1引言

傷害厭惡（harmaversion）指個體經歷（實施、想到、看到或聽到）傷害行為或結果時產生的不安反應或體驗到不安的傾向（Cushmanetal.，2013；Houetal.，2024;Milleretal.，2014）。其是人類道德的核心（Yuetal.，2019），具有減少不道德行為和增加親社會行為的積極功能（Sarloetal.，2014；Yuetal.，2021）。缺乏傷害厭惡則會增加個體的反社會行為（Crockett etal.，2014;Yu etal.，2021）。因此，探究傷害厭惡的本質與機制具有重要的科學價值與現(xiàn)實意義。學者們認為，傷害厭惡由傷害行為厭惡（harmactionaversion）和傷害結果厭惡（harmoutcomeaversion）構成，而且這兩個因素相互獨立，具有不同的功能（Ariso，2022;Cushman et al.， 2012；Milleretal.，2014;Reynoldsamp;Conway，2018）。但也有研究顯示，這兩個因素的問卷分數(shù)的相關系數(shù)為0.54＼～0.66（Milleretal.，2014），并不支持它們相互獨立的觀點。此外，目前尚無實證研究探討它們在抑制攻擊的效應與機制上的差異。因此，傷害厭惡是否由兩個相對獨立的因素構成，以及這兩個因素在抑制攻擊上的異同仍不清楚，本研究將圍繞這些問題展開研究。

1.1 傷害厭惡的結構

如前所述，傷害厭惡不是一個性質單一的概念而是由傷害行為厭惡與傷害結果厭惡這兩種在性質與功能上存在明顯差異的心理因素構成（Cushmanet al.，2012; Miller et al.， 2014; Reynoldsamp; Conway，2018）。傷害行為厭惡指在不涉及傷害導致的消極后果的情況下，個體在經歷（包括實施、想象、聽到、看到等）傷害行為時產生的不安反應或體驗到不安的傾向。傷害結果厭惡指在沒有經歷傷害行為的情況下，個體在經歷（包括想象、聽到、看到等）傷害導致的結果時產生的不安反應或體驗到不安的傾向。

從理論上來說，傷害行為/結果厭惡的性質與根源存在明顯差異。首先，根據(jù)道德二元論（theoryofdyadicmorality;Grayetal.，2012），傷害行為厭惡是個體從施害者角度對傷害行為的感受與體驗；傷害結果厭惡則是從受害者角度出發(fā)，涉及對受害者遭受傷害的共情。其次，根據(jù)Blair（1995）提出的暴力抑制機制（violence inhibition mechanism，VIM），Miller等人（2014）和Patil（2015）提出，傷害結果厭惡是個體與生俱來的，而傷害行為厭惡則很可能是后天習得的?？傊?，傷害行為/結果厭惡是兩種在性質上存在明顯差異的心理現(xiàn)象。

學者們進一步指出，傷害行為厭惡和傷害結果厭惡相對獨立，不能構成一個高階的傷害厭惡因素（Ariso，2022；Milleretal.，2014）。然而，這一觀點尚未獲得有力的實證證據(jù)的支持。例如，基于上述觀點編制的問卷—傷害行為/結果厭惡問卷（Milleretal.，2014）的調查結果顯示，問卷兩個維度的得分有較高的正相關（0.54＼～0.66）（Miller etal.，2014;Reynoldsamp;Conway，2018）。該結果與這兩個因素相對獨立、不能形成一個高階因素（傷害厭惡）的觀點矛盾。對此，Miller等人（2014）的解釋是，被試在完成傷害行為厭惡分量表的題項時，可能會不自覺地想到傷害結果，因此該分量表的內容也涉及傷害結果厭惡。可見，有效分離傷害行為與結果厭惡是檢驗上述觀點的一個關鍵環(huán)節(jié)。加工分離程序（processdissociationprocedure，PDP）可能提供了一種解決方案。使用該范式，我們可以通過兩種指標來檢驗傷害行為/結果厭惡的相對獨立性： （1）二者不相關或弱相關（Armstrong et al.，2018; Conway et al.， 2024;Conwayamp;Gawronski，2013）;（2）二者在抑制攻擊的功能上存在明顯差異（Carrolletal.，2018；Crickamp;Dodge，1996;Fung，2021;Vaughan et al.，2023）。

1.2 傷害行為/結果厭惡的分離

Jacoby（1991）最早使用PDP分離有意識注意和無意識注意。之后的學者采用該范式計算出功利主義參數(shù)（U）和道義主義參數(shù)（D），并成功實現(xiàn)了二者的分離（Armstrong et al.， 2018; Conway et al.， 2024;Conwayamp; Gawronski，2013）。

如果傷害行為厭惡與傷害結果厭惡也是兩種相對獨立的道德心理，那么PDP就應該可以分離它們。PDP的基本操作是形成不同心理成分導致不同反應的不相容條件（incongruentcondition）和導致相同反應的相容條件（congruentcondition）。通過這兩種條件下的任務，我們可以量化每個心理成分對相關反應的相對貢獻，并計算出能代表這兩種心理成分的參數(shù)，從而實現(xiàn)對這兩種心理成分的分離。根據(jù)傷害行為/結果厭惡的界定和性質，它們對兩類傷害相關的反應（避免直接實施傷害行為與避免直接觀看傷害結果）具有相對獨立的作用（Ariso，2022；Cushmanetal.，2012;Milleretal.，2014），符合使用PDP的基本條件。具體來說，在現(xiàn)實生活中存在可以讓高傷害行為厭惡者和高傷害結果厭惡者做出相同選擇的相容條件和做出不同選擇的不相容條件。

個體在相容與不相容條件下的選擇可以借助圖1中的處理樹說明： （1）傷害結果厭惡（O 參數(shù)）主導的選擇（頂部路徑）； （2）傷害行為厭惡（A參數(shù)）主導的選擇（中間路徑）；（3）傷害行為厭惡（A參數(shù)）和傷害結果厭惡（O 參數(shù)）都不主導的選擇（底部路徑）。此外，“1-0\"表示傷害結果厭惡（O參數(shù)）不主導選擇的情況，“1-A\"表示傷害行為厭惡（A參數(shù)）不主導選擇的情況。當傷害結果厭惡（O參數(shù)）主導選擇時，在相容條件下，個體不會選擇傷害行為，但在不相容條件下，就會選擇傷害行為。當傷害結果厭惡（O參數(shù)）不主導選擇，而是傷害行為厭惡（A參數(shù)）主導選擇時，在相容條件和不相容條件下，個體都不會選擇傷害行為。在傷害結果厭惡（O參數(shù)）與傷害行為厭惡（A參數(shù)）都不主導選擇的情況下，在相容和不相容條件下，個體都更可能選擇做出傷害行為。

因此，我們可以用傷害行為厭惡（A參數(shù)）和傷害結果厭惡（O參數(shù)）表征相容和不相容條件下選擇傷害行為和不選傷害行為的概率 （p）

① （20號 p （不選傷害行為|相容條件） Π_N=O+[（1-O）×A]

② （2 p （選傷害行為|相容條件） =（1-O）×（1-A）

③ （20 p （不選傷害行為|不相容條件） σ₁=（1-O）×A

④ （20 p （選傷害行為|不相容條件） =O+[（1-O）× （1-A）] （20基于這4種情況下個體選擇傷害行為和不選傷害行為的概率 （p） ，我們可以計算出A參數(shù)和O參數(shù)。

⑤ O=p （不選傷害行為|相容條件）一 p （不選 傷害行為不相容條件）

⑥ A=_p （不選傷害行為|不相容條件）/（1-O）

借助不相容和相容條件下的選擇任務，我們可以獲得分別表征傷害行為厭惡和傷害結果厭惡的參數(shù)。根據(jù)已有研究的觀點（Conwayetal.，2024;Conwayamp;Gawronski，2013），這兩個參數(shù)不相關或弱相關就表明傷害行為厭惡和傷害結果厭惡是兩個相對獨立的變量。

1.3 傷害行為/結果厭惡抑制攻擊的功能與機制1.3.1 傷害行為/結果厭惡對攻擊的抑制作用

盡管不少學者（Crockettetal.，2010；Crockettetal.，2015；Martinezetal.，2024;Pereraetal.，2016）指出傷害厭惡可以抑制攻擊，但是仍缺乏充分的實證證據(jù)支持這一觀點，并且尚未有研究揭示傷害厭惡抑制攻擊的機制。因此，本研究將探究傷害行為/結果厭惡對攻擊的抑制作用及其背后的中介機制。

攻擊是一種存在傷人意圖的傷害反應或傾向，而且這種傷害是對方想要回避的（李芮，夏凌翔，2021）。傷害行為厭惡是一種對傷害行為的反感和抵觸情緒，它會導致個體反感攻擊這種故意傷害他人的行為。因此，傷害行為厭惡很可能會抑制個體的攻擊行為（Martinez etal.，2024;Miller etal.， 2014：Milleramp;Cushman，2013）。傷害結果厭惡可以抑制攻擊是因為它會引發(fā)個體對實施攻擊行為的回避反應。有一些間接證據(jù)（Blair，1995；Buss，1966;Vollbergamp;Cikara，2024）支持該觀點。由于傷害行為厭惡和傷害結果厭惡的功能存在差異（Milleretal.，2014;Reynolds amp; Conway， 2018; Zapata amp; Deroy，2023），我們可以推論，這兩個因素對攻擊的抑制作用很可能存在明顯差異。

1.3.2 傷害行為/結果厭惡抑制攻擊的道德認知路徑

傷害行為/結果厭惡是重要的道德因素（Crockettetal.，2015；Yuetal.，2019），因此，道德路徑很可能是它們抑制攻擊的重要機制。在影響攻擊的道德認知因素中，道德推脫（moral disengagement）是目前最受認可的一個變量（Cenetal.，2022;Ogunfoworaetal.，2022）。道德推脫指個體為了減少或避免道德抑制和自我遣責，將不道德的行為認知重構為可接受的或道德的反應或傾向（Bandura，2002;Liamp;Xia，2024）。一些研究（Chowdhuryamp;Fernando，2014;Levistonamp;Walker，2020）提示，傷害行為/結果厭惡與道德推脫的關系密切。因此，道德推脫很可能是傷害行為/結果厭惡抑制攻擊的一種道德認知路徑。

傷害行為/結果厭惡能抑制道德推脫，主要是因為道德情緒可以抑制包括道德推脫在內的消極道德認知。例如，共情、內疚被認為可以抑制道德推脫（Chowdhuryamp; Fernando，20l4；Leviston amp;Walker，2020;Shenetal.，2023）。具體來說，傷害行為/結果厭惡是對傷害行為、意圖或結果的反感（Ariso，2022；Cushman etal.，2012；Miller et al.，2014），因此很可能會抑制個體從積極角度對傷害行為、意圖或結果進行認知扭曲或美化。從積極角度扭曲或美化傷害行為與意圖則是攻擊相關的道德推脫的典型表現(xiàn)（Bjarehed etal.，2020;Fallaetal.，2023）。據(jù)此我們可以推論，傷害厭惡很可能會抑制個體進行攻擊相關的道德推脫。

道德推脫會使道德體系的調節(jié)作用失效，削弱個體的道德自我調節(jié)功能（Wangetal.，2022），從而減少個體的道德系統(tǒng)對攻擊的抑制作用，甚至在道德上認可傷害行為（Bj?rehedetal.，2020；Thornbergetal.，2022）。因此，道德推脫可以起到驅動攻擊的作用（Guo et al.，2024）。

在此基礎上，我們進一步推論，傷害行為/結果厭惡會抑制個體從道德上對攻擊行為進行辯解或美化，并進而減少個體實施攻擊的可能性或頻率。

1.4 本研究

綜上所述，本研究提出三個假設。假設1：傷害慶惡由傷害行為厭惡與傷害結果厭惡這兩個相對獨立的變量構成，這兩個變量可以用PDP分離，并分別用A參數(shù)和0參數(shù)表示。假設2：傷害行為/結果厭惡都對攻擊具有抑制作用，但二者的抑制功能存在差異。假設3：道德推脫在傷害行為/結果厭惡和攻擊的關系之間起到中介作用。

為了檢驗上述假設，本研究首先基于PDP開發(fā)傷害行為/結果厭惡分離任務，獲得代表傷害行為厭惡與傷害結果厭惡的參數(shù)。之后，我們通過效度檢驗來考察這兩個參數(shù)是否能夠代表傷害行為結果厭惡，同時考察這兩個參數(shù)之間的相關。最后，我們基于這兩個參數(shù)進一步探究傷害行為/結果厭惡對攻擊的抑制作用，以及道德推脫在其中的中介作用。

為了使本研究的統(tǒng)計分析更為可靠，根據(jù)已有文獻的建議（Wagenmakersetal.，2011），對于假設1涉及到的無差假設 （H₀） ，本研究不再使用傳統(tǒng)的相關分析，而是采用貝葉斯相關分析，并報告貝葉斯因子（Bayes factor，BF）。當 BF₁₀gt;10 、處于3＼～10以及1＼～3時，分別表明有較強、中等、較弱的證據(jù)支持備擇假設 （H₁） ；當 BF₁₀lt;0.10 、處于 0.10～0.33 以及0.33＼～1時，分別表明有較強、中等、較弱的證據(jù)支持無差假設（Wagenmakers，Marsman，et al.，2018）。

2 預實驗：傷害行為/結果厭惡分離 任務的開發(fā)

應用PDP分離傷害行為厭惡和傷害結果厭惡 的關鍵是開發(fā)出具備相容條件和不相容條件的任 務。我們借鑒道德兩難任務（Armstrongetal.，2018; Conway etal.，2024;Conwayamp; Gawronski，2013）開 發(fā)出基于PDP的傷害行為/結果厭惡分離任務。

此外，與傷害行為/結果厭惡問卷（Milleretal.，2014）相比，傷害行為/結果慶惡分離任務的另一個特點是，它主要針對的是暴力傷害厭惡。傷害行為/結果厭惡問卷中有許多題項針對意外傷害之類的非暴力傷害的厭惡體驗。這導致該問卷的分數(shù)與攻擊的相關很低（Houetal.，2024）。傷害厭惡是一種道德情緒，其核心成分是對暴力傷害的厭惡。因此，我們在開發(fā)傷害行為/結果厭惡分離任務材料時，主要圍繞暴力傷害進行。

2.1 方法

2.1.1 被試

通過在教室發(fā)放紙質問卷的方式，我們在線下招募20名本校學生，同時通過問卷星平臺在線上招募22名在校大學生，共42人。所有被試在完成傷害行為/結果厭惡分離任務中的反應均未違反PDP計算規(guī)則。排除2名作答不認真的被試（作答時間小于3分鐘），本實驗最終獲得40個有效被試（男生19人，女生21人），年齡為 18.08～26.83 歲（M=21.52 ， SD=2.68） 。實驗結束后，每位被試獲得6元報酬?；诿舾行苑治?，本實驗設置統(tǒng)計檢驗力為0.80，進行雙尾檢驗 （a=0.05） ，結果顯示，40人的樣本量檢驗到的最小效應為 r=0.41 。為了檢驗線上數(shù)據(jù)和線下數(shù)據(jù)的同質性，我們進行了獨立樣本 t 檢驗。結果顯示，A參數(shù) （t=0.76 p=0.453 ， BF₁₀ =0.39） 、0參數(shù) ， BF₁₀=0.36 ）相容情境下的選擇難度 （t=0.69 ， p=0.497 ， BF₁₀= 0.38）、不相容情境下的選擇難度 （t=0.20，p=0.840 BF₁₀= 0.32） 和想象難度 （t=0.32 p=0.751 ， BF₁₀= 0.32）在這兩種施測方式上均無顯著差異。

2.1.2 研究材料和程序

傷害行為/結果厭惡分離任務主要由情境材料構成。每個情境材料包括三個部分：故事情境、不相容條件和相容條件。不相容條件和相容條件各有兩個選項。我們采用以下步驟完成開發(fā)：第一，基于傷害行為/結果厭惡問卷（Milleretal.，2014）和道德兩難情境（Armstrong et al.，2018；Conwayamp;Gawronski，2013）收集“僅表現(xiàn)傷害行為但不體現(xiàn)傷害結果\"和\"僅體現(xiàn)傷害結果但不表現(xiàn)傷害行為\"的典型例子與故事情境。第二，根據(jù)對5名非心理學專業(yè)大學生的訪談補充編寫故事情境，形成了32個類型不同的故事情境。第三，邀請6名心理學專業(yè)的大學生完成這32個情境任務，評定情境想象和做出行為選擇的難易程度，并提出修改建議。第四，根據(jù)評定結果和修改建議，我們討論、篩選和修改情境材料。例如，我們對有偏向性的故事情境及其選項進行了修改。第五，進行3次小樣本（11＼～16人）施測，根據(jù)施測結果不斷修改和調整實驗材料。最終，我們確定了10個情境材料（詳見網絡版附錄1與附錄2）。

完成傷害行為/結果厭惡分離任務，被試需要在10個故事情境的不相容和相容條件下分別進行選擇。故事情境與具體條件采用偽隨機的方式呈現(xiàn)（即相容條件或不相容條件不能連續(xù)出現(xiàn)超過兩次，且同一個故事情境下的相容和不相容條件不能接連出現(xiàn)），選項的順序在被試間進行平衡。之后，被試需要采用李克特7點量表評定進行情境想象和做出行為選擇的難易程度，并給出對實驗材料的修改建議。

2.2 結果與討論

實驗結果表明，被試在相容條件下選擇傷害行為的比例為 38.75% ，在不相容條件下選擇傷害行為的比例為 57.50% 。這一結果與Conway和Gawronski （2013）采用PDP分離道義主義和功利主義時獲得的結果類似。

根據(jù)引言中的公式5和6，我們計算出了代表傷害行為厭惡和傷害結果厭惡的A參數(shù)與O參數(shù)。進一步的貝葉斯相關分析顯示，有較弱的證據(jù)支持這兩個參數(shù)的相關不顯著 （BF₁₀= 0.46） 。這與已有研究的結果（Conway etal.，2024;Conwayamp; Gawronski，2013）相符。

此外，有較弱的證據(jù)支持被試評定的相容條件Min=1 ， Max=7 5 M=3.48 SD=1.15） 與不相容條件 （Min=1 ， Max=7 0 M=3.27 ， SD=1.16） 下的選擇難度不存在顯著差異， t（39）=1.80 ， p=0.080 ， BF₁₀= 0.74。被試對情境故事的想象難度的評分均值在“比較簡單\"至\"中等\"之間 （Min=1 ， Max=7 0 M=3.78 SD=1.80） 。這提示，不相容條件下的選擇難度和相容條件下的選擇難度基本相當，而且被試均能較好的想象和代入故事情境。

綜上所述，預實驗的結果表明，基于PDP開發(fā)的傷害行為/結果厭惡分離任務可以獲得相對獨立的傷害行為厭惡與傷害結果厭惡的參數(shù)，初步支持了假設1。

根據(jù)被試的完成與評定情況以及他們提出的相關建議，我們再次討論了每個情境材料的表述，在不改變意思的前提下對部分語言表達進行了優(yōu)化。最終形成了正式的傷害行為/結果厭惡分離任務。

預實驗的樣本量較小，因此，我們將在實驗1中使用較大的樣本量來進一步檢驗PDP分離傷害行為/結果厭惡的有效性。

3 實驗1：傷害厭惡的二因素結構

實驗1擬使用傷害行為/結果厭惡分離任務進一步檢驗傷害行為厭惡與傷害結果厭惡是兩個相對獨立的因素的假設。首先，我們將考察代表傷害行為/結果厭惡的A參數(shù)和O參數(shù)的相關。其次，根據(jù)已有研究的觀點和結果（Almeidaetal.，2024;Contreras-Huerta etal.， 2022;Cushman etal.，2013;Li，2023；Martinezetal.，2024;Milleretal.，2014;Suamp;Xia，2024），我們使用傷害行為/結果厭惡問卷測量的傷害行為厭惡與傷害結果厭惡，以及共情、道德判斷、道義主義D參數(shù)、精神病態(tài)、身體攻擊、口頭攻擊等為效標變量來檢驗A參數(shù)和O參數(shù)的效度。

3.1 被試

我們采用 G^* Power估計樣本量，根據(jù)學者們對統(tǒng)計檢驗力（吳艷，溫忠麟，2011a）和社會心理效應量（Richardetal.，2003）的建議，將統(tǒng)計檢驗力設為0.80，將效應量設置為 r=0.21 ，進行雙尾檢驗 0.05），結果顯示，所需的樣本量為173人。因此，本實驗在三所高校共招募了347名大學生。根據(jù)以下排除標準：（1）作答時間小于5分鐘，（2）大面積（超過2/3的題項）規(guī)律性作答，（3）4道陷阱題（如\"這道題請選擇完全符合\"）全部回答錯誤，我們排除了作答不認真的6名被試。此外，根據(jù)PDP的規(guī)則（Conwayamp;Gawronski，2013），本實驗刪除了在相容條件中都選擇不傷害的被試54人。最終獲得有效被試287人（男生103名，女生184名），年齡為18.08＼～23.75歲 （M=20.32 ， SD=1.30 。實驗結束后每位被試獲得6元報酬。

實驗1將統(tǒng)計檢驗力設置為0.80進行敏感性分析，結果顯示，當前樣本量能檢驗的最小效應量為r=0.16 □

3.2 研究材料

3.2.1 傷害行為/結果厭惡分離任務

實驗1采用預實驗開發(fā)的傷害行為/結果厭惡分離任務來獲得傷害行為厭惡與傷害結果厭惡的參數(shù)。該任務總共有10個情境故事，每個情境都包括不相容條件與相容條件，每種條件下設置兩個選項。該10個情境故事在不相容條件與相容條件下都采用偽隨機順序呈現(xiàn)，呈現(xiàn)標準為：（1不連續(xù)呈現(xiàn)同一故事情境的相容條件和不相容條件，（2）相容條件或不相容條件不能連續(xù)出現(xiàn)兩次以上；同時，選項順序在被試間進行平衡。

3.2.2 傷害行為/結果厭惡問卷

傷害行為/結果厭惡的問卷分數(shù)采用Miller等人（2014）編制的傷害行為/結果厭惡問卷（HarmAction/OutcomeQuestionnaire）獲得。該量表共有34個題目，其中的9個題項測量傷害行為厭惡（例如，“在一個演出中，你用一把可伸縮的道具刀刺向一位演員的脖子\"），14個題項測量傷害結果厭惡（例如“你看見有人關轎車門時夾住了自己的手指\"，剩余的11個是控制題項。量表采用7點評分，被試從1 （完全沒有）到7 （非常強烈）評定自己體驗到不安的程度，得分越高代表個體的傷害行為/結果厭惡的水平越高。該問卷的英文版（Milleretal.，2014;Patil，2015）和中文版（Houetal.，2024）均有良好的信度和效度。在本研究中，該量表的結構效度良好：χ²/df=49.83/19 ，RMSEA [90%CI]=0.07 [0.05，0.10]， CFI=0.98，TLI=0.96，SRMR=0.03 ，本研究中傷害行為/結果厭惡分量表的Cronbach's a 分別為0.88和0.92。

3.2.3 共情分量表

共情的測量采用的是Davis（1983）的人際反應指數(shù)量表（InterpersonalReactivityIndex，IRI）中的共情關注（empathicconcern）分量表，該分量表包含7個題項（“對那些不幸的人，我通常會感到心疼和擔憂\"。該量表請被試采用從1（完全不符合）到5（完全符合）的方式評定題項描述的內容與自己情況的符合程度。已有研究表明該量表的英文版（Davis，1983）和中文版（戎幸 等，2010）均具有良好的信度和效度。在本研究中，該分量表的Cronbach'sa 為0.67。

3.2.4 道德兩難任務

實驗1采用Conway和Gawronski（2013）開發(fā)的道德兩難任務來獲得道義主義參數(shù)D。該任務共有10個道德兩難情境故事，每個情境都有兩個版本分別對應不相容條件和相容條件。在不相容和相容條件下，該任務都會給出1種傷害行為選擇，請被試判斷選擇該傷害行為是否可以接受。不相容條件下的是一種可以獲得很大利益的傷害行為，而相容條件下的傷害行為獲得利益相對很小。在不相容條件下，高道義主義者會傾向于不接受傷害行為，而功利主義者則傾向于接受該傷害行為。在相容條件下，高功利主義和高道義主義者都傾向于不接受傷害行為。

3.2.5 萊文森精神病態(tài)量表

萊文森精神病態(tài)量表（Levenson Self-ReportPsychopathyScale;Levensonetal.，1995）被用于測量個體的精神病態(tài)特質。該量表有19個題項，如“在今天這個世界，我覺得為了取得成功，做任何事都是正當?shù)摹?。被試根?jù)自己的實際想法采用1（完全不符合）到4（完全符合）的評分方法進行選擇。已有研究顯示，該量表的英文版（Levensonetal.1995）和中文版（鄧俏文等，2017）均具有良好的信度和效度。在本研究中，該量表的Cronbach's a 為 0.80 。

3.2.6 身體攻擊與口頭攻擊分量表

本研究采用 Buss-Perry 攻擊問卷（Buss-PerryAggressionQuestionnaire，BPAQ;Bussamp;Perry，1992）中的身體攻擊和言語攻擊分量表來測量個體的攻擊行為，其中身體攻擊包含9個題項（例，“如果受到多次挑畔，我就會打人\"），言語攻擊包含5個題項（例，“當有人來煩我的時候，我就容易罵人\"）。問卷采用5點計分，1代表“完全不符合”，5代表“完全符合\"。該量表的英文版（Bussamp;Perry，1992）和中文版（Quanetal.，2019）均具有良好的信度和效度。本研究中身體攻擊和口頭攻擊分量表的Cronbach's a 分別為0.82和0.72。

3.3 研究程序

請被試在線下完成傷害行為/結果厭惡分離任務、傷害行為/結果慶惡問卷、人際反應指數(shù)量表中的共情分量表、道德兩難任務、萊文森精神病態(tài)量表、Buss-Perry攻擊問卷中的身體攻擊和言語攻擊分量表，以及人口統(tǒng)計學信息問卷。

3.4 統(tǒng)計處理

實驗1借助SPSS24.0對數(shù)據(jù)進行分析。首先，我們對相容條件和不相容條件下的選擇比例進行了分析。相容與不相容條件下的選擇比例的計算方法為被試選擇實施傷害行為的次數(shù)除以相容/不相容情境的總個數(shù)（10個）。其次，依據(jù)PDP程序的計算規(guī)則（見引言1.2部分的計算方式），我們獲得A參數(shù)和O參數(shù)，并借助JASP0.19.1（Wagenmakers，Love，etal.，2018）對這兩個參數(shù)進行貝葉斯相關分析。再次，我們采用Pearson相關計算A參數(shù)、O參數(shù)與效標變量的相關，并計算了不顯著結果的貝葉斯因子。最后，采用R包的Silver'sZ程序（Diedenhofenamp;Musch，2015）的Pearson和Filon（1898） z 檢驗，我們對A參數(shù)、O參數(shù)與效標變量的相關系數(shù)進行相關差異顯著性檢驗（計算網址為：htp：//comparingcronbachalphas.org/）。

3.5 結果與討論

3.5.1 傷害行為選擇比例分析

在不相容與相容條件下，被試選擇實施傷害行為的次數(shù)占總選擇次數(shù)的比例分別為 62.40% （ SD=? 0.18）和 27.98% ？ （SD=0.18） 。這一比例與Conway和Gawronski （2013）的研究中個體在相容與不相容條件下選擇做出傷害行為的比例接近。進一步的配對樣本 t 檢驗顯示，個體在不相容條件做出傷害行為的選擇顯著高于相容條件， t（286）=20.80，plt;0.001 Cohen's d=2.46 。

3.5.2 參數(shù)效度檢驗

此外，A參數(shù)和〇參數(shù)相關的貝葉斯因子為BF₁₀= 0.27 ，表明有中等程度的證據(jù)支持二者不相關，這提示A參數(shù)和O參數(shù)所代表的兩種心理成分很可能是相對獨立的，支持了假設1以及學者們的相關觀點（Ariso，2022；Cushmanetal.，2012;Milleret al.， 2014）。

A參數(shù)（代表傷害行為厭惡）和0參數(shù)（代表傷害結果厭惡）與效標變量的相關分析的結果如表1所示。由于A參數(shù)與傷害結果厭惡的問卷得分、功利主義U參數(shù)和口頭攻擊的相關，以及。參數(shù)與功利主義U參數(shù)的相關均不顯著，我們進行了貝葉斯相關分析，結果顯示，有中等到較強程度的證據(jù)支持零假設。

本實驗的結果支持了傷害厭惡由傷害行為厭惡與傷害結果厭惡這兩個相對獨立的變量構成的假設。第一，傷害行為厭惡的問卷分數(shù)與A參數(shù)顯著正相關，傷害結果厭惡的問卷分數(shù)與A參數(shù)的相關不顯著 （r=0.08 0 p=0.201 5 BF₁₀=0.17， 。此外，傷害行為厭惡的問卷分數(shù)與0參數(shù)顯著正相關，這支持了傷害行為/結果慶惡問卷的傷害行為慶惡分量表涉及了傷害結果厭惡的觀點（Milleretal.，2014）。第二，共情關注與A參數(shù)、O參數(shù)均顯著正相關;進一步的差異顯著性檢驗顯示，共情關注與A參數(shù)之間的相關系數(shù)顯著小于與。參數(shù)之間的相關系數(shù) （z=-2.25，p=0.024） 。這些結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的共情與傷害結果慶惡關系更為密切的結果（Almeida et al.， 2024; Cushman et al.， 2012; Miller etal.，2014）一致。第三，精神病態(tài)與A參數(shù)、O參數(shù)均呈顯著負相關；進一步的差異顯著性檢驗顯示，精神病態(tài)與O參數(shù)的相關系數(shù)顯著大于與A參數(shù)的相關系數(shù) （z=2.07，p=0.038）_? 這些結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的相對于傷害行為厭惡，傷害結果厭惡與精神病態(tài)的負向關系更強的結果（Patil，2015;Reynoldsamp;Conway，2018）一致。第四，道德判斷與A參數(shù)、O參數(shù)均呈顯著正相關。這些結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的道德判斷與傷害行為/結果厭惡均呈正相關的結果（Reynoldsamp;Conway，2018；Li，2023;Wiechetal.，2013）一致。第五，道義主義D參數(shù)與A參數(shù)、O參數(shù)均呈顯著正相關。這些結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的道義主義參數(shù)與傷害行為/結果厭惡均呈正相關的結果（Cushman，2013；Reynoldsamp;Conway；2018）相符。此外，功利主義U參數(shù)與A參數(shù) （r=-0.05 p=0.391 ， BF₁₀=0.11 ）、0參數(shù) （r= -0.01 ， p=0.911 ， BF₁₀=0.11 的相關不顯著。第六，身體攻擊與A參數(shù)、O參數(shù)均呈顯著負相關；口頭攻擊與○參數(shù)的負相關顯著，但口頭攻擊與○參數(shù)的相關值小于目前樣本可檢驗的最小效應量，因此我們需要進一步探討。參數(shù)和口頭攻擊之間的關系。

此外，本研究獲得了一些意外的結果。例如，A參數(shù)、0參數(shù)與對應的傷害行為/結果厭惡的問卷分數(shù)的相關較低（0.16＼～0.23）。如前所述，傷害行為/結果厭惡問卷（Milleretal.，2014）涉及了不少非暴力傷害厭惡成分，而傷害行為/結果厭惡分離任務主要針對的是暴力傷害厭惡。這可能是出現(xiàn)該種結果的主要原因。此外，有中等程度的證據(jù)顯示A參數(shù)與口頭攻擊的相關不顯著 （r=-0.09 ， p= 0.132 0BF₁₀=0.23） 。這可能是因為口頭攻擊帶來的傷害通常相對較低而且具有主觀性（即受害者在意時才會帶來傷害，不在意就基本不會導致傷害），因此人們對口頭攻擊行為的傷害厭惡也相對較弱。這個結果提示，傷害行為厭惡對不同種類的攻擊的抑制功能很可能存在差異。

4實驗2：傷害行為/結果厭惡抵御攻擊的道德認知機制

如前所述，雖然學者們普遍認為傷害厭惡可以抑制攻擊，但傷害厭惡抵御攻擊的實證證據(jù)并不充分，抵御機制也不清楚。因此，實驗2嘗試在實驗1的基礎上探索傷害行為/結果厭惡對攻擊的抵御作用以及道德推脫在其中的中介作用。

4.1實驗2a：道德推脫在傷害行為/結果厭惡與攻擊關系中的中介作用

4.1.1 被試

由于實驗2a的中介變量與因變量是采用問卷測量，此類變量的關系通常具有小至中等的效應量（Zhaoamp;Seibert，2006），因此依據(jù)Cohen（1969）提出的 f² 值建議，實驗2a設置效應量為 f²=0.07 ，并采用 G^* Power估計樣本量，在5個預測因子的回歸分析中（A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫、性別、年齡），a=0.05 ，計算得到189人能達到0.80的統(tǒng)計檢驗力。然而，本研究中的模型可能存在兩個因變量，因此需要378名被試。

本研究在4所高校共招募了518名大學生，排除作答時間小于5分鐘以及作答不認真的17名被試，根據(jù)分離范式的方程刪除在相容條件中都選擇不傷害的被試78人，最終有效被試為423人（男生170名，女生253名），年齡為 18.08～23.75 歲 M=20.32， SD=1.30Ω ，調查結束后獲得6元報酬。我們采用 G^* Power進行敏感性分析，結果顯示，423人的樣本量能檢測的最小效應量為 f²=0.03 。

4.1.2 研究程序

受到COVID-19的影響，本研究通過線上線下結合的方式請被試完成傷害行為/結果厭惡分離任務、公民道德推脫問卷以及Buss-Perry攻擊問卷中的身體攻擊和口頭攻擊分問卷。被試作答平均時間為10分鐘。

4.1.3 測量工具

傷害行為/結果厭惡分離任務：同實驗1。

公民道德推脫問卷：實驗2a采用Caprara等人（2009）編制的公民道德推脫問卷（CivicMoralDisengagementQuestionnaire），該問卷共有32個題目（如“為了保護自己的利益，通常必然會使用到武力\"。問卷采用5點計分，評分從1分（非常不同意）到5分（非常同意）。在國內外研究中（Capraraet al.，2009；王興超等，2013），該量表的信度與效度良好。在本研究中，該量表Cronbach's a 為0.93。

身體攻擊和言語攻擊分量表：與實驗1一致，在本研究中的口頭攻擊（Cronbach's a=0.75） 和身體攻擊（Cronbach's a=0.84） 的信度良好。

4.1.4 統(tǒng)計處理

實驗2a借助SPSS24.0和Mplus8.0對數(shù)據(jù)進行分析。首先，我們對變量進行描述統(tǒng)計，計算變量間的相關，并對A參數(shù)與。參數(shù)的關系以及相關不顯著的變量關系采用JASP進行貝葉斯相關分析。其次，我們進行了Little完全隨機缺失檢驗（MCAR;Littleamp;Rubin，2002）。結果表明缺失值模式為完全隨機缺失 （χ²=1758.33，df=1874，p=0.972） _因此使用完全信息極大似然（fullinformationmaximumlikelihood，F(xiàn)IML）來處理缺失值。由于研究變量的數(shù)據(jù)未達到多重正態(tài)分布的標準，因此按照已有文獻的建議（Gibsonamp;Ninness，2005），使用穩(wěn)健極大似然法（robustmaximumlikelihood）作為估計方法。再次，我們采用誤差相關法對問卷題項進行打包（吳艷，溫忠麟，2011b），使每個研究變量有4個項目包；最后，我們進行結構方程模型分析，并采用抽取5000次的偏差矯正的Bootstrap方法檢驗道德推脫的中介效應。依據(jù)以往標準，以下標準代表模型擬合良好（Hoyleamp;Panter，1995）：χ²/df 小于5，RMSEA 和SRMR小于0.08，TLI和CFI大于 0.90 。

4.1.5 結果與討論

描述性統(tǒng)計和相關分析：A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫、身體攻擊和口頭攻擊的描述統(tǒng)計和相關分析的結果如表2所示。具體來說，有中等證據(jù)支持A參數(shù)和0參數(shù)不相關 （BF₁₀=0.29） ；A參數(shù)和0參數(shù)分別與道德推脫、身體攻擊呈顯著負相關，而道德推脫、身體攻擊、口頭攻擊兩兩之間呈顯著正相關；口頭攻擊僅與O參數(shù)呈顯著負相關，與A參數(shù)的相關不顯著 （r=-0.05，p=0.349 BF₁₀=0.09 。因此，在探究道德推脫在傷害行為/結果厭惡和攻擊之間的中介作用時，不考慮道德推脫在A參數(shù)與口頭攻擊之間的中介效應。

中介效應分析：為揭示傷害厭惡抑制攻擊的中介機制，本研究通過結構方程模型來檢驗（如圖2所示），在控制了性別和年齡后，道德推脫是否在A參數(shù)和身體攻擊之間，以及在O參數(shù)和身體/口頭攻擊之間發(fā)揮中介作用。

中介模型的擬合良好， χ²/df= 229.13/87 0RMSEA [90%CI]=0.06 [0.05，0.07]， CFI=0.94 5TLI=0.93 ， SRMR=0.05 。A參數(shù)負向預測身體攻擊的總效應顯著 （β=-0.12 ， p= 0.020 ， 95% （20 CI=? [-0.23，-0.02]） ，但對口頭攻擊 （β=-0.04 p=0.525 95%CI=[-0.15，0.07] 的總效應不顯著；O參數(shù)負向預測身體攻擊 （β=-0.26 plt;0.001 ， 95%CI= [-0.38，-0.12]） 和口頭攻擊 （β=-0.14 ， p=0.041 ，95%CI=[-0.27，-0.01]） 的總效應均顯著。其中，A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫以及協(xié)變量預測身體攻擊的 R² 為 0.52，f² 為1.08，預測口頭攻擊的 R² 為0.14，f² 為0.16，達到了樣本量可以檢測到的最小效應量。這些結果支持了傷害厭惡可以抑制攻擊的觀點（Blair，1995;Crockett et al.，2015；Yu et al.，2021），與已有研究提示的傷害厭惡可以減少傷害行為的結果相符（Contreras-Huerta et al.， 2022; Crockett et al.，2010;Perera etal.，2016）。

注：路徑系數(shù)為標準化系數(shù)， ^**plt;0.01 ^***plt;0.001 。為了顯示美觀，性別和年齡的路徑被隱藏，虛線表明路徑不顯著

實驗2a采用Bootstrap法進行的間接效應檢驗發(fā)現(xiàn)，道德推脫在A參數(shù)與身體攻擊 （β=-0.08，p= 0.010， 95%CI=[-0.15，-0.02]） 之間發(fā)揮中介作用;道德推脫在O參數(shù)與身體攻擊 （β=-0.17，plt;0.001 595%CI=[-0.27，-0.09]） 、口頭攻擊 （β=-0.10 ， p= 0.002， 95%CI=[-0.18，-0.05] 之間發(fā)揮中介作用；A參數(shù)對身體攻擊 （β=-0.04 ， p=0.343 ， 95% CI =（204號 [-0.11，0.04]） 和口頭攻擊 （β=0.01 ， p=0.821 ， 95% CI=[-0.09 ，0.11]的直接效應不顯著；O參數(shù)對身體攻擊 （β=-0.09 p=0.110 ， 95% 0.02]）和口頭攻擊（ β=-0.04 ， p=0.579 ， 95%CI=[-0.17 0.09]）的直接效應也不顯著。上述結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的道德情緒可以負向預測道德推脫（Chowdhuryamp;Fernando，2014;Ouvrein etal.，2018;Shenetal.，2023）以及道德推脫正向預測攻擊（Douet al.，2024;Gini et al.，2021; Teng et al.，2019）的結果一致。

4.2實驗2b：傷害行為/結果厭惡對攻擊行為的抵御作用：道德推脫的中介作用

實驗2a是采用問卷法來測量攻擊，不能有效檢驗傷害行為/結果厭惡與攻擊間的因果關系，因此實驗2b采用實驗任務來測量道德推脫和攻擊行為。

4.2.1 被試

由于實驗2b采用實驗法測量道德推脫和攻擊，因此參考Cohen （1969）的建議，設置了中等效應量 ，預測變量為5個（即A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫、性別、年齡），求出達到0.80的統(tǒng)計效力需要的樣本量為92人。本實驗在正式實驗前兩周在本校招募了124名被試，并讓其完成傷害行為/結果厭惡分離任務，根據(jù)分離工具的計算規(guī)則，排除了11人，以及在實驗過程中不認真的被試6人，最終有效被試為107人（男生33名，女生74名），年齡為17.83＼～28.17歲 （M=21.12，SD=1.73） ，均為右利手，視力或矯正視力正常，無精神病史，愿意接受電擊實驗，實驗結束后根據(jù)被試選擇和認真程度給予20＼～35元的報酬。隨后，敏感性分析得到107人可檢驗的最小效應量為 f=0.12 。

4.2.2 實驗儀器與材料

實驗程序采用Eprime2.0軟件編寫，在Windows10系統(tǒng)（分辨率 1280×1024） 的電腦上完成。

傷害行為/結果厭惡分離任務：同實驗1和實 驗 2a 。

傷害-獲得任務：該任務由疼痛-獲得任務（pain-gaintask，PGT;Feldmanhalletal.，2015）發(fā)展而來。在該任務中，被試（“決策者\"）可以通過選擇電擊“接受者\"來獲得對應數(shù)量的金錢。此外，在電擊選擇之前增加了“道義恰當度\"的評定任務，以測量被試對電擊選擇的道德推脫。該任務的具體實驗流程如圖3所示。

電刺激儀：實驗2b使用商用電刺激儀（YRKJ-F1002）產生電刺激。通過兩個直徑為1cm的AgC1電極可對被試施加不同強度的2s時長的皮上電刺激。這兩個電極之間的距離約為 2cm ，固定在受試者的左手臂前側上。在正式實驗開始前實驗人員用該儀器獲得個體的疼痛閾限與感受，在實驗之中和之后讓被試相信其使用該電刺激儀電擊了對方（實際并未發(fā)生）。

4.2.3 實驗程序

被試到達實驗室后的流程如下。第一步，被試閱讀實驗說明并填寫知情同意書，研究者告知被試實驗中有“決策者\"和“接受者\"兩個角色，決策者可以選擇電擊接受者，但接受者不能電擊決策者。被試的角色是決策者，可以通過選擇電擊接受者來獲得額外的金錢。

第二步，我們使用電刺激儀和9級評定量表測量被試的疼痛閾限（“一接觸就受不了的疼痛\"），并對所有被試進行疼痛校準。告知被試，接受者將接受帶來同等主觀疼痛程度的電擊。

第三步，實驗員讓被試完成兩輪練習實驗，在每輪練習實驗結束后均兌現(xiàn)電擊和金錢。被試需要按電刺激儀的按鍵實施電擊，但是不會真的通電。

第四步，被試完成正式實驗。正式實驗由40個正式試次和10個填充試次組成，分為兩個部分，每個部分包含25個試次，采用隨機順序呈現(xiàn)。正式試次中電擊時長的范圍為2＼～3s，金錢數(shù)額范圍為3＼～5元，并將兩種線索（電擊時長與金錢數(shù)額）隨機搭配。

正式實驗的流程如圖3所示：首先，屏幕中央呈現(xiàn)注視點“ +^{，，，} ；之后，呈現(xiàn)由金錢數(shù)額和電擊時長匹配的線索，被試思考本輪是否選擇電擊接受者并評定在本輪選擇電擊接受者的道義恰當度（1為“非常不恰當”，4為“非常恰當\"）；隨后，再次呈現(xiàn)注視點\" +^，，， ；接著，被試根據(jù)之前的思考按鍵決定是否選擇電擊，其中“”代表電擊，“\"代表不電擊，兩個符號出現(xiàn)的位置（左右）隨機；最后，反饋本輪獲得的金錢數(shù)額。

正式實驗結束后，實驗人員對被試進行訪談并根據(jù)抽取到的試次等情況結算實驗費。

4.2.4 統(tǒng)計處理

首先，我們借助SPSS24.0對A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫和攻擊行為進行描述性統(tǒng)計和相關分析。

對于A參數(shù)與。參數(shù)的關系以及相關不顯著的變量關系，我們采用JASP進行貝葉斯相關分析。之后，我們借助Process插件采用Bootstrap5000次重復抽樣的方法檢驗道德推脫在A/O 參數(shù)與攻擊行為關系間的間接效應。

4.2.5 結果與討論

描述性統(tǒng)計和相關分析：貝葉斯相關分析的結果顯示，有較弱的證據(jù)支持A參數(shù)和O參數(shù)不相關（BF₁₀=0.51 ，這與實驗1和實驗2a的結果一致。A參數(shù)、O參數(shù)、道德推脫、攻擊行為的描述統(tǒng)計和相關分析結果如表3所示。第一，O參數(shù)與道德推脫 （r=-0.21 ， p=0.028） 和攻擊行為 （r=-0.24 ， p= 0.014）呈顯著負相關，這與實驗2a的結果一致。第二，A參數(shù)與道德推脫 （r=-0.02 p=0.854 ， BF₁₀= 0.12）、攻擊行為 （r=-0.01 ， p=0.963 ， BF₁₀=0.12 的相關均不顯著，且貝葉斯因子提供了中等證據(jù)支持這一結果，這與實驗2a的結果不一致。在接下來的中介效應分析中僅納人0參數(shù)。

中介效應分析：如圖4和表4所示，O參數(shù)可以顯著負向預測道德推脫 （β=-0.21 ， p=0.008） ，而道德推脫可以正向預測攻擊行為（ β=0.57 ， plt; 0.001）。Bootstrap檢驗結果顯示，O參數(shù)對攻擊行為的主效應顯著 （β=-0.23 ， p=0.006 ， 95% CI=? （204號 [-0.39，-0.06]; ，但直接效應不顯著 （β=-0.12 ， p =0.117 ， 95% CI=[-0.26 ，0.03]），道德推脫在O參數(shù)與攻擊行為關系間的中介效應顯著 （β= -0.12 ， p=0.013 ， 95%CI=[-0.21，-0.02]） ，且占總效應的 50% ，0參數(shù)、道德推脫以及協(xié)變量預測攻擊的 R² 為0.38， f² 為0.61，達到了樣本量可以檢測到的最小效應量。這些結果與實驗2a的結果一致。

5 總討論

為了探究傷害厭惡的結構及其抑制攻擊的效應與路徑，我們通過1個預實驗開發(fā)了傷害行為/結果厭惡分離任務，并在此基礎上實施了3個正式實驗。具體發(fā)現(xiàn)如下：第一，A參數(shù)（代表傷害行為厭惡）與0參數(shù)（代表傷害結果厭惡）的相關不顯著。二者均與傷害行為厭惡問卷分數(shù)、共情、道德判斷和道義主義參數(shù)正相關，與精神病態(tài)和身體攻擊負相關。A參數(shù)與傷害結果厭惡的問卷分數(shù)的相關不顯著。第二，傷害結果厭惡可以通過道德推脫的中介作用負向預測攻擊。第三，在實驗2a中傷害行為厭惡可以通過道德推脫負向預測身體攻擊，但在實驗2b中沒有發(fā)現(xiàn)這一關系。

5.1 傷害厭惡的結構

實驗1的結果顯示，代表傷害行為厭惡的A參數(shù)和代表傷害結果厭惡的。參數(shù)的相關較低而且不顯著；A參數(shù)與傷害結果厭惡的問卷分數(shù)的相關不顯著；相比A參數(shù)，O參數(shù)與共情關注、精神病態(tài)以及口頭攻擊的關系更強。這些結果支持了我們的假設，即傷害行為厭惡和傷害結果厭惡相互獨立，且在性質與功能上存在明顯差異（Ariso，2022;Cushman et al.， 2013;Miller etal.， 2014）。

根據(jù)道德二元論（Grayetal.，2012）的觀點，傷害行為厭惡和傷害結果厭惡的來源不同，這很可能導致二者的性質不同。例如，個體通常都會對傷害結果產生厭惡感，但對于沒有出現(xiàn)或看到傷害結果的傷害行為就不一定有厭惡體驗。因此，傷害結果厭惡可能更基本和普遍。例如，暴力抑制機制理論（Blair，1995;Milleretal.，2014）指出，傷害結果厭惡是與生俱來的，更加根深蒂固。還有學者提出，傷害行為厭惡是在傷害結果厭惡的基礎上通過強化學習形成的（Patil，2015;Milleramp;Cushman，2013）。傷害行為厭惡和傷害結果厭惡在性質上的這種差異很可能是導致它們的作用機制存在差異的根本原因。正因為傷害結果厭惡更基本和普遍，相對于傷害行為厭惡，其對攻擊行為與心理的抑制作用更大、更穩(wěn)健。

5.2 傷害行為/結果厭惡分離任務

本研究通過PDP范式對傷害行為厭惡和傷害結果厭惡進行分離，這一方法參考了以往使用行為指標測量心理現(xiàn)象的研究。例如，在認知心理學中，反應時和正確率等行為指標常被用來衡量認知變量（Liao et al.，2024;Pavailler etal.， in press），而在恐懼研究中，眨眼反應則被用于測量恐懼情緒（Khemkaetal.，2017;Xiaetal.，2024）?；谶@一邏輯，本研究將對傷害行為和傷害結果的回避行為作為衡量傷害行為/結果厭惡情緒的行為指標，用以實現(xiàn)對這兩類厭惡情緒的測量與計算。這一做法的合理性在于，傷害行為/結果厭惡的核心行為表現(xiàn)就是對傷害行為和結果的回避。

本研究采用PDP范式對傷害行為厭惡和傷害結果厭惡進行測量的優(yōu)勢主要有兩個。首先，PDP是采用行為指標來測量傷害行為/結果厭惡，可以避免被試自我報告產生的要求特征或社會期望效應，使得測量結果更客觀和可靠。其次，使用該任務可以有效分離傷害行為厭惡和傷害結果厭惡，解決問卷法難以測量出相對單純的傷害行為厭惡的問題。然而，該范式也存在一些缺陷。例如，該范式沒有直接測量情緒體驗，難以確定獲得的A參數(shù)和。參數(shù)能否反映情緒體驗。同時該任務無法檢驗題項間的同質性信度因此我們后續(xù)的研究將采用重測信度指標對該任務的信度進行檢驗。此外，本研究發(fā)現(xiàn)A參數(shù)、O參數(shù)與攻擊等效標的相關不高，這可能由于影響攻擊等效標變量的因素很多，傷害厭惡只是其中之一。

5.3 傷害結果厭惡抵御攻擊的道德認知路徑

實驗2a和2b均發(fā)現(xiàn)道德推脫在傷害結果厭惡與攻擊之間發(fā)揮中介作用，支持了研究假設

5.3.1 傷害結果厭惡對攻擊的抵御作用

實驗1和2（包括2a和2b）的結果均顯示，傷害結果厭惡與身體攻擊、口頭攻擊均呈顯著負相關;此外，傷害結果厭惡還可以抑制攻擊行為。這些結果與已有研究中的觀點以及獲得的間接證據(jù)基本一致。例如，許多學者都認為傷害厭惡可以抑制攻擊這一傷害行為（Blair，1995，2007;Cushman，2013;Martinezetal.，2024）。此外，已有研究提供了一些間接證據(jù)，表明傷害厭惡可以抑制攻擊行為。例如，聽到受害者痛苦的聲音就會減少電擊行為（Buss，1966，5-羥色胺能促進傷害厭惡并抑制個體傷害其它玩家的行為（Crockettetal.，2010）。與以往研究相比，實驗2提供了明確而直接的實證證據(jù)。這一結果的主要原因可能在于，攻擊行為容易導致消極后果，而對傷害他人導致的消極后果的厭惡會引發(fā)對個體攻擊行為的道德抑制反應，以避免這些消極后果的發(fā)生。

5.3.2 道德推脫的中介作用

實驗2的兩個子研究均發(fā)現(xiàn)，傷害結果厭惡可以負向預測道德推脫。這與已有的關于道德情緒與道德推脫關系的研究結果一致。例如，共情、內疚等道德情緒都被發(fā)現(xiàn)對道德推脫有抑制作用（Levistonamp;Walker，2020;Ouvrein etal.，2018;Shenetal.，2023）。這一結果的主要原因可能在于，攻擊行為通常都會導致傷害后果，而對傷害結果的厭惡所引發(fā)的道德抑制使得個體較難從道德上對攻擊行為進行積極扭曲或美化。

本研究顯示，道德推脫與攻擊之間存在正向關系，這與大量研究獲得的道德推脫會促進各種類型的攻擊（Dou et al.， 2024; Gini et al.， 2021; Nocera et al.，2022）的結果相符。該結果出現(xiàn)的原因是，雖然道德系統(tǒng)會將攻擊視為是錯誤的，從而抑制攻擊（Bandura，2002；Fitouchi etal.，2022；Hou et al.，2024），但道德推脫卻可以通過將攻擊合理化而使道德系統(tǒng)的這種抑制減弱或失效（Bjarehedetal.，2020；Wangetal.，2022）。因此，道德推脫可以起到促進攻擊的作用（Guoetal.，2024）。

道德推脫在傷害結果厭惡與攻擊之間發(fā)揮中介作用的結果與已有研究發(fā)現(xiàn)的道德推脫在道德情緒（如共情、內疚）與攻擊的關系中起中介作用的結果一致（Ouvrein et al.，2018;Wang et al.，2017;Shenetal.，2023）。這些結果提示，道德推脫是傷害厭惡抑制攻擊的一個重要的道德認知機制。具體而言，傷害厭惡通過抑制個體對導致傷害后果的行為（如攻擊）進行道德美化，從而降低了個體實施攻擊的可能性或概率。

5.4傷害行為厭惡與攻擊、道德推脫的關系

5.4.1 傷害行為厭惡與攻擊的關系

實驗1和實驗2a發(fā)現(xiàn)，傷害行為厭惡與身體攻擊呈負相關關系，但與口頭攻擊的相關不顯著;實驗2b發(fā)現(xiàn)，傷害行為厭惡對攻擊行為的抑制作用不顯著。這些結果提示，傷害行為厭惡與攻擊的關系似乎并不穩(wěn)健。導致這一現(xiàn)象的原因可能有兩個。第一，傷害行為厭惡（A 參數(shù)）強調的是在不考慮傷害結果的前提下，個體對傷害行為本身的厭惡。由于排除了傷害結果，這種道德情緒所引發(fā)的道德系統(tǒng)對攻擊的道德抑制可能會比較弱，因此對攻擊的抑制作用也較弱。第二，傷害行為的屬性很可能會影響傷害行為厭惡誘發(fā)的道德抑制的強度。例如，有研究對比了人們在電車困境和人行橋困境中的反應，結果發(fā)現(xiàn)，在人行橋困境中只有少部分人會選擇將一個人推下去來拯救更多人，而在電車困境中會有較多的人選擇扳動開關，用一個人的性命換取更多人的性命（Cushman et al.，2006; Gawronski amp; Ng，2025; Greene et al.， 2009）?！巴芢"是典型、直接和強烈的傷害行為，而“扳開關”則是不典型的傷害行為（Cushman et al.，2010;Milleretal.，2014）。因此，在人行橋困境中，個體的傷害行為厭惡可能引發(fā)了更強的對傷害行為的道德抑制，從而抑制了個體做出傷害行為選擇。與身體攻擊相比，口頭攻擊是一種不太典型的傷害行為，據(jù)此可以推測，傷害行為厭惡引發(fā)的對口頭攻擊的道德抑制較弱，因此傷害行為慶惡與口頭攻擊的相關可能不顯著。類似地，與直接的身體攻擊相比，通過按鍵做出電擊選擇屬于不典型的間接性的身體攻擊，而且在實驗2b中僅抽取了部分試次來兌現(xiàn)，這可能是導致傷害行為厭惡與電擊選擇的相關不顯著的主要原因。以上推測是否正確還需要進一步的研究檢驗。

5.4.2 傷害行為厭惡與道德推脫的關系

實驗2a的結果顯示，傷害行為厭惡與道德推脫存在顯著的負相關關系，但在實驗2b中，傷害行為厭惡與道德推脫的相關則不顯著。這提示，傷害行為厭惡與道德推脫的關系似乎并不穩(wěn)健。這一現(xiàn)象的原因可能有以下兩個。第一，傷害行為厭惡本身很難抑制個體對傷害行為進行道德認知上的積極扭曲。例如，當沒有實際的傷害結果時，個體通常不會將傷害行為視為非常不道德的行為，因此更容易進行道德辯解。第二，傷害行為厭惡與道德推脫的關系還可能會受到研究方法的影響。實驗2a采用了問卷法測量個體的道德推脫，而實驗2b采用的是實驗法測量個體在攻擊任務中的道德推脫。實驗2b中的按鍵選擇屬于不典型的傷害行為，同時被試不會直接看到任何傷害結果。在這種情況下，傷害行為慶惡對合理化電擊選擇行為的道德抑制作用可能就會相對較弱。

5.5傷害行為/結果厭惡與不道德的認知和行為

綜上所述，本研究發(fā)現(xiàn)，傷害行為/結果厭惡對道德推脫和攻擊都有一定的抑制作用。這是因為，根據(jù)道德系統(tǒng)會抑制不道德的心理和行為的觀點（Bandura，1999，2002;Sonnentag et al.， 2024），作為道德系統(tǒng)的核心因素和主要的道德情緒，傷害行為/結果厭惡會對不道德的認知（如道德推脫）和行為（如攻擊）產生抑制作用。

與此同時，傷害結果厭惡對道德推脫和攻擊的抑制作用更穩(wěn)健和明顯，但傷害行為/結果慶惡的這種抑制作用則不太穩(wěn)定，這提示傷害結果厭惡對不道德的認知和行為的抑制作用可能更大。出現(xiàn)這種結果的原因可能是，傷害結果厭惡更基本和普遍因此其對道德推脫和攻擊具有較穩(wěn)健的抑制作用。

5.6 本研究的貢獻與局限

本研究具有一定的理論意義和實踐價值。首先，本研究采用PDP檢驗了傷害厭惡的二因素結構，發(fā)現(xiàn)傷害行為厭惡與傷害結果厭惡在抑制攻擊認知與行為的效應上存在差異，并揭示了道德推脫在其中的中介作用。這些研究結果加深了我們對傷害厭惡的結構與功能的認識，對于攻擊的預防與干預工作也有一定啟發(fā)。例如，同時提升個體的傷害行為和傷害結果厭惡可能更有利于抑制個體的攻擊認知和行為。其次，本研究使用加工分離程序開發(fā)的傷害行為/結果厭惡分離任務為傷害厭惡研究提供了一個有效的工具。

本研究也存在以下缺陷和問題。首先，本研究的傷害行為/結果厭惡分離任務主要涉及身體攻擊的情境，而涉及口頭攻擊、間接攻擊等情境較少，可能會導致低估傷害行為/結果厭惡與口頭攻擊、間接攻擊的關系。未來研究可以開發(fā)涉及多種攻擊種類的情境任務，并進一步檢驗傷害行為/結果厭惡在抑制不同種類的攻擊上的異同。其次，如上所述，在本研究發(fā)現(xiàn)的傷害行為厭惡與道德推脫、攻擊的關系存在矛盾的結果，未來研究有必要進一步探究這些變量之間的關系，尤其是要考察傷害行為厭惡預測或影響道德推脫、攻擊的邊界條件。

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The two-factor structure of harm aversion and the mechanism underlying its function of resisting aggression

CEN Yushan1，XIA Lingxiang1，HUANG Runyu2'，LU Jie1 （' Research Centerof Psychology and Social Development，Southwest University，Chongqing ，China） （ Department ofPsychology，F(xiàn)acultyofSocial Sciences，UniversityofMacau，Macau ，China）

Abstract

Harm aversion is acore component of human morality that prevents individuals from harming others and is crucial for biological evolution.It has the positive functions of reducing immoral behavior （such as aggression） and increasing prosocial behavior. Individuals who lack harm aversion may exhibit increased antisocial behavior， which in turn， may cause significant harm to other individuals and society in general. Therefore， exploring the concept of harm aversion has significant theoretical and practical value.However， it remains unclear whether harm aversion is composed of two relatively independent factors and how these two factors differ in their functions and mechanisms related to the inhibition of aggression.This study hypothesized that harm aversion comprises two independent factors： harm action aversion and harm outcome aversion. Additionally， both harm action aversion and harm outcome aversion can inhibit aggression，and moral disengagement is a crucial cognitive mechanism through which harm aversion inhibits aggression.

A pilot study and three formal experiments were conducted to test these hypotheses. In the pilot study （N=40） ， incongruent conditions and congruent conditions based on the process dissociation procedure were developed to separate harm action aversion and harm outcome aversion. Participants completed the harm action/outcome aversion dissociation task，assessed the difficulty of choice and imagination，and provided suggestions for modifications. In Experiment 1 （N=287 ）， the modified harm action/outcome aversion dissociation task was used.The validity of this task was examined using criterion variables such as empathy， moral judgment，deontologyparameter，psychopathy，physical aggression，and verbal aggression.Experiments 2a （N=423 ）and2b （N=107 ） explored whether moral disengagement mediated the relationship between harm action/outcome aversion and aggression. Specifically， Experiment 2a used questionnaires to measure moral disengagement and aggression， while Experiment 2b employed an aggression task to measure moral disengagement and aggressive behavior levels.

The pilot study demonstrated that the process dissociation procedure could effectively separate harm action aversion and harm outcome aversion. Experiment 1 found no significant correlation between harm action aversion （Parameter A） and harm outcome aversion （Parameter O）. Both Parameters A and O were positively correlated with harm action aversion scores， empathy， moral judgment， and deontology parameter， and negatively correlated with psychopathy and physical aggression. Compared to Parameter A，Parameter O showed stronger relationships with empathy，psychopathy，and verbal aggression.The correlation between Parameter A and harm outcome aversion Was not significant.In Experiments 2a and 2b， harm outcome aversion negatively predicted aggression through the mediating efect of moral disengagement.However，while Experiment 2a showed a mediating efect in that harm action aversion negatively predicted physical aggression through moral disengagement， this mediating effect was not significant in Experiment 2b.

These results suggest， therefore， that harm aversion comprises two independent factors： harm action aversion and harm outcome aversion. Harm outcome aversion can inhibit aggression through moral disengagement， but the inhibitory effect of harm action aversion on aggression and moral disengagement is not robust. In developing a research tool for harm aversion， testing the two-factor structure of harm aversion， and examining its cognitive and behavioral differences in inhibiting aggression，this studyrevealed that moral disengagement is an important cognitive pathway through which harm aversion inhibits aggression.The findings contribute to the theoretical development of harm aversion，and they advance research on the relationship between moral emotions and aggression.This has significant implications for the prevention and intervention of aggressive behavior， as well as practical applications in moral education.

Keywords harm action aversion， harm outcome aversion， process dissociation procedure， aggression， moral disengagement

附錄

附錄1 預實驗研究材料和程序

傷害行為/結果厭惡分離任務主要使用的是可以反映不相容和相容條件的情境材料。首先，我們基于Miller等人（2014）的傷害行為/結果厭惡問卷確定“僅表現(xiàn)傷害行為但不體現(xiàn)傷害結果”（如“用錘子砸一具尸體的手”、“按照電影劇本的情節(jié)，憤怒地咒罵一位老婆婆”、“用一把可伸縮的道具刀刺向一位演員的脖子\"）和\"僅體現(xiàn)傷害結果但不表現(xiàn)傷害行為”（如“出現(xiàn)（嚇人的）過敏反應”，“看見一個人在哭泣\"的典型例子和表述。其次，我們從道德兩難情境（Armstrongetal.，2018;Conwayamp; Gawronski，2013中挑選出可以兼?zhèn)渖鲜鰞煞N情況的故事情境（如\"拷打”、“車禍情境”、“過敏情境”、“時光機情境\"等）。再次，研究人員對5名非心理學專業(yè)的大學生進行訪談，要求其描述可能出現(xiàn)傷害行為和結果的情境（如“校園霸凌”、“惡意競爭”、“報復欺騙自己的人\"，由一名心理學教授與一名心理學專業(yè)的研究生對訪談結果進行討論、分析和整理，并根據(jù)訪談材料補充編寫兼?zhèn)洹皟H表現(xiàn)傷害行為但不體現(xiàn)傷害結果\"和“僅體現(xiàn)傷害結果但不表現(xiàn)傷害行為\"這兩種情況的故事情境。最后，我們對上述兩個步驟編制出的故事情境進行梳理，合并同種類型的情境，最后獲得了32個類型不同的故事情境。

隨后預實驗邀請6名心理學專業(yè)的研究生和本科生進行評定。首先，實驗者邀請他們對每個情境做出選擇，然后評定每個情境的選擇難易程度、想象難易程度，并對每個情境提出修改建議。在評定結果和修改建議的基礎上，我們對這些情境材料進行多次討論、篩選和修改。具體而言，依據(jù)Conway和Gawronski（2013）研究中的選擇比例，我們假設在不相容情境下選擇傷害行為和傷害結果的比例大體相當，因此，我們對被試在選擇中具有偏向性的選項的表述進行了修改，并進行了3次小樣本（11＼～16人）施測，從而使得選擇不同的反應選項的比例基本相當，最終形成了10個情境材料，并分別命名被綁架作為人質、被命令拷打路人、選擇穿越身份、完成特工任務、戰(zhàn)場救人、表演劇本選擇、幫朋友出氣、報復騙子、臥底自保和應對競爭對手。

每個情境材料包括三個部分的內容：情境故事、不相容條件下的選項和相容條件下的選項。例如，“應對競爭對手\"情境材料中的情境故事為“假如你在班上有一個競爭對手，他/她經常挑畔你，導致你心情很不好，你會做出什么選擇？”該情境的不相容條件下的選項為“在被挑釁之后，你和朋友把發(fā)泄室的一個人偶沙包當作他/她來狠狠地打，邊打邊咒罵他/她”（注：該選項的性質為\"實施不會直接看到傷害結果的傷害行為”；高傷害行為厭惡者則通常不做該選擇，而高傷害結果厭惡者通常會做該選擇）和“你不出面，讓朋友幫你出氣，之后你連續(xù)好多天都看到他/她鼻青臉腫、精神萎靡地來上課”（注：該選項的性質為\"看到傷害結果但不直接實施傷害行為”;高傷害行為慶惡者通常會做該選擇，高傷害結果慶惡者則通常不做該選擇）兩個。該情境的相容條件下的選項為“和幾個朋友找到他的社交賬號，在評論區(qū)匿名辱罵他/她，之后的一周你都看到他因此情緒低落、萎靡不振的樣子”（注：該選項的性質為“實施能看到傷害結果的傷害行為”；高傷害行為/結果厭惡者通常都不會做該選擇）和“拿出自己所有的零花錢去輔導班學習，每天辛苦地學習12個小時以上，以此分散自己的注意力”（注：該選項的性質為\"實施非傷害行為”；高傷害行為/結果厭惡者都會做該選擇）。

預實驗首先請被試在該10個情境故事的不相容和相容條件下分別進行選擇，情境與條件采用偽隨機的方式呈現(xiàn)（即相容條件或不相容條件不能連續(xù)出現(xiàn)超過兩次，且同一種故事情境下的相容條件和不相容條件不能接連出現(xiàn)），選項的順序在被試間進行平衡，之后請被試評定在每個情境做出選擇的難易程度、想象該情境的難易程度，并給出修改建議。選擇難易程度和想象難易程度均為7點李克特量表計分，1為“非常容易”，4為“中等”，7為“非常困難”。

續(xù)表