王國軒　田曉明

(1.蘇州大學(xué)心理學(xué)系，蘇州 215123;2.蘇州科技大學(xué)心理學(xué)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(guān)理論，提出了死亡對人類認(rèn)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(hù)和對自尊(self-esteem)的強化來緩解死亡焦慮，二者是個體應(yīng)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(rèn)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(guān)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(chǔ)上，進(jìn)一步驗證MS與助人行為的正向關(guān)系。

權(quán)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(xué)中研究的權(quán)力更多指的是權(quán)力感或者權(quán)力體驗(Mast,2010)。權(quán)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(quán)力是否抑制親社會行為？

Becker(1975)初步論述了權(quán)力與死亡的關(guān)系，認(rèn)為財富和地位能夠增加個體應(yīng)對突發(fā)意外和災(zāi)害的能力，改變一個人當(dāng)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(quán)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(quán)力可能導(dǎo)致個體更加冷漠(Magee & Smith,2013)。在權(quán)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(guān)注的焦點。

1.1　死亡凸顯與助人行為

焦慮緩沖器假設(shè)(anxiety-buffer hypothesis)是TMT中的一個核心假設(shè)，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(gòu)建出對世界的認(rèn)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(guān)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(zé)任和道德義務(wù)。另一方面，Steele(1975)通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)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(jié)合TMT的假設(shè)，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(fù)和彌補自尊。

H1：MS可以促進(jìn)個體的助人行為。

1.2　權(quán)力感與助人行為

權(quán)力使得個體更加關(guān)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(quán)力會降低同情心和共情水平，使高權(quán)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(quán)力會增加心理與人際距離。在與他人交往中，高權(quán)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(quán)力者心理表征更抽象，更易物化他人(Lammers & Stapel,2011)。此外,高權(quán)力者可能認(rèn)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(quán)力會減少個體助人行為的發(fā)生。

H2：高權(quán)力感個體較低權(quán)力感個體更少做出助人行為。

1.3　死亡凸顯與權(quán)力感交互影響助人行為

“權(quán)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(quán)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(quán)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(rèn)為自己的存在是有價值、有意義的。因此高權(quán)力感個體較少受到死亡意識的影響，權(quán)力感會減弱MS與助人行為之間的正向關(guān)系。

H3：MS與權(quán)力感交互影響個體的助人行為。具體來說，高權(quán)力感下，MS組與控制組助人行為沒有顯著差異；低權(quán)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(xué)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(jìn)行一些調(diào)查。隨后對實驗組被試進(jìn)行死亡提醒，控制組被試則進(jìn)行生活負(fù)性事件提示。而后對被試的自尊水平進(jìn)行測量(操作檢驗)。MS效應(yīng)會發(fā)生在操作后十五分鐘或兩至三個任務(wù)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?？刂平M除接受生活負(fù)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(guān)的開放式問題：“請簡述當(dāng)你想到自己死去時會有什么情緒體驗?！薄罢埦唧w描述當(dāng)你死后會發(fā)生什么事情?！睘榱藚^(qū)別死亡與其他負(fù)性事件產(chǎn)生的反應(yīng)，達(dá)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(jié)束，助人時間計為0；若愿意，被試進(jìn)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(xué)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(jié)果

2.3.1死亡凸顯操作檢驗

對實驗組和控制組的自尊分?jǐn)?shù)進(jìn)行獨立樣本t檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MS組的自尊分?jǐn)?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(jié)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(guān)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(shè)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(shè)一，即MS促進(jìn)助人行為。

2.4　討論

當(dāng)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(jié)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(quán)力感對助人行為的影響

3.1　被試及實驗程序

選取某大學(xué)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(quán)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(quán)力感，首先呈現(xiàn)權(quán)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(quán)力感被試回憶或設(shè)想現(xiàn)實生活中他們對別人(別人對自己)擁有權(quán)力的事件，并盡可能描述當(dāng)時自己的具體感受、態(tài)度等。權(quán)力啟動完成后，要求被試在七點量表上回答自己的主觀權(quán)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(quán)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(guān)系中，我想我具有很多權(quán)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(jié)果

3.3.1權(quán)力感操作檢驗

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

3.3.2描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2是實驗二的描述統(tǒng)計分析表，權(quán)力感與助人時間并不顯著負(fù)相關(guān)(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(quán)力感：1=低權(quán)力感組，2=高權(quán)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(shè)檢驗

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

3.4　討論

權(quán)力感對助人行為的主效應(yīng)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(quán)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(rèn)知及判斷。研究三將改用語義喚起法啟動被試的內(nèi)隱權(quán)力感，并加入組織情境，避免情緒等額外變量的同時，進(jìn)一步探索MS和權(quán)力感對助人行為的交互影響。

4　研究3：死亡凸顯和權(quán)力感對助人行為的交互影響

4.1　預(yù)實驗

參考Schmid等(2009)的權(quán)力感啟動材料，選取符合中國人語言習(xí)慣的成語詞干補筆法喚起被試的權(quán)力感(魏秋江，2012)。30名被試參與預(yù)實驗，首先對權(quán)力啟動伴隨的組織情境進(jìn)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(quán)力組與低權(quán)力組。要求被試完成一定數(shù)量的高(低)權(quán)力詞干補筆后報告自己的主觀權(quán)力感，結(jié)果顯示高權(quán)力組(M=3.93，SD=0.92)的主觀權(quán)力感顯著高于低權(quán)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(xué)本科生參與本實驗，剔除沒有成功啟動權(quán)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(quán)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(quán)力啟動材料

參考Schmid等(2009)的權(quán)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(quán)力組代表項目如：高不可()、高()厚祿；低權(quán)力組代表項目如：忍氣吞()、()不足道。權(quán)力感啟動伴隨著一定的組織情境：假設(shè)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(quán)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(jié)果

4.3.1死亡凸顯操作檢驗

對MS組和控制組的自尊分?jǐn)?shù)進(jìn)行t檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實驗組的自尊分?jǐn)?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(quán)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(quán)力的操作。若被試沒有提到任何與權(quán)力相關(guān)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(quán)力組的主觀權(quán)力感(M=3.92,SD=1.23)顯著高于低權(quán)力組(M=2.70,SD=0.87)，t(114)=6.14，p<0.001，Cohen’sd=1.15。證明權(quán)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(guān)(r=0.31，p<0.01)，而權(quán)力感與助人行為并不顯著相關(guān)(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(quán)力感：1=低權(quán)力感組，2=高權(quán)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(shè)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(quán)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(yīng)，F(xiàn)(1,112)=14.38，p<0.001，η2=0.12。支持了假設(shè)1。權(quán)力感對助人行為的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn)(1,112)=1.00，ns。不支持假設(shè)2。MS和權(quán)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(quán)力感和MS的交互作用圖。

圖1　權(quán)力感和死亡凸顯交互效應(yīng)圖

進(jìn)一步簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，低權(quán)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(quán)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(shè)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(quán)力感，驗證了權(quán)力、MS交互地影響助人行為。權(quán)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(jìn)作用，導(dǎo)致高權(quán)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(quán)力感以及它們的交互作用對助人行為的影響。研究一結(jié)果發(fā)現(xiàn)，MS促進(jìn)助人行為。該結(jié)果與Jonas等(2002)研究結(jié)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(jié)果符合TMT的假設(shè)，證明當(dāng)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(yīng)用范圍的延伸，這與存在主義哲學(xué)倡導(dǎo)的“向死而生”論斷一致，預(yù)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(quán)力操作范式，但均沒能驗證假設(shè)二。一方面，出于研究局限，被試均為在讀大學(xué)生，對于權(quán)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(quán)力感被試與情境中主人公面臨過相似難題，這反而會促進(jìn)其親社會特質(zhì)的表達(dá)，提升他們的助人傾向(DeCelles,DeRue,& Margolis,2012)。再者，權(quán)力促進(jìn)認(rèn)知靈活性，若已明確目標(biāo)為增加他人福祉(幫助情境中主人公擺脫困境)，高權(quán)力感個體會較低權(quán)力感者更多為別人考慮(Overbeck & Park,2001)。另外，當(dāng)高權(quán)力感者更多將權(quán)力視為自身擁有的責(zé)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(rèn)為權(quán)力可能導(dǎo)致冷漠行為(eg,Tjosvold & Sagaria,1978)，但受到情境因素和個人認(rèn)知方式的影響，高權(quán)力感個體也不乏親社會傾向。因此權(quán)力感與助人行為間的關(guān)系是模糊、不穩(wěn)定的。最后，權(quán)力趨近-抑制理論(Keltner,Gruenfeld,& Anderson,2003)認(rèn)為：高權(quán)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(biāo)的動機更強。低權(quán)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(quán)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(quán)力感對助人行為存在交互作用。高權(quán)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(fēng)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(quán)”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(quán)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(quán)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(jìn)化心理學(xué)角度看，權(quán)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(quán)力是個體的本能，但是一味地追求權(quán)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(quán)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(biāo)準(zhǔn)化，導(dǎo)致對被試的作答缺乏準(zhǔn)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(jìn)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(xué)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(yīng)，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(chǔ)上擴大人群，使MS與親社會行為的正向關(guān)系得到更加概化的驗證。

6　結(jié)　論

(1)MS對助人行為有著顯著正向的影響。

(2)權(quán)力感與親社會行為沒有顯著的關(guān)系。

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

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