摘 "要""疫情死亡凸顯的兩個(gè)方面可能對(duì)親社會(huì)意愿有相反作用：疫情凸顯啟動(dòng)行為免疫降低親社會(huì)意愿; 死亡凸顯啟動(dòng)文化世界觀防御提升親社會(huì)意愿。新冠大流行期間， 本研究發(fā)現(xiàn)：相比控制組的疫情親社會(huì)意愿， 經(jīng)典/地震死亡凸顯組有提升， 而疫情死亡凸顯組無(wú)顯著差別， 提示疫情凸顯削弱了死亡凸顯提升親社會(huì)意愿的傾向; 相比控制組的疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿， 疫情非死亡凸顯組有降低， 而疫情死亡凸顯組無(wú)顯著差別， 提示疫情面對(duì)面情境中死亡凸顯削弱了疫情凸顯降低親社會(huì)意愿的傾向， 支持假設(shè)。疫情結(jié)束后， 本研究發(fā)現(xiàn)：對(duì)疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿而言， 疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯和控制組無(wú)顯著差異， 但觀測(cè)到行為免疫的中介作用; 對(duì)非疫情親社會(huì)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(shí)代或當(dāng)親社會(huì)緣由與疫情無(wú)關(guān)時(shí)， 疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用有所削弱， 死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升作用得以顯現(xiàn); 對(duì)非疫情親社會(huì)行為而言， 疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯和控制組無(wú)顯著差異， 提示本研究中對(duì)非疫情親社會(huì)意愿的凸顯效應(yīng)不能直接推廣至非疫情親社會(huì)行為?？傊?， 本研究分離了疫情凸顯和死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的影響， 揭示了其在不同社會(huì)時(shí)期的不同模式。

關(guān)鍵詞""疫情凸顯; 死亡凸顯; 親社會(huì)意愿

分類號(hào)""B849

1 "前言

新型冠狀病毒肺炎（Corona Virus Disease 2019， 簡(jiǎn)稱新冠）大流行威脅人類社會(huì)。“未知生， 焉知死”， 受儒家文化的影響， 中國(guó)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?！鞍嵘汈В?羨長(zhǎng)江之無(wú)窮”。人類的高級(jí)認(rèn)知能力使其意識(shí)到死亡不可避免， 但求生本能仍使人渴望生命永續(xù)， 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(xué)家厄內(nèi)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?jiǎng)訖C(jī)（Pyszczynski"et al.， 1999）?？謶止芾砝碚摚═error Management Theory， TMT）認(rèn)為， 恐懼管理分為近端防御和遠(yuǎn)端防御。在死亡凸顯后， 死亡想法進(jìn)入意識(shí)， 觸發(fā)近端防御， 通過壓抑或合理化死亡想法來(lái)避免焦慮。隨后， 死亡想法進(jìn)入潛意識(shí)， 激活遠(yuǎn)端防御， 個(gè)體通過獲得自尊、維護(hù)文化世界觀和追求親密關(guān)系來(lái)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(yīng)（Mortality Salience Effect）。其中， 文化世界觀是指由秩序和意義構(gòu)成的信念系統(tǒng)， 通過展示自我價(jià)值的實(shí)現(xiàn)途徑， 給予個(gè)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(huì)行為是指幫助他人， 關(guān)注他人權(quán)利、情感和福利的行為， 它涵蓋了“合作、捐贈(zèng)、志愿”等維度（Eisenberg et al.， 2006）。親社會(huì)行為可以強(qiáng)化個(gè)體社會(huì)角色， 促進(jìn)社會(huì)發(fā)展（Wang， 2022）。親社會(huì)意愿是合作、助人的內(nèi)在動(dòng)機(jī)， 它構(gòu)成親社會(huì)行為的認(rèn)知和情感基礎(chǔ)， 是驅(qū)動(dòng)親社會(huì)行為的前提。在文化世界觀防御中， 個(gè)體只有相信自己是世界中有價(jià)值的成員才能維系活著的意義， 因此個(gè)體通過自我超越尋求自我價(jià)值、保護(hù)正義世界觀， 從而獲得象征性的永生（Solomon et al.， 1991; Wang， 2022）。研究發(fā)現(xiàn)， 死亡凸顯會(huì)增強(qiáng)個(gè)體對(duì)文化世界觀的投入， 增加親社會(huì)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(shí)的被試更支持慈善項(xiàng)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(zèng)， 表現(xiàn)出更多共情（Li et al.， 2013）; 通過獨(dú)裁者游戲、最后通牒游戲等，"研究者發(fā)現(xiàn)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(huì)的緣由性質(zhì)（事由、情境及性質(zhì)）調(diào)節(jié)了死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿或行為的影響：當(dāng)事由提醒個(gè)體生命脆弱性時(shí)， 如簽署器官捐贈(zèng)卡， 死亡提醒會(huì)降低親社會(huì)意愿或行為（Hirschberger， 2006; Hirschberger et al.， 2008）。這可通過自我保護(hù)性利他機(jī)制解釋， 當(dāng)親社會(huì)的緣由性質(zhì)提醒個(gè)體生命脆弱性時(shí)， 死亡恐懼會(huì)被激發(fā)， 遠(yuǎn)端防御被中斷， 死亡焦慮得不到緩解， 導(dǎo)致親社會(huì)意愿或行為下降（Hirschberger， 2013）。因此， 親社會(huì)意愿及行為具有復(fù)雜性， 死亡凸顯對(duì)其作用受到親社會(huì)緣由性質(zhì)的調(diào)節(jié)。

疫情情境下， 死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿或行為的影響可能有其特殊性。研究發(fā)現(xiàn)， 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(fēng)險(xiǎn)的志愿服務(wù)意愿， 提示死亡凸顯僅促進(jìn)疫情下無(wú)生命風(fēng)險(xiǎn)的親社會(huì)意愿， 支持自我保護(hù)性利他機(jī)制。這再次印證死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿或行為的作用受到親社會(huì)緣由性質(zhì)的調(diào)節(jié)（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(yùn)含的“疫情凸顯”可能激活行為免疫， 這是一種由進(jìn)化中疾病壓力形成的防御機(jī)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(yùn)作時(shí)， 個(gè)體對(duì)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(chǎn)生大量誤判， 錯(cuò)誤地將無(wú)害對(duì)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(huì)降低社會(huì)互動(dòng)性。被提示感染風(fēng)險(xiǎn)的被試會(huì)表現(xiàn)出較低的外傾水平和社交意愿， 僅在看到人的圖片時(shí)就表現(xiàn)出回避動(dòng)作（Mortensen et al.， 2010）。在新冠大流行背景下， 感染威脅使個(gè)人與社會(huì)環(huán)境的關(guān)系更復(fù)雜。增加與他人的接觸可能會(huì)加大感染風(fēng)險(xiǎn)， 而現(xiàn)實(shí)中的親社會(huì)行為通常要涉及面對(duì)面互動(dòng)， 這可能會(huì)挑戰(zhàn)親社會(huì)行為自我保護(hù)的前提， 激活行為免疫。因此， 疫情凸顯可能會(huì)降低親社會(huì)意愿或行為。

另一方面， “疫情死亡凸顯”蘊(yùn)含的“死亡凸顯”通常會(huì)增強(qiáng)個(gè)體對(duì)文化世界觀的投入， 從而增加親社會(huì)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(duì)親社會(huì)意愿或行為存在阻抑作用：疫情凸顯啟動(dòng)行為免疫避離潛在感染源， 有降低親社會(huì)意愿或行為的傾向; 死亡凸顯啟動(dòng)文化世界觀防御以應(yīng)對(duì)死亡恐懼， 有提升親社會(huì)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(shí)驗(yàn)（實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3）在新冠大流行作為全球公共衛(wèi)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(huì)意愿， 探究疫情死亡凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿（即疫情情境中的親社會(huì)意愿）的影響， 擬分離疫情凸顯與死亡凸顯的相對(duì)作用。之后開展的實(shí)驗(yàn)4用以檢驗(yàn)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(shí)驗(yàn)5考察了后疫情時(shí)代疫情死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的影響。最新研究表明， 死亡意識(shí)管理模式存在東西方文化差異：與西方社會(huì)研究提出的“無(wú)情緒假設(shè)” （affect-free claim; Greenberg et al.， 2003; Lambert et al.， 2014）不同， 在中國(guó)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(shí)誘發(fā)的另一種主導(dǎo)情緒; 在悲傷情緒主導(dǎo)的情境下， 死亡凸顯會(huì)促進(jìn)個(gè)體對(duì)內(nèi)在人生目標(biāo)的追求， 誘發(fā)內(nèi)在成長(zhǎng)， 可能增加親社會(huì)意愿或行為（黃成利， 胡超， 2023; 韋慶旺 等， 2015）。因此， 實(shí)驗(yàn)5改進(jìn)了情緒測(cè)量手段， 按照黃成利和胡超（2023）的研究范式， 檢驗(yàn)了悲傷情緒在凸顯類型對(duì)親社會(huì)意愿的影響中的中介作用。在此基礎(chǔ)上， 為探究凸顯類型對(duì)親社會(huì)行為的作用， 實(shí)驗(yàn)6考察了凸顯類型對(duì)公益捐贈(zèng)行為的影響。

實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3在國(guó)內(nèi)防疫嚴(yán)控期間開展， 具體時(shí)間節(jié)點(diǎn)：2020年10月份進(jìn)行實(shí)驗(yàn)1、實(shí)驗(yàn)2， 2021年6月底進(jìn)行實(shí)驗(yàn)3。實(shí)驗(yàn)地點(diǎn)山東省濟(jì)南市的疫情平穩(wěn)可控。疫情結(jié)束后， 實(shí)驗(yàn)4于2023年12月， 實(shí)驗(yàn)5于2024年4月， 實(shí)驗(yàn)6于2024年6月開展。所有實(shí)驗(yàn)均采用線下形式， 每次僅對(duì)一個(gè)被試進(jìn)行測(cè)試。

2 "實(shí)驗(yàn)1：疫情死亡凸顯和經(jīng)典死亡凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿的影響

實(shí)驗(yàn)1旨在探究疫情凸顯對(duì)死亡凸顯提升親社會(huì)效應(yīng)的影響。被試將被隨機(jī)分配到以下三組：疫情死亡凸顯組、經(jīng)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(jì)當(dāng)power = 80%， α"= 0.05時(shí)， 實(shí)驗(yàn)所需樣本量。根據(jù)Burke等人（2010）的元分析， 死亡凸顯對(duì)文化世界觀防御的效應(yīng)量為r = 0.35， 每組至少需30人; 根據(jù)Hirschberger等人（2008）的研究， 死亡凸顯對(duì)親社會(huì)行為的效應(yīng)量Cohen’s d"= 0.799， 每組至少需26人。盡管Klein等人（2022）在重復(fù)性研究中指出， 死亡凸顯對(duì)文化世界觀防御的效應(yīng)量應(yīng)為d"= 0.04， 但隨后有研究指出由于操作隨意， 對(duì)被試身份的選擇， 以及實(shí)驗(yàn)處于總統(tǒng)選舉時(shí)期等原因， 該效應(yīng)量并不完全可信（Schindler et al.， 2021）。因此， 本研究仍參照經(jīng)典實(shí)驗(yàn)中的效應(yīng)量進(jìn)行樣本量規(guī)劃。實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3是在防疫嚴(yán)控期開展， 受客觀條件所限， 每組28人至30人。實(shí)驗(yàn)4至實(shí)驗(yàn)6在疫情結(jié)束后開展：實(shí)驗(yàn)4每組35人至36人; 實(shí)驗(yàn)5和實(shí)驗(yàn)6又探討了悲傷情緒在凸顯類型與親社會(huì)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(yīng)量計(jì)算每組至少20人（計(jì)算過程詳見6.1）， 為與該研究樣本量保持相近， 實(shí)驗(yàn)5和實(shí)驗(yàn)6每組47人。

實(shí)驗(yàn)1共招募89名本科生被試（經(jīng)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(yīng)（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(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得10元報(bào)酬。本實(shí)驗(yàn)及后續(xù)實(shí)驗(yàn)的被試均通過校內(nèi)公告招募， 來(lái)自不同院系， 樣本間信息溢出的可能性低。

2.2 "實(shí)驗(yàn)材料

2.2.1""啟動(dòng)任務(wù)

在經(jīng)典死亡凸顯組， 被試需回答以下問題：“請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到‘自己死亡’時(shí)你的想法和心情”; “請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當(dāng)死亡后， 你身體的變化’”。該死亡凸顯范式已被證明在激發(fā)死亡意識(shí)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(jīng)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(shè)您所處的地區(qū)盛行一種致死率較高的傳染病， 易感程度與防護(hù)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(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到‘自己死亡’時(shí)你的想法和心情。請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當(dāng)死亡后， 你身體的變化’”。

在疼痛凸顯控制組中， 被試需回答：“請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到‘自己牙痛’時(shí)你的想法和心情。請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述‘在牙痛過程中， 你身體的感受’以及‘當(dāng)牙痛時(shí)， 你身體的變化’”。注意：被試首先被問是否經(jīng)歷過牙痛。如果沒有， 則將其改為被試經(jīng)歷過的最嚴(yán)重的身體疼痛。疼痛凸顯控制組是常用的對(duì)照條件， 旨在控制負(fù)性情緒的混淆作用。

2.2.2 "分心任務(wù)

分心任務(wù)為圈字游戲， 被試需在5分鐘內(nèi)從無(wú)意義的漢字矩陣中盡可能多地找到與電視有關(guān)的單詞（Greenberg et al.， 2000; 王鵬 等， 2019）。目的是在測(cè)量因變量前使與死亡有關(guān)的想法從意識(shí)中消退， 進(jìn)而引發(fā)遠(yuǎn)端防御（Greenberg et al.， 2000; 王鵬 等， 2019）。

2.2.3""情緒測(cè)量

使用PANAS量表測(cè)量被試的情緒（Watson et al.， 1988）。被試應(yīng)根據(jù)當(dāng)前的感受評(píng)價(jià)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(nèi)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(dú)裁者游戲

在死亡凸顯相關(guān)研究中， 獨(dú)裁者游戲是測(cè)量親社會(huì)意愿的一種常用手段（Zaleskiewicz et al.， 2015）， 因此本實(shí)驗(yàn)也用它來(lái)測(cè)量疫情親社會(huì)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(gè)中國(guó)人或一個(gè)外國(guó)人）， 分配后剩余的資源歸自己所有。資源包括：10個(gè)口罩、10瓶消毒液、10袋大米、10瓶食用油、10份現(xiàn)金（每份100元）和10份幫助意愿。詳見網(wǎng)絡(luò)版附錄2。資源的類型和接受者的身份以隨機(jī)順序出現(xiàn)。將被試分配給接受者的資源總量記為分配分?jǐn)?shù)， 作為疫情親社會(huì)意愿的測(cè)量指標(biāo)。

2.3 "實(shí)驗(yàn)程序

被試被隨機(jī)分配到任一凸顯組中。接受凸顯啟動(dòng)后， 被試完成分心任務(wù)， 隨后填寫PANAS量表， 最后完成獨(dú)裁者游戲。本實(shí)驗(yàn)及后續(xù)實(shí)驗(yàn)遵循科學(xué)規(guī)范， 避免操縱或偏倚研究結(jié)果， 沒有引導(dǎo)樣本選擇。

2.4 "結(jié)果與分析

數(shù)據(jù)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(shè)， 則采用Games-Howell校正。t檢驗(yàn)均為雙尾檢驗(yàn)， 且采用Bonferroni校正， 當(dāng)p_corrected ≤ 0.05時(shí)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(wú)顯著差異。

對(duì)疫情親社會(huì)意愿（即獨(dú)裁者游戲中的分配分?jǐn)?shù)）進(jìn)行2 （接受者身份：中國(guó)人， 外國(guó)人） × 3 （凸顯類型：經(jīng)典死亡凸顯組， 疫情死亡凸顯組， 疼痛凸顯控制組）的混合設(shè)計(jì)方差分析。結(jié)果如圖1所示：接受者身份的主效應(yīng)顯著， F （1， 86） = 21.76， p lt; 0.001， η²_p"= 0.20， 對(duì)中國(guó)人的分配分?jǐn)?shù)（M"= 30.96， SD"= 7.94）高于外國(guó)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(yīng)顯著， F （2， 86） = 7.06， p"= 0.001， η²_p"= 0.14， 經(jīng)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?jǐn)?shù)更高， 表明經(jīng)典死亡凸顯組的疫情親社會(huì)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(wú)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(yīng)不顯著， F （2， 86） = 0.91， p = 0.41。

2.5""討論

實(shí)驗(yàn)1通過防疫物資分配的獨(dú)裁者范式測(cè)量疫情親社會(huì)意愿， 待分配物資包括阻斷感染源的防護(hù)用品和維持生存的基本物資。與控制組相比， 經(jīng)典死亡凸顯組的疫情親社會(huì)意愿顯著提升， 而疫情死亡凸顯組則無(wú)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(huì)意愿的傾向。疫情凸顯激活行為免疫后， 個(gè)體為了維護(hù)自身生存需避離潛在病原體， 可能更不愿意將關(guān)鍵資源分配給他人。這種作用削弱了死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升作用， 自我保護(hù)傾向可能會(huì)與利他傾向相抵消。

但實(shí)驗(yàn)1存在缺陷：經(jīng)典死亡凸顯和疫情死亡凸顯中的死亡提示在性質(zhì)上并不完全可比（后者更具情境性）。為此， 實(shí)驗(yàn)2用地震死亡凸顯代替經(jīng)典死亡凸顯， 重復(fù)實(shí)驗(yàn)1過程， 以測(cè)試效應(yīng)的穩(wěn)健性。

3 "實(shí)驗(yàn)2：疫情死亡凸顯和地震死亡凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿的影響

實(shí)驗(yàn)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(huì)意愿上的差異， 以驗(yàn)證實(shí)驗(yàn)1的結(jié)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(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得10元報(bào)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(shè)您所處的地區(qū)發(fā)生了一場(chǎng)破壞性極強(qiáng)的地震， 震級(jí)強(qiáng)度與救援措施類似于汶川大地震。此時(shí)， 假如您不幸被倒塌的房屋所掩埋， 生命垂危。請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到‘自己死亡’時(shí)你的想法和心情; 請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述‘在死亡過程中， 你身體的感受’以及‘當(dāng)死亡后， 你身體的變化’”。其他材料和程序與實(shí)驗(yàn)1一致。

3.3 "結(jié)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(duì)疫情親社會(huì)意愿（即獨(dú)裁者游戲中的分配分?jǐn)?shù)）進(jìn)行混合設(shè)計(jì)方差分析， 結(jié)果如圖2所示：接受者身份主效應(yīng)顯著， F （1， 85） = 43.87， p lt; 0.001， η²_p"= 0.34， 對(duì)中國(guó)人的分配分?jǐn)?shù)（M = 31.10， SD = 7.76）顯著高于外國(guó)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(yīng)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?jǐn)?shù)更高， 表明地震死亡凸顯組的疫情親社會(huì)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(wú)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(yīng)不顯著， F （2， 85） = 0.61， p"= 0.55。

3.4 "討論

實(shí)驗(yàn)2發(fā)現(xiàn)， 與控制組相比， 地震死亡凸顯組的疫情親社會(huì)意愿有顯著提升， 而疫情死亡凸顯組則無(wú)顯著差異。這與實(shí)驗(yàn)1結(jié)果一致， 提示疫情凸顯可能削弱了死亡凸顯提升親社會(huì)意愿的傾向。值得注意的是， 實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2均發(fā)現(xiàn)凸顯類型與接受者身份之間交互效應(yīng)不顯著。無(wú)論在哪個(gè)啟動(dòng)條件下， 被試均分配給中國(guó)人更多資源。這可能是因?yàn)橹袊?guó)人對(duì)人際關(guān)系的處理以遠(yuǎn)近親疏為序， 導(dǎo)致個(gè)體無(wú)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(guī)則（袁曉勁， 郭斯萍， 2017）。此外， 相對(duì)于控制組， 無(wú)論接受者的身份如何， 經(jīng)典/地震死亡凸顯均提升了個(gè)體的疫情親社會(huì)意愿。中國(guó)“和”文化發(fā)展而來(lái)的“協(xié)和萬(wàn)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(gè)體在接受死亡凸顯后， 并沒有增加對(duì)外群體的排斥：相對(duì)于控制組， 也傾向于提升對(duì)外群體的疫情親社會(huì)意愿。

4 "實(shí)驗(yàn)3：疫情死亡凸顯和疫情非死亡凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿的影響

實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果提示， 疫情凸顯可能削弱了死亡凸顯提升疫情親社會(huì)意愿的傾向。實(shí)驗(yàn)3擬通過對(duì)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(huì)意愿的傾向。實(shí)驗(yàn)1與實(shí)驗(yàn)2中采用的獨(dú)裁者游戲不涉及面對(duì)面互動(dòng)， 生態(tài)效度可能相對(duì)較低。因此， 實(shí)驗(yàn)3通過測(cè)量志愿者意愿來(lái)評(píng)估疫情親社會(huì)意愿， 包括面對(duì)面接觸和不需要面對(duì)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(shí)驗(yàn)并簽署知情同意書， 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得15元報(bào)酬。

4.2""實(shí)驗(yàn)材料

4.2.1""啟動(dòng)材料

疫情非死亡凸顯組的被試需回答以下問題：“假設(shè)您所處的地區(qū)盛行一種新型傳染病， 易感程度與防護(hù)措施類似于新型冠狀病毒。請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到‘自己所在社區(qū)出現(xiàn)病毒感染者’時(shí)你的想法和心情。請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述‘疫情爆發(fā)后， 你的生活發(fā)生了哪些變化’以及‘對(duì)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(shí)驗(yàn)1一致。

4.2.2""志愿者意愿測(cè)量

被試需報(bào)告他們?cè)诙啻蟪潭壬显敢鉃槲磥?lái)可能發(fā)生的COVID-19疫情做志愿者。該量表包含6個(gè)題目（見網(wǎng)絡(luò)版附錄3）。其中， 測(cè)量疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿（疫情情境中的面對(duì)面親社會(huì)意愿）的三個(gè)題目的Cronbach’s α系數(shù)為0.92， 測(cè)量疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿（疫情情境中的非面對(duì)面親社會(huì)意愿）的三個(gè)題目的Cronbach’s α系數(shù)為0.75。疫情面對(duì)面和非面對(duì)面親社會(huì)意愿分別由相應(yīng)三個(gè)題目的總分得出。

分心任務(wù)和情緒測(cè)量所用的材料與實(shí)驗(yàn)1一致。

4.3""實(shí)驗(yàn)程序

被試被隨機(jī)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(dòng)后， 被試依次完成分心任務(wù)、PANAS量表、志愿者意愿測(cè)量。

4.4 "結(jié)果

數(shù)據(jù)處理同實(shí)驗(yàn)1。

4.4.1""情緒測(cè)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(wú)顯著差異。

4.4.2""志愿者意愿測(cè)量

對(duì)疫情親社會(huì)意愿（即志愿者意愿）進(jìn)行2 （幫助情境：面對(duì)面， 非面對(duì)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(shè)計(jì)方差分析。結(jié)果如圖3所示：幫助情境的主效應(yīng)顯著， F （1， 86） = 20.57， p lt; 0.001， η²_p"= 0.19; 非面對(duì)面情境下的志愿者意愿（M = 16.35， SD = 3.18）顯著高于面對(duì)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(yīng)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(yīng)也顯著， F （2， 86） ="3.93， p = 0.023， η²_p"= 0.08。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示， 在面對(duì)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(duì)面親社會(huì)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(wú)顯著差異， p_corrected = 1.00， 95% CI = [?2.17， 3.14]。在非面對(duì)面情境下， 各凸顯組之間無(wú)顯著差異， F （2， 86） = 1.07， p = 0.35。

4.5""討論

實(shí)驗(yàn)3發(fā)現(xiàn)在面對(duì)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(wú)顯著差異。這提示死亡凸顯削弱了疫情凸顯降低疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的傾向。然而， 在非面對(duì)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(wú)顯著差異， 這可能因?yàn)榧词菇邮芰艘咔橥癸@啟動(dòng)， 但行為免疫機(jī)制并沒有將線上的人際行為視為警告信號(hào)。然而， 如果這種可能性成立， 又如何解釋在非面對(duì)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(tǒng)， 并且與“疫情凸顯”信息結(jié)合過度激活了行為免疫系統(tǒng)。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(duì)面的， 仍將其視為警告信號(hào)（Mortensen et al.， 2010）， 兩種凸顯效應(yīng)同時(shí)生效并相互抵消， 導(dǎo)致疫情死亡凸顯組的疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿與控制組相比無(wú)顯著變化。

5 "實(shí)驗(yàn)4：對(duì)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(yàn)

為檢測(cè)凸顯操縱的有效性， 開展實(shí)驗(yàn)4， 數(shù)據(jù)收集時(shí)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(shí)驗(yàn)并簽署知情同意書， 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后獲得6元報(bào)酬。

5.2 "實(shí)驗(yàn)材料

5.2.1""啟動(dòng)材料

地震死亡凸顯組和疫情死亡凸顯組所用的啟動(dòng)材料與實(shí)驗(yàn)2一致， 疫情非死亡凸顯組所用的材料與實(shí)驗(yàn)3一致。

5.2.2 "操縱檢驗(yàn)材料

為檢驗(yàn)凸顯操縱是否有效， 所有被試需回答6個(gè)問題（見網(wǎng)絡(luò)版附錄4）， 其中題項(xiàng)1依照Wang等人（2023）和范小月等人（2022）的研究測(cè)量死亡想法的啟動(dòng)效果。題項(xiàng)3至5測(cè)量疫情凸顯對(duì)行為免疫的啟動(dòng)效果， 基于Schaller和Park （2011）對(duì)行為免疫系統(tǒng)的相關(guān)界定（觸發(fā)與疾病相關(guān)的情緒和認(rèn)知反應(yīng); 觸發(fā)對(duì)病原體的回避行為）所編制， Cronbach’s α系數(shù)為0.84， 行為免疫得分為題項(xiàng)3至5的總分。題項(xiàng)6要求被試直接評(píng)估物資緊缺感以測(cè)量物資緊缺感的啟動(dòng)效果。

5.3""實(shí)驗(yàn)程序

被試被隨機(jī)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(dòng)后， 被試完成操縱檢驗(yàn)。

5.4""結(jié)果

缺失值處理和分析校正方法與實(shí)驗(yàn)1相同。

對(duì)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(dòng)效果進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果如圖4所示。

在死亡想法上， 凸顯類型主效應(yīng)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(wú)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(yīng)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(wú)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(yīng)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(wú)顯著差異， p_corrected"="1.00， 95% CI = [?1.04， 2.24]。

5.5 "討論

由上述結(jié)果可知， 疫情死亡凸顯和地震死亡凸顯均啟動(dòng)了較高水平的死亡想法， 而疫情非死亡凸顯所引發(fā)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(dòng)了行為免疫， 還啟動(dòng)了物資緊缺感， 這可能與啟動(dòng)材料的引導(dǎo)性表述有關(guān)：被試需描述“當(dāng)想到自己所在社區(qū)出現(xiàn)病毒感染者時(shí)的想法和心情”及“疫情爆發(fā)后生活發(fā)生的變化以及對(duì)于這些變化的感受”。第二個(gè)問題可能引發(fā)對(duì)防疫期間經(jīng)歷的聯(lián)想， 如購(gòu)物不便， 從而導(dǎo)致物資緊缺感的啟動(dòng)。

需要考慮的是， 引發(fā)高物資緊缺感的“疫情非死亡凸顯”條件僅在實(shí)驗(yàn)3中出現(xiàn)， 這是否對(duì)實(shí)驗(yàn)3的發(fā)現(xiàn)造成了混淆？由于“疫情非死亡凸顯”引發(fā)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(huì)意愿， 則在涉及物資分配的情境下， 預(yù)期疫情非死亡凸顯組的疫情親社會(huì)意愿低于疫情死亡凸顯組。

實(shí)驗(yàn)3中測(cè)量的疫情親社會(huì)意愿僅在非面對(duì)面情境中包含了涉及物資分配的一項(xiàng)指標(biāo)， 即“您愿意為隔離區(qū)居民在線捐贈(zèng)物資的程度”。與上述推斷不符， 在實(shí)驗(yàn)3的非面對(duì)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(wú)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(xiàng)去掉后， 僅對(duì)剩余題項(xiàng)進(jìn)行分析， 結(jié)果表明， “疫情非死亡凸顯”與“疫情死亡凸顯”之間也無(wú)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(huì)影響實(shí)驗(yàn)3中的疫情親社會(huì)意愿。

6 "實(shí)驗(yàn)5：疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯對(duì)疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿和非疫情親社會(huì)意愿的影響

后疫情時(shí)代， 病毒威脅依然存在， 但人們會(huì)更積極地看待世界和他人（Staub amp; Vollhardt， 2008）， 這可能會(huì)導(dǎo)致凸顯類型對(duì)親社會(huì)意愿的影響與疫情期間不同。實(shí)驗(yàn)5于新冠大流行結(jié)束后2年內(nèi)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(shè)計(jì)， 考察凸顯類型對(duì)疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿（同實(shí)驗(yàn)3）和非疫情親社會(huì)意愿（非疫情情境中的親社會(huì)意愿）的影響， 并參照黃成利和胡超（2023）的研究， 測(cè)量悲傷情緒及其在凸顯類型與親社會(huì)意愿間的作用?？紤]到日常親社會(huì)行為對(duì)實(shí)驗(yàn)室親社會(huì)意愿測(cè)量的影響， 以及自尊對(duì)被試主觀報(bào)告情緒的影響， 將日常親社會(huì)行為和自尊作為協(xié)變量。

6.1""被試

據(jù)黃成利和胡超（2023）的研究， 死亡凸顯對(duì)悲傷情緒的效應(yīng)量Cohen’s d = 0.93， 當(dāng)power = 80%， α"= 0.05時(shí)， 計(jì)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(shí)驗(yàn)并簽署知情同意書， 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后簽署保密承諾書并獲得15元報(bào)酬。

6.2""實(shí)驗(yàn)材料

6.2.1 "啟動(dòng)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(shí)驗(yàn)3一致。

6.2.2 "Rosenberg自尊量表

以往研究發(fā)現(xiàn)自尊影響死亡凸顯后的主觀報(bào)告情緒， 因此將自尊水平作為協(xié)變量。采用由 Rosenberg （1965）編制、王孟成等（2010）修訂的Rosenberg自尊量表， 本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α為0.91。

6.2.3 "日常親社會(huì)行為

個(gè)體日常親社會(huì)行為可能影響其在實(shí)驗(yàn)中的親社會(huì)意愿， 因此將日常親社會(huì)行為水平作為協(xié)變量。采用楊瑩等人（2015）編制的親社會(huì)行為問卷， 本實(shí)驗(yàn)中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。

6.2.4""情緒測(cè)量

采用黃成利和胡超（2023）使用的情緒測(cè)量方法， 要求被試對(duì)六大基本情緒——驚訝、厭惡、憤怒、快樂、悲傷、恐懼進(jìn)行7點(diǎn)計(jì)分（1代表完全沒有， 7代表非常強(qiáng)烈）。

6.2.5 "分心任務(wù)

同實(shí)驗(yàn)3。

6.2.6 "疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿測(cè)量

同實(shí)驗(yàn)3中疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的三項(xiàng)題目。本實(shí)驗(yàn)中三個(gè)題目的Cronbach’s α系數(shù)為0.82。

6.2.7""非疫情親社會(huì)意愿測(cè)量

改編自Nelson和Norton （2005）的親社會(huì)意愿測(cè)查范式（見網(wǎng)絡(luò)版附錄6）， 請(qǐng)被試選擇無(wú)償參與課題組后續(xù)實(shí)驗(yàn)的數(shù)量， 將此作為非疫情親社會(huì)意愿的測(cè)量指標(biāo)。

6.3""實(shí)驗(yàn)程序

本實(shí)驗(yàn)分兩天開展。第一天， 被試填寫Rosenberg自尊量表和日常親社會(huì)行為問卷。第二天， 被試先進(jìn)行情緒測(cè)量（前測(cè)）， 之后被隨機(jī)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(duì)凸顯啟動(dòng)過程中的情緒測(cè)量（后測(cè)）、完成分心任務(wù)、完成疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿以及非疫情親社會(huì)意愿的測(cè)量。最后， 檢驗(yàn)凸顯操縱的有效性， 材料及程序與實(shí)驗(yàn)4一致。

6.4 "數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

缺失值處理和分析校正方法與實(shí)驗(yàn)1相同。此外， 考慮到Bonferroni校正的極端嚴(yán)苛性（Cohen， 1988）， 當(dāng)p_corrected邊緣顯著時(shí)， 也報(bào)告校正前p"值及效應(yīng)量以供參考。本實(shí)驗(yàn)及后續(xù)實(shí)驗(yàn)均采用SPSS 22.0的PROCESS 3.4版本的插件進(jìn)行中介分析。

6.4.1""操縱檢驗(yàn)

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(jié)果如圖5所示：在死亡想法上， 凸顯類型主效應(yīng)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(shè)， 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(yīng)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(shè)， 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(wú)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(yīng)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(wú)顯著差異， p_corrected"="0.08， 95% CI = [?0.11， 2.53]。

6.4.2 "疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的比較

采用單因素協(xié)方差分析探究不同凸顯組間疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊和日常親社會(huì)行為是協(xié)變量， 疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿為因變量。在控制協(xié)變量后， 凸顯類型的主效應(yīng)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?jǐn)?shù)（均值 ± 標(biāo)準(zhǔn)差）如下：14.77 ± 3.95， 14.19 ± 3.82， 14.77 ± 2.79。

6.4.3""非疫情親社會(huì)意愿的比較

采用單因素協(xié)方差分析探究不同凸顯組間非疫情親社會(huì)意愿的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊和日常親社會(huì)行為是協(xié)變量， 非疫情親社會(huì)意愿為因變量。在控制協(xié)變量后， 凸顯類型主效應(yīng)邊緣顯著， F （2， 136） = 2.99， p"= 0.054， η²_p""0.04。事后檢驗(yàn)表明：疫情死亡凸顯組（M"= 2.23， SD"= 2.12）的非疫情親社會(huì)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(wú)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(wú)顯著差異（p_corrected"= 1.00， 95% CI = [?0.62， 1.30]）。

6.4.4""主觀報(bào)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(cè)， 后測(cè)）的協(xié)方差分析探究凸顯類型對(duì)情緒強(qiáng)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(nèi)變量， 自尊為協(xié)變量， 主觀報(bào)告情緒分?jǐn)?shù)為因變量。結(jié)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(jìn)一步分別對(duì)恐懼情緒和悲傷情緒分析凸顯類型對(duì)情緒強(qiáng)度變化的影響。對(duì)恐懼情緒， 進(jìn)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(cè)， 后測(cè)）的協(xié)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(jiǎn)單效應(yīng)分析表明， 前測(cè)階段不同凸顯組在恐懼情緒上無(wú)顯著差異， F"（2， 137） = 0.81， p"= 0.45; 后測(cè)階段差異顯著， F （2， 137） = 9.37， p"lt; 0.001， η²_p""0.12。對(duì)后測(cè)階段各凸顯組進(jìn)行成對(duì)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(yīng)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(wú)顯著差異（p_corrected"= 0.16， 95% CI = [?0.17， 1.53]）。此外， 對(duì)于疫情非死亡凸顯組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 3.38， SD"= 1.61）顯著大于前測(cè)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(duì)于疫情死亡凸顯組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 4.21， SD"= 1.83）顯著大于前測(cè)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(duì)于疼痛凸顯控制組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 2.70， SD"= 1.61）顯著大于前測(cè)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(duì)悲傷情緒進(jìn)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(jiǎn)單效應(yīng)分析表明， 前測(cè)階段不同凸顯組在悲傷情緒上無(wú)顯著差異， F （2， 137） = 0.83， p"= 0.44; 后測(cè)階段差異顯著， F （2， 137） = 19.70， p"lt; 0.001， η²_p""0.22。對(duì)后測(cè)階段各凸顯組進(jìn)行成對(duì)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(wú)顯著差異， p_corrected"= 0.37， 95% CI = [?0.28， 1.26]。此外， 對(duì)于疫情非死亡凸顯組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 3.04， SD"= 1.40）顯著大于前測(cè)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(duì)于疫情死亡凸顯組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 4.47， SD"= 1.63）顯著大于前測(cè)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(duì)于疼痛凸顯控制組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 2.55， SD"= 1.56）顯著大于前測(cè)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(huì)意愿的偏相關(guān)分析

采用偏相關(guān)分別分析死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的相關(guān)關(guān)系， 以及死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會(huì)意愿的相關(guān)關(guān)系， 控制變量均為自尊和日常親社會(huì)行為。結(jié)果僅發(fā)現(xiàn)行為免疫與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿呈顯著負(fù)相關(guān)（r"= ?0.20， p"= 0.02）。偏相關(guān)分析結(jié)果詳見表1。

6.4.6""行為免疫與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的中介分析

根據(jù)偏相關(guān)分析結(jié)果， 僅發(fā)現(xiàn)行為免疫與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿呈顯著負(fù)相關(guān)， 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(shù)據(jù)（N"="141）， 對(duì)行為免疫在凸顯類型與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿之間的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。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(duì)面親社會(huì)意愿為因變量， 日常親社會(huì)行為和自尊為協(xié)變量。結(jié)果如圖7所示。

結(jié)果表明， 在控制協(xié)變量后， 凸顯類型對(duì)疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿的整體總效應(yīng)不顯著， F"（2， 136） ="0.33， p"= 0.72， 表明2個(gè)相對(duì)總效應(yīng)均不顯著。整體直接效應(yīng)不顯著， F"（2， 135） = 1.25， p"= 0.29， 表明2個(gè)相對(duì)直接效應(yīng)均不顯著。相對(duì)中介分析的結(jié)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(duì)疼痛凸顯控制組的相對(duì)中介95%的Bootstrap置信區(qū)間為[?3.17， ?0.50]， 不包含0， 表明相對(duì)中介效應(yīng)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(duì)疼痛凸顯控制的相對(duì)中介的95%的Bootstrap置信區(qū)間為[?3.20， ?0.48]， 不包含0， 表明相對(duì)中介效應(yīng)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(gè)體的行為免疫水平進(jìn)而降低其疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿。

6.4.7 "情緒與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿、非疫情親社會(huì)意愿的偏相關(guān)分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關(guān)分析悲傷、恐懼情緒與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿、非疫情親社會(huì)意愿的關(guān)系， 控制變量為自尊和日常親社會(huì)行為。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 僅后測(cè)悲傷情緒與非疫情親社會(huì)意愿呈顯著正相關(guān)（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(huì)意愿之間的中介分析

根據(jù)情緒與親社會(huì)意愿的偏相關(guān)分析結(jié)果， 檢驗(yàn)后測(cè)悲傷情緒在凸顯類型與非疫情親社會(huì)意愿之間的中介效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 后測(cè)悲傷情緒的中介效應(yīng)不顯著。

6.5""討論

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

在實(shí)驗(yàn)5中， 相比于疼痛凸顯控制組， 疫情死亡凸顯組表現(xiàn)出更高的非疫情親社會(huì)意愿（效應(yīng)邊緣顯著）。這種趨勢(shì)在實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3中的疫情親社會(huì)意愿上未觀察到。這暗示當(dāng)親社會(huì)情境與疫情線索無(wú)關(guān)時(shí)， 疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用會(huì)減弱， 甚至無(wú)法抵消死亡凸顯對(duì)親社會(huì)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(huì)意愿高于疼痛凸顯控制組。遺憾的是， 由于實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3中未測(cè)量非疫情親社會(huì)意愿， 因而上述作用是否受限于疫情時(shí)代背景不能確定。

實(shí)驗(yàn)5的結(jié)果與黃成利和胡超（2023）的研究結(jié)果相似， 表明疫情死亡凸顯引發(fā)了恐懼和悲傷情緒， 并且發(fā)現(xiàn)悲傷情緒與非疫情親社會(huì)意愿呈顯著正相關(guān)， 但并未觀察到悲傷情緒在凸顯類型與非疫情親社會(huì)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(jié)合引發(fā)了復(fù)雜的負(fù)面情緒， 如厭惡等， 從而掩蓋了某一特定情緒的效應(yīng)。

7 "實(shí)驗(yàn)6：疫情死亡凸顯、疫情非死亡凸顯對(duì)非疫情親社會(huì)行為的影響

實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)5考察了凸顯類型對(duì)親社會(huì)意愿的影響。為進(jìn)一步探討凸顯類型如何影響親社會(huì)行為， 實(shí)驗(yàn)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(shè)計(jì)， 考察凸顯類型對(duì)公益捐贈(zèng)行為的影響。公益捐贈(zèng)行為是一種普通親社會(huì)行為， 不具備疫情情境特殊性（非疫情親社會(huì)行為）。在后疫情時(shí)代， 研究凸顯類型對(duì)普通親社會(huì)行為的影響， 具有廣泛的現(xiàn)實(shí)意義。

由于增強(qiáng)社會(huì)聯(lián)結(jié)和歸屬感是一種管理死亡意識(shí)的方式， 因而啟動(dòng)死亡意識(shí)可能增強(qiáng)社會(huì)贊許效應(yīng)， 即個(gè)體更渴望認(rèn)可并迎合社會(huì)價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)。這種效應(yīng)可能解釋了死亡凸顯后親社會(huì)意愿的增強(qiáng)。為控制社會(huì)贊許性的影響， 除了自尊水平和日常親社會(huì)行為， 實(shí)驗(yàn)6還測(cè)量了被試的社會(huì)贊許性并將其作為協(xié)變量。此外， 實(shí)驗(yàn)6采用“主試回避”范式測(cè)量公益捐贈(zèng)行為以最小化社會(huì)贊許效應(yīng)對(duì)非疫情親社會(huì)行為（非疫情情境中的親社會(huì)行為）的影響。其余設(shè)置與實(shí)驗(yàn)5保持相同。

7.1 "被試

為與實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)并簽署知情同意書， 實(shí)驗(yàn)結(jié)束后簽署保密承諾書并獲得15元基礎(chǔ)報(bào)酬+代幣（實(shí)驗(yàn)結(jié)束后按比例兌換為人民幣）。

7.2 "實(shí)驗(yàn)材料

7.2.1 "啟動(dòng)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(shí)驗(yàn)5一致。

7.2.2""Rosenberg自尊量表

同實(shí)驗(yàn)5。本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α為0.89。

7.2.3 "日常親社會(huì)行為

同實(shí)驗(yàn)5。本實(shí)驗(yàn)中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.85。

7.2.4""馬洛?克羅恩社會(huì)贊許性量表

以往研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體的社會(huì)贊許性會(huì)影響其親社會(huì)行為， 因此將社會(huì)贊許性作為協(xié)變量。采用馬洛?克羅恩社會(huì)贊許性量表（Marlowe-Crowne Social Desirability Scale）測(cè)量社會(huì)贊許性（王秀娟 等， 2018）。本實(shí)驗(yàn)中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.79。

7.2.5""情緒測(cè)量

情緒測(cè)量所用材料與實(shí)驗(yàn)5一致。

7.2.6""分心任務(wù)

同實(shí)驗(yàn)5。

7.2.7""非疫情親社會(huì)行為

考慮到現(xiàn)實(shí)情境中的親社會(huì)行為往往涉及金錢， 因此采用改編自Chierchia等人（2020）的公益捐贈(zèng)任務(wù)。在該任務(wù)中， 告知被試接下來(lái)將進(jìn)行一個(gè)有機(jī)會(huì)獲得額外收入的活動(dòng)， 50個(gè)代幣待分配。被試通過抽簽確定獲得的代幣數(shù)量， 有兩種情況：1. 抽到具體數(shù)字則直接獲得相應(yīng)代幣（不高于50）; 2. 抽到“公益捐款”需閱讀公益活動(dòng)簡(jiǎn)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(dú)自完成抽簽， 走出房間后僅將獲得的代幣數(shù)告知主試。具體材料見網(wǎng)絡(luò)版附錄7。將被試捐出的代幣數(shù)量作為非疫情親社會(huì)行為的測(cè)量指標(biāo)。

實(shí)際上， 箱子中的簽均為“公益捐款”。為保證被試完全理解活動(dòng)規(guī)則， 向被試解釋規(guī)則后， 要求其完成幾個(gè)題目， 全部正確方可抽簽。具體題目見網(wǎng)絡(luò)版附錄8。

7.3 "實(shí)驗(yàn)程序

本實(shí)驗(yàn)分為兩天開展。第一天， 被試填寫Rosenberg自尊量表、日常親社會(huì)行為問卷和馬洛?克羅恩社會(huì)贊許性量表。第二天， 被試先進(jìn)行情緒測(cè)量（前測(cè)）， 之后被隨機(jī)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(duì)凸顯啟動(dòng)過程中的情緒測(cè)量（后測(cè)）、完成分心任務(wù)、公益捐贈(zèng)任務(wù)。最后， 檢驗(yàn)凸顯操縱的有效性， 材料及程序與實(shí)驗(yàn)4一致。

7.4""數(shù)據(jù)分析與結(jié)果

7.4.1""操縱檢驗(yàn)

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(yīng)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(yīng)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(shè)， 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(wú)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(yīng)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(wú)顯著差異， p_corrected"="0.30， 95% CI = [?0.42， 2.21]。

7.4.2""非疫情親社會(huì)行為的比較

采用單因素協(xié)方差分析探究不同凸顯組間非疫情親社會(huì)行為的差異， 凸顯類型為組間變量， 自尊、日常親社會(huì)行為和社會(huì)贊許性是協(xié)變量。結(jié)果表明， 在控制協(xié)變量后， 凸顯類型的主效應(yīng)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?jǐn)?shù)（均值 ± 標(biāo)準(zhǔn)差）如下：24.92 ± 13.08， 26.30 ± 14.50， 28.38 ± 13.03。

7.4.3""主觀報(bào)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(cè)， 后測(cè)）的協(xié)方差分析探究凸顯類型對(duì)情緒強(qiáng)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(nèi)變量， 自尊為協(xié)變量， 主觀報(bào)告情緒為因變量。結(jié)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(jìn)一步分別對(duì)恐懼情緒和悲傷情緒分析凸顯類型對(duì)情緒強(qiáng)度變化的影響。對(duì)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(cè)， 后測(cè)）的協(xié)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(jiǎn)單效應(yīng)分析表明， 前測(cè)階段不同凸顯組在恐懼情緒上無(wú)顯著差異， F"（2， 137） = 0.35， p"= 0.70; 后測(cè)階段差異顯著， F （2， 137） = 4.47， p"= 0.01， η²_p""0.06， 對(duì)后測(cè)階段各凸顯組進(jìn)行成對(duì)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(wú)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(wú)顯著差異， p_corrected"= 0.74， 95% CI = [?1.35， 0.47]。此外， 對(duì)于疫情非死亡凸顯組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 2.77， SD"= 1.86）顯著高于前測(cè)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(duì)于疫情死亡凸顯組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 3.87， SD"= 1.69）顯著高于前測(cè)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(duì)于疼痛凸顯控制組， 后測(cè)階段的恐懼情緒（M"= 3.19， SD"= 1.93）顯著高于前測(cè)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(duì)悲傷情緒進(jìn)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(jiǎn)單效應(yīng)分析表明， 前測(cè)階段不同凸顯組在悲傷情緒上無(wú)顯著差異， F"（2， 137） ="1.41， p"= 0.25; 后測(cè)階段差異顯著， F （2， 137） = 18.92， p"lt; 0.001， η²_p""0.22。對(duì)后測(cè)階段各凸顯組進(jìn)行成對(duì)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(wú)顯著差異， p_corrected"= 0.29， 95% CI = [?1.35， 0.25]。此外， 對(duì)于疫情非死亡凸顯組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 2.60， SD"= 1.44）顯著高于前測(cè)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(duì)于疫情死亡凸顯組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 4.57， SD"= 1.56）顯著高于前測(cè)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(duì)于疼痛凸顯控制組， 后測(cè)階段的悲傷情緒（M"= 3.15，"SD"= 1.79）顯著高于前測(cè)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(huì)行為的偏相關(guān)分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關(guān)分析悲傷、恐懼情緒與非疫情親社會(huì)行為的關(guān)系， 控制變量為自尊、日常親社會(huì)行為和社會(huì)贊許性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 后測(cè)階段的悲傷情緒、恐懼情緒與非疫情親社會(huì)行為均無(wú)顯著相關(guān)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(huì)行為的偏相關(guān)分析

選取所有被試（N"= 141）， 采用偏相關(guān)分析死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會(huì)行為的關(guān)系， 控制變量為自尊、日常親社會(huì)行為和社會(huì)贊許性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 死亡想法、行為免疫、物資緊缺感與非疫情親社會(huì)行為均無(wú)顯著相關(guān)性， ps gt; 0.05。

7.5 "討論

在實(shí)驗(yàn)6中， 凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)行為的主效應(yīng)不顯著。同樣是非疫情情境， 實(shí)驗(yàn)5中疫情死亡凸顯組比控制組表現(xiàn)出更高的非疫情親社會(huì)意愿（邊緣顯著）， 但這一結(jié)果在實(shí)驗(yàn)6中未重復(fù)?？赡茉蛑饕ǎ旱谝?， 獲得社會(huì)贊許可能是死亡管理的一種方式， 個(gè)體接受死亡凸顯后更渴望認(rèn)可并迎合社會(huì)價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)以增強(qiáng)與他人的聯(lián)結(jié)， 表現(xiàn)為親社會(huì)意愿的提升， 而實(shí)驗(yàn)6控制了個(gè)體的社會(huì)贊許性且通過主試回避范式抑制了獲得社會(huì)贊許的途徑， 這可能導(dǎo)致死亡凸顯對(duì)非疫情親社會(huì)行為的提升作用無(wú)法顯現(xiàn); 第二， 捐贈(zèng)行為中的金錢線索可能觸發(fā)個(gè)體的利己自我圖式， 抑制道德認(rèn)同對(duì)行為的影響， 降低非疫情親社會(huì)行為（李愛梅 等， 2014）; 第三， 金錢作為重要物質(zhì)資源， 不僅滿足基本生存需求， 還能提升自尊和自我價(jià)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(gè)體依賴親社會(huì)行為緩解死亡焦慮的傾向， 削弱死亡凸顯對(duì)非疫情親社會(huì)行為的促進(jìn)作用。總之， 實(shí)驗(yàn)5和實(shí)驗(yàn)6的結(jié)果提示本研究中凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)意愿的效應(yīng)可能無(wú)法推廣至具體的、可觀察的非疫情親社會(huì)行為。凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)行為的作用需根據(jù)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(guó)被試在應(yīng)對(duì)疫情相關(guān)死亡威脅時(shí)親社會(huì)意愿的變化及機(jī)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(jīng)典死亡凸顯和地震死亡凸顯增加了疫情親社會(huì)意愿（實(shí)驗(yàn)1、2）， 重復(fù)了“死亡凸顯效應(yīng)”， 支持“死亡凸顯啟動(dòng)文化世界觀防御促使個(gè)體認(rèn)同群體信念， 進(jìn)而提升親社會(huì)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(huì)意愿無(wú)顯著差異（實(shí)驗(yàn)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(yīng)在行為免疫的運(yùn)作下減少親社會(huì)意愿， “死亡凸顯”效應(yīng)在文化世界觀防御的作用下增加親社會(huì)意愿， 兩者相互抵消， 導(dǎo)致疫情死亡凸顯條件下的疫情親社會(huì)意愿未能提升。以上結(jié)果支持本研究最初的假設(shè)：疫情死亡凸顯蘊(yùn)含的疫情凸顯與死亡凸顯可能對(duì)親社會(huì)意愿存在相反作用。

此外， 實(shí)驗(yàn)3中疫情非死亡凸顯僅在面對(duì)面情境中降低了疫情親社會(huì)意愿， 在非面對(duì)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(huì)意愿無(wú)顯著差異。這一結(jié)果揭示了親社會(huì)的緣由性質(zhì)（事由、情境及性質(zhì)）對(duì)疫情親社會(huì)意愿的作用。據(jù)實(shí)驗(yàn)4對(duì)凸顯效果的檢驗(yàn)可知， 疫情非死亡凸顯確實(shí)啟動(dòng)了行為免疫， 但實(shí)驗(yàn)3中疫情非死亡凸顯降低疫情親社會(huì)意愿的作用只在面對(duì)面情境中觀察到， 這可能是因?yàn)椋好鎸?duì)面情境中， 個(gè)體面臨感染風(fēng)險(xiǎn)， 疫情非死亡凸顯啟動(dòng)行為免疫， 使自我保護(hù)動(dòng)機(jī)超越了親社會(huì)動(dòng)機(jī)， 疫情親社會(huì)意愿減少; 相反， 非面對(duì)面情境中疫情非死亡凸顯雖然也啟動(dòng)了行為免疫， 但由于并不存在感染風(fēng)險(xiǎn)， 行為免疫無(wú)法充分表達(dá)， 因此沒有觀測(cè)到疫情親社會(huì)意愿的減少。這一結(jié)果也體現(xiàn)了親社會(huì)行為的本質(zhì)是一種自我保護(hù)的利他。

然而， 如果上述假設(shè)“在非面對(duì)面的疫情親社會(huì)情境中， 疫情凸顯激活的行為免疫無(wú)法充分表達(dá)對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用”成立， 那么對(duì)實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2中的線上防疫物資分配， 以及實(shí)驗(yàn)3中的疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿， 應(yīng)觀察到疫情死亡凸顯組的親社會(huì)意愿高于疼痛控制組（此時(shí)疫情死亡凸顯中疫情凸顯不發(fā)揮對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用， 只有死亡凸顯發(fā)揮提升作用）， 但3個(gè)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)疫情死亡凸顯組與疼痛控制組的親社會(huì)意愿均無(wú)顯著差異。這或許是因?yàn)椋翰煌谝咔榉撬劳鐾癸@條件， 疫情死亡凸顯條件所蘊(yùn)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(fā)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(yùn)作， 對(duì)親社會(huì)意愿的抑制作用突破了情境的限制， 在非面對(duì)面情境下也觸發(fā)了避離機(jī)制。因而， 在非面對(duì)面的疫情親社會(huì)情境下觀測(cè)到疫情死亡凸顯組與疼痛控制組的疫情親社會(huì)意愿無(wú)顯著差異（疫情凸顯表達(dá)了對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用， 與死亡凸顯對(duì)親社會(huì)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(dá)程度可能受到表達(dá)對(duì)象特征（如親社會(huì)的緣由性質(zhì)）的影響， 也可能受到因與其他凸顯（如死亡凸顯）相伴隨而產(chǎn)生的“協(xié)同增效”作用的影響， 是一個(gè)較為復(fù)雜的過程。然而， 以上觀點(diǎn)只是對(duì)當(dāng)前結(jié)果的解釋， 具體的作用機(jī)制仍需要在未來(lái)的研究中進(jìn)行驗(yàn)證。

新冠大流行結(jié)束后， 實(shí)驗(yàn)5復(fù)制并改進(jìn)了實(shí)驗(yàn)3， 發(fā)現(xiàn)凸顯類型對(duì)疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿沒有顯著影響。即未如實(shí)驗(yàn)3那樣觀測(cè)到疫情非死亡凸顯組低于疼痛凸顯控制組。這一結(jié)果提示， 后疫情時(shí)代， 疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用可能減弱。進(jìn)一步分析表明：當(dāng)以疼痛凸顯為基線時(shí)， 被試的行為免疫水平在凸顯類型與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿之間存在顯著的相對(duì)間接效應(yīng)。這一發(fā)現(xiàn)較強(qiáng)地支持本研究的核心觀點(diǎn)“疫情凸顯信息激活了個(gè)體的行為免疫， 繼而降低親社會(huì)意愿或行為”。即使在后疫情時(shí)代， 疫情凸顯降低面對(duì)面親社會(huì)意愿的總效應(yīng)已被削弱， 但這一機(jī)制仍在發(fā)揮作用。上述結(jié)果可能反映了社會(huì)心態(tài)正在經(jīng)歷的適應(yīng)性變化， 人們面對(duì)疫情的適應(yīng)能力和精神韌性不斷增強(qiáng)（Ge et al.， 2022）， 疫情中所經(jīng)歷的逆境使共情能力也得以提升（Lim amp; DeSteno， 2016）， 所關(guān)注的焦點(diǎn)可能已從過度回避轉(zhuǎn)向如何在保障自身健康的前提下重建社會(huì)互動(dòng)。除此之外， 實(shí)驗(yàn)5還發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)親社會(huì)意愿指向非疫情情境時(shí)， 相比控制組， 疫情死亡凸顯組的非疫情親社會(huì)意愿更高（邊緣顯著）， 這或許暗示當(dāng)親社會(huì)的緣由與疫情情境無(wú)關(guān)時(shí)， 疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的降低作用也可能被削弱， 以至于無(wú)法抵消死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升作用。

最后， 為進(jìn)一步探討凸顯類型如何影響親社會(huì)行為， 實(shí)驗(yàn)6采用公益捐贈(zèng)行為測(cè)量非疫情親社會(huì)行為， 結(jié)果未發(fā)現(xiàn)凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)行為的顯著影響。實(shí)驗(yàn)5和實(shí)驗(yàn)6的結(jié)果差異提示， 本研究凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)意愿的效應(yīng)不能推廣至具體的非疫情親社會(huì)行為。親社會(huì)行為受更多現(xiàn)實(shí)因素的影響， 更加復(fù)雜， 需要具體問題具體分析。

本研究圍繞凸顯啟動(dòng)對(duì)親社會(huì)意愿進(jìn)行探討， 尚存在有待完善之處。第一， 根據(jù)恐懼管理理論， 死亡啟動(dòng)與文化世界觀防御之間的關(guān)系是由死亡想法可及性調(diào)節(jié)的（Hayes et al.， 2010）。但死亡想法可及性（通常利用內(nèi)隱聯(lián)想法測(cè)量）是一個(gè)隨恐懼管理進(jìn)程而動(dòng)態(tài)變化的“過程變量”， 其機(jī)制較為復(fù)雜。本研究主要關(guān)注“前因變量” （凸顯情境）對(duì)“結(jié)果變量” （親社會(huì)意愿）的影響， 并未計(jì)劃對(duì)死亡想法可及性在其中的作用進(jìn)行探討。未來(lái)研究可以設(shè)計(jì)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)驗(yàn)， 深入探討死亡想法可及性的動(dòng)態(tài)變化在凸顯情境、親社會(huì)的緣由以及親社會(huì)意愿中的作用機(jī)制。第二， 盡管本研究通過控制實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)了疫情凸顯信息的確激活了樣本的行為免疫， 但實(shí)驗(yàn)1至實(shí)驗(yàn)3沒有對(duì)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(shí)驗(yàn)的開展較為困難， 存在被試感染病毒的風(fēng)險(xiǎn)， 因此僅測(cè)量了被試的親社會(huì)意愿， 并沒有對(duì)真實(shí)的親社會(huì)行為進(jìn)行施測(cè)， 被試量也較少。為此對(duì)實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2進(jìn)行了元分析檢驗(yàn)主要效應(yīng)的可靠性（Goh et al.， 2016， 見網(wǎng)絡(luò)版附錄5微型元分析）。第四， 在探究凸顯類型對(duì)親社會(huì)意愿的影響時(shí)， 最好同實(shí)驗(yàn)5那樣去控制個(gè)體自身的傾向性變量（如被試的自尊與日常親社會(huì)水平）， 遺憾的是， 在實(shí)驗(yàn)1至3中未對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行測(cè)量。

基于上述分析， 本研究單一實(shí)驗(yàn)的結(jié)論或多或少會(huì)受到樣本、測(cè)量、操作等因素的限制。綜合6個(gè)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果， 可以發(fā)現(xiàn)一些共性：在疫情凸顯方面， 疫情期間， 當(dāng)親社會(huì)意愿的緣由關(guān)聯(lián)個(gè)體的防疫生存需求（實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的疫情親社會(huì)意愿）， 或涉及有感染威脅的面對(duì)面情境（實(shí)驗(yàn)3）時(shí)， 疫情凸顯一致地表現(xiàn)出降低親社會(huì)意愿的作用， 提示疫情凸顯激活的行為免疫影響了親社會(huì)傾向。當(dāng)疫情結(jié)束后， 上述作用有所削弱， 雖然親社會(huì)意愿的緣由同樣涉及有感染威脅的面對(duì)面情境， 卻未能直接觀測(cè)到疫情凸顯降低親社會(huì)意愿的作用， 僅觀測(cè)到行為免疫在凸顯類型與親社會(huì)意愿間的中介效應(yīng)（實(shí)驗(yàn)5的疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿）。此外， 無(wú)論是疫情期間還是疫情結(jié)束后， 當(dāng)親社會(huì)意愿/行為發(fā)生在無(wú)感染威脅的非面對(duì)面情境中或與防疫生存需求無(wú)關(guān)時(shí)（實(shí)驗(yàn)3的疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿、實(shí)驗(yàn)5的非疫情親社會(huì)意愿、實(shí)驗(yàn)6的非疫情親社會(huì)行為）， 疫情凸顯激活的行為免疫無(wú)法表現(xiàn)出對(duì)親社會(huì)意愿/行為的降低作用。因此推測(cè)， 疫情凸顯激活的行為免疫僅在疫情期間、且與個(gè)體生命健康安全直接相關(guān)的情境下發(fā)揮穩(wěn)健作用， 隨著感染威脅或關(guān)聯(lián)性的減弱， 該作用也會(huì)減弱甚至消失。

在死亡凸顯方面， 本研究通過經(jīng)典的死亡凸顯范式清晰地觀測(cè)到死亡凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿的提升作用（實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2）。然而， 在后續(xù)實(shí)驗(yàn)中（實(shí)驗(yàn)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(huì)意愿的作用被疫情凸顯效應(yīng)抑制， 觀測(cè)到疫情死亡凸顯與控制組的親社會(huì)意愿無(wú)顯著差異（實(shí)驗(yàn)3的疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿和疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿）。疫情結(jié)束后， 隨著疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的作用削弱， 可以再次窺見死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升作用（實(shí)驗(yàn)5中疫情死亡凸顯組的非疫情親社會(huì)意愿邊緣顯著高于控制組）。因此， 在不同時(shí)期和親社會(huì)情境中， 死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升效應(yīng)可能具有一定的穩(wěn)健性。然而， 本研究的死亡凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的提升作用可能不能直接推廣至親社會(huì)行為。

9 "結(jié)論

目前的研究考察了在新冠大流行期間， 疫情死亡凸顯對(duì)個(gè)體親社會(huì)意愿的影響及其內(nèi)在機(jī)理。研究結(jié)果顯示：相較于經(jīng)典/地震死亡凸顯， 疫情死亡凸顯并未引發(fā)疫情親社會(huì)意愿的顯著變化， 這可能是由于“疫情凸顯”效應(yīng)與“死亡凸顯”效應(yīng)相互抵消所致。此外， 疫情非死亡凸顯僅在面對(duì)面情境中降低了疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿; 在非面對(duì)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(duì)面親社會(huì)意愿無(wú)顯著差異， 這說明疫情凸顯對(duì)疫情親社會(huì)意愿的影響受到親社會(huì)緣由性質(zhì)的調(diào)節(jié)。

在新冠大流行結(jié)束后， 疫情面對(duì)面親社會(huì)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(wú)差異， 這說明在后疫情時(shí)代， 疫情凸顯降低親社會(huì)意愿的作用有所削弱。盡管如此， 能夠觀測(cè)到行為免疫在凸顯類型與疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿間的中介作用， 提示疫情凸顯對(duì)親社會(huì)意愿的影響確實(shí)是通過行為免疫機(jī)制來(lái)實(shí)現(xiàn)的。此外， 在后疫情時(shí)代， 本研究中凸顯類型對(duì)非疫情親社會(huì)意愿的作用可能無(wú)法直接推廣至非疫情親社會(huì)行為。

致謝：感謝張良和于維娜老師在數(shù)據(jù)分析方面提供的指導(dǎo); 感謝劉錦妍、史欣、杜宇、沈子晗和韓默涵同學(xué)在實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)收集、錄入以及實(shí)驗(yàn)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(xiàn)

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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(rèn)真想象并寫下以下兩種場(chǎng)景：

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

（1） 請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到“自己死亡”時(shí)你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述“在死亡過程中， 你身體的感受”以及“當(dāng)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(rèn)真想象并寫下以下兩種場(chǎng)景：

假設(shè)您所處的地區(qū)發(fā)生了一場(chǎng)破壞性極強(qiáng)的地震， 震級(jí)強(qiáng)度與救援措施類似于汶川大地震。此時(shí)， 假如您不幸被倒塌的房屋所掩埋， 生命垂危。

（1） 請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到“自己死亡”時(shí)你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述“在死亡過程中， 你身體的感受”以及“當(dāng)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(rèn)真想象并寫下以下兩種場(chǎng)景：

假設(shè)您所處的地區(qū)盛行一種新型傳染病， 易感程度與防護(hù)措施類似于新型冠狀病毒。

（1） 請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到“自己所在社區(qū)出現(xiàn)病毒感染者”時(shí)你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述“疫情爆發(fā)后， 你的生活發(fā)生了哪些變化” （回答130字左右）以及“對(duì)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(rèn)真想象并寫下以下兩種場(chǎng)景：

（1） 請(qǐng)簡(jiǎn)要描述當(dāng)想到“自己牙痛”時(shí)你的想法和心情（回答130字左右）。

（2） 請(qǐng)根據(jù)你的直覺， 具體描述“在牙痛過程中， 你身體的感受”以及“當(dāng)牙痛時(shí)， 你身體的變化” （回答130字左右）。

2""獨(dú)裁者游戲

獨(dú)裁者游戲在E-Prime 2.0中實(shí)現(xiàn)。如果您需要程序代碼， 請(qǐng)發(fā)送電子郵件給作者。

指導(dǎo)語(yǔ)如下：“現(xiàn)在你有權(quán)制定一個(gè)分配方案， 去分配以下的東西：口罩（10個(gè)）、消毒液（10瓶）、食用油（10瓶）、大米（10袋）、現(xiàn)金（10份， 每份100元）， 所分配的物品均是分配對(duì)象所需要的。當(dāng)前分配對(duì)象為一位中國(guó)人， 你愿意分配給TA幾份？無(wú)論你分配多少分給TA， TA都無(wú)權(quán)拒絕， 而你可以獲得分配后剩下的東西”。

下面舉例說明。

當(dāng)接受者身份是中國(guó)人時(shí)， 分配大米的問題為“當(dāng)前分配對(duì)象為一位中國(guó)人， 你愿意給TA提供幾袋大米？”， 分配幫助意愿的問題為“當(dāng)前分配對(duì)象為一位中國(guó)人， 假設(shè)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(dāng)接受者身份為外國(guó)人時(shí)， 僅將指導(dǎo)語(yǔ)及問題中的“中國(guó)人”改為“外國(guó)人”。

3""志愿意愿測(cè)量

現(xiàn)我省各高校正在征集預(yù)備志愿者， 為未來(lái)可能出現(xiàn)的疫情爆發(fā)做人力儲(chǔ)備工作。本調(diào)查為此工作做初步調(diào)研， 請(qǐng)就以下問題進(jìn)行回答。在時(shí)間允許的前提下：

1. 您有多大意愿作為志愿者為隔離區(qū)居民提供走訪慰問服務(wù)？

2. 您有多大意愿作為志愿者在線參與疫情防控宣傳活動(dòng)？

3. 您有多大意愿為隔離區(qū)居民在線捐贈(zèng)物資？

4. 您有多大意愿作為志愿者做出入人員測(cè)溫登記工作？

5. 您有多大意愿作為志愿者協(xié)助醫(yī)務(wù)人員進(jìn)行核酸檢測(cè)工作？

6. 您有多大意愿作為志愿者為隔離區(qū)居民提供電話、微信等遠(yuǎn)程慰問服務(wù)？

其中， 題目1、4和5測(cè)量疫情面對(duì)面親社會(huì)意愿， 其余三題測(cè)量疫情非面對(duì)面親社會(huì)意愿。

4""操縱檢驗(yàn)

完成書寫任務(wù)后， 請(qǐng)結(jié)合自身感受如實(shí)回答以下問題， 答案沒有對(duì)錯(cuò)之分， 請(qǐng)你不用過多思考， 憑第一感覺作答。不要跳過任何題目， 對(duì)不太確定的題目也請(qǐng)嘗試回答， 盡量反映出你的真實(shí)感受。本次調(diào)查結(jié)果僅供學(xué)術(shù)研究之用， 請(qǐng)放心作答， 感謝你的配合與支持！

請(qǐng)從0～10對(duì)下列問題進(jìn)行評(píng)分， 0代表“完全沒有”， 10代表“非常強(qiáng)烈”。

6個(gè)題項(xiàng)的計(jì)分方式如下：除題項(xiàng)2 （“在剛才的書寫任務(wù)中， 你是否聯(lián)想到傳染病、病原體或疫情？”）外， 其他題項(xiàng)均采用11點(diǎn)計(jì)分（Wang et al.， 2023; 范小月 等， 2022）， 從“0 （完全沒有）”到“10 （非常強(qiáng)烈）”。如果被試在題項(xiàng)2的答案為“否”， 則題項(xiàng)3至5均計(jì)為0分; 如果被試在題項(xiàng)2的答案為“是”， 則題項(xiàng)3至5均按被試的答案計(jì)分。

5""微型元分析

實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2的研究設(shè)計(jì)相似， 因此可以進(jìn)行微型元分析， 以評(píng)估死亡凸顯與疫情死亡凸顯效應(yīng)的總體信度。參考Goh等人總結(jié)的微型元分析方法（Goh et al.， 2016）， 使用固定效應(yīng)對(duì)本研究中的實(shí)驗(yàn)1、2進(jìn)行微型元分析， 旨在探討凸顯類型對(duì)疫情親社會(huì)意愿的效應(yīng)。其中平均效應(yīng)大?。雌骄嚓P(guān)性）由樣本量加權(quán)。為了便于分析， 首先將Cohen’s d轉(zhuǎn)換為Pearson’s r。所有的r都經(jīng)過Fisher’s z變換后進(jìn)行分析， 然后再轉(zhuǎn)換回Pearson’s r。元分析結(jié)果顯示， 相比于疫情死亡凸顯組， 經(jīng)典死亡凸顯組（地震死亡凸顯組）對(duì)疫情親社會(huì)意愿的效應(yīng)顯著， 加權(quán)平均相關(guān)系數(shù)M"r"= 0.57， Z"= 3.6， p"lt; 0.001， 即經(jīng)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(jīng)典死亡凸顯組（地震死亡凸顯組）對(duì)疫情親社會(huì)意愿的效應(yīng)顯著， M r"= 0.62， Z"= 4.43， p"lt; 0.001， 即經(jīng)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(huì)意愿無(wú)顯著差異， M"r"= 0.10， Z"= 0， p"= 1.000。

6""非疫情親社會(huì)意愿測(cè)量

到此我們這次的實(shí)驗(yàn)馬上就結(jié)束了， 一會(huì)兒我們支付你的報(bào)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(jìn)行預(yù)實(shí)驗(yàn)， 需要實(shí)驗(yàn)被試。每個(gè)實(shí)驗(yàn)大概花費(fèi)5分鐘的時(shí)間。在時(shí)間允許的情況下， 你是否愿意無(wú)償選擇做幾個(gè)實(shí)驗(yàn)來(lái)幫助我們， 當(dāng)然， 你也可以都不做。是否完成這些額外的實(shí)驗(yàn)并不會(huì)影響你本實(shí)驗(yàn)所得的報(bào)酬， 這由你決定。我們共有6個(gè)預(yù)實(shí)驗(yàn)， 你需要在登記表上寫下你的姓名、聯(lián)系方式， 并從0～6中選擇你想完成的實(shí)驗(yàn)數(shù)量， 我們后續(xù)會(huì)聯(lián)系你并根據(jù)你的時(shí)間為你安排實(shí)驗(yàn)。

7 "公益捐贈(zèng)任務(wù)

告知被試“接下來(lái)將有一個(gè)獲得額外收入的活動(dòng)， 有50個(gè)代幣待分配， 你從中獲得多少將由抽簽環(huán)節(jié)決定， 抽到的簽有兩種可能性：1. 如果簽上寫著一個(gè)數(shù)字（小于50）， 你將直接獲得相應(yīng)數(shù)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(dòng)簡(jiǎn)介， 并自行決定從50個(gè)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(nèi)獨(dú)自完成， 走出房間后請(qǐng)告知主試你獲得的代幣數(shù)量， 無(wú)需告知抽簽內(nèi)容。主試將代幣按比例轉(zhuǎn)換為真實(shí)的錢支付給你。注意：抽簽只進(jìn)行一次， 抽完簽后需要將簽放回！待研究項(xiàng)目結(jié)束后， 我們會(huì)從總代幣中減去每位實(shí)驗(yàn)參與者獲得代幣， 按比例兌換為人民幣捐助給該公益活動(dòng)， 并在群里給大家反饋”。

實(shí)際上， 箱子中的簽均為“公益捐款”。1個(gè)代幣對(duì)應(yīng)0.1元， 研究者將總金額（被試數(shù)×5元）減去實(shí)驗(yàn)參與者獲得的金額后， 剩余部分全部捐贈(zèng)。

8""公益捐贈(zèng)任務(wù)檢驗(yàn)題目

為保證您完全理解活動(dòng)規(guī)則， 請(qǐng)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(shù)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(zèng)”， 假設(shè)你決定捐贈(zèng)16代幣， 你需要告訴主試的數(shù)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