孤獨(dú)感和利他行為傾向的關(guān)系:觀點(diǎn)采擇與同情的鏈?zhǔn)街薪樽饔?

鄧會(huì)成 劉春艷 丁 雯 賢業(yè)敏 陳光輝

利他行為是個(gè)體在不求回報(bào)的情況下為他人提供利益的行為，是最高層級(jí)的親社會(huì)行為[1]。利他行為不僅能夠給實(shí)施者帶來(lái)積極的心理影響，而且有利于營(yíng)造良好的人際關(guān)系以及和諧的社會(huì)氛圍[2]。大多數(shù)對(duì)孤獨(dú)感的定義強(qiáng)調(diào)個(gè)體在社會(huì)關(guān)系中所感知到的缺陷[3]。例如，Peplau和Perlman將孤獨(dú)感定義為當(dāng)個(gè)體覺(jué)察到自身的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)存在缺陷時(shí)產(chǎn)生的一種主觀體驗(yàn)[4]。以往的研究通常也把孤獨(dú)感與社會(huì)關(guān)系質(zhì)量和數(shù)量聯(lián)系起來(lái)。例如，孤獨(dú)感與社會(huì)關(guān)系中的各種缺陷與不足有關(guān)，如社會(huì)關(guān)系缺乏[3]、社會(huì)交往質(zhì)量差[5]、缺乏社會(huì)支持和接受[6-7]、社會(huì)技能缺陷[8]、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模較小[9]等。孤獨(dú)感通常被當(dāng)作一個(gè)單維的構(gòu)念，社會(huì)關(guān)系的各個(gè)方面，如程度、數(shù)量、質(zhì)量、類型等，都可以被歸納為孤獨(dú)感的一部分[3]。近年來(lái)隨著社交媒體的迅速發(fā)展，新生代群體的面對(duì)面人際交往日益減少，并伴隨出現(xiàn)孤獨(dú)感上升[10]和利他行為減少[11]的現(xiàn)象。研究者由此開始關(guān)注孤獨(dú)感與利他行為之間的關(guān)系，并嘗試探討兩者之間可能存在的潛在關(guān)聯(lián)機(jī)制。

警告信號(hào)假說(shuō)認(rèn)為當(dāng)個(gè)體對(duì)社會(huì)聯(lián)系的基本需求沒(méi)有得到滿足時(shí)會(huì)產(chǎn)生孤獨(dú)感。孤獨(dú)感會(huì)作為一種警告信號(hào)，促使個(gè)體主動(dòng)尋求社會(huì)聯(lián)系，并做出具備積極社會(huì)品質(zhì)的行為(如利他行為)以滿足個(gè)體未被滿足的歸屬感需求，即孤獨(dú)感有助于喚醒個(gè)體的利他行為[12]。然而，Hawkley的孤獨(dú)模型則認(rèn)為孤獨(dú)感會(huì)促使個(gè)體形成導(dǎo)致社會(huì)退縮的社交認(rèn)知偏差[13]，更容易對(duì)他人的行為做出負(fù)面的理解，在人際互動(dòng)過(guò)程中多采取回避、退縮等行為策略，且很少給他人提供幫助，即孤獨(dú)感會(huì)降低個(gè)體的利他行為傾向。本研究更傾向于認(rèn)同后者，認(rèn)為孤獨(dú)感會(huì)破壞個(gè)體的社會(huì)認(rèn)知與社會(huì)聯(lián)系[14]，進(jìn)而減少了利他行為的可能性。因此，提出研究假設(shè)1：孤獨(dú)感負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的利他行為傾向。

觀點(diǎn)采擇是指?jìng)€(gè)體依據(jù)相關(guān)信息，選擇站在他人的立場(chǎng)，對(duì)他人的觀點(diǎn)進(jìn)行推斷以及做出反應(yīng)的能力[15]，其在社會(huì)交往過(guò)程中的作用至關(guān)重要[16]。以往研究證實(shí)孤獨(dú)感會(huì)對(duì)社會(huì)認(rèn)知、社交和身體功能產(chǎn)生消極影響[14]。而觀點(diǎn)采擇作為社會(huì)認(rèn)知和社交技能的核心能力，其產(chǎn)生和發(fā)展也需要充分的社交經(jīng)驗(yàn)與社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為基礎(chǔ)[16]。孤獨(dú)者相對(duì)缺乏的社交技能和社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)導(dǎo)致其觀點(diǎn)采擇能力得不到充分鍛煉，其觀點(diǎn)采擇能力可能因此受到損害[17]。此外，觀點(diǎn)采擇不僅可以有效化解社會(huì)互動(dòng)過(guò)程中的負(fù)面解讀與預(yù)期[18]。而且還是促進(jìn)利他行為發(fā)展的重要因素[19]。鑒于此，提出研究假設(shè)2：觀點(diǎn)采擇在孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的影響中起負(fù)向中介作用。

同情是當(dāng)個(gè)體看到他人經(jīng)受痛苦時(shí)渴望幫助其減輕痛苦的情感反應(yīng)[20]。同情作為社會(huì)認(rèn)知系統(tǒng)的重要組成部分，其發(fā)展也需要充分的社會(huì)關(guān)系為基礎(chǔ)[16]。研究證實(shí)，孤獨(dú)感與同情之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[21]。孤獨(dú)感所伴隨的社會(huì)關(guān)系缺乏狀態(tài)也可能會(huì)對(duì)個(gè)體的同情發(fā)展造成不利影響。此外，Baston的共情-利他假說(shuō)認(rèn)為同情是利他行為的直接動(dòng)機(jī)。當(dāng)個(gè)體感知到他人的痛苦時(shí)會(huì)產(chǎn)生一種指向受助對(duì)象的情緒，包括同情、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傾向就越強(qiáng)[22]。鑒于此，提出研究假設(shè)3：同情在孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的影響中起負(fù)向中介作用。

以往的研究強(qiáng)調(diào)了觀點(diǎn)采擇與同情之間的區(qū)別與聯(lián)系，觀點(diǎn)采擇主要涉及認(rèn)知技能的運(yùn)用，而同情則更多與情感因素相關(guān)聯(lián)。同情的發(fā)展需要以良好的觀點(diǎn)采擇作為基礎(chǔ)[23]。能理解他人的立場(chǎng)和觀點(diǎn)，才能站在他人角度去思考，推測(cè)他人的情緒狀態(tài)[24]。孤獨(dú)感伴隨的社會(huì)關(guān)系缺乏可能會(huì)通過(guò)破壞個(gè)體的觀點(diǎn)采擇，進(jìn)而影響其同情發(fā)展來(lái)削弱個(gè)體的利他行為傾向。鑒于此，提出研究假設(shè)4：觀點(diǎn)采擇、同情能夠在孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的影響中起負(fù)向鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

綜上，本研究嘗試采用橫斷設(shè)計(jì)探索中國(guó)成年初期個(gè)體孤獨(dú)感與利他行為傾向的負(fù)向關(guān)聯(lián)關(guān)系，并進(jìn)一步揭示這一負(fù)向關(guān)聯(lián)關(guān)系中的潛在中介機(jī)制，預(yù)期通過(guò)中介機(jī)制的驗(yàn)證結(jié)果為后續(xù)的干預(yù)方案提供研究證據(jù)。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用整群抽樣法，調(diào)查山東省某所大學(xué)大學(xué)生825人，剔除無(wú)效問(wèn)卷，共計(jì)有效被試779人(94.4%)。其中男生205人(26.3%)，女生574人(73.7%)，平均年齡為18.46±0.63歲。

1.2 方法

1.2.1 孤獨(dú)感量表 采用Asher等人編制的孤獨(dú)感量表中文版測(cè)量孤獨(dú)感[25]。該量表采用5點(diǎn)計(jì)分，共16個(gè)題目，得分越高，表明被試孤獨(dú)感水平越高。該量表在本研究中Cronbach'α系數(shù)為0.91。

1.2.2 親社會(huì)傾向量表 采用Carlo編制的親社會(huì)傾向量表中文版中的利他性維度測(cè)量利他行為傾向[26]。利他性維度采用5點(diǎn)計(jì)分，共5個(gè)題目，得分越高，表明被試的利他行為傾向越高。該量表在本研究中的Cronbach'α系數(shù)為0.86。

1.2.3 觀點(diǎn)采擇和同情關(guān)心分量表 采用Davis編制的人際反應(yīng)指針量表中文版中的觀點(diǎn)采擇與同情分量表測(cè)量觀點(diǎn)采擇與同情[27]。兩個(gè)分量表均采用5點(diǎn)計(jì)分，各7個(gè)題目，得分越高，表明被試對(duì)應(yīng)的觀點(diǎn)采擇或同情水平越高。觀點(diǎn)采擇與同情兩個(gè)分量表在本研究中的Cronbach'α系數(shù)均為0.75。

1.3 統(tǒng)計(jì)處理

本研究采用SPSS 22.0，AMOS 26.0和R語(yǔ)言對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

2 結(jié) 果

2.1 共同方法偏差分析

因數(shù)據(jù)收集采用問(wèn)卷調(diào)查方式，所以使用Harman單因素法進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)，對(duì)所有的測(cè)量項(xiàng)目進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)的探索式因素分析，結(jié)果表明第一公因子解釋了總變異量的26.84%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)。同時(shí)，驗(yàn)證式因素分析結(jié)果顯示單因子模型擬合很差，χ2=5370.90，χ2/df=10.19，RMSEA=0.11，CFI=0.55，GFI=0.58，AGFI=0.52，IFI=0.55，NFI=0.53，TLI=0.52，SRMR=0.11，表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題[28]。

2.2 信效度分析表

為保證本研究各變量測(cè)量結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠性，使用AMOS 26.0對(duì)各觀察變量進(jìn)行驗(yàn)證式因素分析并依照標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量的經(jīng)驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行模型修正。Hair認(rèn)為觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量的理想值應(yīng)該大于0.70，最低可接受標(biāo)準(zhǔn)為0.60，再低則代表此觀察變量并不能很好地代表潛變量的特性[29]。如果整個(gè)量表題目的因素負(fù)荷量均低于0.60，通常發(fā)生這種問(wèn)題大多是問(wèn)卷設(shè)計(jì)不良，缺乏信度，可能需要重新施測(cè)。但是如果只是某些題目負(fù)荷量太低，而大部分的題目負(fù)荷量都大于0.60，只需刪除該負(fù)荷量低的即可[30]，否則此潛變量的測(cè)量模型不具備足夠的聚合效度[29,31]。因此，本研究刪除了標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量低于0.60的觀察變量并重新估計(jì)測(cè)量模型的參數(shù)，整理出本研究各變量的組成信度、聚合效度、與區(qū)分效度如表1所示。

表1 題目信度，組成信度，聚合效度與區(qū)分效度表

由表1可知各潛變量的觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化因素負(fù)荷量均在0.60以上。各潛變量的組成信度CR均在0.70以上，達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)[29]。孤獨(dú)感和利他行為傾向的平均方差萃取量AVE在0.50以上，達(dá)到理想標(biāo)準(zhǔn)[30]，觀點(diǎn)采擇與同情的平均方差萃取量AVE為0.49和0.47，處于可接受范圍，表明本次研究的測(cè)量具備良好的聚合效度。每個(gè)潛變量的AVE開根號(hào)值均大于潛變量間的皮爾遜相關(guān)數(shù)值，表明區(qū)分效度較好[31]。

2.3 描述統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

孤獨(dú)感、利他行為傾向、觀點(diǎn)采擇和同情的相關(guān)分析結(jié)果如表2所示。孤獨(dú)感與利他行為傾向、觀點(diǎn)采擇、同情均呈顯著負(fù)相關(guān)，利他行為傾向、觀點(diǎn)采擇、同情兩兩之間均呈顯著正相關(guān)。

表2 主要研究變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析(r)

2.4 模型配適度與統(tǒng)計(jì)功效分析

利用AMOS 26.0軟件對(duì)假設(shè)模型的整體擬合度進(jìn)行檢驗(yàn)，其中絕對(duì)擬合度指標(biāo)為：χ2=154.13，χ2/df=1.84(<3為優(yōu))，RMSEA=0.03(<0.05為優(yōu))，CFI=0.99(>0.90為優(yōu))，GFI=0.98(>0.90為優(yōu))，AGFI=0.96(>0.90為優(yōu))，IFI=0.98(>0.90為優(yōu))，NFI=0.97(>0.90為優(yōu))，TLI=0.98(>0.90為優(yōu))，SRMR=0.03(<0.05為優(yōu))。表明模型符合測(cè)量理想標(biāo)準(zhǔn)，模型和數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)良。使用R語(yǔ)言計(jì)算結(jié)構(gòu)方程模型的統(tǒng)計(jì)功效[32]，得出統(tǒng)計(jì)檢定力Power的95%置信區(qū)間上下限均大于0.99，表示正確接受虛無(wú)假設(shè)的概率大于0.99[33]。即樣本協(xié)方差矩陣與模型協(xié)方差矩陣精確擬合的假設(shè)在0.05的顯著性水平上被接受(n=779，df=84)。

2.5 結(jié)構(gòu)方程模型圖示與假設(shè)路徑檢驗(yàn)

本研究的結(jié)構(gòu)方程模型簡(jiǎn)圖如圖1所示，路經(jīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 假設(shè)路徑檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 結(jié)構(gòu)方程模型圖示

非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)(Unstandardized regression weights,Unstd.)作為計(jì)算判斷顯著性的標(biāo)準(zhǔn)，其與SPSS回歸估計(jì)中的β值相同，而標(biāo)準(zhǔn)化的路徑系數(shù)(Standardized regression weights,Std.)是非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差的轉(zhuǎn)換，統(tǒng)一量綱，使其回歸系數(shù)值的范圍在0～1，便于研究者解讀，其與SPSS回歸估計(jì)中的Beta值相同。表3路徑檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)感顯著負(fù)向預(yù)測(cè)利他行為傾向和觀點(diǎn)采擇，其中對(duì)觀點(diǎn)采擇的負(fù)向預(yù)測(cè)力更強(qiáng)(β=-0.34，P<0.001)，決定系數(shù)R2為0.12。孤獨(dú)感不能顯著預(yù)測(cè)同情(β=-0.00，P>0.05)。觀點(diǎn)采擇(β=0.36，P<0.001)和同情(β=0.29，P<0.001)均顯著正向預(yù)測(cè)對(duì)利他行為傾向，決定系數(shù)R2為0.34。觀點(diǎn)采擇能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的同情水平(β=0.57，P<0.001)決定系數(shù)R2為0.31。性別作為控制變量對(duì)利他行為傾向沒(méi)有顯著預(yù)測(cè)作用(β=0.04，P>0.05)。

2.6 觀點(diǎn)采擇與同情在孤獨(dú)感與利他行為傾向間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

采用有偏差矯正的Bootstrap法，重復(fù)取樣5000次，并計(jì)算中介效果的95%置信區(qū)間，當(dāng)區(qū)間內(nèi)不包含0時(shí)，說(shuō)明間接效應(yīng)顯著[34]。鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷穆窂叫?yīng)值和95%置信區(qū)間如表4所示。

表4 觀點(diǎn)采擇與同情在孤獨(dú)感與利他行為傾向間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)檢驗(yàn)

由表4可知，除了以同情作為中介變量的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)之外(e=0.00,BC 95% CI[-0.03,0.03])，其余各路徑的95%置信區(qū)間都沒(méi)有包括0，其中孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的總效應(yīng)為e=-0.36(BC 95% CI[-0.46,-0.26])、直接效應(yīng)為e=-0.18(BC 95% CI[-0.27,-0.10])；觀點(diǎn)采擇在孤獨(dú)感與利他行為傾向之間的簡(jiǎn)單中介效應(yīng)為e=-0.12(BC 95% CI[-0.19,-0.07])；觀點(diǎn)采擇和同情在孤獨(dú)感和利他行為傾向之間的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)為e=-0.06(BC 95% CI[-0.09,-0.03])，鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ涂傞g接效應(yīng)為e=-0.18(BC 95% CI[-0.24,-0.12])。

3 討 論

本研究嘗試探究大學(xué)生群體的孤獨(dú)感與利他行為傾向之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系及其潛在影響機(jī)制，證實(shí)了孤獨(dú)感與利他行為傾向之間存在負(fù)向關(guān)聯(lián)，并揭示人際交往中認(rèn)知與情感因素(觀點(diǎn)采擇與同情)在新時(shí)期大學(xué)生孤獨(dú)感與利他行為傾向之間發(fā)揮中介作用。研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于進(jìn)一步重視大學(xué)生的心理健康與心理狀態(tài)、開展針對(duì)觀點(diǎn)采擇或同情的素質(zhì)訓(xùn)練具有啟示意義。

3.1 孤獨(dú)感和利他行為傾向的關(guān)系

研究證實(shí)了假設(shè)1，與Hawkley等人的孤獨(dú)模型理論相一致。研究結(jié)果支持孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的削弱作用。可能的解釋是：身處社交媒體蓬勃發(fā)展的現(xiàn)代社會(huì)，在生活節(jié)奏不斷加快的時(shí)代背景下，年輕人群體在擔(dān)負(fù)著學(xué)業(yè)與生活壓力的同時(shí)往往缺少與人面對(duì)面接觸與交流的機(jī)會(huì)。近年來(lái)年輕人的孤獨(dú)感水平呈現(xiàn)出日益升高的趨勢(shì)[10]，孤獨(dú)感促使個(gè)體形成負(fù)性社交認(rèn)知偏差[13]，持有這種負(fù)性認(rèn)知偏差的人更容易對(duì)他人的行為意義做出負(fù)面解釋，對(duì)社會(huì)互動(dòng)的態(tài)度也更消極被動(dòng)，在面臨他人需要幫助的情境時(shí)也更傾向于選擇回避與退縮。

3.2 孤獨(dú)感和利他行為傾向的關(guān)系：潛在的中介機(jī)制

研究證實(shí)了假設(shè)2，觀點(diǎn)采擇在孤獨(dú)感與利他行為傾向間的負(fù)向中介作用。觀點(diǎn)采擇作為利他行為傾向的促進(jìn)因素[35]，會(huì)受到孤獨(dú)感伴隨的社交關(guān)系缺乏的消極影響[17]。孤獨(dú)感能夠通過(guò)破壞觀點(diǎn)采擇能力造成個(gè)體利他行為傾向的削弱。

研究證實(shí)了孤獨(dú)感與同情之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系[21]，但是路徑檢驗(yàn)結(jié)果表明孤獨(dú)感并不能直接負(fù)向預(yù)測(cè)同情。此外，研究的假設(shè)3：同情在孤獨(dú)感與利他行為傾向間的中介作用也并未得到支持?？赡茉蚴枪陋?dú)感對(duì)同情的直接效應(yīng)被觀點(diǎn)采擇所完全介導(dǎo)。以往研究強(qiáng)調(diào)觀點(diǎn)采擇相較于同情在社會(huì)互動(dòng)中起著更為關(guān)鍵的作用[24,36]。鑒于此，本研究另檢驗(yàn)觀點(diǎn)采擇在孤獨(dú)感與同情之間的中介效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)孤獨(dú)感并不直接影響同情，而是完全通過(guò)觀點(diǎn)采擇對(duì)同情造成影響。這一結(jié)果強(qiáng)調(diào)了觀點(diǎn)采擇相較于同情在孤獨(dú)感對(duì)社會(huì)認(rèn)知的消極影響機(jī)制中擔(dān)負(fù)著首當(dāng)其沖的角色，同時(shí)也意味著在孤獨(dú)感與利他行為傾向的關(guān)聯(lián)關(guān)系中，觀點(diǎn)采擇相比同情能夠?qū)€(gè)體的利他行為起更為重要的促發(fā)作用。

研究也證實(shí)了假設(shè)4，鏈?zhǔn)街薪榈臋z驗(yàn)結(jié)果表明了孤獨(dú)感的多重破壞性。研究強(qiáng)調(diào)了孤獨(dú)感對(duì)利他行為傾向的消極影響，以及觀點(diǎn)采擇與同情在其中的重要作用[17,21]。社交媒體時(shí)代下，年輕群體的孤獨(dú)感檢出率不斷上升，孤獨(dú)感伴隨的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)缺陷會(huì)極大地?fù)p害其觀點(diǎn)采擇的發(fā)展，社會(huì)認(rèn)知因素(觀點(diǎn)采擇)的下降也間接導(dǎo)致了社會(huì)情感因素(同情)的減弱[23]，使得孤獨(dú)者在面臨他人求助的情境時(shí)傾向于選擇冷漠疏離。這啟示今后針對(duì)年輕群體利他行為傾向的促進(jìn)與提升，不僅需要營(yíng)造崇德尚善的社會(huì)氛圍作為正向引導(dǎo)，同時(shí)也需要著眼于化解他們現(xiàn)實(shí)生活中的孤獨(dú)與困惑，完善相應(yīng)機(jī)制并提供政策支持，為新生代群體的健康發(fā)展保駕護(hù)航。

3.3 研究局限

研究存在以下局限：一是采用橫斷研究難以揭示孤獨(dú)感與利他行為傾向之間的因果關(guān)系特征，對(duì)于中介作用機(jī)制的探究也需要后續(xù)的縱向研究或行為實(shí)驗(yàn)繼續(xù)加以驗(yàn)證。二是研究取樣的性別比例不均衡，限制了結(jié)論的外推效度。三是為保證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠性，在進(jìn)行驗(yàn)證式因素分析時(shí)舍棄了部分題目。雖然這一操作符合基本的結(jié)構(gòu)方程模型原理與規(guī)則，但是也導(dǎo)致孤獨(dú)感量表?yè)p失了較多的信息。在未來(lái)的研究中會(huì)盡量避免這種情況發(fā)生，選擇更加貼合目標(biāo)群體的測(cè)量工具，并對(duì)施測(cè)流程進(jìn)行嚴(yán)格控制。即便如此，本研究聚焦于社交媒體時(shí)代利他行為減少的可能原因探究，所得發(fā)現(xiàn)對(duì)于從心理學(xué)角度揭示利他行為減少與增加的可能機(jī)制具有積極探索價(jià)值。

綜上所述，①孤獨(dú)感是利他行為傾向的消極影響因素；②孤獨(dú)感能夠通過(guò)破壞觀點(diǎn)采擇和同情能力進(jìn)而降低個(gè)體的利他行為傾向。