白靈娜 楊文嬌 王廣新

摘要：為考察空氣污染環(huán)境責(zé)任對群體情緒的影響及群體認(rèn)同在兩者之間的中介作用，采用實驗法和問卷法對435名大學(xué)生在群體保護(hù)空氣、污染空氣、以及控制三種不同環(huán)境行為啟動條件下的環(huán)境保護(hù)責(zé)任、破壞責(zé)任、群體情緒以及群體認(rèn)同感進(jìn)行調(diào)查。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）空氣污染保護(hù)責(zé)任與群體自豪，群體認(rèn)同顯著正相關(guān);空氣污染破壞責(zé)任與群體憤怒顯著正相關(guān)，與群體認(rèn)同顯著負(fù)相關(guān);群體認(rèn)同與群體自豪顯著正相關(guān)，與群體憤怒顯著負(fù)相關(guān)。（2）群體認(rèn)同在保護(hù)責(zé)任和群體自豪之間以及破壞責(zé)任和群體憤怒間之間存在中介作用。結(jié)論：環(huán)境責(zé)任既對群體情緒有直接作用，也部分地通過群體認(rèn)同產(chǎn)生作用。

關(guān)鍵詞：空氣污染環(huán)境責(zé)任;群體情緒;群體認(rèn)同

1 問題提出

空氣污染是目前中國人生活中最常見的環(huán)境污染之一。同時，空氣污染可能會使個體產(chǎn)生焦慮、抑郁情緒，影響個體的主觀幸福感并增加自殺風(fēng)險（呂小康， 王叢， 2017）。由空氣污染問題引發(fā)的心理現(xiàn)象及其對情緒的影響引起了研究者們的關(guān)注，在過去對于空氣質(zhì)量的分布研究中，有針對某一個地區(qū)進(jìn)行的研究，也有針對全國進(jìn)行的研究。

Borden， Schettino（1979） 首次提出環(huán)境責(zé)任行為概念，并將其定義為個人和群體為補救環(huán)境問題而實施的一切行動。

人們會因所屬群體充當(dāng)?shù)谋Ｗo(hù)或破壞環(huán)境的角色而產(chǎn)生某些情緒反應(yīng)，這使得個體能夠體驗到群體水平上的情緒（Iyer， & Leach， 2008; Thomas， Mcgarty， & Mavor， 2009）。本研究中，群體情緒是指個體將自己類別化為某一群體，如中國人，對群體成員的環(huán)境行為及其后果做出評價后所產(chǎn)生的情緒。

為探討與空氣污染問題相關(guān)的環(huán)境行為，本研究通過不同的啟動材料將環(huán)境責(zé)任分為破壞責(zé)任和保護(hù)責(zé)任，具體為污染空氣行為和治理空氣污染行為，將從群體的角度解釋群體成員過去的環(huán)境行為對群體情緒的影響，并檢驗群體認(rèn)同的中介作用。

2 研究方法

2.1 研究對象

在北京三所普通高校中采用整群抽樣方式，共抽取了435名被試，平均年齡23歲，共回收有效問卷409份，有效率為93.64%，剔除原因為被試漏答或作答呈現(xiàn)某種規(guī)律。

2.2 研究工具

通過實驗啟動的方式，喚起被試的環(huán)境責(zé)任，包括保護(hù)責(zé)任以及破壞責(zé)任，并對被試的群體認(rèn)同感以及群體情緒進(jìn)行測量。實驗啟動材料包括三種：控制組的啟動材料主要內(nèi)容為全球大氣污染現(xiàn)狀的新聞素材，不涉及中國人的具體行為;污染組的啟動材料主要內(nèi)容為中國人所做的加劇空氣污染的行為;保護(hù)組的啟動材料主要內(nèi)容為中國人為改善空氣質(zhì)量所做出的貢獻(xiàn)。啟動結(jié)束之后包括兩道題目，分別是為了排除被試不相信實驗材料內(nèi)容，造成啟動效應(yīng)失敗以及排除被試本身對環(huán)境行為的態(tài)度存在的差異。

2.2.1 環(huán)境責(zé)任測量

環(huán)境責(zé)任的測量包含4個條目，污染責(zé)任與保護(hù)責(zé)任各2個條目，測量被試作為群體中的一員，對群體的環(huán)境責(zé)任的認(rèn)知和評價，如“我們中國人的行為對空氣污染的產(chǎn)生負(fù)有責(zé)任”或“我們中國人為治理空氣污染做出了貢獻(xiàn)”，采用5點計分。

2.2.2 群體認(rèn)同量表

采用張克順（2011）修訂的群體認(rèn)同感量表對大學(xué)生的群體認(rèn)同進(jìn)行測量，修訂后的量表共5個項目，量表的內(nèi)部一致性信度為0.85，各項目與量表總分相關(guān)在0.66–0.70之間。本研究將原量表中3個項目的學(xué)生群體擴大為所有中國群體，并重新檢驗其信效度，量表的內(nèi)部一致性信度為0.78，各項目與量表總分相關(guān)在0.53–0.67之間。

2.2.3群體情緒測量

采取與Smith， Seger， Mackie（2007）相同的測量方式，當(dāng)個體作為群體中的一員，對群體行為所產(chǎn)生的情緒，如：對于中國人的環(huán)境行為，我的情緒是___。用兩個形容詞表示，采用5點計分。主要評定3種群體情緒：群體內(nèi)疚、群體憤怒和群體自豪。被試根據(jù)自己的情緒與給出的情緒形容詞的符合程度進(jìn)行打分。

3 結(jié)果

三組不同啟動材料的被試均表示相信啟動材料中的信息，差異不顯著且都高于隨機平均水平，[F（2，406）<1，p> 0.5]。在測量環(huán)境行為態(tài)度項目中，三組被試之間同樣沒有顯著差異且都高于隨機平均水平[F （2，406）<1，p> 0.5]。也就是說，被試對親環(huán)境行為的態(tài)度沒有差異且都是持肯定態(tài)度的，滿足被試的同質(zhì)性。

3.1 群體情緒的人口學(xué)差異

為研究不同性別被試的群體情緒是否存在差異，分別對污染組和保護(hù)組群體情緒的性別差異進(jìn)行檢驗。結(jié)果表明，污染組的男女被試在群體內(nèi)疚、群體憤怒和群體自豪的得分上均不存在顯著差異。保護(hù)組的男女被試在群體內(nèi)疚和群體憤怒的得分上沒有顯著差異，但在群體自豪的得分上有顯著差異，男生的群體自豪感得分高于女生。也就是說，對于中國人群體的改善空氣污染的行為，男生產(chǎn)生了更高的群體自豪感。

3.2 環(huán)境責(zé)任、群體情緒、群體認(rèn)同的相關(guān)

首先考查環(huán)境責(zé)任、群體認(rèn)同和群體情緒三組的平均值及標(biāo)準(zhǔn)差，并對變量間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗。見表2。

3.3 責(zé)任分組的方差分析

將實驗分組作為自變量，保護(hù)責(zé)任和破壞責(zé)任作為因變量，進(jìn)行多因素方差分析，結(jié)果如下：在破壞責(zé)任的得分上分組主效應(yīng)顯著[F（2，406）=222.95， p<0.001， η?=0.52]。事后兩兩比較結(jié)果顯示，污染組在破壞責(zé)任上的得分顯著高于保護(hù)組和控制組，而保護(hù)組和控制組得分沒有顯著差異。在保護(hù)責(zé)任的得分上分組主效應(yīng)顯著[F（2，406）=219.25， p <0.001， η?=0.51]。事后兩兩比較結(jié)果顯示，保護(hù)組在保護(hù)責(zé)任上的得分顯著高于污染組和控制組，而污染組和控制組得分沒有顯著差異。

3.4 群體認(rèn)同和群體情緒的差異檢驗

將實驗分組作為自變量，群體認(rèn)同作為因變量，進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果顯示分組主效應(yīng)顯著[F（2，406）=31.44，p <0.001]。事后兩兩比較結(jié)果表明，污染組在群體認(rèn)同感上的得分顯著低于保護(hù)組和控制組，而保護(hù)組和控制組的群體認(rèn)同感沒有顯著差異。說明在閱讀了群體污染空氣行為的相關(guān)實驗材料后，污染組的群體認(rèn)同感顯著降低了，但在閱讀了群體的空氣保護(hù)行為的相關(guān)材料后，保護(hù)組的群體認(rèn)同感沒有出現(xiàn)顯著的提高，與控制組的基線水平相比沒有顯著變化。

將實驗分組作為自變量，三種群體情緒作為因變量，進(jìn)行多因素方差分析，結(jié)果顯示：群體內(nèi)疚[F（2，406）=24.05， η?=0.10]、群體憤怒[F（2，406）=90.38， η?=0.31]的得分上分組主效應(yīng)顯著（p <0.001）。事后兩兩比較結(jié)果表明，污染組的群體內(nèi)疚、群體憤怒得分顯著高于保護(hù)組和控制組，保護(hù)組和控制組的群體內(nèi)疚、群體憤怒得分均沒有顯著差異，說明實驗有效地誘發(fā)了污染組的群體內(nèi)疚情緒、群體憤怒情緒;群體自豪的得分上分組主效應(yīng)顯著[F（2，406）=246.46， η?=0.55， p <0.001]。事后兩兩比較結(jié)果顯示，保護(hù)組的群體自豪感得分顯著高于污染組，控制組的群體自豪感得分同樣顯著高于污染組，而且保護(hù)組的群體自豪感得分也高于控制組且有顯著差異，說明實驗有效地誘發(fā)了保護(hù)組的群體自豪情緒。

3.5 群體認(rèn)同在環(huán)境責(zé)任和群體認(rèn)同的中介作用

采用溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云（2004）提出的中介效應(yīng)檢驗方法，分別對各變量間的路徑進(jìn)行回歸分析。

污染責(zé)任對群體憤怒進(jìn)行回歸分析時的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)c為0.45，且回歸系數(shù)顯著。污染責(zé)任對群體認(rèn)同進(jìn)行回歸分析的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)a為-0.28，且回歸系數(shù)顯著。而將污染責(zé)任和群體認(rèn)同同時帶入方程對群體憤怒進(jìn)行回歸分析時，控制了污染責(zé)任的作用后，群體認(rèn)同對群體憤怒的回歸系數(shù)b為0.09，回歸系數(shù)不顯著。根據(jù)溫忠麟等提出的中介效應(yīng)檢驗程序，進(jìn)行Sobel檢驗，結(jié)果顯著（p<0.05） 。加入群體認(rèn)同后，污染責(zé)任對群體憤怒的回歸系數(shù)c為0.43，仍然顯著。因此群體認(rèn)同在污染責(zé)任與群體憤怒的關(guān)系中起部分中介作用。污染責(zé)任通過群體認(rèn)同到群體憤怒的中介效應(yīng)為a×b=0.03，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為a×b/c=0.06。

以同樣的方法檢驗群體認(rèn)同在保護(hù)責(zé)任與群體自豪間起中介作用。以群體自豪為因變量，以保護(hù)責(zé)任為自變量進(jìn)行回歸分析時的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)c為0.63，回歸系數(shù)顯著;以群體認(rèn)同為因變量，以保護(hù)責(zé)任為自變量進(jìn)行回歸分析的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)a為0.36，回歸系數(shù)顯著;將保護(hù)責(zé)任和群體認(rèn)同同時帶入方程對群體自豪進(jìn)行回歸分析時，控制了保護(hù)責(zé)任的作用后，群體認(rèn)同對群體自豪的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)b為0.14，而保護(hù)責(zé)任對群體自豪的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)c降為0.58，且保護(hù)責(zé)任和群體認(rèn)同對群體自豪的回歸系數(shù)都非常顯著，由此可知，群體認(rèn)同在保護(hù)責(zé)任與群體自豪之間起部分中介作用。保護(hù)責(zé)任通過群體認(rèn)同到群體自豪的中介效應(yīng)為a×b=0.05，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為a×b/c=0.08。

4 討論

4.1 群體情緒的誘發(fā)

本次研究情緒測量的方式采用的是啟動個體的群體成員身份，激活個體的群體認(rèn)同以測量群體情緒（Smith， Seger， & Mackie， 2007）。結(jié)果表明與空氣污染有關(guān)的環(huán)境責(zé)任確實能夠誘發(fā)群體情緒，根據(jù)環(huán)境責(zé)任的不同分別產(chǎn)生積極的和消極的群體情緒。有研究指出，指向群體內(nèi)部的情緒通常是由積極的或消極的群體事件引發(fā)，在面對消極事件時，不同群體認(rèn)同感的個體產(chǎn)生的情緒反應(yīng)是不同的，高群體認(rèn)同的個體可能容易產(chǎn)生群體內(nèi)疚，而低群體認(rèn)同的個體可能容易產(chǎn)生群體憤怒（楊文嬌， 2016）。未來的研究可以通過腦神經(jīng)機制研究等進(jìn)一步檢驗群體內(nèi)疚和群體憤怒的產(chǎn)生機制。

4.2 群體認(rèn)同與群體情緒

本研究的結(jié)果中，污染組產(chǎn)生了群體憤怒和群體內(nèi)疚，且污染組的群體認(rèn)同感顯著低于保護(hù)組和控制組，一個可能的原因是群體內(nèi)疚和憤怒雖然都是消極情緒，但仍然存在差異，內(nèi)疚往往是指向自己的，而憤怒通常是指向客體的。人們認(rèn)同自己所屬的群體，當(dāng)群體利益受到損害時，自然會產(chǎn)生憤怒，但內(nèi)疚的產(chǎn)生卻沒有這么簡單，因為內(nèi)疚帶有一種自責(zé)、自罪感，容易使人產(chǎn)生不舒服的感受，所以群體內(nèi)疚和群體認(rèn)同之間的相互作用可能更加復(fù)雜。相比較而言，積極情緒與群體認(rèn)同的關(guān)系要簡單得多，由于對群體有認(rèn)同感，所以群體的積極行為或事件能夠引發(fā)積極情緒，自豪是最常見的群體情緒，而群體自豪感的產(chǎn)生反過來又能促進(jìn)個體對群體的肯定態(tài)度，提高群體認(rèn)同感。根據(jù)群際情緒理論，群體認(rèn)同程度高的人們比群體認(rèn)同低的人們，群際情緒表現(xiàn)的會更強烈，這一效應(yīng)對積極群際情緒（快樂、自豪）而言，更為為明顯;但就消極情緒而言， 則比較模糊（劉峰， 佐斌， 2010）。

4.3 環(huán)境責(zé)任與群體認(rèn)同對群體情緒的影響

環(huán)境責(zé)任既對群體情緒有直接作用，也部分地通過群體認(rèn)同產(chǎn)生作用，群體認(rèn)同在環(huán)境責(zé)任和群體情緒之間存在部分中介作用。也就是說，當(dāng)污染責(zé)任被啟動時，可以直接激活群體憤怒情緒，同時也可以使群體認(rèn)同感降低，群體認(rèn)同感的降低可以增加群體憤怒值;同樣的，當(dāng)保護(hù)責(zé)任被啟動時，可以直接激活群體自豪情緒，同時也可以使群體認(rèn)同感升高，群體認(rèn)同感的升高增加群體自豪值。

群體認(rèn)同是社會心理學(xué)家公認(rèn)的影響群體行為產(chǎn)生的是三大因素之一，群體認(rèn)同不僅會促使個體產(chǎn)生與群體成員相同的情緒反應(yīng)，也能促進(jìn)個體表現(xiàn)出與其他群體成員相似的行為。尤其對于群體認(rèn)同感較高的個體，當(dāng)群體形象或利益受損時，很有可能會參與群體行為以維護(hù)群體的形象和利益（陳浩， 薛婷， 樂國安， 2012）。

參考文獻(xiàn)

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作者簡介：

第一作者簡介：白靈娜（1993—），女，回族，河北石家莊人，心理學(xué)碩士，單位：北京林業(yè)大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，研究方向：生態(tài)與文化心理學(xué)。

第二作者簡介：楊文嬌（1991—），女，漢族，山東省聊城人，心理學(xué)碩士，單位：北京林業(yè)大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，研究方向：生態(tài)與文化心理學(xué)。

通訊作者：王廣新（1971—），男，漢族，黑龍江省虎林人，副教授，單位：北京林業(yè)大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，研究方向：生態(tài)與文化心理學(xué)。