高，因此被試認為更應該對人類同胞表現出更多的共情意愿；而當被試在無需選擇的情境中，被試對動物也會表現出較高的共情意愿。

雖然道德權利的視角（即“誰被認為更值得共情\"為理解人們對人類共情與對動物共情的差異提供了思路，然而一些研究證據和社會現象表明，人們并非總是將人類同胞視為優先的共情對象（Angantyr et al.，2021;Ipsos MORI，2021；Youngetal.，2018）。不同于道德權利的視角，本研究將基于道德責任（moralresponsibility；即誰對事件負有責任）的角度來考察人們對動物和人類共情反應差異的心理機制及其邊界條件與后效。考慮到污名化的弱勢身份更需人們的共情反應及救助，且是引發道德責任的重要線索（Weineretal.，1988），因此本研究主要對比了污名化的共情對象，即流浪漢與流浪動物?；诓恍沂录l生的道德責任，即責任歸因，本研究提出由于人們對流浪漢相比于對流浪動物有更多的責任內歸因傾向，因此人們對流浪漢的共情反應要顯著弱于流浪動物。

1.2對不幸遭遇的責任歸因和共情反應

面對不幸事件的對象，究竟是什么決定了我們共情反應的程度差異？就觀察者而言，個體對事件發生原因的歸因是影響其共情反應的關鍵前因變量（Betancourt，1990;Betancourtamp;Blair，1992;Rudolphetal.，2004）。事實上，當消極事件發生之后，人們在確定自己的反應之前通常會對該事件背后的原因和責任進行推斷和解釋，即責任歸因（attributionofresponsibility;Finchamamp;Jaspars，198o;Weiner，1995；張愛卿，劉華山，2003）。歸因-共情模型（attribution-empathymodel）認為，當個體將消極結果的發生歸咎于受害者自己時，就會對受害者的處境表現出更少的共情反應，并更少的愿意去幫助受害者；相反，當個體將消極結果發生的責任歸咎于其他外部因素（如情境、社會結構等）時，就會認為受害者不該為自己的困境負有責任，因此表現出更多的共情反應（Betancourt，1990）。歸因-情緒模型（attribution-emotionmodel）也指出，當個人認為受害者對其自身的困境負有責任時，會產生憤怒、生氣等情緒體驗，并易產生指責、攻擊等行為；而當個人認為受害者的困境源于外在因素時，會產生同情、擔心等情緒共情反應（Betancourtamp;Blair，1992;張愛卿，劉華山，2003）。

近幾十年來，對污名化群體（如窮人或弱勢者）的責任歸因及其救助研究受到了廣泛關注。大量研究揭示了人們普遍對窮人或弱勢者的劣勢境況有更多的內部責任歸因偏向（Cozzarellietal.，2001;吳勝濤，張建新，2007）。也就是說，人們將窮人或弱勢者所面臨的困境更多地歸咎于其個人內部因素，如缺乏能力與志向、懶惰等，而更少地歸咎于外部因素，如運氣、機會、社會結構和環境等因素（白潔等，2021；懷默霆，2009；李靜，2012；Weineretal.，2011）。這也解釋了人們為什么對窮人和弱勢者的情感反應較弱和對提升他們的社會福利政策持爭議態度（白潔 等，2021）。例如，Vazquez等（2017）在針對無家可歸的流浪漢的研究發現，普通民眾，甚至是流浪漢自己，傾向于將流浪漢的不幸境遇歸因于其自身內部原因。同時，這一內部責任歸因偏向引發了對流浪漢更少的同情和憐憫，并對他們表現出明顯的責難（Vazquez et al.，2017；Vazquezetal.，2018）。以上研究表明，對于人類，尤其是弱勢者（如流浪漢），人們在一定程度上傾向于相信他們自身應該為不幸遭遇負責，因此這可能降低了人們的共情反應。

那對動物的責任歸因呢？實際上，人們普遍相信人類具有能動性，可以自主選擇、計劃、行動，并進行自我控制（Baumeister，20o5；Nahmiaset al.，2005；Ryanamp;Deci，2006；潘哲 等，2017；許麗穎等，2022），因此當處于困境中的主體是人類（如流浪漢）時，人們更有可能認為人類自身應為自己的不幸負責，從而產生較少的共情反應。而動物通常被認為缺乏能動性（agency）和自主性（Cochrane，2009;Grayetal.，2007），因此它們可能更少地被認為需要為自身的不幸負責。例如，人們普遍認為動物為人類的附屬（Serpell，2004），傾向于將動物的不幸遭遇歸咎為主人的遺棄、強勢群體的虐待、動物保護政策的落后等外部因素，而非動物自身的原因（Conneramp;Rasmussen，20o7）?，F有研究也表明，人們對人類和動物在消極事件中的責任歸因是不同的。比如，Rajecki等人（1998）在研究中考察了人們對小男孩和流浪狗咬人行為的態度，結果發現相比于人類對象（即小男孩），人們對動物對象（即流浪狗）的態度更加寬容，認為它自身應該承擔較少的責任，也應得到較少的責備。也就是說，動物并不會被視為與人類具有同等地位的道德行為體（moralagent）身份（Clement，2013；Johnson，1983），因此，它們需為自己消極行為結果負責的內歸因傾向可能更低?；谝陨戏治觯狙芯空J為人們對流浪漢比對流浪動物的不幸遭遇有更多的責任內歸因傾向，進而導致了人們對流浪漢有更少的共情反應。據此，本研究提出以下假設：相比于流浪動物，人們對流浪漢有更多的責任內歸因傾向和更少的共情反應（假設1）。責任內歸因傾向在共情對象（流浪漢vs.流浪動物）對共情反應的影響中起著中介作用（假設2）。

1.3社會支配傾向的調節作用

對特定對象消極行為結果的內歸因傾向和共情反應也會受到個體社會支配傾向的影響。社會支配傾向（social dominanceorientation）作為一個重要的人格變量，反映了個體在多大程度上接納并合理化社會不平等（Prattoetal.，1994；李瓊，郭永玉，2008）。社會支配傾向越高的個體越強調基于優勢群體的支配地位，并熱衷于污名化弱勢群體（Hoetal.，2012；Prattoetal.，1994）。例如，相比于低社會支配傾向者，高社會支配傾向者對諸如窮人、少數族裔、流浪漢等弱勢者均有更多的責任內歸因傾向（Bobbio et al.， 2010;Bullock et al.， 2003; Cozzarellietal.，2001），從而更傾向于對這些弱勢群體持有偏見和歧視等消極社會認知與行為（Nicolamp;Rounding2013），并對他們的痛苦和遭遇有更少的同情（Halkjelsvikamp;Rise，2014;Stathietal.，2021）。

值得提出的是，相比于低社會支配傾向者，高社會支配傾向者可能對弱勢人類群體和非人類動物均具有較高的責任內歸因傾向。一些研究表明，社會支配傾向是種族主義、物種主義、貧富差距等群體間不平等形式的可靠預測指標（Thomsenetal.，2008）。例如，Costello和Hodson（2014）發現，對人類特定群體的偏見與對非人類動物的偏見是緊密關聯的，而個體對群體統治和不平等的渴望可能是這兩類偏見間聯系的基礎。基于這一基礎，Dhont等人（2014）對物種主義、種族主義以及社會支配傾向之間的關系進行了細致地分析，結果顯示，三者之間均呈顯著正相關，尤其是高社會支配傾向解釋了個體對劣勢群體和非人類動物的偏見。也就是說較高的社會支配傾向同時導致了對劣勢群體和非人類動物的偏見。綜上，本研究認為，高社會支配傾向者可能對流浪漢和流浪動物的責任內歸因傾向均比較高。結合前文，即人們對流浪漢和流浪動物的共情反應差異是源于責任內歸因的差異，而由于高社會支配傾向者等同看待不幸事件中的流浪漢和流浪動物，因此可以推測社會支配傾向在共情對象（流浪漢Vs.流浪動物）對共情反應的影響中起著有中介的調節作用。據此，本研究提出以下假設：社會支配傾向調節共情對象（流浪漢vs.流浪動物）對責任內歸因傾向的影響（假設3）；社會支配傾向調節責任內歸因傾向在共情對象對共情反應影響中的中介效應（假設4）。也就是說，對于社會支配傾向較高的人而言，由于對流浪漢和流浪動物的責任內歸因傾向差異減少，其對兩者的共情反應可能無顯著差異或差異減小。

1.4 下游影響：救助意愿與行為

對流浪漢和流浪動物的共情反應差異是否會帶來下游影響？共情-利他假說（Empathy-altruismHypothesis）認為，對他人困境產生的強烈共情反應是利他行為產生的直接前因變量。尤其是，指向他人的共情關注越強，就會導致越強的解除他人困境的利他動機和相應的救助行動（Batson，1987；丁鳳琴，陸朝暉，2016。大量研究證明了共情反應對救助行動的直接影響。例如，對他人的處境產生強烈的共情關注（而非個人痛苦）可以顯著正向預測個體減輕他人痛苦的救助行動（Batsonetal.，1981）、糾正他人正在遭受的不公平對待（Leliveldetal.，2012）以及分配更多的金錢給他人（Klimeckietal.，2016）。因此，本研究將進一步考察共情反應的對象差異所帶來的直接下游影響，即對救助意愿和行為的影響。結合前文，本研究提出以下假設：相比于流浪動物，人們對流浪漢有更多的責任內歸因傾向和更低的共情反應，這進一步降低了人們的救助意愿與行為（假設5）。

1.5 研究概覽

綜上所述，本研究旨在基于責任歸因的視角，考察人們對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇的共情反應差異及其潛在心理機制，并進一步探討了這一差異的邊界條件和下游影響。本研究的基本假設是：人們對流浪漢比流浪動物的不幸遭遇有更多的責任內歸因傾向，進而導致了人們對流浪漢有更少的共情反應，且這一中介效應受到社會支配傾向的調節，同時它將直接影響人們的救助意愿與行為。考慮到人們普遍認為動物缺乏能動性與自主性（Cochrane，2009），對動物的共情反應主要體現在情緒共情反應上（尤其是指向共情對象的共情關注）（Paul，2000；Tayloramp;Signal，2005），因此本研究主要關注了情緒共情反應中的共情關注。

本研究包括3個遞進的實驗（共6個子實驗）。實驗1采用單因素被試內設計，旨在驗證人們對流浪漢和流浪動物不幸遭遇的共情反應差異以及責任內歸因傾向的中介作用；實驗2a采用單因素被試間設計，以某學校動物保護社團成員為被試，進一步驗證責任內歸因傾向在共情對象（流浪漢vs.流浪動物）影響共情反應中的中介作用；實驗2b和實驗2c則試圖在普通人群中進一步驗證研究結果的穩健性；實驗3a和實驗3b通過操縱責任內歸因傾向，重復檢驗責任內歸因傾向是否是導致人們對流浪漢（vs.流浪動物）有更低的共情反應的心理機制。同時，本研究分別測量了被試的社會支配傾向（實驗 2 a- 2 c 和救助意愿與行為（實驗2a～2c和實驗3a～3b），以進一步探討共情反應對象差異的有中介調節機制與下游影響。

2 實驗1

實驗1的目的是初步探討與流浪動物相比，流浪漢是否會引發人們更多的責任內歸因傾向和更少的共情反應。本實驗采用情境實驗的方法，被試需要閱讀流浪動物與流浪漢惡劣生存條件的情境材料并報告責任內歸因傾向與共情反應，以此考察人們對流浪動物與流浪漢的共情反應差異及責任內歸因傾向的中介作用。

2.1 方法

2.1.1 被試

為獲得小到中等的效應量 ，雙側檢驗），采用 power3.1軟件對本實驗所需最小樣本量進行事前估計（Fauletal.，2009）。結果表明，至少需要84名被試才能使統計效能達到0.8以上?？紤]到需檢驗潛在的中介效應，最終通過在線平臺Credamo招募有效被試296名，其中，男性被試112人，女性被試184人；被試平均年齡32.31歲，標準差為9.23。

2.1.2 實驗設計與程序

實驗1是一個單因素的被試內設計，被試內自變量為共情對象，包括流浪漢和流浪動物兩個條件，中介變量為責任內歸因傾向，因變量為共情反應。

共情對象的操縱。參考Levin等人（2017）的研究，采用閱讀新聞短文操縱不同共情對象的惡劣生存條件。在流浪漢條件下，被試閱讀一篇描述流浪漢面臨寒冷、饑餓和疾病等生存困境的新聞報道；在流浪動物條件下，被試閱讀一篇描述流浪動物（如流浪貓、狗等）面臨數量泛濫、食物短缺等生存困境的新聞報道。為了避免被試猜測實驗目的，實驗中增加了一個填充條件，即在該條件下被試閱讀一篇描述河灘遭到工業污染的新聞報道。在實驗中，各被試內條件的順序隨機呈現。

共情反應的測量。在閱讀每篇新聞報道后，采用簡版共情關注量表（empathyconcernindex，Pfattheicheretal.，2019；Toiamp;Batson，1982；何怡娟等，2022）分別測量被試對流浪漢和流浪動物的共情反應。該測量包括3個形容詞項目（即“同情的”、“觸動的\"和“擔憂的\"，要求被試在7點量表上 1 = 完全沒有， 7 = 非常多）評定自己在多大程度上對材料中流浪動物或流浪漢的遭遇體驗到以上感受。本實驗分別以被試在流浪漢 和流浪動物 （ a= 0 . 7 7 ） 3 個項目中的均分作為對流浪漢和流浪動物共情反應的得分，其中分數越高，被試的共情反應越強烈。

責任內歸因傾向的測量。采用李靜（2012）使用的特定情境遭遇的責任歸因測量，要求被試在7點量表上（ 1 = 完全沒有， 非常多）分別評定材料中流浪動物或流浪漢的遭遇在多大程度上是由于其自身的內部因素（即內部責任歸因）或外部因素（即外部責任歸因）造成的。依照以往研究者的做法（Hussakamp;Cimpian，2015；李靜，2012），分別以被試對流浪動物或流浪漢內歸因項目與外歸因項目上得分的差值作為衡量被試對流浪動物或流浪漢的責任內歸因傾向得分，其中分數越高，表明被試對流浪動物或流浪漢的遭遇有著更高的責任內歸因傾向。

控制變量。最后，被試報告自己的性別、年齡、家庭人均月收入（ 1 = 小于1000元， 2 = 1 0 0 1～3 0 0 0 元， 元， 元， 10000元， 6 = 1 0 0 0 1～1 5 0 0 0 元， 7 = 1 5 0 0 1～3 0 0 0 0 元8 = 3 萬元以上）和養寵經歷（ 1 = 有， 0 = 無）等人口學信息。

2.2 結果與分析

2.2.1 差異分析

配對樣本 t 檢驗結果表明，被試對流浪漢 （ M = 5.72， S D = 0 . 8 9 的共情反應顯著低于流浪動物 （ M = 5.89， S D = 0 . 9 0 ） t （ 2 9 5 ） = - 2 . 9 4 p = 0 . 0 0 4 ， Cohen'sd = - 0 . 1 7 ；而被試對流浪漢 （ M = - 0 . 8 3 ， S D = 3 . 3 1 ）的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ M = - 3 . 1 7 S D = 2 . 3 4 ） ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen's d = 0.74。

為了進一步檢驗結果的穩健性，將被試的年齡、性別 1 = 女， 0 = 男）、收入與養寵經歷（ 1 = 有，0 = 無）作為控制變量，以共情對象為自變量，分別以共情反應與責任內歸因傾向為因變量進行方差分析，結果發現，共情對象的主效應均顯著 （p s ）lt; 0.012），即被試對流浪漢的共情反應顯著低于流浪動物，而對流浪漢的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物。

2.2.2 中介效應分析

為進一步解釋被試對不同共情對象的共情反應差異是否是源于責任內歸因傾向，采用Montoya和Hayes （2017）開發的MEMOREsyntax進行被試內設計的中介效應分析。在MEMORE軟件包中分別以兩個被試內水平（流浪漢vs.流浪動物）的責任內歸因傾向為中介變量，兩個被試內水平的共情反應為因變量，進行中介效應分析Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見圖1），當責任內歸因傾向加人中介模型時，對不同共情對象的共情反應的顯著差異（totaleffect = - 0 . 1 7 ， 9 5 % CI [ - 0 . 2 8 0- 0 . 0 6 ] ） 將變為不顯著（directeffect 9 5 % CI[ - 0 . 0 2 ， 0 . 2 5 ] ）。同時，責任內歸因傾向的間接效應顯著， B = - 0 . 2 9 0 9 5 % CI[-0.44，-0.16]。該結果表明，相比于流浪動物，被試對流浪漢有較少的共情反應是源于對他們具有較高的責任內歸因傾向。

2.3 小結與討論

實驗1初步驗證了流浪漢比流浪動物引發人們更多的責任內歸因傾向和更少的共情反應。但實驗1采用被試內實驗設計，可能易于被試猜測實驗目的，從而使得研究結果受到要求特征和社會期望效應的干擾。同時，實驗1只涉及到流浪動物或流浪漢本身的生存困境，并未明確指向其遭到不幸事件。鑒于此，實驗2a＼～2c將采用被試間實驗設計，并通過設置具體不幸遭遇事件，擬進一步檢驗實驗1結果的穩健性。

3 實驗2a

實驗2a擬在實驗1的基礎上采用被試間實驗設計考察流浪漢是否比流浪動物引發人們更多的責任內歸因傾向和更少的共情反應?？紤]到動物保護組織成員通常對動物福祉有著更多的關注（Signalamp;Taylor，2007），這一特定群體為研究假設提供了一個較為敏感的窗口，以更加明確地檢驗責任內歸因傾向在共情反應對象差異中的作用機制。鑒于此，實驗2a擬首先在某高校動物保護社團成員中檢驗責任內歸因傾向在其對流浪動物與流浪漢共情反應差異中的機制。同時，實驗2a進一步測量了調節變量（即社會支配傾向）和后果變量（即救助意愿），以進一步探討社會支配傾向的作用以及共情反應差異所帶來的下游影響。

3.1 方法

3.1.1 被試

為獲得小到中等的效應量 （ d = 0 . 4 ，雙側檢驗），采用 power3.1軟件對本實驗所需最小樣本量進行事前估計（Fauletal.，2009）。結果表明，每組至少需要100名被試才能使統計效能達到0.8以上。采用方便取樣的方法，最終在某高校動物保護社團群體中招募有效被試208名（包括流浪漢組被試107人，流浪動物組被試101人），其中，男性被試21人女性被試187人；被試平均年齡21.69歲，標準差為3.85。

3.1.2 實驗程序與測量

實驗2a是一個單因素的被試間設計，被試間自變量為共情對象，包括流浪漢和流浪動物兩個條件，中介變量為責任內歸因傾向，因變量為共情反應和救助意愿。

共情對象的操縱。實驗2a采用閱讀新聞短文操縱不同的共情對象。不同于實驗1，實驗2a設置了具體不幸遭遇事件。具體而言，被試隨機分配為閱讀一篇描述流浪漢 （ n = 1 0 7 ） 或流浪動物 門遭遇社區工作人員驅逐并身受重傷的新聞報道。

共情反應和責任內歸因傾向的測量。同實驗1。

救助意愿的測量。本實驗使用被試愿意將參與研究報酬的百分比 （ 0 - 1 0 0 % ） 作為對流浪漢或流浪動物的救助意愿。在該測量中，將告知被試參與本實驗會得到一定的報酬，并詢問被試愿意將報酬的百分之多少 （ 0 - 1 0 0 % ） 捐給新聞材料中的流浪漢/流浪動物，用于其后續的治療費用。

社會支配傾向的測量。采用Li等人（2006）修訂的中文版社會支配傾向量表測量被試的社會支配傾向水平。該量表共19個條目（如“有些群體本來就不如其他群體”; a= 0 . 8 7 ? ，采用7點計分 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）。本實驗以被試在19個項目中的均分作為社會支配傾向的得分，其中分數越高被試的社會支配傾向水平越高。

特質共情關注的測量。為了排除特質共情對研究結果的潛在混淆影響，采用張鳳鳳等人（2010）修訂的中文版人際反應指針量表中的共情關注維度L 測量被試的特質共情關注。該測量包括6個條目（如“對那些比我不幸的人，我經常有心軟和關懷的感覺\"），采用5點計分（ 不恰當， 很恰當）。本實驗以被試在該測量上的均分作為特質共情關注的得分，其中分數越高，被試的特質共情關注水平越高。

控制變量。最后，同實驗1，被試報告自己的性別、年齡和收入等人口學信息。

3.2 結果與分析

3.2.1 差異分析

獨立樣本 t 檢驗結果表明，被試對流浪漢 （ M = 5.20， S D = 1 . 4 6 ） 的共情反應顯著低于流浪動物 M = 6.07， S D = 1 . 3 2 ） ， ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen's d = - 0 . 6 2 ；而被試對流浪漢 （ M = - 1 . 3 2 S D = 2 . 3 1 的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ M = - 3 . 5 9 ， s D = 2 . 2 7 ） ， t （ 2 0 6 ） = 7 . 1 6 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 0 . 9 9 。

為了進一步檢驗結果的穩健性，將被試的特質共情關注得分、年齡、性別（ 1 = 女， 0 = 男）、與收入作為控制變量，分別以共情反應與責任內歸因傾向為因變量進行方差分析，結果發現，共情對象的主效應均顯著 （ p slt; 0 . 0 0 1 ，即被試對流浪漢的共情反應顯著低于流浪動物 （ p lt; 0 . 0 0 1 ） ，而對流浪漢的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ p lt; 0 . 0 0 1 ） 。

3.2.2 中介效應分析

為進一步解釋被試對不同共情對象的共情反應差異是否是源于責任內歸因傾向，以共情對象（1Σ= Σ 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向為中介變量，共情反應為因變量，將被試的特質共情關注得分、年齡、性別（ 1 = 女， 0 = 男）與收入作為控制變量，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax進行中介效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見圖2），當責任內歸因傾向加入中介模型時，被試對不同共情對象的共情反應的顯著差異（totaleffect = - 0 . 7 1 ， 9 5 % CI[-1.08，-0.34]將變為不顯著（directeffect = - 0 . 1 5 ， 9 5 % CI [ - 0 . 5 1 ，0.21]）。同時，責任內歸因傾向的間接效應顯著， B = - 0 . 5 6 ， 9 5 % C I[ - 0 . 8 8 ， - 0 . 2 9 ] 。該結果表明，相比于流浪動物，被試對流浪漢有較少的共情反應是源于對他們具有較高的責任內歸因傾向。

3.2.3 有中介的調節效應分析

為了驗證社會支配傾向在共情對象影響責任內歸因傾向中的調節效應，以責任內歸因傾向為因變量，以共情對象（ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，社會支配傾向為調節變量，性別、年齡、收入與特質共情關注得分為控制變量，采用Hayes （2013）開發的 PROCESS syntax 進行調節效應的 Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現，社會支配傾向的調節效應顯著， （204號進一步分析表明（見圖3），較低社會支配傾向的被試 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異顯著， B = 2 . 8 6 ， 9 5 % CI[1.96，

3.75；較高社會支配傾向的被試 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異也顯著，但差異顯著減小， B = 1 . 1 5 ， 9 5 % CI [0.23，2.07]，也就是說，高社會支配傾向的被試對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因。

為檢驗社會支配傾向是否調節責任內歸因傾向在共情對象影響共情反應中的中介效應，以共情反應為因變量，共情對象（ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向為中介變量，社會支配傾向為調節變量，采用Bootstrap檢驗（重復抽樣5000 次）進行有中介的調節效應分析（Hayes2013；Mode17）。結果發現，社會支配傾向的有中介調節作用顯著，效應值為0.27， 9 5 % CI [0.01， 0.60]。進一步的分析表明，當被試的社會支配傾向較低 時，個體對流浪漢比流浪動物有更多的責任內歸因傾向，進而導致對流浪漢的共情反應更低，B = - 0 . 8 6 ， 9 5 % CI[-1.37，-0.42]；而當被試的社會支配傾向較高 （ + 1 S D ） 時，個體對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內部歸因，從而導致了其對二者的共情反應差異減少， B = - 0 . 3 6

3.2.4對救助意愿的影響

為考察被試對不同共情對象的責任內歸因傾向與共情反應差異是否直接影響救助意愿，以共情對象 （ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向和共情反應為連續中介變量，救助意愿為因變量，將被試的特質共情關注得分、年齡、性別（ 1 = 女， 0 = 男）與收入作為控制變量，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax進行鏈式中介效應的Bootstrap 檢驗（重復抽樣5000 次；Model6）。結果發現（見圖4），責任內歸因傾向和共情反應在不同對象影響救助意愿中的鏈式間接效應顯著，效應值為-8.52， 9 5 % CI[-13.30，-3.67]。

3.3 小結與討論

與實驗1結果一致，實驗2a在動物保護社團成員中再次驗證了相比于流浪動物，被試對流浪漢有較高的責任內歸因傾向，進而導致了對他們遭遇不幸時有較少的共情反應。同時，實驗2a也揭示了共情反應的對象差異將顯著影響被試的相應救助意愿。考慮到實驗2a的結果主要針對有動物救助和保護經驗的人群，實驗2b擬在普通人群中再次檢驗實驗結果的穩健性。

4實驗2b

為了增加實驗結果的穩健性，實驗2b擬在普通成人群體中檢驗人們對流浪漢和流浪動物不幸遭遇的共情反應差異及其心理機制（即責任內歸因傾向），并進一步探討這一差異的邊界條件（即社會支配傾向）與下游影響（即救助意愿）。

4.1方法

4.1.1 被試

同實驗2a，實驗2b中每組至少需要100名被試才能使統計效能達到0.8以上。最終通過Credamo平臺招募有效被試217名（包括流浪漢組被試110人，流浪動物組被試107人，其中，男性被試94人女性被試123人；被試平均年齡30.90歲，標準差為7.31。

4.1.2 實驗程序與測量

實驗2b是一個單因素的被試間設計，被試間自變量為共情對象，包括流浪漢和流浪動物兩個條件，中介變量為責任內歸因傾向，因變量為共情反應和救助意愿。

共情對象的操縱。同實驗 2 a 。

共情反應和責任內歸因傾向的測量。同實驗 2 a 。

救助意愿的測量。同實驗 2 a 。

社會支配傾向的測量。采用Pratto等（1994）編制的簡版社會支配傾向量表 測量被試的社會支配傾向水平。該量表包括中文版，共4個條目，采用10點計分 （ 1 = 完全反對， 1 0 = 完全贊成）。本實驗以被試在該量表上的均分作為被試的社會支配傾向得分，其中分數越高，被試的社會支配傾向水平越高。

控制變量。最后，同實驗1，被試報告性別、年齡、收人和養寵經歷等人口學信息

4.2 結果與分析

4.2.1 差異分析

獨立樣本 t 檢驗結果表明，被試對流浪漢 （ M = 6.02， S D = 0 . 7 3 和流浪動物 ΔM = 6 . 1 0 ， S D = 0 . 6 7 的共情反應并無顯著差異， t （ 2 1 5 ） = - 0 . 8 2 p = 0 . 4 1 Cohen's d = - 0 . 1 1 . 。而在責任內歸因傾向上，被試對流浪漢 M = - 1 . 1 5 ， S D = 2 . 6 8 ） 的內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ M = - 3 . 1 9 ， S D = 2 . 0 2 ）， t （ 2 1 5 ） = 6 . 3 1 ，p lt;0.001，Cohen's d=0.86。

為了進一步檢驗結果的穩健性，將被試的年齡、性別 1 = 女， 0 = 男）、收入與養寵經歷（ 1 = 有，0 = 無）作為控制變量，分別以共情反應與責任內歸因傾向為因變量進行方差分析，結果表明，被試對流浪漢的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ p lt; 0.001）；而在共情反應上兩組被試并無顯著差異（2號 （ p = 0 . 4 1 ） 。

4.2.2 中介效應分析

雖然共情對象（流浪漢vs.流浪動物）并不影響被試的共情反應，但它可能通過影響責任內歸因傾向進而對共情反應產生間接影響（對該方法的討論可參見Ruckeretal.，201l）。因此，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax進行間接效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見圖5），責任內歸因傾向的間接效應顯著， B = - 0 . 1 2 0 。在該模型中，共情對象通過責任內歸因傾向負向預測共情的間接預測路徑成立，即相比于流浪動物，被試更傾向于對流浪漢進行責任內歸因，從而導致了對流浪漢有較少的共情反應。

4.2.3 有中介的調節效應分析

為了驗證社會支配傾向在共情對象影響責任內歸因傾向中的調節效應，以責任內歸因傾向為因變量，以共情對象（ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，社會支配傾向為調節變量，性別、年齡、收入與養寵經歷為控制變量，采用Hayes （2013）開發的PROCESSsyntax進行調節效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現，社會支配傾向的調節效應顯著， 進一步分析表明（見圖6），較低社會支配傾向的被試 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異顯著， B = 2 . 7 6 9 5 % CI [1.85，3.66]；較高社會支配傾向的被試 （ + 1 S D ） 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異也顯著，但差異顯著減小， B = 1 . 2 0 9 5 % CI [0.22，2.18]，也就是說，高社會支配傾向的被試對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因。

為檢驗社會支配傾向是否調節責任內歸因傾向在共情對象影響共情反應中的中介效應，進一步采用Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）進行有中介的調節效應分析（Hayes，2013;Model7）。結果發現，社會支配傾向的有中介調節作用顯著，效應值為0.03， 9 5 % CI[0.01，0.06]。進一步的分析表明，當被試的社會支配傾向較低 （ - 1 S D ） 時，個體對流浪漢比流浪動物有更多的責任內歸因傾向，進而導致對流浪漢的共情反應更低， B = - 0 . 1 6 9 5 % CI [ - 0 . 2 9 - 0 . 0 6 ] ；而當被試的社會支配傾向較高 （ + 1 S D ） 時，他們對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因傾向，從而導致了其對二者的共情反應差異減少， B = - 0 . 0 7 ， 9 5 % CI [ - 0 . 1 8 - 0 . 0 1 ] 。

4.2.4 對救助意愿的影響

為考察被試對不同共情對象的責任內歸因傾向與共情反應差異是否直接影響救助意愿，以共情對象 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向和共情反應為連續中介變量，救助意愿為因變量，性別、年齡、收入與養寵經歷為控制變量，采用Hayes （2013）開發的 PROCESSsyntax進行鏈式中介效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次;Model6））。結果發現（見圖7），責任內歸因傾向和共情反應在不同對象影響救助意愿中的鏈式間接效應顯著，效應值為-6.95， 9 5 % CI

4.3 小結與討論

實驗2b揭示了相比于流浪動物，被試對流浪漢有較高的責任內歸因傾向，進而間接導致了對他們遭遇不幸時有較少的共情反應。同時，實驗2b進一步發現了社會支配傾向的有中介調節效應，即對于高社會支配傾向個體，上述效應有所降低。另外，實驗2b也發現了共情反應的對象差異將顯著影響被試的相應救助意愿。

然而，不同于實驗1和實驗2a，實驗2b并未發現共情對象（流浪動物vs.流浪漢）對共情反應的直接影響。為了進一步檢驗不同對象的共情反應差異，并提高研究結果的穩健性，實驗2c將對實驗2b進行復制研究。復制研究的主要目的是進一步驗證實驗2b的結果，并排除由于實驗條件、樣本特征或隨機誤差所帶來的結果不一致性。此外，通過適當增加樣本量，復制研究將提高統計效力，從而更敏銳地檢測假設效應，確保結果的可靠性（Cohen，1992；胡傳鵬等，2016）。

5 實驗2c

為了增加實驗結果的穩健性，實驗2c擬在實驗2b基礎上進一步復制檢驗人們對流浪漢和流浪動物不幸遭遇的共情反應差異及其潛在心理機制（即責任內歸因傾向）、邊界條件（即社會支配傾向）與下游影響（即救助行為）。此外，實驗2c擬進一步在以下幾個方面進行改進：（1）實驗2b中采用的簡版社會支配傾向量表內部一致性系數較低 0.56），因此實驗2c將采用完整版社會支配傾向量表，以提升該測量的信度;（2）實驗2b中對救助意愿的測量并非是真實行為，因此實驗2c中將采用實際的救助行為，以更準確地反映被試的真實救助行動；（3）以往研究表明人們對動物（vs.人類）有較低的能動性感知（Grayetal.，2007），因此當遭遇不幸事件時，它們可能被認為有更嚴重的后果和更少的應對能力（Johnson etal.，2024；Pejic amp; Deska，2023）。鑒于此，實驗2c擬進一步排除后果嚴重程度感知和應對能力感知的替代性解釋。（4）實驗2c將進一步測量一般消極情緒，以驗證對流浪漢和流浪動物的共情反應差異并非源于一般性的消極情緒差異。

5.1 方法

5.1.1 被試

同實驗2b，實驗2c中每組至少需要100名被試才能使統計效能達到0.8以上。為了復制研究2b并提高統計功效，最終通過Credamo平臺招募有效被試300名（包括流浪漢組被試150人，流浪動物組被試150人），其中，男性被試80人，女性被試220人；被試平均年齡31.94歲，標準差為8.14。

5.1.2 實驗程序與測量

實驗2c是一個單因素的被試間設計，被試間自變量為共情對象，包括流浪漢和流浪動物兩個條件，中介變量為責任內歸因傾向，因變量為共情反應和救助行為。同時，為了排除潛在的影響和可替代解釋，實驗2c也測量了消極情緒、后果嚴重程度感知和應對能力感知。

共情對象的操縱。同實驗 。

共情反應和消極情緒。共情反應的測量同實驗2b 。采用Thompson（2007）修訂的積極消極情緒量表中的消極情緒分量表測量被試的一般消極情緒（如：倪丹，鄭曉明，2024）。該量表包括5個形容詞項目（如“害怕的\"，被試需要在7級量表上 1 = 完全不， 7 = 非常），評估自己當前在多大程度上體驗到此類情緒感受 （ α = 0 . 8 0 ） 。本實驗以被試在5個項目中的均分作為消極情緒得分。

責任內歸因傾向和其他可替代解釋變量的測量。責任內歸因傾向的測量同實驗 2 b 。為了排除其它可替代的解釋，本實驗采用7級量表（ 1 = 完全沒有， 非常多）測量了被試的后果嚴重程度感知（即“新聞中流浪漢/流浪動物遭遇上述不幸事件的后果（如疾病、死亡）有多嚴重？\"和應對能力感知（即“新聞中流浪漢/流浪動物在多大程度上能應對和處理當前的困境？\"）。

救助行為的測量。不同于實驗2b測量救助意愿，實驗2c測量了被試的真實救助行為。參考以往研究的做法（Dingetal.，2022；Martinamp;Randal，2008），被試需要完成一個不相關的調查任務以獲得額外5元報酬，并可以選擇將額外報酬自己保留或捐贈給流浪漢/流浪動物組織 捐贈， 0 = 保留），以幫助新聞材料中的流浪漢/流浪動物，用于其后續的安置和治療費用。被試完成額外的不相關任務后，將獲得相應報酬或捐贈信息（保留報酬的被試將額外獲得5元報酬，而選擇捐贈的被試將被告知他們的額外報酬會通過支付寶小程序捐贈給相應組織）。

社會支配傾向的測量。同實驗2a，采用Li等人（2006修訂的中文完整版社會支配傾向量表 0.91）測量被試的社會支配傾向水平。

控制變量。最后，同實驗2b，被試報告自己的性別、年齡和收入等人口學信息。

5.2 結果與分析

5.2.1 差異分析

獨立樣本 t 檢驗結果表明，被試對流浪漢 （ M = 5.22， S D = 1 . 2 5 ） ， 的共情反應顯著低于流浪動物 （ M = 5.91， S D = 0 . 7 6 ！ t （ 2 9 8 ） = - 5 . 7 8 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen'sd = - 0 . 6 7 ；而被試對流浪漢 （ M = - 1 . 4 9 ， 0的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ M = - 3 . 6 1

S D = 2 . 0 4 ） ， ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 0 . 8 2 。然而，在消極情緒上，兩組被試的差異并不顯著， t （ 2 9 8 ） = - 1 . 2 6 ， p = 0 . 2 1 ，Cohen's d = - 0 . 1 5 。

為了進一步檢驗結果的穩健性，將被試的年齡、性別（ 1 = 女， 0 = 男）、收人與消極情緒作為控制變量，分別以共情反應與責任內歸因傾向為因變量進行方差分析，結果發現，共情對象的主效應均顯著 （ p slt; 0 . 0 0 1 ，即被試對流浪漢的共情反應顯著低于流浪動物 （ p lt; 0 . 0 0 1 ） ，而對流浪漢的責任內歸因傾向顯著高于流浪動物 （ p lt; 0 . 0 0 1 ） 。以上結果表明，被試對流浪漢和流浪動物的共情反應差異并非源于一般的消極情緒反應差異。

5.2.2 中介效應分析

為進一步檢驗被試對不同共情對象的共情反應差異是否源于責任內歸因傾向，以共情對象（ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向為中介變量，共情反應為因變量，將年齡、性別 1 = 女， 0 = 男）、收入與消極情緒作為控制變量，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax進行中介效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見圖8），當責任內歸因傾向加入中介模型時，對不同對象的共情反應差異的效應量（totaleffect Σ= Σ - 0 . 6 4 ， 9 5 % CI[-0.87， - 0 . 4 1 ] 將變小（directeffect Σ= Σ - 0 . 2 6 ， 9 5 % C I[ - 0 . 4 8 ， - 0 . 0 5 ] ） 。同時，責任內歸因傾向的間接效應顯著， ， 9 5 % CI [ - 0 . 5 7 該結果表明，相比于流浪動物，被試對流浪漢有較少的共情反應是源于對他們具有較高的責任內歸因傾向。

進一步的補充分析發現，在遭遇不幸事件后的后果嚴重程度感知和應對能力感知上，流浪漢和流浪動物兩組的差異均并不顯著 （ p sgt; 0 . 1 4 ） 。同時，后果嚴重程度感知（ B = - 0 . 0 1 ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 6 ， 0 . 0 1 ] 和應對能力感知 （ B = 0 . 0 1 ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 5 ，0.04]）在共情對象影響共情反應中的中介效應也均不顯著。以上結果可以排除后果嚴重程度感知和應對能力感知的替代性解釋。

5.2.3 有中介的調節效應分析

為了驗證社會支配傾向在共情對象影響責任內歸因傾向中的調節效應，以責任內歸因傾向為因變量，以共情對象（ 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，社會支配傾向為調節變量，年齡、性別 （ 1 = 女， 0 = 男）、收入與消極情緒作為控制變量，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax進行調節效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現，社會支配傾向的調節效應顯著， B = - 0 . 8 9 ， 9 5 % CI[ - 1 . 5 4 ， - 0 . 2 5 ] 。進一步分析表明（見圖9），較低社會支配傾向的被試 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異顯著， 09 5 % CI[1.98，3.55]；較高社會支配傾向的被試 （ + 1 對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇做出的責任內歸因傾向差異也顯著，但差異顯著減小， 9 5 % CI[0.47，2.04]，也就是說，高社會支配傾向的被試對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因。

為檢驗社會支配傾向是否調節責任內歸因傾向在共情對象影響共情反應中的中介效應，進一步采用Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）進行有中介的調節效應分析（Hayes，2013;Model7）。結果發現，社會支配傾向的有中介調節效應顯著，效應值為0.18， 9 5 % CI[0.02，0.35]。進一步的分析表明，當被試的社會支配傾向較低 時，個體對流浪漢比流浪動物有更多的責任內歸因傾向，進而導致對其的共情反應更低， ， 9 5 % CI [ - 0 . 8 4 - 0 . 3 8 ] ；而當被試的社會支配傾向較高 （ + 1 S D ） 時，他們對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因傾向，從而導致了其對二者的共情反應差異減少， ， 9 5 % CI [ - 0 . 5 5 0- 0 . 0 8 ] 。

5.2.4對救助行為的影響

為考察被試對不同共情對象的責任內歸因傾向與共情反應差異是否直接影響救助行為，以共情對象 1 = 流浪漢， 0 = 流浪動物）為自變量，責任內歸因傾向和共情反應為連續中介變量，救助行為為因變量，將被試的年齡、性別 1 = 女， 0 = 男）、收人與消極情緒作為控制變量，采用Hayes （2013）開發的PROCESSsyntax進行鏈式中介效應的Bootstrap檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見圖10），責任內歸因傾向和共情反應在不同對象影響救助行為中的鏈式間接效應顯著，效應值為-0.73，9 5 % CI[-1.22，-0.39]。

5.3 微型元分析與討論

不同于實驗2b，實驗2c發現共情對象（流浪漢Vs.流浪動物）對共情反應存在顯著影響。為了整合這兩項實驗的結果，本文進行了微型元分析（minimeta-analysis;見Gohetal.，2016）。在單篇文章中進行微型元分析已成為近年來國內外學者廣泛采用的穩健性檢驗方法（胡傳鵬等，2016；Xu etal.，2025），該方法可以提高效應量估計的精確度，并為實驗結果的可重復性提供更多證據。本文采用Goh等人（2016提供的微型元分析工具，通過兩項研究的效應量Cohen's d 和各組樣本量，最終得到了被試對流浪漢和流浪動物的共情反應差異的效應值為-0.43， 。此外，當將實驗2a的結果也納入微型元分析時，可得到不同共情對象的共情反應差異效應值為-0.48， 9 5 % CI[ - 0 . 6 3 ， - 0 . 3 4 ] 。以上結果表明，在本研究中，共情對象（流浪漢vs.流浪動物）對共情反應的影響存在小到中的效應量。

此外，實驗1與實驗2a＼～2c均穩健地發現了責任內歸因傾向在共情對象影響共情反應中起著顯著的中介作用。為了進一步驗證責任內歸因傾向的心理機制，實驗3a和3b擬操縱責任內歸因傾向。

6 實驗3a

為了更好地驗證變量間的因果關系（Ge，2023;

Pirlottamp;MacKinnon，2016），研究3a擬進一步通過操縱中介變量來檢驗責任內歸因傾向是否是造成人們對流浪漢和流浪動物共情反應差異的原因。具體而言，實驗3a 通過操縱降低被試對流浪漢和流浪動物的責任內歸因傾向，即采用2（共情對象：流浪動物vs.流浪動物） × 2 （責任內歸因傾向：低vs控制）的研究設計來檢驗若流浪漢和流浪動物的責任內歸因傾向均降低，被試對兩者的共情反應差異是否會降低或消失。

6.1 方法

6.1.1 被試

為獲得小到中等的效應量 （ f = 0 . 2 0 ，雙側檢驗）采用 power3.1軟件對本實驗所需最小樣本量進行事前估計（Fauletal.，2009）。結果表明，每組至少需要50名被試才能使統計效能達到0.8以上。最終通過Credamo平臺招募有效被試400名，其中，男性被試87人，女性被試313人；被試平均年齡30.33歲，標準差為8.23。

6.1.2 實驗設計與程序

實驗3a是一個2（共情對象：流浪動物vs.流浪動物） × 2 （責任內歸因傾向：低vs.控制）被試間設計，因變量為共情反應和救助行為。

實驗操縱。類似于實驗2a＼～2c，采用閱讀新聞報道的方式操縱2（共情對象：流浪動物vs.流浪動物） × 2 （責任內歸因傾向：低vs.控制）被試間實驗條件。其中，在低責任內歸因傾向/流浪漢組，被試閱讀一篇描述一名流浪漢從小因疾病被拋棄，雖努力擺脫困境，但因社會政策不完善無法為其提供救助，日前在某小區撿垃圾時，遭遇社區工作人員驅逐并身受重傷的新聞報道；在低責任內歸因傾向/流浪動物組，被試閱讀一篇描述一只流浪動物自幼被人遺棄，但因流浪動物救助政策不完善無法為其提供救助，日前在某小區覓食時，遭遇社區工作人員驅逐并身受重傷的新聞報道；而流浪漢/控制組和流浪動物/控制組被試閱讀的材料同實驗2c。

為了增加實驗材料的真實感，新聞報道后增加了一張流浪漢和流浪貓遭遇不幸事件后的圖片。為了檢驗責任內歸因傾向操縱的有效性，采用實驗2c中測量責任內歸因傾向的兩個項目作為操縱檢驗題項（計分方式同實驗2c）。

6.2 結果與分析

6.2.1 操縱檢驗

獨立樣本 t 檢驗結果表明，低責任內歸因傾向條件下的被試內歸因傾向 （ M = - 3 . 3 7 ， S D = 2 . 0 6 顯著低于控制條件 （ M = - 1 . 1 9 ， S D = 2 . 3 7 ） - 9 . 8 4 5 p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = - 2 . 2 5 ，該結果表明責任內歸因傾向操縱是有效的。

6.2.2 差異分析

以共情反應得分為因變量，進行2（共情對象：流浪動物vs.流浪動物） × 2 （責任內歸因傾向：低vs.控制）的方差分析，結果表明共情對象的主效應顯著， F （ 1 ， 3 9 6 ） = 2 4 . 2 5 . p lt; 0 . 0 0 1 ， ，即被試對流浪漢 ? M = 5 . 4 2 ） 比流浪動物 有更少的共情反應；責任內歸因傾向的主效應也顯著， F （ 1 ， 3 9 6 ） = 7 9 . 9 0 5 p lt; 0 . 0 0 1 ， 。表明相比于控制條件 （ M = 5 . 2 7 ） ，低責任內歸因傾向條件下 Φ（ M = 5.91）的共情反應更高。

重要的是，共情對象和責任內歸因傾向的交互作用顯著， 。進一步的簡單效應檢驗（見圖11）表明，在控制條件時，被試對流浪漢 （ M = 5 . 0 2 ） 比流浪動物 （ M = 5 . 5 3 ） 有更少的共情反應 （ p lt; 0 . 0 0 1 ） ；而在低責任內歸因傾向條件時，被試對流浪漢 （ M = 5 . 8 2 ） 和流浪動物 （ M = 6.01）的共情反應差異不顯著 （ p = 0 . 0 6 ） 。為了進一步檢驗結果的穩健性，以年齡、性別 1 = 女， 0 = 男）與收入作為控制變量，上述結果依然成立。

6.2.3 對救助行為的影響

以共情對象為自變量，共情反應為中介變量，救助行為為因變量，責任內歸因傾向為調節變量，年齡、性別（ 1 = 女， 0 = 男）與收人為控制變量，采用Hayes （2013）開發的PROCESSsyntax進行有調節中介效應的 Bootstrap 檢驗（重復抽樣 5000 次;Model8）。結果發現，有調節的中介效應顯著，效應值為0.21， 9 5 % CI[0.03，0.46]。進一步的分析表明，在控制條件時，個體對流浪漢比流浪動物有更少的共情反應，進而導致對其的救助行為更少， B = - 0 . 3 4 ， 9 5 % CI [ - 0 . 5 9 =， - 0 . 1 6 ] ；而在低責任內歸因傾向操縱條件下，該中介效應并不顯著， B = - 0 . 1 3 （204號

6.3 小結與討論

實驗3a通過操縱被試的責任內歸因傾向，揭示了只有在控制條件下，被試對流浪漢比流浪動物有更少的共情反應；而在低責任內歸因條件下，被試對兩者的共情反應差異不顯著。以上結果進一步驗證了責任內歸因傾向是造成被試對流浪漢和流浪動物共情反應差異的機制。然而實驗3a仍有不足，即它未能完整驗證對流浪漢的高責任內歸因傾向是造成人們對流浪漢和流浪動物共情反應差異的機制。為了彌補這一不足，研究3b擬直接操縱人們對流浪漢的責任內歸因傾向，并將流浪動物組與高內歸因傾向/流浪漢組以及低內歸因傾向/流浪漢組進行比較，來檢驗對流浪漢的責任內歸因傾向是否是造成人們對不同共情對象（流浪漢vs.流浪動物）在不幸事件中共情反應差異的機制。此外，實驗1、實驗2a＼～2c和實驗3a的共情反應測量只涉及指向共情對象的共情關注維度。為了豐富共情反應的測量，實驗3b擬探索性地增加情緒共情反應中指向個體自身的個體痛苦維度的測量。

7 實驗3b

實驗3b通過實驗操縱的方式提高或降低被試對流浪漢的責任內歸因傾向，即采用單因素三水平被試間設計（流浪動物、高內歸因傾向/流浪漢與低內歸因傾向/流浪漢）來直接檢驗相比于高內歸因傾向/流浪漢，被試對流浪動物與低內歸因傾向/流浪漢的共情反應（包括共情關注和個人痛苦）的差異是否降低或消失了。

7.1 方法

7.1.1 被試

為獲得小到中等的效應量 （ f = 0 . 2 0 ，雙側檢驗）采用 power3.1軟件對本實驗所需最小樣本量進行事前估計（Fauletal.，2009）。結果表明，每組至少需要82名被試才能使統計效能達到0.8以上。最終通過Credamo平臺招募有效被試300名，其中，男性被試103人，女性被試197人；被試平均年齡30.77歲，標準差為 7 . 7 0 。

7.1.2 實驗設計與程序

實驗3b是一個單因素三水平被試間設計，自變量為組別，包括流浪動物、高內歸因傾向/流浪漢與低內歸因傾向/流浪漢三組，因變量為共情反應（包括共情關注和個人痛苦）和救助意愿。

組別操縱。流浪動物與低內歸因傾向/流浪漢兩組的操縱與實驗3a相似（但不包括圖片材料）。不同于實驗3a的是，實驗3b增加了高責任內歸因/流浪漢組，在該組中被試閱讀一篇描述流浪漢脾氣古怪、懶惰、常為非作歹，日前因糟蹋小區環境，破壞公共設施遭遇社區工作人員驅逐并身受重傷的新聞報道。在實驗中，被試被隨機被試分配到以上三個組別中，其中每個組別中各100名被試。為檢驗操縱有效性，被試需完成與實驗3a相同的兩個操縱檢驗項目（計分方式同實驗3a）。

共情反應的測量。實驗3b對共情反應的測量包括共情關注和個人痛苦反應兩個指標。共情關注的測量同實驗3a （ α = 0 . 9 0 ） 。采用個人痛苦反應量表（personal distressindex，Toiamp;Batson，1982；邢淑芬等，2015）測量被試在面對流浪漢和流浪動物不幸遭遇時的個人痛苦反應。該測量包括6個形容詞項目（如\"煩憂的”， ，要求被試在7點量表上 1 = 完全沒有， 非常多）評定自己在多大程度上有體驗到以上感受。本實驗以6個項目中的均分作為對流浪漢或流浪動物個人痛苦反應的得分，其中分數越高，被試的個人痛苦反應越強烈。

救助意愿的測量。同實驗2b，被試需要報告愿意將參與研究報酬的百分比 （ 0 - 1 0 0 % ） 捐給新聞材料中的流浪漢或流浪動物，用于其后續的治療費用。

特質共情的測量。為了排除特質共情對研究結果的潛在混淆影響，采用張鳳鳳等人（2010）修訂的中文版人際反應指針量表中的共情關注 和個體痛苦維度 測量被試的特質共情關注和特質個人痛苦水平。其中，特質共情關注的測量包括6個條目（如“對那些比我不幸的人，我經常有心軟和關懷的感覺”，特質個人痛苦的測量包括5個條目（如\"在緊急狀況中，我感到擔憂、害怕而難以平靜\"），均采用5點計分（ 1 = 不恰當， 5 = 很恰當）。本研究以被試分別在兩個測量上的均分作為特質共情關注和特質個體痛苦的得分，其中分數越高，被試的特質共情關注和特質個體痛苦水平越高。

控制變量。同實驗3a，被試最后報告自己的性別、年齡與收入等人口學信息

7.2 結果與分析

7.2.1 操縱檢驗

獨立樣本 t 檢驗結果表明，低責任內歸因傾向流浪漢組被試對流浪漢的責任內歸因傾向 （ M = - 3 . 3 6 S D = 2 . 7 7 ， 顯著低于高責任內歸因傾向/流浪漢組被試 （ M = 2 . 6 0 ， S D = 2 . 5 3 ） t （ 1 9 8 ） = - 1 5 . 8 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = - 2 . 2 5 ，該結果表明對流浪漢的責任內歸因傾向操縱是有效的。

7.2.2 差異分析

以組別作為自變量，分別以共情關注與個人痛苦反應為因變量進行方差分析，結果表明組別的主效應均顯著（共情關注： F （ 2 ， 2 9 7 ） = 7 9 . 0 6 ， p lt; 0 . 0 0 1 0 ；個人痛苦： F （ 2 ， 2 9 7 ） = 1 2 . 9 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， 。事后比較發現，高責任內歸因傾向/流浪漢組被試的共情關注 M = 3 . 9 5 ， S D = 1 . 6 0 ） 和個人痛苦反應 （ M = 3 . 7 5 ， S D = 1 . 5 4 ） 均顯著低于低責任內歸因傾向/流浪漢組（共情關注： M = 5 . 8 2 ， S D = 1 0 4 ， p lt; 0 . 0 0 1 ；個人痛苦： M = 4 . 5 7 ， S D = 1 . 5 4 ， p lt; 0.001）和流浪動物組被試（共情關注： M = 5 . 8 6 S D = 0.94 ， p lt; 0 . 0 0 1 ；個人痛苦： M = 4 . 8 0 ， S D = 1 . 5 1 ， p lt; 0.001），而低責任內歸因傾向/流浪漢組和流浪動物組被試的共情關注 與個人痛苦反應 （ p = 0.31）無顯著差異（見圖12）。

為了進一步檢驗結果的穩健性，以組別作為自變量，特質共情關注、特質個人痛苦、年齡、性別中 1 = 女， 0 = 男）與收入作為控制變量，分別以共情關注與個人痛苦反應為因變量進行方差分析，結果表明組別的效應依然顯著 （ p slt; 0 . 0 0 1 ） 。進一步比較發現，上述結果依然成立。

7.2.3 對救助意愿的影響

以組別為自變量（虛擬編碼，以高內歸因傾向/流浪漢為參照），共情關注和個人痛苦反應為中介變量，救助意愿為因變量，特質共情關注、特質個人痛苦、年齡、性別 女， 0 = 男）與收入作為控制變量為控制變量，采用Hayes（2013）開發的PROCESSsyntax 進行中介效應的Bootstrap 檢驗（重復抽樣5000次）。結果發現（見表1），共情關注分別在低內歸因傾向/流浪漢組（vs.高內歸因傾向/流浪漢組）和流浪動物組（vs.高內歸因傾向/流浪漢組）對救助意愿的間接效應顯著；而個人痛苦的間接效應則均并不顯著。以上結果表明，高內歸因傾向/流浪漢組被試對流浪漢有著更少的共情關注（而非個人痛苦）進而有著更少的救助意愿。

7.3 小結與討論

實驗3b通過直接操縱人們對流浪漢的責任內歸因傾向，并將流浪動物組與高內歸因傾向/流浪漢組以及低內歸因傾向/流浪漢組進行比較，結果發現，相比于流浪動物組與高內歸因傾向/流浪漢組之間的顯著共情反應差異，流浪動物組與低內歸因傾向/流浪漢組之間的共情反應無顯著差異，從而進一步驗證了責任內歸因傾向是造成人們對不同共情對象（流浪漢vs.流浪動物）產生共情反應差異的解釋機制。與實驗2a＼～2c和實驗3a相同，實驗3b也進一步發現，由責任內歸因傾向所引發的共情反應（即共情關注，而非個人痛苦）的對象差異將直接影響被試的相應救助意愿。這也揭示了指向他人的共情關注，而非指向自我的個人痛苦，是引發相應的救助意愿的關鍵變量（Batson，1987；丁鳳

琴，陸朝暉，2016）。

8 總討論

通過3個實驗（共6個子實驗），本研究基于責任歸因的視角比較了人們對流浪漢和流浪動物的共情反應差異及其心理機制，并進一步探討這一差異的邊界條件和下游影響。結果發現，相對于流浪動物，人們對流浪漢有更多的責任內歸因傾向，進而導致了對他們有更少的共情反應和救助意愿與行為。然而，對于高社會支配傾向個體，他們對流浪漢和流浪動物的不幸遭遇均傾向于做出較高的責任內歸因，因此導致了共情反應的對象差異（流浪漢vs.流浪動物）有所降低。值得提出的是，本研究通過采用不同人群（普通人群或動物保護社團成員）、不同實驗情境材料（處于生存困境或遭遇具體不幸事件）和不同的研究設計（如分別采用組間與組內設計、操縱中介變量的設計等）均驗證了以上研究結果的穩健性。

8.1 對流浪漢與流浪動物的共情反應

人們的共情反應通常是有選擇的，即選擇性共情（selective empathy，例如 Stevens et al.，2021;Wangetal.，2023）。早期研究主要關注了人類共情對象的社會身份（如少數族裔）以及由此形成的人際與群際關系對共情反應的影響，并揭示了顯著的內群體共情反應偏向，即與個體或所屬群體越接近，被試的共情反應越強烈（Brownetal.，2006；Cikaraetal.，2011；Westburyamp; Neumann，20o8）。例如，Brown等人（2006提出并通過實證研究證實了內群體共情偏向假設（the ingroup empathy hypothesis）即非裔美國人和白人均表現出對同種族的人比異種族的人有更多的共情反應。本研究將對不同社會身份的人類對象的共情反應擴展到對動物對象的共情反應上，并通過將人類-人類共情與人類-動物共情進行比較，有利于了解人們對不同對象共情反應上的共性和差異，這不僅擴展了共情領域的研究范圍，也深化了共情對象對共情反應的影響研究。

雖然早期有少量研究初步比較了人們對人類與動物的共情反應差異，但這些研究大多基于道德權利（moralright；即誰更值得共情）角度，認為人們對人類同胞比動物有更多的共情反應（例如Cameron et al.， 2022; Westbury amp; Neumann，2008）。與這些研究相比，本研究具有明顯的創新：第一，本研究基于道德責任（moralresponsibility；即誰對事件負有責任；Scheinamp;Gray，2018）的角度，以不幸事件發生的責任歸因為立足點，考察了人們對動物和人類的共情反應差異。因此，本研究有利于為人類與動物對象的共情反應差異研究提供更全面的解釋。雖然道德權利和道德責任這兩個視角在解釋人們對人類與動物對象的共情反應差異上存在矛盾，但它們可能適用于不同情境。本研究重點關注了人們對共情反應較低的污名化弱勢對象（即流浪漢與流浪動物）遭遇不幸時的共情反應，揭示了人們對流浪漢的共情反應顯著低于流浪動物。該結果表明道德責任視角的解釋可能更適合解釋污名化情境中弱勢對象（即流浪漢和流浪動物）的共情反應差異。值得提出的是，關注污名化弱勢對象的共情反應有著重要的現實意義，即這些污名化弱勢對象通常面臨著自身的經濟與心理困境（吳勝濤，張建新，2007），亟需公眾關注和參與救助。因此，對該問題的關注既是對以往研究的有益補充和擴展，也會對弱勢群體的救助提供啟示。第二，以往研究只是現象層面的研究，缺乏對內在機制的揭示，本研究基于責任歸因的視角揭示了人們對流浪漢與流浪動物共情反應差異的內在機制。第三，本研究也進一步關注了共情反應對象差異中的有中介調節機制（即社會支配傾向）與下游影響（即救助意愿與行為），擴展了人類-動物共情反應的相關研究成果。

8.2 責任歸因的解釋視角

重要的是，本研究突破了現有的關于人類-動物共情研究關注點的窠白，即不再局限于僅僅考察人們對人類和動物共情的反應差異，而是首次將關注點聚焦于對人類和動物對象的社會認知差異，即責任歸因的差異，并以此來直接驗證人們對人類和動物共情反應差異及其潛在機制?；谪熑螝w因的視角，本研究揭示了人們對流浪漢和流浪動物的責任歸因上存在著明顯的差異，即認為流浪漢比流浪動物有更多的責任內歸因傾向，進而導致了對流浪漢比對流浪動物有更少的共情反應。雖然以往研究已發現人們傾向于認為流浪漢的弱勢地位是由于個人內部因素導致（Vazquez etal.，2017;Vazquezetal.，2018），但本研究不僅驗證了對流浪漢責任內歸因傾向的存在，還揭示了這種責任內歸因傾向在不同對象（流浪漢vs.流浪動物）間的差異性及其對共情反應和救助行動的影響。值得提出的是，相比于共情對象（流浪動物vs.流浪漢）對共情反應的直接影響，本研究6個子實驗均穩健地揭示了共情對象通過責任內歸因傾向間接影響被試的共情反應，這也在一定程度上表明對流浪漢和流浪動物共情反應的差異在很大程度上依賴于個體的社會認知過程。

以上結果也支持了歸因-共情理論模型。歸因一共情理論模型認為，對不幸結果歸咎于受害者自己內部還是外部因素是影響共情反應的關鍵變量（Betancourt，1990）。那么個體如何在相對模糊的情境中對不幸結果的原因進行推斷？本研究中涉及共情對象的身份線索，即流浪漢或流浪動物。這一線索提供了兩個方面的內容：一方面它提供了群體歸屬信息，另一方面它提供了不幸事件的潛在解釋性信息。從群體歸屬信息的角度而言，流浪漢由于更會被認為屬于內群體，因而可能會得到更多的共情反應（例如Brownetal.，2006；而從不幸事件的潛在解釋性信息而言，由于個體自身的知識經驗，即傾向于將流浪漢的不幸結果更多地解釋為由內部原因導致（Vázquez et al.，2017；Vazquez et al.，2018；吳勝濤，張建新，2007），因而流浪漢可能會得到更少的共情反應。本研究結果更多地支持了第二種觀點，揭示了個體依賴于情境中的一些具體線索，并結合自身已有的知識經驗，很容易對情境中的結果進行因果推斷，從而直接影響到個體自身的共情反應。本研究的結果強調了社會認知因素在共情反應中的作用（Lammetal.，2007），并明確了情境中的社會線索如何影響我們對他人結果進行推斷，進而影響我們的情緒反應（陳武英，劉連啟，2016）。

8.3 社會支配傾向的調節作用與對救助意愿的影響

本研究從個體差異的視角引人了社會支配傾向這一變量，揭示了其在共情對象對責任歸因與共情反應的影響中的有中介調節作用。作為社會支配理論中的重要概念，社會支配傾向反映了個體對不同群體間關系不平等的偏好（Pratto etal.，1994；李瓊，郭永玉，2008）。高社會支配傾向的個體試圖維持或增加不同群體之間的等級差異，因而更可能認為等級較低的群體理應為自己的結果負責，從而對他們有更少的共情反應（Lucasamp;Kteily，2018;Sidaniusetal.，2013）。本研究發現，低社會支配傾向的個體可能不會把流浪動物視為等級較低的群體，而是視為無辜的受害者，因此對它們的不幸遭遇有更多的共情反應；而高社會支配傾向個體則傾向于將流浪動物和流浪漢均視為等級較低的劣勢群體，因而對他們的不幸遭遇均有較高的責任內歸因傾向，從而導致了其對二者的共情反應均較低。這一結果也得到了以往研究的支持，如高社會支配傾向的個體均傾向于否認污名化的人類和動物的權利（Dhontetal.，2016;Hyers，2006），也更容易對弱勢人類與動物產生偏見、暴力和缺少關愛（Dhontetal.，2014;Jarmakowski-Kostrzanowskiamp;Radkiewicz2021）。本研究的結果為理解人類-動物共情反應的差異提供了新的個體差異視角，反映了高社會支配傾向者對社會中不同群體和物種之間不平等的態度，以及對劣勢群體或物種的自身責任的過度強調。

此外，本研究的一個重要貢獻在于將人類-動物共情反應研究擴展到了直接的行為或行為意向層面，為改善流浪漢和流浪動物的社會福祉提供了實踐啟示。以往研究大多集中在心理層面，即主要考察共情對象對共情反應的影響，而對共情對象的救助行為這一共情反應的直接結果卻鮮有關注。本研究發現，對流浪漢和流浪動物的責任內歸因傾向與共情反應（主要是共情關注，而非個人痛苦）差異將直接影響相應的救助意愿與行為。這一結果既強調了責任內歸因傾向與共情反應和相應救助行為之間的緊密聯系，也進一步支持了共情-利他假說（empathyaltruismhypothesis），即強調當他人處于困境時，個體會產生一種指向受助對象的共情情緒反應，這種情緒反應強度越大，個體就越可能采取救助行為（Batson，1987;Batsonetal.，2007；丁鳳琴，陸朝暉，2016）。本研究的結果表明，一方面對于污名化的流浪漢群體，降低責任內歸因傾向，提高公眾的共情反應對于公眾采取救助行動具有積極的意義；另一方面，我們也需警惕近年來動物擬人化的研究與實踐（許麗穎等，2017），如它可能會加深動物的責任內歸因傾向，降低公眾的共情反應與相應的救助行為。

8.4 研究局限與展望

誠然，本研究仍有一些不足與局限，有待進一步研究。首先，本研究主要聚焦于污名化的對象（流浪漢和流浪動物），然而人們對他們的共情反應是否不同于普通的人類與動物？未來研究可在普通人類與動物對象中檢驗本研究的結果。其次，本研究在材料中對流浪漢和流浪動物的描述是較為籠統和一般性的，事實上，不同性別、年齡的流浪（人類）對象可能會對結果產生影響。例如，相比于成年男性，人們可能更認為女性、小孩或老人更不需要為自己的不幸結果負責（Tiboris，2014），這可能進而影響相應的共情反應與救助意愿。未來研究可以對此進行更加細致地區分。再者，人們對流浪漢和流浪動物的共情反應差異可能還存在一些其他的解釋機制。本研究主要基于責任歸因的解釋視角，且排除了一般消極情緒、后果嚴重程度感知和應對能力感知的替代解釋，但實際上人們對流浪漢和流浪動物的差異還可能體現在別的解釋機制，例如痛苦忍受性（capacityto suffer，Peden etal.，2020）與道德價值（moralworth，Caviolaetal.，2019）等。這些不同的解釋過程可能也會導致對流浪漢和流浪動物的不同共情反應，因此進一步的研究中可以對該問題進行更深入的探討。

9 結論

基于責任歸因的視角，通過3個遞進實驗（共6個子實驗），本研究得出如下結論：（1）相對于流浪動物，人們對流流浪漢有更多的責任內歸因傾向，進而導致了人們對他們有更少的共情反應與救助意愿；（2）對于高社會支配傾向個體，這一效應有所降低。即高社會支配傾向者對流浪動物和流浪漢均有較高的責任內歸因傾向，從而導致了其對流浪動物和流浪漢的共情反應差異減小。

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Are we more empathetic towards stray animals or homeless individuals？ An attributional responsibility approach

JI Tingting，WANG Jia， DING Yi （SchoolofPsychology，NanjingNormal University，Nanjing21oo97，China）

Abstract

Empathy towards humans and animals varies significantly in societal contexts. While homelessindividuals face severe survival challenges and social exclusion， public atitudes towards them are generally more negative compared to stray animals， who often receive greater atention，sympathy，and shelter. This research examines potential differences and mechanisms in empathetic responses towards stray animals and homelessindividuals， within the framework of responsibility atribution. We hypothesize that participants are more likely to attribute internal responsibility to homeless peoplefor their misfortunes than tostray animals，leading to lower empathetic responses toward homeless people. Furthermore， we propose that this efect is moderated by social dominance orientation （SDO）. Specifically， individuals with high SDO are expected to perceive both targets （i.e.， stray animals or homeless individuals） similarly，showing smaller diferences in empathy and responsibility attribution toward homeless people and stray animals.

Three experiments were conducted to test the hypotheses. Across al experiments， participants read news articles to manipulate the harsh living conditions or unfortunate events experiencedby diferent empathy targets. Experiment 1 employed a within-subjects design （ N = 2 9 6 ）， where participants read articles describing the living conditions of stray animals and homeless individuals and subsequently reported their internal responsibility atributions and empathy responses.The results indicated that participants showed lower empathy responses toward homeless individuals compared to stray animals，and this difference was mediated by greater internal atributions of responsibility to homelessindividuals.Experiment2 used a between-subjects design to replicate these findings among members of an animal protection group （ N = 2 0 8 ，Experiment 2a） and general population samples （ N s= 2 1 7 and 300，Experiments 2b and 2c）， demonstrating the robustness of the results. Furthermore， Experiment 2 revealed a moderating role of SDO，showing that individuals with high SDO exhibited smaller differences in internal responsibility attributions and empathy responses between homeless individuals and stray animals.Finally，these empathy differences influenced participants’donation intentions and behaviors，as they were more likely to donate to stray animals than to homeless individuals.

To examine the causal mediating role of internal responsibility attribution， Experiment 3 （ N s= 4 0 0 and 300， Experiments 3a and 3b）further manipulated internal responsibility attribution to test its effect on the diferences in empathy responses towards homeless individuals and stray animals. The results revealed that participants showed less empathy towards homelessindividuals than stray animals under thecontrol condition.However， in a low or high internal responsibility atribution condition， there was no significant difference in empathy responses towards homeless individuals and stray animals. These findings further validate that internal responsibility atribution is the mechanism driving the differences in empathy responses towards homeless individuals and stray animals.

In summary，the findings from the three experiments revealed that individuals atribute more internal responsibility to homeless people than to stray animals，leading to lower empathy responses and a reduced willingnessto help the homeless.This effect was moderated by individual differences in SDO.Specifically， individuals with high SDO exhibited smaller differences in empathy responses between homeless individuals and stray animals.These findings provide deeper insights into diferential empathy responses towards humans and animals and offer implications for welfare and assistance strategies for vulnerable human populations and animals.

Keywordsempathy，humananimal empathy，responsibilityatribution，social dominanceorientation，wilingess to help