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摘要：为考察空气污染环境责任对群体情绪的影响及群体认同在两者之间的中介作用，采用实验法和问卷法对435名大学生在群体保护空气、污染空气、以及控制三种不同环境行为启动条件下的环境保护责任、破坏责任、群体情绪以及群体认同感进行调查。结果发现：（1）空气污染保护责任与群体自豪，群体认同显著正相关;空气污染破坏责任与群体愤怒显著正相关，与群体认同显著负相关;群体认同与群体自豪显著正相关，与群体愤怒显著负相关。（2）群体认同在保护责任和群体自豪之间以及破坏责任和群体愤怒间之间存在中介作用。结论：环境责任既对群体情绪有直接作用，也部分地通过群体认同产生作用。
关键词：空气污染环境责任;群体情绪;群体认同
1 问题提出
空气污染是目前中国人生活中最常见的环境污染之一。同时，空气污染可能会使个体产生焦虑、抑郁情绪，影响个体的主观幸福感并增加自杀风险（吕小康， 王丛， 2017）。由空气污染问题引发的心理现象及其对情绪的影响引起了研究者们的关注，在过去对于空气质量的分布研究中，有针对某一个地区进行的研究，也有针对全国进行的研究。
Borden， Schettino（1979） 首次提出环境责任行为概念，并将其定义为个人和群体为补救环境问题而实施的一切行动。
人们会因所属群体充当的保护或破坏环境的角色而产生某些情绪反应，这使得个体能够体验到群体水平上的情绪（Iyer， & Leach， 2008; Thomas， Mcgarty， & Mavor， 2009）。本研究中，群体情绪是指个体将自己类别化为某一群体，如中国人，对群体成员的环境行为及其后果做出评价后所产生的情绪。
为探讨与空气污染问题相关的环境行为，本研究通过不同的启动材料将环境责任分为破壞责任和保护责任，具体为污染空气行为和治理空气污染行为，将从群体的角度解释群体成员过去的环境行为对群体情绪的影响，并检验群体认同的中介作用。
2 研究方法
2.1 研究对象
在北京三所普通高校中采用整群抽样方式，共抽取了435名被试，平均年龄23岁，共回收有效问卷409份，有效率为93.64%，剔除原因为被试漏答或作答呈现某种规律。
2.2 研究工具
通过实验启动的方式，唤起被试的环境责任，包括保护责任以及破坏责任，并对被试的群体认同感以及群体情绪进行测量。实验启动材料包括三种：控制组的启动材料主要内容为全球大气污染现状的新闻素材，不涉及中国人的具体行为;污染组的启动材料主要内容为中国人所做的加剧空气污染的行为;保护组的启动材料主要内容为中国人为改善空气质量所做出的贡献。启动结束之后包括两道题目，分别是为了排除被试不相信实验材料内容，造成启动效应失败以及排除被试本身对环境行为的态度存在的差异。
2.2.1 环境责任测量
环境责任的测量包含4个条目，污染责任与保护责任各2个条目，测量被试作为群体中的一员，对群体的环境责任的认知和评价，如“我们中国人的行为对空气污染的产生负有责任”或“我们中国人为治理空气污染做出了贡献”，采用5点计分。
2.2.2 群体认同量表
采用张克顺（2011）修订的群体认同感量表对大学生的群体认同进行测量，修订后的量表共5个项目，量表的内部一致性信度为0.85，各项目与量表总分相关在0.66–0.70之间。本研究将原量表中3个项目的学生群体扩大为所有中国群体，并重新检验其信效度，量表的内部一致性信度为0.78，各项目与量表总分相关在0.53–0.67之间。
2.2.3群体情绪测量
采取与Smith， Seger， Mackie（2007）相同的测量方式，当个体作为群体中的一员，对群体行为所产生的情绪，如：对于中国人的环境行为，我的情绪是___。用两个形容词表示，采用5点计分。主要评定3种群体情绪：群体内疚、群体愤怒和群体自豪。被试根据自己的情绪与给出的情绪形容词的符合程度进行打分。
3 结果
三组不同启动材料的被试均表示相信启动材料中的信息，差异不显著且都高于随机平均水平，[F（2，406）<1，p> 0.5]。在测量环境行为态度项目中，三组被试之间同样没有显著差异且都高于随机平均水平[F （2，406）<1，p> 0.5]。也就是说，被试对亲环境行为的态度没有差异且都是持肯定态度的，满足被试的同质性。
3.1 群体情绪的人口学差异
为研究不同性别被试的群体情绪是否存在差异，分别对污染组和保护组群体情绪的性别差异进行检验。结果表明，污染组的男女被试在群体内疚、群体愤怒和群体自豪的得分上均不存在显著差异。保护组的男女被试在群体内疚和群体愤怒的得分上没有显著差异，但在群体自豪的得分上有显著差异，男生的群体自豪感得分高于女生。也就是说，对于中国人群体的改善空气污染的行为，男生产生了更高的群体自豪感。
3.2 环境责任、群体情绪、群体认同的相关
首先考查环境责任、群体认同和群体情绪三组的平均值及标准差，并对变量间的相关关系进行检验。见表2。
3.3 责任分组的方差分析
将实验分组作为自变量，保护责任和破坏责任作为因变量，进行多因素方差分析，结果如下：在破坏责任的得分上分组主效应显著[F（2，406）=222.95， p<0.001， η?=0.52]。事后两两比较结果显示，污染组在破坏责任上的得分显著高于保护组和控制组，而保护组和控制组得分没有显著差异。在保护责任的得分上分组主效应显著[F（2，406）=219.25， p <0.001， η?=0.51]。事后两两比较结果显示，保护组在保护责任上的得分显著高于污染组和控制组，而污染组和控制组得分没有显著差异。 3.4 群体认同和群体情绪的差异检验
将实验分组作为自变量，群体认同作为因变量，进行单因素方差分析，结果显示分组主效应显著[F（2，406）=31.44，p <0.001]。事后两两比较结果表明，污染组在群体认同感上的得分显著低于保护组和控制组，而保护组和控制组的群体认同感没有显著差异。说明在阅读了群体污染空气行为的相关实验材料后，污染组的群体认同感显著降低了，但在阅读了群体的空气保护行为的相关材料后，保护组的群体认同感没有出现显著的提高，与控制组的基线水平相比没有显著变化。
将实验分组作为自变量，三种群体情绪作为因变量，进行多因素方差分析，结果显示：群体内疚[F（2，406）=24.05， η?=0.10]、群体愤怒[F（2，406）=90.38， η?=0.31]的得分上分组主效应显著（p <0.001）。事后两两比较结果表明，污染组的群体内疚、群体愤怒得分显著高于保护组和控制组，保护组和控制组的群体内疚、群体愤怒得分均没有显著差异，说明实验有效地诱发了污染组的群体内疚情绪、群体愤怒情绪;群体自豪的得分上分组主效应显著[F（2，406）=246.46， η?=0.55， p <0.001]。事后两两比较结果显示，保护组的群体自豪感得分显著高于污染组，控制组的群体自豪感得分同样显著高于污染组，而且保护组的群体自豪感得分也高于控制组且有显著差异，说明实验有效地诱发了保护组的群体自豪情绪。
3.5 群体认同在环境责任和群体认同的中介作用
采用温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云（2004）提出的中介效应检验方法，分别对各变量间的路径进行回归分析。
污染责任对群体愤怒进行回归分析时的标准化回归系数c为0.45，且回归系数显著。污染责任对群體认同进行回归分析的标准化回归系数a为-0.28，且回归系数显著。而将污染责任和群体认同同时带入方程对群体愤怒进行回归分析时，控制了污染责任的作用后，群体认同对群体愤怒的回归系数b为0.09，回归系数不显著。根据温忠麟等提出的中介效应检验程序，进行Sobel检验，结果显著（p<0.05） 。加入群体认同后，污染责任对群体愤怒的回归系数c’为0.43，仍然显著。因此群体认同在污染责任与群体愤怒的关系中起部分中介作用。污染责任通过群体认同到群体愤怒的中介效应为a×b=0.03，中介效应占总效应的比值为a×b/c=0.06。
以同样的方法检验群体认同在保护责任与群体自豪间起中介作用。以群体自豪为因变量，以保护责任为自变量进行回归分析时的标准化回归系数c为0.63，回归系数显著;以群体认同为因变量，以保护责任为自变量进行回归分析的标准化回归系数a为0.36，回归系数显著;将保护责任和群体认同同时带入方程对群体自豪进行回归分析时，控制了保护责任的作用后，群体认同对群体自豪的标准化回归系数b为0.14，而保护责任对群体自豪的标准化回归系数c’降为0.58，且保护责任和群体认同对群体自豪的回归系数都非常显著，由此可知，群体认同在保护责任与群体自豪之间起部分中介作用。保护责任通过群体认同到群体自豪的中介效应为a×b=0.05，中介效应占总效应的比值为a×b/c=0.08。
4 讨论
4.1 群体情绪的诱发
本次研究情绪测量的方式采用的是启动个体的群体成员身份，激活个体的群体认同以测量群体情绪（Smith， Seger， & Mackie， 2007）。结果表明与空气污染有关的环境责任确实能够诱发群体情绪，根据环境责任的不同分别产生积极的和消极的群体情绪。有研究指出，指向群体内部的情绪通常是由积极的或消极的群体事件引发，在面对消极事件时，不同群体认同感的个体产生的情绪反应是不同的，高群体认同的个体可能容易产生群体内疚，而低群体认同的个体可能容易产生群体愤怒（杨文娇， 2016）。未来的研究可以通过脑神经机制研究等进一步检验群体内疚和群体愤怒的产生机制。
4.2 群体认同与群体情绪
本研究的结果中，污染组产生了群体愤怒和群体内疚，且污染组的群体认同感显著低于保护组和控制组，一个可能的原因是群体内疚和愤怒虽然都是消极情绪，但仍然存在差异，内疚往往是指向自己的，而愤怒通常是指向客体的。人们认同自己所属的群体，当群体利益受到损害时，自然会产生愤怒，但内疚的产生却没有这么简单，因为内疚带有一种自责、自罪感，容易使人产生不舒服的感受，所以群体内疚和群体认同之间的相互作用可能更加复杂。相比较而言，积极情绪与群体认同的关系要简单得多，由于对群体有认同感，所以群体的积极行为或事件能够引发积极情绪，自豪是最常见的群体情绪，而群体自豪感的产生反过来又能促进个体对群体的肯定态度，提高群体认同感。根据群际情绪理论，群体认同程度高的人们比群体认同低的人们，群际情绪表现的会更强烈，这一效应对积极群际情绪（快乐、自豪）而言，更为为明显;但就消极情绪而言， 则比较模糊（刘峰， 佐斌， 2010）。
4.3 环境责任与群体认同对群体情绪的影响
环境责任既对群体情绪有直接作用，也部分地通过群体认同产生作用，群体认同在环境责任和群体情绪之间存在部分中介作用。也就是说，当污染责任被启动时，可以直接激活群体愤怒情绪，同时也可以使群体认同感降低，群体认同感的降低可以增加群体愤怒值;同样的，当保护责任被启动时，可以直接激活群体自豪情绪，同时也可以使群体认同感升高，群体认同感的升高增加群体自豪值。
群体认同是社会心理学家公认的影响群体行为产生的是三大因素之一，群体认同不仅会促使个体产生与群体成员相同的情绪反应，也能促进个体表现出与其他群体成员相似的行为。尤其对于群体认同感较高的个体，当群体形象或利益受损时，很有可能会参与群体行为以维护群体的形象和利益（陈浩， 薛婷， 乐国安， 2012）。 参考文献
[1]陈浩， 薛婷， 乐国安 （2012）. 工具理性， 社会认同与群体愤怒. 心理科学进展， 20（1）， 127–136.
[2]刘峰， 佐斌 （2010）. 群际情绪理论及其研究. 心理科学进展， 18（6）， 940–947.
[3]吕小康， 王丛 （2017）. 空气污染对认知功能与心理健康的损害. 心理科学进展， 25（1）， 111–120.
[4]吕忠梅， 高利红， 余耀军 （2001）. 环境资源法. 北京： 中国法制出版社.
[5]温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云 （2004）. 中介效应检验程序及其应用. 心理学报， 36（5）， 614 – 620.
[6]杨文娇 （2016）. 空气污染情境中的群体情绪及行为倾向研究. 北京： 北京林业大学.
[7]张克顺 （2011）. 高中生群体情绪及其影响因素研究. 北京：首都师范大学.
[8]Boeden， R. J. ， & Schettino， A. P. （1979） Determinants of environmentally responsible behavior. The Journal of Environmental Education， 10（4）， 35–39
[9]Iyer， A. ， & Leach， C. W. （2008）. Emotion in inter-group relations. European Review of Social Psychology， 19， 86–124.
[10]Smith， E. R.， Seger， C. R. ， & Mackie， D. M. （2007）. Can Emotions Be Truly Group Level？ Evidence Regarding Four Conceptual Criteria. Journal of Personality and Social Psychology， 93（3）， 431 – 446.
[11]Thomas， E. F.， McGarty， G.， & Mavor， K. I. （2009）. Transforming “Apathy into movement”： The role of prosocial emotions in motivating action for social change. Personality and Social Psychology Review， 13， 310–333.
作者簡介：
第一作者简介：白灵娜（1993—），女，回族，河北石家庄人，心理学硕士，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。
第二作者简介：杨文娇（1991—），女，汉族，山东省聊城人，心理学硕士，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。
通讯作者：王广新（1971—），男，汉族，黑龙江省虎林人，副教授，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。
关键词：空气污染环境责任;群体情绪;群体认同
1 问题提出
空气污染是目前中国人生活中最常见的环境污染之一。同时，空气污染可能会使个体产生焦虑、抑郁情绪，影响个体的主观幸福感并增加自杀风险（吕小康， 王丛， 2017）。由空气污染问题引发的心理现象及其对情绪的影响引起了研究者们的关注，在过去对于空气质量的分布研究中，有针对某一个地区进行的研究，也有针对全国进行的研究。
Borden， Schettino（1979） 首次提出环境责任行为概念，并将其定义为个人和群体为补救环境问题而实施的一切行动。
人们会因所属群体充当的保护或破坏环境的角色而产生某些情绪反应，这使得个体能够体验到群体水平上的情绪（Iyer， & Leach， 2008; Thomas， Mcgarty， & Mavor， 2009）。本研究中，群体情绪是指个体将自己类别化为某一群体，如中国人，对群体成员的环境行为及其后果做出评价后所产生的情绪。
为探讨与空气污染问题相关的环境行为，本研究通过不同的启动材料将环境责任分为破壞责任和保护责任，具体为污染空气行为和治理空气污染行为，将从群体的角度解释群体成员过去的环境行为对群体情绪的影响，并检验群体认同的中介作用。
2 研究方法
2.1 研究对象
在北京三所普通高校中采用整群抽样方式，共抽取了435名被试，平均年龄23岁，共回收有效问卷409份，有效率为93.64%，剔除原因为被试漏答或作答呈现某种规律。
2.2 研究工具
通过实验启动的方式，唤起被试的环境责任，包括保护责任以及破坏责任，并对被试的群体认同感以及群体情绪进行测量。实验启动材料包括三种：控制组的启动材料主要内容为全球大气污染现状的新闻素材，不涉及中国人的具体行为;污染组的启动材料主要内容为中国人所做的加剧空气污染的行为;保护组的启动材料主要内容为中国人为改善空气质量所做出的贡献。启动结束之后包括两道题目，分别是为了排除被试不相信实验材料内容，造成启动效应失败以及排除被试本身对环境行为的态度存在的差异。
2.2.1 环境责任测量
环境责任的测量包含4个条目，污染责任与保护责任各2个条目，测量被试作为群体中的一员，对群体的环境责任的认知和评价，如“我们中国人的行为对空气污染的产生负有责任”或“我们中国人为治理空气污染做出了贡献”，采用5点计分。
2.2.2 群体认同量表
采用张克顺（2011）修订的群体认同感量表对大学生的群体认同进行测量，修订后的量表共5个项目，量表的内部一致性信度为0.85，各项目与量表总分相关在0.66–0.70之间。本研究将原量表中3个项目的学生群体扩大为所有中国群体，并重新检验其信效度，量表的内部一致性信度为0.78，各项目与量表总分相关在0.53–0.67之间。
2.2.3群体情绪测量
采取与Smith， Seger， Mackie（2007）相同的测量方式，当个体作为群体中的一员，对群体行为所产生的情绪，如：对于中国人的环境行为，我的情绪是___。用两个形容词表示，采用5点计分。主要评定3种群体情绪：群体内疚、群体愤怒和群体自豪。被试根据自己的情绪与给出的情绪形容词的符合程度进行打分。
3 结果
三组不同启动材料的被试均表示相信启动材料中的信息，差异不显著且都高于随机平均水平，[F（2，406）<1，p> 0.5]。在测量环境行为态度项目中，三组被试之间同样没有显著差异且都高于随机平均水平[F （2，406）<1，p> 0.5]。也就是说，被试对亲环境行为的态度没有差异且都是持肯定态度的，满足被试的同质性。
3.1 群体情绪的人口学差异
为研究不同性别被试的群体情绪是否存在差异，分别对污染组和保护组群体情绪的性别差异进行检验。结果表明，污染组的男女被试在群体内疚、群体愤怒和群体自豪的得分上均不存在显著差异。保护组的男女被试在群体内疚和群体愤怒的得分上没有显著差异，但在群体自豪的得分上有显著差异，男生的群体自豪感得分高于女生。也就是说，对于中国人群体的改善空气污染的行为，男生产生了更高的群体自豪感。
3.2 环境责任、群体情绪、群体认同的相关
首先考查环境责任、群体认同和群体情绪三组的平均值及标准差，并对变量间的相关关系进行检验。见表2。
3.3 责任分组的方差分析
将实验分组作为自变量，保护责任和破坏责任作为因变量，进行多因素方差分析，结果如下：在破坏责任的得分上分组主效应显著[F（2，406）=222.95， p<0.001， η?=0.52]。事后两两比较结果显示，污染组在破坏责任上的得分显著高于保护组和控制组，而保护组和控制组得分没有显著差异。在保护责任的得分上分组主效应显著[F（2，406）=219.25， p <0.001， η?=0.51]。事后两两比较结果显示，保护组在保护责任上的得分显著高于污染组和控制组，而污染组和控制组得分没有显著差异。 3.4 群体认同和群体情绪的差异检验
将实验分组作为自变量，群体认同作为因变量，进行单因素方差分析，结果显示分组主效应显著[F（2，406）=31.44，p <0.001]。事后两两比较结果表明，污染组在群体认同感上的得分显著低于保护组和控制组，而保护组和控制组的群体认同感没有显著差异。说明在阅读了群体污染空气行为的相关实验材料后，污染组的群体认同感显著降低了，但在阅读了群体的空气保护行为的相关材料后，保护组的群体认同感没有出现显著的提高，与控制组的基线水平相比没有显著变化。
将实验分组作为自变量，三种群体情绪作为因变量，进行多因素方差分析，结果显示：群体内疚[F（2，406）=24.05， η?=0.10]、群体愤怒[F（2，406）=90.38， η?=0.31]的得分上分组主效应显著（p <0.001）。事后两两比较结果表明，污染组的群体内疚、群体愤怒得分显著高于保护组和控制组，保护组和控制组的群体内疚、群体愤怒得分均没有显著差异，说明实验有效地诱发了污染组的群体内疚情绪、群体愤怒情绪;群体自豪的得分上分组主效应显著[F（2，406）=246.46， η?=0.55， p <0.001]。事后两两比较结果显示，保护组的群体自豪感得分显著高于污染组，控制组的群体自豪感得分同样显著高于污染组，而且保护组的群体自豪感得分也高于控制组且有显著差异，说明实验有效地诱发了保护组的群体自豪情绪。
3.5 群体认同在环境责任和群体认同的中介作用
采用温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云（2004）提出的中介效应检验方法，分别对各变量间的路径进行回归分析。
污染责任对群体愤怒进行回归分析时的标准化回归系数c为0.45，且回归系数显著。污染责任对群體认同进行回归分析的标准化回归系数a为-0.28，且回归系数显著。而将污染责任和群体认同同时带入方程对群体愤怒进行回归分析时，控制了污染责任的作用后，群体认同对群体愤怒的回归系数b为0.09，回归系数不显著。根据温忠麟等提出的中介效应检验程序，进行Sobel检验，结果显著（p<0.05） 。加入群体认同后，污染责任对群体愤怒的回归系数c’为0.43，仍然显著。因此群体认同在污染责任与群体愤怒的关系中起部分中介作用。污染责任通过群体认同到群体愤怒的中介效应为a×b=0.03，中介效应占总效应的比值为a×b/c=0.06。
以同样的方法检验群体认同在保护责任与群体自豪间起中介作用。以群体自豪为因变量，以保护责任为自变量进行回归分析时的标准化回归系数c为0.63，回归系数显著;以群体认同为因变量，以保护责任为自变量进行回归分析的标准化回归系数a为0.36，回归系数显著;将保护责任和群体认同同时带入方程对群体自豪进行回归分析时，控制了保护责任的作用后，群体认同对群体自豪的标准化回归系数b为0.14，而保护责任对群体自豪的标准化回归系数c’降为0.58，且保护责任和群体认同对群体自豪的回归系数都非常显著，由此可知，群体认同在保护责任与群体自豪之间起部分中介作用。保护责任通过群体认同到群体自豪的中介效应为a×b=0.05，中介效应占总效应的比值为a×b/c=0.08。
4 讨论
4.1 群体情绪的诱发
本次研究情绪测量的方式采用的是启动个体的群体成员身份，激活个体的群体认同以测量群体情绪（Smith， Seger， & Mackie， 2007）。结果表明与空气污染有关的环境责任确实能够诱发群体情绪，根据环境责任的不同分别产生积极的和消极的群体情绪。有研究指出，指向群体内部的情绪通常是由积极的或消极的群体事件引发，在面对消极事件时，不同群体认同感的个体产生的情绪反应是不同的，高群体认同的个体可能容易产生群体内疚，而低群体认同的个体可能容易产生群体愤怒（杨文娇， 2016）。未来的研究可以通过脑神经机制研究等进一步检验群体内疚和群体愤怒的产生机制。
4.2 群体认同与群体情绪
本研究的结果中，污染组产生了群体愤怒和群体内疚，且污染组的群体认同感显著低于保护组和控制组，一个可能的原因是群体内疚和愤怒虽然都是消极情绪，但仍然存在差异，内疚往往是指向自己的，而愤怒通常是指向客体的。人们认同自己所属的群体，当群体利益受到损害时，自然会产生愤怒，但内疚的产生却没有这么简单，因为内疚带有一种自责、自罪感，容易使人产生不舒服的感受，所以群体内疚和群体认同之间的相互作用可能更加复杂。相比较而言，积极情绪与群体认同的关系要简单得多，由于对群体有认同感，所以群体的积极行为或事件能够引发积极情绪，自豪是最常见的群体情绪，而群体自豪感的产生反过来又能促进个体对群体的肯定态度，提高群体认同感。根据群际情绪理论，群体认同程度高的人们比群体认同低的人们，群际情绪表现的会更强烈，这一效应对积极群际情绪（快乐、自豪）而言，更为为明显;但就消极情绪而言， 则比较模糊（刘峰， 佐斌， 2010）。
4.3 环境责任与群体认同对群体情绪的影响
环境责任既对群体情绪有直接作用，也部分地通过群体认同产生作用，群体认同在环境责任和群体情绪之间存在部分中介作用。也就是说，当污染责任被启动时，可以直接激活群体愤怒情绪，同时也可以使群体认同感降低，群体认同感的降低可以增加群体愤怒值;同样的，当保护责任被启动时，可以直接激活群体自豪情绪，同时也可以使群体认同感升高，群体认同感的升高增加群体自豪值。
群体认同是社会心理学家公认的影响群体行为产生的是三大因素之一，群体认同不仅会促使个体产生与群体成员相同的情绪反应，也能促进个体表现出与其他群体成员相似的行为。尤其对于群体认同感较高的个体，当群体形象或利益受损时，很有可能会参与群体行为以维护群体的形象和利益（陈浩， 薛婷， 乐国安， 2012）。 参考文献
[1]陈浩， 薛婷， 乐国安 （2012）. 工具理性， 社会认同与群体愤怒. 心理科学进展， 20（1）， 127–136.
[2]刘峰， 佐斌 （2010）. 群际情绪理论及其研究. 心理科学进展， 18（6）， 940–947.
[3]吕小康， 王丛 （2017）. 空气污染对认知功能与心理健康的损害. 心理科学进展， 25（1）， 111–120.
[4]吕忠梅， 高利红， 余耀军 （2001）. 环境资源法. 北京： 中国法制出版社.
[5]温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云 （2004）. 中介效应检验程序及其应用. 心理学报， 36（5）， 614 – 620.
[6]杨文娇 （2016）. 空气污染情境中的群体情绪及行为倾向研究. 北京： 北京林业大学.
[7]张克顺 （2011）. 高中生群体情绪及其影响因素研究. 北京：首都师范大学.
[8]Boeden， R. J. ， & Schettino， A. P. （1979） Determinants of environmentally responsible behavior. The Journal of Environmental Education， 10（4）， 35–39
[9]Iyer， A. ， & Leach， C. W. （2008）. Emotion in inter-group relations. European Review of Social Psychology， 19， 86–124.
[10]Smith， E. R.， Seger， C. R. ， & Mackie， D. M. （2007）. Can Emotions Be Truly Group Level？ Evidence Regarding Four Conceptual Criteria. Journal of Personality and Social Psychology， 93（3）， 431 – 446.
[11]Thomas， E. F.， McGarty， G.， & Mavor， K. I. （2009）. Transforming “Apathy into movement”： The role of prosocial emotions in motivating action for social change. Personality and Social Psychology Review， 13， 310–333.
作者簡介：
第一作者简介：白灵娜（1993—），女，回族，河北石家庄人，心理学硕士，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。
第二作者简介：杨文娇（1991—），女，汉族，山东省聊城人，心理学硕士，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。
通讯作者：王广新（1971—），男，汉族，黑龙江省虎林人，副教授，单位：北京林业大学人文社会科学学院，研究方向：生态与文化心理学。