恐懼管理理論視角下死亡凸顯和權力感對助人行為的影響*

　王國軒　田曉明

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

1　引　言

萬物皆有生有滅(Greenberg,Pyszczynski,Solomon,Simon,& Breus,1994),與其他生物不同的是，人類能意識到自己的必死性。但人們并沒有因此而惶惶不可終日。那么，人類如何管理自身對死亡的恐懼？1984年Greenberg,Solomon和Pyszczynski依據(jù)Becker的著作《拒斥死亡》(theDenialofDeath)及其相關理論，提出了死亡對人類認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制打開了新的天窗：人們通過對文化世界觀(cultural worldview)的維護和對自尊(self-esteem)的強化來緩解死亡焦慮，二者是個體應對死亡主要的心理防御機制。死亡凸顯(mortality salience,MS)即強迫喚起個體的死亡意識，引發(fā)其對于死亡的思考，是研究死亡心理機制的常用操作方式(Greenberg et al.,1994)。人們在MS后會改變認知及行為方式(Kesebir & Pyszczynski,2011)，比如，增加親社會行為。Jonas和Pyszczynski(2002)、Belmi和Pfeffer(2016)發(fā)現(xiàn)MS與親社會行為的正向關系。但是個人特質(zhì)也是影響個體的助人行為的因素(Barrett & Yarrow,1977；Magee & Smith,2013)，本文希望在控制個體差異的基礎上，進一步驗證MS與助人行為的正向關系。

權力(power)是一種通過控制有價值資源和執(zhí)行獎懲來影響他人的能力(Anderson & Galinsky,2006)。心理學中研究的權力更多指的是權力感或者權力體驗(Mast,2010)。權力強調(diào)對不平等資源的掌控，而親社會行為更多地強調(diào)分享資源，兩者在概念上背道而馳，權力是否抑制親社會行為？

Becker(1975)初步論述了權力與死亡的關系，認為財富和地位能夠增加個體應對突發(fā)意外和災害的能力，改變一個人當前弱小、無助的境遇。死亡帶來威脅和不確定感(Heine,Proulx,& Vohs,2006)，而權力可以賦予個體更多資源和影響他人的能力、提高個體抵抗威脅和恐懼的能力(Anderson & Galinsky,2006)。另一方面，MS后，個體更易原諒和寬恕他人(Schimel,Wohl,& Williams,2006)。而權力可能導致個體更加冷漠(Magee & Smith,2013)。在權力感和MS的雙重情境中，個體的助人行為會如何變化？這是本研究的關注的焦點。

1.1　死亡凸顯與助人行為

焦慮緩沖器假設(anxiety-buffer hypothesis)是TMT中的一個核心假設，它指出文化世界觀和自尊是個體擺脫死亡想法的焦慮緩沖器，通過文化世界觀，人們構建出對世界的認知體系(如文明、國家、社會)，作為自我的超越來實現(xiàn)象征意義上的永生(symbolic immortality)，個體利用對這一體系的遵守獲得存在的價值和意義(即自尊)(陸可心,沈可汗,李虹，2017)。因此增強/降低自尊、文化世界觀信念會減少/增加個體產(chǎn)生焦慮和與焦慮相關的行為(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，東亞社會更多將助人行為視為個人的責任和道德義務。另一方面，Steele(1975)通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當受人批評后，女性會承諾完成一些社區(qū)項目以彌補顏面。Brown和Smart(1991)發(fā)現(xiàn)，近期遭遇過失敗的個體愿意花更多時間協(xié)助研究人員。結合TMT的假設，增加自尊可以緩解個體對于死亡的焦慮，而助人行為可以修復和彌補自尊。

H1：MS可以促進個體的助人行為。

1.2　權力感與助人行為

權力使得個體更加關注自身利益的得失(Inesi,Botti,Dubois,Rucker,& Galinsky,2011)，以致不愿與他人分享資源。再者，高共情水平的個體親社會動機更強，也會選擇有效的方法幫助別人(Smith,2006)，而權力會降低同情心和共情水平，使高權力個體更少站在他人角度思考問題(Tjosvold & Sagaria,1978)，并更少對弱勢群體提供幫助和支持(Hershcovis et al.,2017)。另外，權力會增加心理與人際距離。在與他人交往中，高權力者因掌控較多資源而無須依賴別人，更傾向于與他人保持一定的距離(Magee & Smith,2013)；高權力者心理表征更抽象，更易物化他人(Lammers & Stapel,2011)。此外,高權力者可能認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(Inesi,Gruenfeld,& Galinsky,2012)。據(jù)此推測，權力會減少個體助人行為的發(fā)生。

H2：高權力感個體較低權力感個體更少做出助人行為。

1.3　死亡凸顯與權力感交互影響助人行為

“權力”帶來地位和物質(zhì)財富(Lovaglia,Willer,& Troyer,2003)，尊重和贊美(Lovaglia et al.,2003)，使得高權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)，甚至有著更長的壽命(Adler,Epel,Castellazzo,& Ickovics,2000)。因為物質(zhì)和心理資源的占有，高權力個體面對恐懼和威脅時的心理安全感更高(Belmi & Pfeffer,2016)，更傾向于自我肯定，并認為自己的存在是有價值、有意義的。因此高權力感個體較少受到死亡意識的影響，權力感會減弱MS與助人行為之間的正向關系。

H3：MS與權力感交互影響個體的助人行為。具體來說，高權力感下，MS組與控制組助人行為沒有顯著差異；低權力感下，MS組的助人行為顯著高于控制組。

2　研究1：死亡凸顯對助人行為的影響

2.1　被試及實驗程序

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

實驗開始前，為減少被試的防御心理，告知被試本實驗需要對他們的人格特質(zhì)進行一些調(diào)查。隨后對實驗組被試進行死亡提醒，控制組被試則進行生活負性事件提示。而后對被試的自尊水平進行測量(操作檢驗)。MS效應會發(fā)生在操作后十五分鐘或兩至三個任務之后得到增強(Greenberg et al.,1994)，因此對因變量施測前，要求被試完成近期睡眠和運動狀況調(diào)查。最后被試閱讀材料，選擇對材料中求助者的助人時間。控制組除接受生活負性事件提示外，與實驗組接受相同的實驗程序。

2.2　實驗材料

2.2.1死亡凸顯提示

實驗組被試回答兩個與死亡相關的開放式問題：“請簡述當你想到自己死去時會有什么情緒體驗。”“請具體描述當你死后會發(fā)生什么事情。”為了區(qū)別死亡與其他負性事件產(chǎn)生的反應，達到更好的控制效果，對照組被試回憶生活中一次牙痛經(jīng)歷，問題與實驗組形式相似(Greenberg et al.,1994)。

2.2.2助人時間表

借鑒Oswald(1996,2002)的模式。被試選擇助人時間的區(qū)間為0～8小時，以0.5小時為單位。首先詢問被試是否愿意對材料中的主人公提供幫助。若不愿意，被試填寫個人信息后實驗結束，助人時間計為0；若愿意，被試進一步回答愿意提供的助人時間(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，描述一位大四學生在兩難處境中不知該如何抉擇。統(tǒng)一用“TA”來模糊求助者的性別(張向葵等，1996)。為防止求助者面臨問題的難度干擾被試的選擇，告知被試：“您選擇的時間越長，TA走出困境的可能性就越高”，并且要求被試對憑直覺快速選擇對求助者的幫助時間。

2.2.4研究量表

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

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

MS后，個體會通過提升自尊來對抗死亡意識(Pyszczynski & Kesebir,2011)，因此采用Rosenberg十項自尊量表作為對MS提示的操作檢驗(張彥彥，2013)，Likert 5點記分，從1(非常不同意)到5(非常同意)，若實驗組被試自尊水平顯著高于對照組，則證明MS操作有效。代表項目如“我覺得我有許多優(yōu)點”。其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.78。

2.3　結果

2.3.1死亡凸顯操作檢驗

對實驗組和控制組的自尊分數(shù)進行獨立樣本t檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，MS組的自尊分數(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)計結果

表1是描述性統(tǒng)計分析表，MS與助人時間有著顯著的正向關系(r=0.50,p<0.01)。

表1　實驗一描述性統(tǒng)計表(N=67)

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

2.3.3假設檢驗

將性別、宜人性、親社會特質(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。驗證了假設一，即MS促進助人行為。

2.4　討論

當控制了被試的宜人性特質(zhì)、親社會特質(zhì)后，MS組的被試選擇的助人時間顯著高于控制組。結果與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：權力感對助人行為的影響

3.1　被試及實驗程序

選取某大學在校本科生68名?，F(xiàn)場施測后，剔除未完整作答或作答無效的被試5名。其中男性24名，年齡為20.62±1.42歲。將被試隨機分配到高/低權力組(30/33人)。

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

3.2　實驗材料

特質(zhì)權力：采用Anderson和Galinsky(2006)編制的量表，共8個項目。采用5點記分，從1(非常不同意)到5(非常同意)。代表項如：“在我與他人的關系中，我想我具有很多權力?！北狙芯恐衅鋬?nèi)部一致性系數(shù)為0.79。

宜人性、親社會特質(zhì)：同實驗一，本實驗中其內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.87。

3.3　結果

3.3.1權力感操作檢驗

首先對權力感的啟動進行操作檢驗。對高權力組和低權力組匯報的主觀權力感進行t檢驗，結果發(fā)現(xiàn)高權力組的主觀權力感(M=4.77,SD=1.10)顯著高于低權力組(M=2.76,SD=1.03)，t(61)=7.47，p<0.001，Cohen’sd=1.89。證明權力感啟動有效。

3.3.2描述性統(tǒng)計結果

表2是實驗二的描述統(tǒng)計分析表，權力感與助人時間并不顯著負相關(r=-0.16,ns)。

表2　實驗二描述統(tǒng)計表(N=63)

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

3.3.3假設檢驗

為進一步驗證權力感和助人行為之間的關系，將性別、宜人性、親社會特質(zhì)、特質(zhì)權力作為協(xié)變量，使用單因素方差分析發(fā)現(xiàn)，高權力組的助人時間(M=2.12，SD=1.43)與低權力組(M=2.70，SD=2.14)沒有顯著差異，F(xiàn)(1,61)=0.90，ns，假設2未得到驗證。

3.4　討論

權力感對助人行為的主效應并不顯著。一方面，被試回憶的內(nèi)容多為生活情境(如：班級、家庭)，并非真實的權力情境。再者，回憶并描述過往經(jīng)歷容易引起被試情緒、動機方面的額外變量，干擾個體對于助人情境的認知及判斷。研究三將改用語義喚起法啟動被試的內(nèi)隱權力感，并加入組織情境，避免情緒等額外變量的同時，進一步探索MS和權力感對助人行為的交互影響。

4　研究3：死亡凸顯和權力感對助人行為的交互影響

4.1　預實驗

參考Schmid等(2009)的權力感啟動材料，選取符合中國人語言習慣的成語詞干補筆法喚起被試的權力感(魏秋江，2012)。30名被試參與預實驗，首先對權力啟動伴隨的組織情境進行點評。88.20%的被試回答了老板、主管、績效等組織情境中的用詞。之后將30名被試隨機、平均分配到高權力組與低權力組。要求被試完成一定數(shù)量的高(低)權力詞干補筆后報告自己的主觀權力感，結果顯示高權力組(M=3.93，SD=0.92)的主觀權力感顯著高于低權力組(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××大學本科生參與本實驗，剔除沒有成功啟動權力感的被試26名，有效被試116名。其中男性38名，被試年齡為22.05±1.41歲。

參照實驗一MS的啟動范式。被試依次接受MS/消極事件提示、高/低權力啟動，并在啟動后分別完成操作檢驗。最后，被試閱讀助人行為材料、選擇助人時間。

4.2　實驗材料

4.2.1死亡凸顯提示材料

同實驗一。

4.2.2權力啟動材料

參考Schmid等(2009)的權力感啟動方法。要求被試快速完成一定數(shù)量的成語詞干補筆，高權力組代表項目如：高不可()、高()厚祿；低權力組代表項目如：忍氣吞()、()不足道。權力感啟動伴隨著一定的組織情境：假設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、各部門之間溝通合作正常。

4.2.3助人行為材料

同實驗一、實驗二。

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個維度中選擇荷重最高的三項形成12項特質(zhì)共情量表(張鳳鳳等，2012)。代表項如“我的確會投入小說人物中的感情世界”。在本實驗中，其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。

宜人性、親社會特質(zhì)、特質(zhì)權力：與實驗二相同。本實驗中其內(nèi)部一致性系數(shù)分別為0.83、0.89、0.73。

自尊量表：與實驗一相同。本實驗中其內(nèi)部一致性系數(shù)為0.76。

4.3　結果

4.3.1死亡凸顯操作檢驗

對MS組和控制組的自尊分數(shù)進行t檢驗，結果發(fā)現(xiàn)實驗組的自尊分數(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權力感操作檢驗

首先，詢問被試“有沒有感受到實驗程序的特別”以檢測其是否感受到權力的操作。若被試沒有提到任何與權力相關的詞語，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檢驗后發(fā)現(xiàn)高權力組的主觀權力感(M=3.92,SD=1.23)顯著高于低權力組(M=2.70,SD=0.87)，t(114)=6.14，p<0.001，Cohen’sd=1.15。證明權力感啟動有效。

4.3.3描述性統(tǒng)計分析

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

表3　實驗三各變量的描述性統(tǒng)計(N=116)

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

4.3.4假設檢驗

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

圖1　權力感和死亡凸顯交互效應圖

進一步簡單效應分析發(fā)現(xiàn)，低權力感操作下，MS組被試的助人時間(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；高權力感操作下，兩組在助人時間上沒有顯著差異，F(xiàn)(1,112)=0.21,ns。假設3得到了驗證。

4.4　討論

實驗三伴隨組織情境，采用語義喚起法啟動被試的權力感，驗證了權力、MS交互地影響助人行為。權力可能使被試感受到更多的心理安全感和存在價值感(Belmi,Pfeffer,2016),從而減弱了MS對助人行為的促進作用，導致高權力感下的MS組與控制組在助人水平上沒有顯著差異。

5　總討論

本研究通過三個實驗探索了MS、權力感以及它們的交互作用對助人行為的影響。研究一結果發(fā)現(xiàn)，MS促進助人行為。該結果與Jonas等(2002)研究結果一致：較控制組的被試來說，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行為，但前者的幫助動機可能源于獲得獎勵、贊許或逃避懲罰等，而后者的動機更接近于自愿，旨在為他人謀取福祉(Eisenberg & Mussen，1989)。因此，本文是MS對親社會行為研究的拓展。同時，研究一的結果符合TMT的假設，證明當他人陷入困境時，接受死亡凸顯的個體會更加施以援手，是對恐懼管理理論的應用范圍的延伸，這與存在主義哲學倡導的“向死而生”論斷一致，預示著堅守善道可能是個體戰(zhàn)勝恐懼，擺脫虛無的途徑之一。

研究二、研究三采用不同的權力操作范式，但均沒能驗證假設二。一方面，出于研究局限，被試均為在讀大學生，對于權力感的理解較為模糊。另一方面，研究二以情境實驗為研究范式。若高權力感被試與情境中主人公面臨過相似難題，這反而會促進其親社會特質(zhì)的表達，提升他們的助人傾向(DeCelles,DeRue,& Margolis,2012)。再者，權力促進認知靈活性，若已明確目標為增加他人福祉(幫助情境中主人公擺脫困境)，高權力感個體會較低權力感者更多為別人考慮(Overbeck & Park,2001)。另外，當高權力感者更多將權力視為自身擁有的責任而非機遇時，會具備較高的親社會動機(De Wit,Scheepers,Ellemers,Sassenberg,& Scholl,2017)。綜合來看，雖然傳統(tǒng)觀念認為權力可能導致冷漠行為(eg,Tjosvold & Sagaria,1978)，但受到情境因素和個人認知方式的影響，高權力感個體也不乏親社會傾向。因此權力感與助人行為間的關系是模糊、不穩(wěn)定的。最后，權力趨近-抑制理論(Keltner,Gruenfeld,& Anderson,2003)認為：高權力者掌控較多資源，容易體驗到積極的情緒，因此其行為更加主動，追求目標的動機更強。低權力者對于自己決策信心水平較低，更易中斷和抑制行為。由此來看，處于問題情境中的高權力感個體也可能主動對他人施以援手。

研究三證明了MS和權力感對助人行為存在交互作用。高權力感者體驗到更高的心理安全感和自我價值感(Belmi & Pfeffer,2016)，更不畏懼風險(Anderson & Galinsky,2006)，因此他們較少體驗到死亡帶來的威脅和不確定感。另一方面，“高權”賦予人們更高的自尊，使人們更加自信，看待問題更加樂觀(Fast et al.,2009)。高權力感的個體受死亡意識影響更小，因此他們對于文化世界觀的信念和自尊需求相對較低，助人行為水平也就隨之降低。相反，低權力感個體被提醒死亡時更加需要通過助人行為來符合文化世界觀并強化自尊以緩解恐懼和焦慮，因此他們會更加樂于助人。從進化心理學角度看，權力能夠帶來更高的地位，使人們獲得有利的生存和繁衍條件。追求權力是個體的本能，但是一味地追求權力可能帶來消極影響。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行為，而這將給人類帶來長久生存上的困難。因此，平淡地看待權力以及做好防御工作，于己、于人、于社會都將會大有裨益。

本文采用的是MS的經(jīng)典范式(Greenberg et al.,1994)，但開放式問答存在很大的問題：主觀性太大，實驗操作難以標準化，導致對被試的作答缺乏準確有效的測量方式。后續(xù)研究可以使用能將MS量化的測量方法，如：死亡恐懼問卷。也可以采用更加生態(tài)化的研究方法進一步精確對于個體死亡意識的操縱。

最后，本文研究的人群為大學生且被試數(shù)相對不大。已有研究指出，死亡帶有很明顯的年齡效應，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上擴大人群，使MS與親社會行為的正向關系得到更加概化的驗證。

6　結　論

(1)MS對助人行為有著顯著正向的影響。

(2)權力感與親社會行為沒有顯著的關系。

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

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