共情與親社會(huì)行為關(guān)系的元分析*

丁鳳琴 陸朝暉

(寧夏大學(xué)教育學(xué)院,銀川 750021)

1 問(wèn)題提出

親社會(huì)行為(Prosocial behavior)泛指一切有益于他人和社會(huì)的積極行為(Eisenberg&Miller,1987;寇彧,付艷,馬艷,2004),包括助人、利他、分享、安慰、合作、捐助、關(guān)心等(Greener&Crick,1999;Eisenberg&Fabes,1998)。從個(gè)體層面而言,親社會(huì)行為具有提升個(gè)體自尊,實(shí)現(xiàn)個(gè)體自我滿(mǎn)足的功能(Yates&Youniss,1996;Laible,Carlo,&Roesch,2004);從人際關(guān)系角度而言,親社會(huì)行為有助于增進(jìn)人際交往,促進(jìn)人際適應(yīng)和人際和諧(Campbell,Gulas,&Gruea,1999;寇彧,唐玲玲,2004);從社會(huì)視角而言,親社會(huì)行為是社會(huì)公益和社會(huì)責(zé)任的象征,更是社會(huì)和諧發(fā)展與建構(gòu)的基礎(chǔ)(Campbell et al.,1999;寇彧,唐玲玲,2004;Penner,Dovidio,Piliavin,&Schroeder,2005)。因此,親社會(huì)行為一直以來(lái)都是社會(huì)備受關(guān)注的研究主題?；仡櫤褪崂磉^(guò)去近30年的研究文獻(xiàn),我們發(fā)現(xiàn),在眾多親社會(huì)行為的影響因素中,共情被普遍認(rèn)為是對(duì)親社會(huì)行為影響較大的因素之一(Batson,1987a;Del Barrio,Escrivá,&Porcar,2004;Eisenberg&Miller,1987;Eisenberg et al.,1996;Findlay,Girardi,&Coplan,2006;Stocks,Lishner,Waits,&Downum,2011;Vitaglione&Barnett,2003;余宏波,劉桂珍,2006)。然而,到目前為止,鮮有研究對(duì)共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系進(jìn)行定量整合和分析,基于此,本研究采用元分析(Meta-analysis)的方法探討共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系以及可能影響二者關(guān)系的因素,從而得出關(guān)于二者關(guān)系更普遍、更準(zhǔn)確的結(jié)論。

1.1 共情的概念及其測(cè)量

關(guān)于共情(Empathy)概念的界定,研究者尚存在一定的分歧,主要體現(xiàn)在共情概念的情感取向、認(rèn)知取向和多維取向方面。首先,情感取向的研究者認(rèn)為,共情是一種情緒情感反應(yīng),如Eisenberg和Strayer(1987)強(qiáng)調(diào),共情是指?jìng)€(gè)體對(duì)他人情感狀態(tài)的理解、并表現(xiàn)出與他人相似的情緒體驗(yàn)和情感反應(yīng)。早期,Mehrabian和Epstein(1972)編制了情緒反應(yīng)量表(Questionnaire Measure of Emotion Empathy,QMEE),對(duì)共情的情感成分進(jìn)行了測(cè)量,該量表包括情緒感染敏感性、對(duì)陌生人情緒的理解、極端情緒反應(yīng)、情緒感動(dòng)的傾向、同情傾向、自愿接觸不幸他人的傾向等7個(gè)維度。后來(lái),Batson(1987b)編制了共情反應(yīng)量表(Empathy Concern Scale,ECS),通過(guò)同情的、憐憫的、心軟的、體貼的、溫暖的、受感動(dòng)的6種情感詞匯來(lái)評(píng)定共情的情感成分。以上兩個(gè)量表均測(cè)量的是情感取向的共情,但Mehrabian與Epstein編制的情緒反應(yīng)量表(QMEE)測(cè)量的是一般情境中個(gè)體對(duì)他人穩(wěn)定的共情反應(yīng);而B(niǎo)atson編制的共情反應(yīng)量表(ECS)測(cè)量的則是特定情境中對(duì)情境故事主人公暫時(shí)的感同身受的共情反應(yīng)。

其次,認(rèn)知取向的研究者認(rèn)為,共情是基于認(rèn)知基礎(chǔ)上的理解和判斷他人情感的能力。如Ickes(1993)認(rèn)為,共情是指?jìng)€(gè)體理解和判斷他人心理感受的一種能力;Feshbach(1987)和Hoffman(2001)也認(rèn)為,共情是通過(guò)對(duì)他人內(nèi)在情緒狀態(tài)進(jìn)行認(rèn)知,從而產(chǎn)生對(duì)他人情緒體驗(yàn)的能力。以上研究者均認(rèn)為,共情主要是對(duì)他人情感狀態(tài)的辨別與區(qū)分,在此認(rèn)知基礎(chǔ)上產(chǎn)生共情。Hogan(1969)據(jù)此編制了共情量表(Hogan Empathy Scale,HES),該問(wèn)卷共有64個(gè)題項(xiàng),主要用來(lái)測(cè)量個(gè)體對(duì)他人情緒狀態(tài)的認(rèn)知反應(yīng)能力。

最后,多維取向的研究者認(rèn)為,共情包括認(rèn)知共情和情緒共情兩種基本成分,如Gladstein(1983)認(rèn)為,認(rèn)知共情是共情的主要組成部分,是指識(shí)別他人情緒,理解他人觀(guān)點(diǎn)的能力;而在理解和識(shí)別他人情緒的同時(shí),還必須對(duì)他人的情緒感受產(chǎn)生共鳴,即情感共情。目前,共情的兩成分理論被越來(lái)越多的學(xué)者所接受(崔芳,南云,羅躍嘉,2008)。然而,認(rèn)知共情和情感共情雖然都是共情的必要成分,但二者顯然不同。認(rèn)知共情側(cè)重于對(duì)情緒狀態(tài)的推理與判斷,而情感共情則主要是對(duì)他人情緒狀態(tài)的感受和體驗(yàn)。因此,情感共情可以看作是認(rèn)知共情的深入,是對(duì)情緒狀態(tài)判斷推理后所產(chǎn)生的感同身受的情緒反應(yīng)。Davis(1983)編制了國(guó)內(nèi)外使用最普遍的人際反應(yīng)指針量表(Interpersonal Relation Index,IRI),該量表共有28個(gè)題項(xiàng),主要從觀(guān)點(diǎn)采擇(Perspective Taking)、想象(Fantasy)、個(gè)體憂(yōu)傷(Personal Distress)和共情關(guān)注(Empathy Concern)四個(gè)維度測(cè)量個(gè)體的認(rèn)知共情和情感共情。Baron-Cohen和Wheelwright(2004)編制了共情問(wèn)卷(Empathy Quotient,EQ),該量表主要用來(lái)測(cè)量異常群體(如自閉癥、孤獨(dú)癥)的共情能力,包括認(rèn)知共情、情感反應(yīng)和社會(huì)技能三個(gè)維度,共60個(gè)題項(xiàng)。Darrick和Farrington(2006)則針對(duì)以往量表的不足編制了基本移情量表(Basic Empathy Scale,BES),該量表不但圍繞認(rèn)知共情和情感共情的定義進(jìn)行編制,還以人類(lèi)最基本的高興、生氣、悲傷、恐懼四種情緒為依據(jù),共20個(gè)題項(xiàng),對(duì)共情的認(rèn)知和情感兩個(gè)成分進(jìn)行評(píng)估。近年來(lái),一些研究者提出了新的共情結(jié)構(gòu),認(rèn)為共情不僅僅包括認(rèn)知和情感兩種成分,還應(yīng)該包括行為成分(劉聰慧,王永梅,俞國(guó)良,王擁軍,2009;Schulte-Rüther,Markowitsch,Shah,Fink,&Piefke,2008)。在此基礎(chǔ)上,我國(guó)學(xué)者趙會(huì)青(2010)編制了共情量表(Empathy Scale,ES),包括認(rèn)知共情,情感共情和行為共情三個(gè)維度,共22個(gè)題項(xiàng)?？梢?jiàn),共情多維取向的衡量標(biāo)準(zhǔn)有多種,目前還沒(méi)有達(dá)成統(tǒng)一的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn),我們認(rèn)為,共情多維取向的衡量應(yīng)該依據(jù)理論參照多個(gè)標(biāo)準(zhǔn)才能較為全面地進(jìn)行考察。

綜上所述,可以認(rèn)為,共情的概念及其測(cè)量還存在較多爭(zhēng)論,爭(zhēng)論的焦點(diǎn)主要在于共情究竟包含何種成分。情感取向的研究者注重共情的情緒情感反應(yīng),其核心是考慮與情境相一致的個(gè)體的情緒情感反應(yīng)能力;認(rèn)知取向的研究者注重共情的認(rèn)知特征,其核心是關(guān)注對(duì)他人情感認(rèn)知、意圖和評(píng)價(jià)基礎(chǔ)上的共情;多維取向的研究者注重共情的系統(tǒng)性,其核心是關(guān)注共情中認(rèn)知和情感以及行為的相互作用。我們認(rèn)為,特定情境中可以使用共情的情感取向或認(rèn)知取向量表,但在復(fù)雜的人際互動(dòng)中,共情的情感取向或認(rèn)知取向有其局限性,而共情的多維取向?qū)⒂兄谔接懬榫骋蛩睾蛡€(gè)體因素的共同影響,這也是解釋復(fù)雜心理現(xiàn)象的切入點(diǎn)。而無(wú)論是哪種測(cè)量工具,都是基于共情的認(rèn)知過(guò)程和情感反應(yīng)編制的,將其納入元分析是可行的。

1.2 共情的理論

研究者基于共情的概念分別從情感角度、認(rèn)知角度以及多維角度提出了不同的共情理論。從情感層面解釋共情的理論強(qiáng)調(diào),共情是一種情緒感染,是對(duì)他人情緒的被動(dòng)感知。如鏡像神經(jīng)元理論認(rèn)為,共情是個(gè)體的鏡像神經(jīng)元對(duì)被共情者情緒情感的鏡像反應(yīng),也就是說(shuō),當(dāng)個(gè)體知覺(jué)到他人情緒后,其大腦的某一腦區(qū)會(huì)產(chǎn)生與他人相同的情緒(Preston&De Waal,2002)。再如,情緒共享理論認(rèn)為,個(gè)體與他人之間的情緒共享是共情的基礎(chǔ)(Decety&Sommerville,2003)。而所謂情緒共享,是指?jìng)€(gè)體在知覺(jué)他人面部表情、形體動(dòng)作、聲音語(yǔ)調(diào)等外部信息的同時(shí),自我大腦相應(yīng)動(dòng)作或情感部位會(huì)被自動(dòng)激活,從而使個(gè)體產(chǎn)生與他人同樣的情緒表征。日常生活中母子哭泣和高興的傳染、葬禮上人與人之間悲戚情緒的感染等均屬于情緒共享。以上共情理論均強(qiáng)調(diào),個(gè)體情緒感染的本質(zhì)是來(lái)源于他人而非自我本身。

從認(rèn)知層面理解共情的理論強(qiáng)調(diào),共情是對(duì)他人情緒情感狀況的感知和理解,只有當(dāng)更高級(jí)的認(rèn)知過(guò)程介入時(shí)才有可能產(chǎn)生共情(Rameson&Lieberman,2009),如心理理論和觀(guān)點(diǎn)采擇理論。心理理論最早是由Premack和Woodruff(1978)發(fā)現(xiàn)的,是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己或他人心理狀態(tài)的認(rèn)識(shí),并由此產(chǎn)生對(duì)自己或他人相應(yīng)行為解釋的能力。相應(yīng)地,共情是個(gè)體基于自我與他人認(rèn)識(shí)和評(píng)價(jià)基礎(chǔ)上產(chǎn)生的對(duì)他人情緒情感的反應(yīng)能力(Lieberman,2007;Singer,2006)。而觀(guān)點(diǎn)采擇理論則強(qiáng)調(diào)個(gè)體通過(guò)相關(guān)信息對(duì)他人的觀(guān)點(diǎn)進(jìn)行推斷以及做出反應(yīng)的能力。如Jackson,Brunet,Meltzoff和Decety(2006)研究發(fā)現(xiàn),個(gè)體以自我和他人身份想象某種疼痛經(jīng)驗(yàn),結(jié)果均激活了個(gè)體的疼痛情緒?？梢?jiàn),以上共情理論均強(qiáng)調(diào),個(gè)體共情的產(chǎn)生依賴(lài)于對(duì)他人情緒狀態(tài)的感知與評(píng)價(jià)。

隨著共情理論研究的深入,國(guó)內(nèi)學(xué)者劉聰慧等人(2009)對(duì)以上理論進(jìn)行整合,基于多維角度提出了共情的動(dòng)態(tài)模型。該理論認(rèn)為,共情是一個(gè)動(dòng)態(tài)的系統(tǒng),包括認(rèn)知、情感和行為三個(gè)系統(tǒng),三者之間密切聯(lián)系。如當(dāng)他人處于困境時(shí),共情的認(rèn)知和情感系統(tǒng)首先被激活,個(gè)體在產(chǎn)生與他人感同身受的情緒情感后,進(jìn)一步對(duì)他人的情緒狀況進(jìn)行感知和評(píng)估,當(dāng)發(fā)現(xiàn)他人需要幫助時(shí)則可能表現(xiàn)出一定的行為。該理論更能反映個(gè)體共情的心理本質(zhì),并且從三個(gè)系統(tǒng)之間的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)換角度出發(fā),為共情的發(fā)生機(jī)制提供了理論基礎(chǔ)。

1.3 共情與親社會(huì)行為的關(guān)系

在親社會(huì)行為產(chǎn)生的理論建構(gòu)中,學(xué)者們一直很重視共情(Empathy)在其中的重要作用。Batson(1987a)最早提出了共情—利他假說(shuō)(Empathyaltruism Hypothesis),該假說(shuō)認(rèn)為,當(dāng)他人處于困境時(shí),旁觀(guān)者會(huì)產(chǎn)生一種指向受助對(duì)象的情緒,包括共情、同情、憐憫等,這種情緒強(qiáng)度越大,個(gè)體想解除他人困境的利他動(dòng)機(jī)就越強(qiáng),就越有可能采取幫助行為。Crick和Dodge(1994)的社會(huì)信息加工模型(Social Information Processing Model,SIP)則強(qiáng)調(diào),個(gè)體產(chǎn)生親社會(huì)行為的首要階段是進(jìn)行線(xiàn)索編碼(Encoding),即個(gè)體注意到他人求助的痛苦表情,并對(duì)他人的痛苦感同身受,這是決定個(gè)體是否實(shí)施親社會(huì)行為的前提。Dickert,Sagara和Slovic(2011)提出了捐贈(zèng)決策的二階模型(A Two-stage Model of Donation Decisions),該模型強(qiáng)調(diào),捐贈(zèng)的認(rèn)知決策可以分為兩個(gè)階段：第一階段涉及個(gè)體是否對(duì)他人捐贈(zèng),該階段的認(rèn)知決策主要受個(gè)體自身情緒的影響;第二階段涉及個(gè)體對(duì)他人捐贈(zèng)的數(shù)量,該階段的認(rèn)知決策受個(gè)體對(duì)他人共情感受體驗(yàn)的影響?？傊?以上理論均強(qiáng)調(diào)了共情在親社會(huì)行為產(chǎn)生中的作用,為共情與親社會(huì)行為的關(guān)系提供了豐富的理論依據(jù)。

此外,研究者也通過(guò)實(shí)證研究驗(yàn)證了共情對(duì)親社會(huì)行為的重要影響。研究發(fā)現(xiàn),共情是助人行為的重要促動(dòng)因素(Carlo&Randall,2002);共情可以幫助人們更加關(guān)注他人的感受和需要,從而激發(fā)其助人行為(Batson,1987a;Batson,Eklund,Chermok,Hoyt,&Ortiz,2007);共情與利他行為、合作行為、捐助行為等呈顯著正相關(guān)(Batson,Klein,Highberger,&Shaw,1995;Batson,Thompson,&Chen,2002;Bekkers,2005;岑國(guó)楨,王麗,李勝男,2004;Coke,Batson,&McDavis,1978;丁鳳琴,納雯,2015;Eisenberg,Eggum,&Di Giunta,2010;李遼,1990;Manucia,Baumann,&Cialdini,1984);共情能夠預(yù)測(cè)兒童和青少年的親社會(huì)行為,共情水平高的個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為(Calvo,González,& Martorell,2001;Carlo&Randall,2002;Findlay et al.,2006;McMahon,Wernsman,&Parnes,2006)。然而,也有一些研究認(rèn)為,共情與親社會(huì)行為之間并不存在顯著相關(guān)(Bekkers,2006;Einolf,2008;Underwood&Moore,1982;張嘉瑋,崔光成,1993)。以上共情與親社會(huì)行為關(guān)系的研究結(jié)果不盡一致,這表明,在二者之間可能還存在著調(diào)節(jié)變量。據(jù)此,本研究采用元分析的方法,深入探討共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系以及可能存在于二者之間的調(diào)節(jié)變量。

1.4 共情與親社會(huì)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

被試年齡。目前有關(guān)共情年齡效應(yīng)的研究并沒(méi)有得出一致的結(jié)論。一些研究發(fā)現(xiàn),共情會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而提高(Litvack-Miller,McDougall,&Romney,1997;Richter&Kunzmann,2011;Sze,Gyurak,Goodkind,&Levenson,2012;Underwood&Moore,1982),即相比兒童與青少年,成人的共情能力更高;另一些研究則發(fā)現(xiàn),共情會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而有所下降(Mehrabian&Epstein,1972;Phillips,MacLean,&Allen,2002),尤其是認(rèn)知共情(Bailey,Henry,& von Hippel,2008;Pratt,Diessner,Pratt,Hunsberger,&Pancer,1996);還有一些研究認(rèn)為,共情并不存在年齡效應(yīng)(Bailey&Henry,2010;Mestre,Samper,&Frias,2004)。此外,目前關(guān)于親社會(huì)行為年齡效應(yīng)的研究也沒(méi)有得出一致的結(jié)論,一些研究發(fā)現(xiàn),與兒童相比,青少年表現(xiàn)出了更多的親社會(huì)行為(Eisenberg,Fabes,&Spinrad,2006);也有一些研究發(fā)現(xiàn),隨著年齡的增長(zhǎng),個(gè)體的親社會(huì)行為會(huì)降低(Carlo,Crockett,Randall,&Roesch,2007;Nantel-Vivier et al.,2009)。以上研究結(jié)果均表明,個(gè)體的共情與親社會(huì)行為會(huì)受到年齡的影響,那么,共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系是否也會(huì)受到年齡的影響呢？以往鮮有研究進(jìn)行論證。因此,本研究采用元分析的方法探討年齡對(duì)共情與親社會(huì)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。我們假設(shè),年齡會(huì)調(diào)節(jié)共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系。

共情測(cè)量工具類(lèi)型。如前所述,研究者們對(duì)共情的概念仍沒(méi)有一個(gè)統(tǒng)一的界定,這導(dǎo)致了共情測(cè)量工具的多樣性。我們認(rèn)為,以上共情測(cè)量工具還存在如下問(wèn)題：①共情測(cè)量工具類(lèi)型的不統(tǒng)一。如Batson(1987b)編制的ECS量表用來(lái)測(cè)量被試在特定情境下產(chǎn)生的共情,這種共情強(qiáng)調(diào)的是暫時(shí)的狀態(tài),也就是研究者提出的狀態(tài)共情(Batson et al.,2007;De Vignemont&Singer,2006);而 Mehrabian和 Epstein(1972)編制的 QMEE、Darrick和 Farrington(2006)編制的BES、趙會(huì)青(2010)編制的ES、Davis(1983)編制的IRI量表測(cè)量的是被試日常生活中穩(wěn)定的共情能力,這種穩(wěn)定的共情可以被看作是個(gè)體的人格特質(zhì)或一般能力,即特質(zhì)共情(Davis,1983)。因此,共情測(cè)量工具的類(lèi)型有很大的差異性。②共情測(cè)量情境誘發(fā)的不統(tǒng)一。如Batson和Ahmad(2001)采用緊急意外災(zāi)難情境來(lái)誘發(fā)被試的共情;Lamm,Batson和Decety(2007)采用真實(shí)疼痛情境,讓被試觀(guān)看疼痛視頻并想象自己和他人處在疼痛情境中會(huì)產(chǎn)生什么樣的感受來(lái)評(píng)估被試的共情;丁鳳琴和納雯(2015)則采用慈善捐助情境來(lái)測(cè)量被試的共情。以往研究表明,不同情境下,被試的共情反應(yīng)是不同的(Batson&Ahmad,2001;Campbell et al.,1999;Stocks et al.,2011)。因此,共情測(cè)量有很大的情境特異性。③共情測(cè)量工具維度取向的不統(tǒng)一。有測(cè)量共情情感維度的量表,如Batson(1987b)的ECS量表和Mehrabian(1972)的QMEE量表;也有測(cè)量共情認(rèn)知和情感維度的量表,如Davis(1983)的 IRI量表和 Darrick和 Farrington(2006)的BES量表;更有測(cè)量共情情感、認(rèn)知和行為維度的量表,如趙會(huì)青(2010)編制的ES量表。由于不同的共情測(cè)量工具維度取向不同,計(jì)分標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一,導(dǎo)致不同的研究結(jié)果也就不能直接進(jìn)行比較。Eisenberg和Miller(1987)指出,不同的測(cè)量方法會(huì)影響兩個(gè)變量之間關(guān)系的強(qiáng)度。因此,我們假設(shè),不同共情測(cè)量工具會(huì)調(diào)節(jié)共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系。

文化背景。文化是一個(gè)國(guó)家或民族在長(zhǎng)期社會(huì)發(fā)展中積累下來(lái)的產(chǎn)物,它影響著個(gè)體的價(jià)值觀(guān),道德觀(guān),并塑造著個(gè)體后續(xù)的行為。研究發(fā)現(xiàn),文化在個(gè)體的情緒認(rèn)知中扮演著重要的角色(Adams et al.,2010;Moriguchi et al.,2005);不同文化背景下個(gè)體的共情能力存在差異(Aaker&Williams,1998;Han&Northoff,2008);與美國(guó)人相比,集體主義文化背景下的中國(guó)人更能采擇他人的想法(Wu&Keysar,2007),共情能力更高(Chentsova-Dutton&Tsai,2010)。可見(jiàn),共情的確存在文化差異。不僅如此,親社會(huì)行為也存在文化差異,如Bergeron和Schneider(2005)的研究發(fā)現(xiàn),在強(qiáng)調(diào)集體主義和儒家文化的背景下,個(gè)體的攻擊行為更低;Trommsdorff,Friedlmeier和Mayer(2007)研究則發(fā)現(xiàn),東方文化背景下的兒童比西方文化背景下的兒童表現(xiàn)出更少的親社會(huì)行為。而更為重要的是,譚樹(shù)華等人(2011)研究發(fā)現(xiàn),群際文化接觸會(huì)調(diào)節(jié)共情與助人行為之間的關(guān)系;Trommsdorff等人(2007)研究也表明,相比于西方文化背景下的兒童,東方文化背景下的兒童共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系更弱。因此,本研究假設(shè),共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系會(huì)受文化背景因素的調(diào)節(jié)。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)選取

本研究使用中文和英文搜索引擎對(duì)1990年之后的文獻(xiàn)進(jìn)行了全面搜索(因?yàn)闈M(mǎn)足共情與親社會(huì)行為關(guān)系的國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)最早出現(xiàn)在1990年,為了有效地與國(guó)外文獻(xiàn)匹配和對(duì)應(yīng),僅將1990以后的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)納入元分析),中文搜索主要使用CNKI數(shù)據(jù)庫(kù)、維普期刊網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)、優(yōu)秀碩博士論文數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)國(guó)內(nèi)有關(guān)共情與親社會(huì)行為關(guān)系的相關(guān)研究進(jìn)行了檢索。共情的檢索詞為“共情”、“移情”、“通情”;親社會(huì)行為的檢索詞為“親社會(huì)行為”、“助人行為”、“利他行為”、“捐助行為”、“分享”、“安慰”、“合作”。英文文獻(xiàn)則主要使用SpringerLink、ElsevierSD、Wiley、Emerald、ProQuest博碩士論文全文數(shù)據(jù)庫(kù)、SCI數(shù)據(jù)庫(kù)、互聯(lián)網(wǎng)google學(xué)術(shù)等進(jìn)行檢索。共情的英文檢索詞為“empathy”、“empathic concern”, 親社會(huì)行為的 檢 索 詞 為 “prosocialbehavior”、 “helping behavior”、“altruism”、“altruistic behavior”。對(duì)于已經(jīng)搜索到但沒(méi)有研究?jī)?nèi)容的文獻(xiàn),則通過(guò)館際互借的方式獲得。

文獻(xiàn)選取標(biāo)準(zhǔn)：(1)研究必須是關(guān)于共情和親社會(huì)行為關(guān)系的實(shí)證研究,資料數(shù)據(jù)完整,樣本大小明確,排除純理論和文獻(xiàn)綜述類(lèi)文章;(2)文獻(xiàn)中報(bào)告的共情來(lái)源于被試本人,即只包括同源數(shù)據(jù),不包括異源數(shù)據(jù);(3)文獻(xiàn)中明確標(biāo)明測(cè)量工具,且使用的測(cè)量工具為廣泛使用的,屬于IRI、BES、QMEE、ECS和ES量表的文獻(xiàn),數(shù)據(jù)重復(fù)發(fā)表的只取其一,使用非標(biāo)準(zhǔn)化方法和其他測(cè)量工具的文獻(xiàn)被排除在外;(4)研究對(duì)象為正常人,精神病人等其他異常群體被排除在外;(5)文獻(xiàn)考察了共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)關(guān)系,并明確報(bào)告了r值或能轉(zhuǎn)化為r的F值、t值或χ2值,不包括運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型、回歸分析及其它統(tǒng)計(jì)方法獲得的數(shù)據(jù)。最終得到符合要求的文獻(xiàn)76篇,其中,中文文獻(xiàn)37篇,英文文獻(xiàn)39篇(有1篇文獻(xiàn)被獨(dú)立編碼2次)。

對(duì)納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：(1)文獻(xiàn)信息(作者名+發(fā)表年限);(2)總樣本量;(3)被試年齡;(4)共情測(cè)量工具類(lèi)型;(5)文化背景;(6)相關(guān)系數(shù)(詳見(jiàn)表 1)。

文獻(xiàn)編碼的有效性主要通過(guò)兩位編碼者的一致性來(lái)進(jìn)行考察。本研究中,兩位編碼者的一致性為93.5%,說(shuō)明本研究文獻(xiàn)編碼是比較有效而準(zhǔn)確的。此外,兩位編碼者對(duì)編碼不一致的文獻(xiàn)也進(jìn)行了認(rèn)真探討,并最終達(dá)成了共識(shí)。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析

本研究采用CMA 2.0(Comprehensive Metaanalysis 2.0)進(jìn)行元分析,采用相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值。在編碼過(guò)程中,一些文獻(xiàn)沒(méi)有直接報(bào)告共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)系數(shù),而是報(bào)告了F值、t值或χ2值,我們采用王潔、陳健芷、楊琳和高爽(2013)的相關(guān)公式將其轉(zhuǎn)化成r值,具體轉(zhuǎn)化公式為：r=[t2/(t2+df)]1/2,df=n1+n2-2;r=[F/(F+df)]1/2,df=n1+n2-2;r=[χ2/(χ2+N)]1/2。同時(shí),一些文獻(xiàn)還報(bào)告了不同年齡被試的相關(guān)系數(shù),因本元分析考慮年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng),故將其分開(kāi)編碼。還有一些文獻(xiàn)則只報(bào)告了共情各維度與親社會(huì)行為之間的相關(guān),我們采用相關(guān)系數(shù)合成的方法(r-FisherZ)得到了共情總量表與親社會(huì)行為的相關(guān)系數(shù)。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

元分析有兩種效應(yīng)模型可以選擇,隨機(jī)效應(yīng)模型(Random Effect Model)和固定效應(yīng)模型(Fixed Effect Model),當(dāng)效應(yīng)值顯著時(shí)應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型,反之則選用固定效應(yīng)模型。由于本研究要探討共情測(cè)量工具、年齡和文化背景的調(diào)節(jié)作用,理論而言,采用隨機(jī)效應(yīng)模型更適合本元分析。為了進(jìn)一步從實(shí)證角度檢驗(yàn)每一個(gè)研究結(jié)果是否可以代表總體效應(yīng)量的樣本估計(jì),需要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。本研究異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示,Q值為682.02(p〈0.001),說(shuō)明本元分析適合選擇隨機(jī)效應(yīng)模型來(lái)合并效應(yīng)量,其中,I-squared值為88.86,說(shuō)明由效應(yīng)值的真實(shí)差異造成的變異量占總變異的88.86%。Tau-squared值為0.03,說(shuō)明研究間的變異有3.1%可用于計(jì)算權(quán)重。

3.2 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

發(fā)表偏差是指在收集文獻(xiàn)的過(guò)程中,研究者可能只收集了已經(jīng)出版的文獻(xiàn),而遺漏了未出版的文獻(xiàn),這樣會(huì)導(dǎo)致元分析的效應(yīng)值高于真實(shí)值(Kuppens,Laurent,Heyvaert,&Onghena,2013)。對(duì)此,本研究采用漏斗圖(Funnel Plot)和 Egger’s檢驗(yàn)來(lái)評(píng)估出版偏差。

從漏斗圖(圖1)可以看出,元分析所選取的文獻(xiàn)大都集中在漏斗圖上方,處于下方的文獻(xiàn)很少,并且文獻(xiàn)均勻的分布在兩側(cè),基本呈對(duì)稱(chēng)趨勢(shì),表明元分析存在出版偏差的可能性較小。

因漏斗圖可能具有主觀(guān)評(píng)判性,進(jìn)一步采用Egger’s檢驗(yàn)來(lái)評(píng)估出版偏差。Egger’s檢驗(yàn)也叫

回歸截距法,回歸方程的截距越大,則表明出版偏差越大,當(dāng)回歸方程的截距達(dá)到顯著性水平時(shí),說(shuō)明元分析結(jié)果可能存在出版偏差。

表1 元分析中納入的原始研究

續(xù)表1

Egger’s檢驗(yàn)結(jié)果表明,Egger’s Intercept為 0.89(CI=-0.801～2.575,p〉0.05),說(shuō)明本元分析不存在發(fā)表偏差,這與漏斗圖觀(guān)察的結(jié)果是一致的。

圖1 基于Fisher Z分?jǐn)?shù)漏斗圖

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)

本元分析包含77個(gè)獨(dú)立樣本,共20352名被試,隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果表明,共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)系數(shù)r為 0.38(CI=0.34～0.42,Z=17.97,p〈0.001),說(shuō)明共情與親社會(huì)行為之間呈中等強(qiáng)度的正相關(guān)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究考察了被試年齡(兒童、青少年與成人)、文化背景(東方、西方文化)、共情測(cè)量工具(QMEE、IRI、BES、ECS和ES)對(duì)共情與親社會(huì)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,結(jié)果見(jiàn)表2。

表2結(jié)果表明,被試年齡(Qb=13.28,p〈0.01)和共情的測(cè)量工具(Qb=32.21,p〈0.001)都會(huì)影響共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系,具體而言,兒童的共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)最高(r=0.52),成人的共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)最低(r=0.34);不同共情測(cè)量工具的結(jié)果表明,使用共情量表(ES)測(cè)得的共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)最高(r=0.52),而使用共情反應(yīng)量表(ECS)和情緒反應(yīng)量表(QMEE)測(cè)得的共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)較低(r=0.35;r=0.36)。文化背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)則表明,在東西方文化背景下,被試共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)并不存在顯著差異(Qb=0.27,p〉 0.05)。

表2 共情與親社會(huì)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4 討論

4.1 共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系

本研究對(duì)近30年共情與親社會(huì)行為關(guān)系的實(shí)證研究進(jìn)行了元分析,共納入了76項(xiàng)研究,20352名被試。研究結(jié)果顯示,共情與親社會(huì)行為之間存在顯著正相關(guān)(r=0.38,p〈0.001),表明共情與親社會(huì)行為關(guān)系密切,與以往研究結(jié)果吻合(Batson,Klein,et al.,1995,Batson et al.,2002;Bekkers,2005;岑國(guó)楨等,2004;Coke et al.,1978;丁鳳琴,納雯,2015;李遼,1990;Manucia et al.,1984)。這可能是因?yàn)?個(gè)體在對(duì)他人產(chǎn)生共情的過(guò)程中需要認(rèn)知和情感的參與,而個(gè)體的親社會(huì)行為也是建立在情緒和認(rèn)知基礎(chǔ)之上的,因而二者關(guān)系密切。Barr和Higgins-D’Alessandro(2007)的研究發(fā)現(xiàn),青少年的認(rèn)知共情與情緒共情都與利他行為呈顯著正相關(guān)。

此外,Crick和Dodge(1994)的社會(huì)信息加工模型(SIP)也認(rèn)為,對(duì)他人求助線(xiàn)索的編碼和體驗(yàn),即共情,是個(gè)體親社會(huì)行為產(chǎn)生的基礎(chǔ)。共情能力高的個(gè)體更容易對(duì)求助者的內(nèi)心感受和需要感同身受,從而做出親社會(huì)行為(Batson,1987a;Batson et al.,2007)。也就是說(shuō),共情誘發(fā)了個(gè)體對(duì)他人行為的判斷和情緒體驗(yàn),使其更容易感知他人的求助訴求和求助感受,促進(jìn)個(gè)體對(duì)他人產(chǎn)生親社會(huì)行為。因此,共情與親社會(huì)行為的關(guān)系應(yīng)得到教育實(shí)踐者和社會(huì)公眾的重視,今后可以通過(guò)共情的激發(fā)與培養(yǎng)以進(jìn)一步提升個(gè)體的親社會(huì)行為。

需要指出的是,我們的研究結(jié)果表明,共情與親社會(huì)行為之間存在中等程度的相關(guān),也就是說(shuō),個(gè)體共情與親社會(huì)行為的關(guān)系還與其他很多因素有關(guān)。如道德判斷的雙加工模型(Dual-process Model)強(qiáng)調(diào)情緒反應(yīng)和認(rèn)知推理對(duì)道德決策和道德行為的共同影響(Greene,Nystrom,Engell,Darley,&Cohen,2004)。而個(gè)體的心理愿望、意圖、歸因、信念等都屬于認(rèn)知推理的范疇,同時(shí)也包含了情緒的成分。情緒認(rèn)知評(píng)價(jià)理論也強(qiáng)調(diào),個(gè)體通過(guò)對(duì)某種情境進(jìn)行認(rèn)知評(píng)價(jià)從而產(chǎn)生特定的情緒反應(yīng),進(jìn)而影響個(gè)體的后續(xù)行為(Lazarus,1991),說(shuō)明共情測(cè)量情境也是影響二者關(guān)系的重要變量,這一點(diǎn)在Batson和Ahmad(2001)、Lamm等人(2007)、丁鳳琴和納雯(2015)的研究中均得到了證實(shí)?？傮w來(lái)說(shuō),共情與親社會(huì)行為確有一定的聯(lián)系,但共情與親社會(huì)行為的關(guān)系還與很多其他因素有關(guān)。

4.2 共情與親社會(huì)行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.2.1 被試年齡

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn),被試年齡對(duì)共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用(Qb=13.28,p〈0.01)。盡管3個(gè)年齡段的被試共情得分與親社會(huì)行為之間的相關(guān)都達(dá)到顯著水平,但相較于成人(r=0.34)與青少年(r=0.41),兒童的共情能力與親社會(huì)行為之間的關(guān)系最強(qiáng)(r=0.52)。以往研究表明,共情會(huì)隨著年齡的增長(zhǎng)而有所下降(Mehrabian&Epstein,1972;Phillips et al.,2002);也有研究發(fā)現(xiàn),與兒童相比,青少年表現(xiàn)出了更多的親社會(huì)行為(Eisenberg et al.,2006),說(shuō)明個(gè)體的共情與親社會(huì)行為并不是同步發(fā)展的,并且均受被試年齡的影響,為年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)提供了間接支持。

此外,導(dǎo)致這種調(diào)節(jié)效應(yīng)的原因可能是不同年齡被試對(duì)親社會(huì)行為的理解存在差異,如年幼兒童理解的親社會(huì)行為與成人理解的親社會(huì)行為顯然不同(付艷,2005)。日常生活中,年幼兒童眼里的親社會(huì)行為大多與“關(guān)心他人”、“同情他人”、“照顧他人”、“助人為樂(lè)”、“幫助弱勢(shì)”、“拾物歸還”等行為有關(guān);而成人眼里的親社會(huì)行為大多與“遵守規(guī)定”、“公益行為”、“利他行為”、“親情行為”等有關(guān)。這也就是說(shuō),隨著個(gè)體年齡的增長(zhǎng),個(gè)體做出親社會(huì)行為的原因可能會(huì)更復(fù)雜。與兒童和青少年相比,成年人社會(huì)化的程度更高,做出親社會(huì)行為更可能受社會(huì)壓力、利己動(dòng)機(jī)、情境因素、社會(huì)支持等因素的影響,使得成人做出的親社會(huì)行為更不純粹,是多種因素共同作用的結(jié)果,而不僅僅是共情的單純影響。

4.2.2 共情的測(cè)量工具

元分析結(jié)果表明,共情的測(cè)量工具會(huì)影響共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系(Qb=32.21,p〈0.001)。其中,使用ES量表測(cè)得的共情與親社會(huì)行為的相關(guān)系數(shù)最高(r=0.52),使用BES測(cè)得的共情與親社會(huì)行為相關(guān)次高(r=0.47),而使用IRI、ECS和QMEE測(cè)得的共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)相對(duì)較低(r=0.37,r=0.35,r=0.36)。這一結(jié)果與Anderson等人(2010)的研究結(jié)果是一致的,即不同的測(cè)量方法會(huì)影響兩個(gè)變量之間關(guān)系的強(qiáng)度。Anderson等人(2010)的一項(xiàng)元分析發(fā)現(xiàn),不同暴力游戲測(cè)量方法會(huì)調(diào)節(jié)其與共情以及與親社會(huì)行為之間的關(guān)系。

值得注意的是,這一調(diào)節(jié)效應(yīng)可能與共情測(cè)量本身包含的維度有關(guān),如大多數(shù)研究者認(rèn)為,共情分為認(rèn)知維度和情感維度(崔芳等,2008;Gladstein,1983),他們并沒(méi)有提及共情的行為維度。但我國(guó)學(xué)者趙會(huì)青(2010)和劉聰慧等人(2009)認(rèn)為,共情包括認(rèn)知、情感和行為三個(gè)維度。Schulte-Rüther等人(2008)也認(rèn)為,共情包含行為成分。在本元分析中,共情量表(ES)包含了認(rèn)知、情感、行為三個(gè)維度,測(cè)量的是共情心理機(jī)制的完整成分,因而其與親社會(huì)行為之間的相關(guān)是最高的;而B(niǎo)ES測(cè)量的是共情的情感維度和認(rèn)知維度;IRI量表雖然也測(cè)量了共情的認(rèn)知和情感維度,但一些研究?jī)H使用IRI量表的某一分量表或某幾個(gè)分量表對(duì)共情進(jìn)行了測(cè)量(Siu et al.,2012;Kavussanu et al.,2009;Wentzel et al.,2007),甚至還有一些研究發(fā)現(xiàn),IRI量表中的個(gè)體憂(yōu)傷這一子維度與親社會(huì)行為之間不存在相關(guān)(Barr&Higgins-D’Alessandro,2007),甚至呈負(fù)相關(guān)(Eisenberg&Fabes,1990;Siu et al.,2012),這可能在無(wú)形中降低了共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系;QMEE和ECS量表測(cè)得的相關(guān)較低,這可能是因?yàn)檫@兩個(gè)量表都只測(cè)了共情的情感維度。所以,共情的測(cè)量從本質(zhì)上都是以個(gè)體感同身受的情感維度為核心,但延伸和拓展的成分構(gòu)成有所不同。

Hoffman(2001)年指出,共情是非常復(fù)雜的,不同的成分雖然可以分離開(kāi)來(lái),但在理解共情時(shí)必須綜合考慮所有成分。正如Feshbach(1978,1987)所言,認(rèn)知共情是共情的重要組成部分,但情緒共情也是不可或缺的。所以,親社會(huì)行為的產(chǎn)生并不是單一的共情情感維度或認(rèn)知維度在起作用,而是多個(gè)維度在共同作用。比如當(dāng)他人處在困境中時(shí),如果我們僅僅只對(duì)他人的痛苦情緒產(chǎn)生共鳴,而不能理解他們?yōu)槭裁赐纯?是否需要幫助,也不一定會(huì)產(chǎn)生親社會(huì)行為。

4.2.3 文化背景

文化的調(diào)節(jié)效應(yīng)表明,不同文化背景并不影響共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系(Qb=0.27,p〉0.05),這與以往研究結(jié)果并不一致。以往研究發(fā)現(xiàn),東方文化背景下的被試共情能力更高(Chentsova-Dutton&Tsai,2010;Wu&Keysar,2007),攻擊行為更少(Bergeron&Schneider,2005),并且文化背景(Trommsdorff et al.,2007)和群際文化接觸(譚樹(shù)華等,2011)會(huì)調(diào)節(jié)共情與親社會(huì)行為之間的關(guān)系。導(dǎo)致這一結(jié)果的可能原因是,無(wú)論是在集體主義文化背景還是個(gè)人主義文化背景中,共情既可以是個(gè)體在一定情境下對(duì)他人相關(guān)信息產(chǎn)生感同身受的狀態(tài)共情,也可以作為個(gè)體的一種比較穩(wěn)定的特質(zhì)共情而存在;而不管是在何種文化背景下,親社會(huì)行為都根植于人類(lèi)的天性,也都是一種受到社會(huì)贊許的行為。因而,個(gè)體都愿意在共情到他人需要幫助時(shí),做出親社會(huì)行為,這是東西方文化背景下的一種普遍現(xiàn)象。

此外,以往研究也強(qiáng)調(diào),群體相似性會(huì)增加個(gè)體的共情反應(yīng)和親社會(huì)行為(孫炳海等,2011);相對(duì)于外群體,個(gè)體對(duì)內(nèi)群體更容易喚起共情反應(yīng),也更容易產(chǎn)生助人行為(丁鳳琴,納雯,2015);并且共情主體與共情對(duì)象之間的相似性對(duì)共情具有促進(jìn)作用(Cialdini et al.,1997)。可以預(yù)測(cè),相比文化不一致的外群體,個(gè)體對(duì)與自我文化相符合的內(nèi)群體可能存在更強(qiáng)的共情反應(yīng)和更多的幫助行為。而無(wú)論在東方文化背景還是在西方文化背景下,個(gè)體更會(huì)將與自己有相似經(jīng)歷和相似文化背景的人群劃為內(nèi)群體,傾向于對(duì)與自我接近的內(nèi)群體產(chǎn)生更強(qiáng)的共情反應(yīng)和更多的幫助行為,尤其在緊急情境、意外災(zāi)難情境、人身傷害情境下。因此,個(gè)體的共情反應(yīng)和親社會(huì)行為更多的決定于個(gè)體與目標(biāo)人物之間的群體關(guān)系,而“群體關(guān)系”的概念是個(gè)體經(jīng)驗(yàn)與社會(huì)實(shí)踐共同的產(chǎn)物,在不同的社會(huì)文化環(huán)境中具有共同性和普遍性。因此,開(kāi)展共情教育和親社會(huì)行為教育,進(jìn)行恰當(dāng)?shù)娜弘H文化互動(dòng)是有重要意義和價(jià)值的。

4.3 研究意義與展望

本元分析研究結(jié)果證實(shí)了共情與親社會(huì)行為之間關(guān)系密切,這對(duì)如何促進(jìn)和提高個(gè)體的親社會(huì)行為具有重要的借鑒和指導(dǎo)意義。今后在親社會(huì)行為的提升和培養(yǎng)中,研究者可以從共情入手,通過(guò)道德實(shí)例的干預(yù)和訓(xùn)練來(lái)提高個(gè)體的同理心,增強(qiáng)個(gè)體的共情反應(yīng)能力,從而增加他們的親社會(huì)行為,這不僅有助于個(gè)體的道德教育和道德培養(yǎng),也有助于形成良好的社會(huì)道德氛圍和倫理精神。另外,研究結(jié)果也證實(shí)了共情測(cè)量工具類(lèi)型和被試年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng),這一結(jié)果啟示我們,今后在探討共情與親社會(huì)行為的關(guān)系時(shí),應(yīng)關(guān)注共情測(cè)量工具的標(biāo)準(zhǔn)化和內(nèi)涵的一致性,開(kāi)發(fā)更為系統(tǒng)化的工具,同時(shí)為不同年齡階段的被試修訂不同版本的共情測(cè)量工具。

本研究的不足與展望：(1)由于大多數(shù)研究沒(méi)有分別報(bào)告男女被試共情與親社會(huì)行為之間的相關(guān)系數(shù),因此本研究沒(méi)有分析性別的調(diào)節(jié)作用。而已有研究表明,女性的共情能力要高于男性(丁鳳琴,納雯,2015;Garaigordobil,2009),因此如若分析性別的調(diào)節(jié)作用可能會(huì)提高本元分析的解釋力度。之后的研究可以繼續(xù)關(guān)注性別這一調(diào)節(jié)變量。(2)部分調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的樣本較少,如兒童樣本的研究只有6項(xiàng),因此,不同被試年齡階段在比較時(shí)可能存在誤差,這可能會(huì)在一定程度上影響該結(jié)果的代表性。未來(lái)元分析研究應(yīng)繼續(xù)考慮納入不同年齡階段的被試,繼續(xù)關(guān)注大樣本范式下共情對(duì)兒童親社會(huì)行為影響的效應(yīng)值是否大于青少年和成年人,以增強(qiáng)研究的說(shuō)服力和代表性。(3)文獻(xiàn)編碼過(guò)程中,由于某些共情測(cè)量工具在文獻(xiàn)中的使用頻率較低(不足3篇),因此,本元分析僅選取了文獻(xiàn)中使用頻率較高的5個(gè)測(cè)量工具,這可能并不能代表所有共情測(cè)量工具類(lèi)型,有待于今后繼續(xù)挖掘和延伸。

5 結(jié)論

本研究采用元分析的方法發(fā)現(xiàn),共情與親社會(huì)行為之間存在中等程度的正相關(guān),二者之間的關(guān)系受共情測(cè)量工具類(lèi)型和被試年齡的調(diào)節(jié),但不受被試文化背景的影響。

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