丁鳳琴 陸朝暉

(寧夏大學教育學院,銀川 750021)

1 問題提出

親社會行為(Prosocial behavior)泛指一切有益于他人和社會的積極行為(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)。從個體層面而言,親社會行為具有提升個體自尊,實現(xiàn)個體自我滿足的功能(Yates&Youniss,1996;Laible,Carlo,&Roesch,2004);從人際關(guān)系角度而言,親社會行為有助于增進人際交往,促進人際適應(yīng)和人際和諧(Campbell,Gulas,&Gruea,1999;寇彧,唐玲玲,2004);從社會視角而言,親社會行為是社會公益和社會責任的象征,更是社會和諧發(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,親社會行為一直以來都是社會備受關(guān)注的研究主題?；仡櫤褪崂磉^去近30年的研究文獻,我們發(fā)現(xiàn),在眾多親社會行為的影響因素中,共情被普遍認為是對親社會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,鮮有研究對共情與親社會行為之間的關(guān)系進行定量整合和分析,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、更準確的結(jié)論。

1.1 共情的概念及其測量

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、認知取向和多維取向方面。首先,情感取向的研究者認為,共情是一種情緒情感反應(yīng),如Eisenberg和Strayer(1987)強調(diào),共情是指個體對他人情感狀態(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),對共情的情感成分進行了測量,該量表包括情緒感染敏感性、對陌生人情緒的理解、極端情緒反應(yīng)、情緒感動的傾向、同情傾向、自愿接觸不幸他人的傾向等7個維度。后來,Batson(1987b)編制了共情反應(yīng)量表(Empathy Concern Scale,ECS),通過同情的、憐憫的、心軟的、體貼的、溫暖的、受感動的6種情感詞匯來評定共情的情感成分。以上兩個量表均測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)測量的是一般情境中個體對他人穩(wěn)定的共情反應(yīng);而Batson編制的共情反應(yīng)量表(ECS)測量的則是特定情境中對情境故事主人公暫時的感同身受的共情反應(yīng)。

其次,認知取向的研究者認為,共情是基于認知基礎(chǔ)上的理解和判斷他人情感的能力。如Ickes(1993)認為,共情是指個體理解和判斷他人心理感受的一種能力;Feshbach(1987)和Hoffman(2001)也認為,共情是通過對他人內(nèi)在情緒狀態(tài)進行認知,從而產(chǎn)生對他人情緒體驗的能力。以上研究者均認為,共情主要是對他人情感狀態(tài)的辨別與區(qū)分,在此認知基礎(chǔ)上產(chǎn)生共情。Hogan(1969)據(jù)此編制了共情量表(Hogan Empathy Scale,HES),該問卷共有64個題項,主要用來測量個體對他人情緒狀態(tài)的認知反應(yīng)能力。

最后,多維取向的研究者認為,共情包括認知共情和情緒共情兩種基本成分,如Gladstein(1983)認為,認知共情是共情的主要組成部分,是指識別他人情緒,理解他人觀點的能力;而在理解和識別他人情緒的同時,還必須對他人的情緒感受產(chǎn)生共鳴,即情感共情。目前,共情的兩成分理論被越來越多的學者所接受(崔芳,南云,羅躍嘉,2008)。然而,認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。認知共情側(cè)重于對情緒狀態(tài)的推理與判斷,而情感共情則主要是對他人情緒狀態(tài)的感受和體驗。因此,情感共情可以看作是認知共情的深入,是對情緒狀態(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個題項,主要從觀點采擇(Perspective Taking)、想象(Fantasy)、個體憂傷(Personal Distress)和共情關(guān)注(Empathy Concern)四個維度測量個體的認知共情和情感共情。Baron-Cohen和Wheelwright(2004)編制了共情問卷(Empathy Quotient,EQ),該量表主要用來測量異常群體(如自閉癥、孤獨癥)的共情能力,包括認知共情、情感反應(yīng)和社會技能三個維度,共60個題項。Darrick和Farrington(2006)則針對以往量表的不足編制了基本移情量表(Basic Empathy Scale,BES),該量表不但圍繞認知共情和情感共情的定義進行編制,還以人類最基本的高興、生氣、悲傷、恐懼四種情緒為依據(jù),共20個題項,對共情的認知和情感兩個成分進行評估。近年來,一些研究者提出了新的共情結(jié)構(gòu),認為共情不僅僅包括認知和情感兩種成分,還應(yīng)該包括行為成分(劉聰慧,王永梅,俞國良,王擁軍,2009;Schulte-Rüther,Markowitsch,Shah,Fink,&Piefke,2008)。在此基礎(chǔ)上,我國學者趙會青(2010)編制了共情量表(Empathy Scale,ES),包括認知共情,情感共情和行為共情三個維度,共22個題項?？梢?共情多維取向的衡量標準有多種,目前還沒有達成統(tǒng)一的評價標準,我們認為,共情多維取向的衡量應(yīng)該依據(jù)理論參照多個標準才能較為全面地進行考察。

綜上所述,可以認為,共情的概念及其測量還存在較多爭論,爭論的焦點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體的情緒情感反應(yīng)能力;認知取向的研究者注重共情的認知特征,其核心是關(guān)注對他人情感認知、意圖和評價基礎(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)注共情中認知和情感以及行為的相互作用。我們認為,特定情境中可以使用共情的情感取向或認知取向量表,但在復雜的人際互動中,共情的情感取向或認知取向有其局限性,而共情的多維取向?qū)⒂兄谔接懬榫骋蛩睾蛡€體因素的共同影響,這也是解釋復雜心理現(xiàn)象的切入點。而無論是哪種測量工具,都是基于共情的認知過程和情感反應(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調(diào),共情是一種情緒感染,是對他人情緒的被動感知。如鏡像神經(jīng)元理論認為,共情是個體的鏡像神經(jīng)元對被共情者情緒情感的鏡像反應(yīng),也就是說,當個體知覺到他人情緒后,其大腦的某一腦區(qū)會產(chǎn)生與他人相同的情緒(Preston&De Waal,2002)。再如,情緒共享理論認為,個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,是指個體在知覺他人面部表情、形體動作、聲音語調(diào)等外部信息的同時,自我大腦相應(yīng)動作或情感部位會被自動激活,從而使個體產(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。以上共情理論均強調(diào),個體情緒感染的本質(zhì)是來源于他人而非自我本身。

從認知層面理解共情的理論強調(diào),共情是對他人情緒情感狀況的感知和理解,只有當更高級的認知過程介入時才有可能產(chǎn)生共情(Rameson&Lieberman,2009),如心理理論和觀點采擇理論。心理理論最早是由Premack和Woodruff(1978)發(fā)現(xiàn)的,是指個體對自己或他人心理狀態(tài)的認識,并由此產(chǎn)生對自己或他人相應(yīng)行為解釋的能力。相應(yīng)地,共情是個體基于自我與他人認識和評價基礎(chǔ)上產(chǎn)生的對他人情緒情感的反應(yīng)能力(Lieberman,2007;Singer,2006)。而觀點采擇理論則強調(diào)個體通過相關(guān)信息對他人的觀點進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),個體以自我和他人身份想象某種疼痛經(jīng)驗,結(jié)果均激活了個體的疼痛情緒?？梢?以上共情理論均強調(diào),個體共情的產(chǎn)生依賴于對他人情緒狀態(tài)的感知與評價。

隨著共情理論研究的深入,國內(nèi)學者劉聰慧等人(2009)對以上理論進行整合,基于多維角度提出了共情的動態(tài)模型。該理論認為,共情是一個動態(tài)的系統(tǒng),包括認知、情感和行為三個系統(tǒng),三者之間密切聯(lián)系。如當他人處于困境時,共情的認知和情感系統(tǒng)首先被激活,個體在產(chǎn)生與他人感同身受的情緒情感后,進一步對他人的情緒狀況進行感知和評估,當發(fā)現(xiàn)他人需要幫助時則可能表現(xiàn)出一定的行為。該理論更能反映個體共情的心理本質(zhì),并且從三個系統(tǒng)之間的動態(tài)轉(zhuǎn)換角度出發(fā),為共情的發(fā)生機制提供了理論基礎(chǔ)。

1.3 共情與親社會行為的關(guān)系

在親社會行為產(chǎn)生的理論建構(gòu)中,學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(Empathyaltruism Hypothesis),該假說認為,當他人處于困境時,旁觀者會產(chǎn)生一種指向受助對象的情緒,包括共情、同情、憐憫等,這種情緒強度越大,個體想解除他人困境的利他動機就越強,就越有可能采取幫助行為。Crick和Dodge(1994)的社會信息加工模型(Social Information Processing Model,SIP)則強調(diào),個體產(chǎn)生親社會行為的首要階段是進行線索編碼(Encoding),即個體注意到他人求助的痛苦表情,并對他人的痛苦感同身受,這是決定個體是否實施親社會行為的前提。Dickert,Sagara和Slovic(2011)提出了捐贈決策的二階模型(A Two-stage Model of Donation Decisions),該模型強調(diào),捐贈的認知決策可以分為兩個階段：第一階段涉及個體是否對他人捐贈,該階段的認知決策主要受個體自身情緒的影響;第二階段涉及個體對他人捐贈的數(shù)量,該階段的認知決策受個體對他人共情感受體驗的影響。總之,以上理論均強調(diào)了共情在親社會行為產(chǎn)生中的作用,為共情與親社會行為的關(guān)系提供了豐富的理論依據(jù)。

此外,研究者也通過實證研究驗證了共情對親社會行為的重要影響。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);共情能夠預測兒童和青少年的親社會行為,共情水平高的個體會表現(xiàn)出更多的親社會行為(Calvo,González,& Martorell,2001;Carlo&Randall,2002;Findlay et al.,2006;McMahon,Wernsman,&Parnes,2006)。然而,也有一些研究認為,共情與親社會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)的研究并沒有得出一致的結(jié)論。一些研究發(fā)現(xiàn),共情會隨著年齡的增長而提高(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),共情會隨著年齡的增長而有所下降(Mehrabian&Epstein,1972;Phillips,MacLean,&Allen,2002),尤其是認知共情(Bailey,Henry,& von Hippel,2008;Pratt,Diessner,Pratt,Hunsberger,&Pancer,1996);還有一些研究認為,共情并不存在年齡效應(yīng)(Bailey&Henry,2010;Mestre,Samper,&Frias,2004)。此外,目前關(guān)于親社會行為年齡效應(yīng)的研究也沒有得出一致的結(jié)論,一些研究發(fā)現(xiàn),與兒童相比,青少年表現(xiàn)出了更多的親社會行為(Eisenberg,Fabes,&Spinrad,2006);也有一些研究發(fā)現(xiàn),隨著年齡的增長,個體的親社會行為會降低(Carlo,Crockett,Randall,&Roesch,2007;Nantel-Vivier et al.,2009)。以上研究結(jié)果均表明,個體的共情與親社會行為會受到年齡的影響,那么,共情與親社會行為之間的關(guān)系是否也會受到年齡的影響呢？以往鮮有研究進行論證。因此,本研究采用元分析的方法探討年齡對共情與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。我們假設(shè),年齡會調(diào)節(jié)共情與親社會行為之間的關(guān)系。

共情測量工具類型。如前所述,研究者們對共情的概念仍沒有一個統(tǒng)一的界定,這導致了共情測量工具的多樣性。我們認為,以上共情測量工具還存在如下問題：①共情測量工具類型的不統(tǒng)一。如Batson(1987b)編制的ECS量表用來測量被試在特定情境下產(chǎn)生的共情,這種共情強調(diào)的是暫時的狀態(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、趙會青(2010)編制的ES、Davis(1983)編制的IRI量表測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,共情測量工具的類型有很大的差異性。②共情測量情境誘發(fā)的不統(tǒng)一。如Batson和Ahmad(2001)采用緊急意外災(zāi)難情境來誘發(fā)被試的共情;Lamm,Batson和Decety(2007)采用真實疼痛情境,讓被試觀看疼痛視頻并想象自己和他人處在疼痛情境中會產(chǎn)生什么樣的感受來評估被試的共情;丁鳳琴和納雯(2015)則采用慈善捐助情境來測量被試的共情。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,共情測量有很大的情境特異性。③共情測量工具維度取向的不統(tǒng)一。有測量共情情感維度的量表,如Batson(1987b)的ECS量表和Mehrabian(1972)的QMEE量表;也有測量共情認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;更有測量共情情感、認知和行為維度的量表,如趙會青(2010)編制的ES量表。由于不同的共情測量工具維度取向不同,計分標準不統(tǒng)一,導致不同的研究結(jié)果也就不能直接進行比較。Eisenberg和Miller(1987)指出,不同的測量方法會影響兩個變量之間關(guān)系的強度。因此,我們假設(shè),不同共情測量工具會調(diào)節(jié)共情與親社會行為之間的關(guān)系。

文化背景。文化是一個國家或民族在長期社會發(fā)展中積累下來的產(chǎn)物,它影響著個體的價值觀,道德觀,并塑造著個體后續(xù)的行為。研究發(fā)現(xiàn),文化在個體的情緒認知中扮演著重要的角色(Adams et al.,2010;Moriguchi et al.,2005);不同文化背景下個體的共情能力存在差異(Aaker&Williams,1998;Han&Northoff,2008);與美國人相比,集體主義文化背景下的中國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,共情的確存在文化差異。不僅如此,親社會行為也存在文化差異,如Bergeron和Schneider(2005)的研究發(fā)現(xiàn),在強調(diào)集體主義和儒家文化的背景下,個體的攻擊行為更低;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)出更少的親社會行為。而更為重要的是,譚樹華等人(2011)研究發(fā)現(xiàn),群際文化接觸會調(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行為之間的關(guān)系更弱。因此,本研究假設(shè),共情與親社會行為之間的關(guān)系會受文化背景因素的調(diào)節(jié)。

2 研究方法

2.1 文獻選取

本研究使用中文和英文搜索引擎對1990年之后的文獻進行了全面搜索(因為滿足共情與親社會行為關(guān)系的國內(nèi)文獻最早出現(xiàn)在1990年,為了有效地與國外文獻匹配和對應(yīng),僅將1990以后的國內(nèi)外文獻納入元分析),中文搜索主要使用CNKI數(shù)據(jù)庫、維普期刊網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、優(yōu)秀碩博士論文數(shù)據(jù)庫對國內(nèi)有關(guān)共情與親社會行為關(guān)系的相關(guān)研究進行了檢索。共情的檢索詞為“共情”、“移情”、“通情”;親社會行為的檢索詞為“親社會行為”、“助人行為”、“利他行為”、“捐助行為”、“分享”、“安慰”、“合作”。英文文獻則主要使用SpringerLink、ElsevierSD、Wiley、Emerald、ProQuest博碩士論文全文數(shù)據(jù)庫、SCI數(shù)據(jù)庫、互聯(lián)網(wǎng)google學術(shù)等進行檢索。共情的英文檢索詞為“empathy”、“empathic concern”, 親社會行為的 檢 索 詞 為 “prosocialbehavior”、 “helping behavior”、“altruism”、“altruistic behavior”。對于已經(jīng)搜索到但沒有研究內(nèi)容的文獻,則通過館際互借的方式獲得。

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

對納入元分析的文獻進行如下編碼：(1)文獻信息(作者名+發(fā)表年限);(2)總樣本量;(3)被試年齡;(4)共情測量工具類型;(5)文化背景;(6)相關(guān)系數(shù)(詳見表 1)。

文獻編碼的有效性主要通過兩位編碼者的一致性來進行考察。本研究中,兩位編碼者的一致性為93.5%,說明本研究文獻編碼是比較有效而準確的。此外,兩位編碼者對編碼不一致的文獻也進行了認真探討,并最終達成了共識。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析

本研究采用CMA 2.0(Comprehensive Metaanalysis 2.0)進行元分析,采用相關(guān)系數(shù)r作為效應(yīng)值。在編碼過程中,一些文獻沒有直接報告共情與親社會行為之間的相關(guān)系數(shù),而是報告了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,一些文獻還報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),故將其分開編碼。還有一些文獻則只報告了共情各維度與親社會行為之間的相關(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行為的相關(guān)系數(shù)。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗

元分析有兩種效應(yīng)模型可以選擇,隨機效應(yīng)模型(Random Effect Model)和固定效應(yīng)模型(Fixed Effect Model),當效應(yīng)值顯著時應(yīng)采用隨機效應(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,采用隨機效應(yīng)模型更適合本元分析。為了進一步從實證角度檢驗每一個研究結(jié)果是否可以代表總體效應(yīng)量的樣本估計,需要進行異質(zhì)性檢驗。本研究異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示,Q值為682.02(p〈0.001),說明本元分析適合選擇隨機效應(yīng)模型來合并效應(yīng)量,其中,I-squared值為88.86,說明由效應(yīng)值的真實差異造成的變異量占總變異的88.86%。Tau-squared值為0.03,說明研究間的變異有3.1%可用于計算權(quán)重。

3.2 發(fā)表偏差檢驗

發(fā)表偏差是指在收集文獻的過程中,研究者可能只收集了已經(jīng)出版的文獻,而遺漏了未出版的文獻,這樣會導致元分析的效應(yīng)值高于真實值(Kuppens,Laurent,Heyvaert,&Onghena,2013)。對此,本研究采用漏斗圖(Funnel Plot)和 Egger’s檢驗來評估出版偏差。

從漏斗圖(圖1)可以看出,元分析所選取的文獻大都集中在漏斗圖上方,處于下方的文獻很少,并且文獻均勻的分布在兩側(cè),基本呈對稱趨勢,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評判性,進一步采用Egger’s檢驗來評估出版偏差。Egger’s檢驗也叫

回歸截距法,回歸方程的截距越大,則表明出版偏差越大,當回歸方程的截距達到顯著性水平時,說明元分析結(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檢驗結(jié)果表明,Egger’s Intercept為 0.89(CI=-0.801～2.575,p〉0.05),說明本元分析不存在發(fā)表偏差,這與漏斗圖觀察的結(jié)果是一致的。

圖1 基于Fisher Z分數(shù)漏斗圖

3.3 主效應(yīng)檢驗

本元分析包含77個獨立樣本,共20352名被試,隨機效應(yīng)模型結(jié)果表明,共情與親社會行為之間的相關(guān)系數(shù)r為 0.38(CI=0.34～0.42,Z=17.97,p〈0.001),說明共情與親社會行為之間呈中等強度的正相關(guān)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

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)、共情測量工具(QMEE、IRI、BES、ECS和ES)對共情與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,結(jié)果見表2。

表2結(jié)果表明,被試年齡(Qb=13.28,p〈0.01)和共情的測量工具(Qb=32.21,p〈0.001)都會影響共情與親社會行為之間的關(guān)系,具體而言,兒童的共情與親社會行為之間的相關(guān)最高(r=0.52),成人的共情與親社會行為之間的相關(guān)最低(r=0.34);不同共情測量工具的結(jié)果表明,使用共情量表(ES)測得的共情與親社會行為之間的相關(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)測得的共情與親社會行為之間的相關(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 共情與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4 討論

4.1 共情與親社會行為之間的關(guān)系

本研究對近30年共情與親社會行為關(guān)系的實證研究進行了元分析,共納入了76項研究,20352名被試。研究結(jié)果顯示,共情與親社會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)。這可能是因為,個體在對他人產(chǎn)生共情的過程中需要認知和情感的參與,而個體的親社會行為也是建立在情緒和認知基礎(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)的社會信息加工模型(SIP)也認為,對他人求助線索的編碼和體驗,即共情,是個體親社會行為產(chǎn)生的基礎(chǔ)。共情能力高的個體更容易對求助者的內(nèi)心感受和需要感同身受,從而做出親社會行為(Batson,1987a;Batson et al.,2007)。也就是說,共情誘發(fā)了個體對他人行為的判斷和情緒體驗,使其更容易感知他人的求助訴求和求助感受,促進個體對他人產(chǎn)生親社會行為。因此,共情與親社會行為的關(guān)系應(yīng)得到教育實踐者和社會公眾的重視,今后可以通過共情的激發(fā)與培養(yǎng)以進一步提升個體的親社會行為。

需要指出的是,我們的研究結(jié)果表明,共情與親社會行為之間存在中等程度的相關(guān),也就是說,個體共情與親社會行為的關(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)強調(diào)情緒反應(yīng)和認知推理對道德決策和道德行為的共同影響(Greene,Nystrom,Engell,Darley,&Cohen,2004)。而個體的心理愿望、意圖、歸因、信念等都屬于認知推理的范疇,同時也包含了情緒的成分。情緒認知評價理論也強調(diào),個體通過對某種情境進行認知評價從而產(chǎn)生特定的情緒反應(yīng),進而影響個體的后續(xù)行為(Lazarus,1991),說明共情測量情境也是影響二者關(guān)系的重要變量,這一點在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?？傮w來說,共情與親社會行為確有一定的聯(lián)系,但共情與親社會行為的關(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),被試年齡對共情與親社會行為之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用(Qb=13.28,p〈0.01)。盡管3個年齡段的被試共情得分與親社會行為之間的相關(guān)都達到顯著水平,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行為之間的關(guān)系最強(r=0.52)。以往研究表明,共情會隨著年齡的增長而有所下降(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)出了更多的親社會行為(Eisenberg et al.,2006),說明個體的共情與親社會行為并不是同步發(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,導致這種調(diào)節(jié)效應(yīng)的原因可能是不同年齡被試對親社會行為的理解存在差異,如年幼兒童理解的親社會行為與成人理解的親社會行為顯然不同(付艷,2005)。日常生活中,年幼兒童眼里的親社會行為大多與“關(guān)心他人”、“同情他人”、“照顧他人”、“助人為樂”、“幫助弱勢”、“拾物歸還”等行為有關(guān);而成人眼里的親社會行為大多與“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,隨著個體年齡的增長,個體做出親社會行為的原因可能會更復雜。與兒童和青少年相比,成年人社會化的程度更高,做出親社會行為更可能受社會壓力、利己動機、情境因素、社會支持等因素的影響,使得成人做出的親社會行為更不純粹,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 共情的測量工具

元分析結(jié)果表明,共情的測量工具會影響共情與親社會行為之間的關(guān)系(Qb=32.21,p〈0.001)。其中,使用ES量表測得的共情與親社會行為的相關(guān)系數(shù)最高(r=0.52),使用BES測得的共情與親社會行為相關(guān)次高(r=0.47),而使用IRI、ECS和QMEE測得的共情與親社會行為之間的相關(guān)相對較低(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,即不同的測量方法會影響兩個變量之間關(guān)系的強度。Anderson等人(2010)的一項元分析發(fā)現(xiàn),不同暴力游戲測量方法會調(diào)節(jié)其與共情以及與親社會行為之間的關(guān)系。

值得注意的是,這一調(diào)節(jié)效應(yīng)可能與共情測量本身包含的維度有關(guān),如大多數(shù)研究者認為,共情分為認知維度和情感維度(崔芳等,2008;Gladstein,1983),他們并沒有提及共情的行為維度。但我國學者趙會青(2010)和劉聰慧等人(2009)認為,共情包括認知、情感和行為三個維度。Schulte-Rüther等人(2008)也認為,共情包含行為成分。在本元分析中,共情量表(ES)包含了認知、情感、行為三個維度,測量的是共情心理機制的完整成分,因而其與親社會行為之間的相關(guān)是最高的;而BES測量的是共情的情感維度和認知維度;IRI量表雖然也測量了共情的認知和情感維度,但一些研究僅使用IRI量表的某一分量表或某幾個分量表對共情進行了測量(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量表中的個體憂傷這一子維度與親社會行為之間不存在相關(guān)(Barr&Higgins-D’Alessandro,2007),甚至呈負相關(guān)(Eisenberg&Fabes,1990;Siu et al.,2012),這可能在無形中降低了共情與親社會行為之間的關(guān)系;QMEE和ECS量表測得的相關(guān)較低,這可能是因為這兩個量表都只測了共情的情感維度。所以,共情的測量從本質(zhì)上都是以個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,共情是非常復雜的,不同的成分雖然可以分離開來,但在理解共情時必須綜合考慮所有成分。正如Feshbach(1978,1987)所言,認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,親社會行為的產(chǎn)生并不是單一的共情情感維度或認知維度在起作用,而是多個維度在共同作用。比如當他人處在困境中時,如果我們僅僅只對他人的痛苦情緒產(chǎn)生共鳴,而不能理解他們?yōu)槭裁赐纯?是否需要幫助,也不一定會產(chǎn)生親社會行為。

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(譚樹華等,2011)會調(diào)節(jié)共情與親社會行為之間的關(guān)系。導致這一結(jié)果的可能原因是,無論是在集體主義文化背景還是個人主義文化背景中,共情既可以是個體在一定情境下對他人相關(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,親社會行為都根植于人類的天性,也都是一種受到社會贊許的行為。因而,個體都愿意在共情到他人需要幫助時,做出親社會行為,這是東西方文化背景下的一種普遍現(xiàn)象。

此外,以往研究也強調(diào),群體相似性會增加個體的共情反應(yīng)和親社會行為(孫炳海等,2011);相對于外群體,個體對內(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象之間的相似性對共情具有促進作用(Cialdini et al.,1997)?？梢灶A測,相比文化不一致的外群體,個體對與自我文化相符合的內(nèi)群體可能存在更強的共情反應(yīng)和更多的幫助行為。而無論在東方文化背景還是在西方文化背景下,個體更會將與自己有相似經(jīng)歷和相似文化背景的人群劃為內(nèi)群體,傾向于對與自我接近的內(nèi)群體產(chǎn)生更強的共情反應(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,個體的共情反應(yīng)和親社會行為更多的決定于個體與目標人物之間的群體關(guān)系,而“群體關(guān)系”的概念是個體經(jīng)驗與社會實踐共同的產(chǎn)物,在不同的社會文化環(huán)境中具有共同性和普遍性。因此,開展共情教育和親社會行為教育,進行恰當?shù)娜弘H文化互動是有重要意義和價值的。

4.3 研究意義與展望

本元分析研究結(jié)果證實了共情與親社會行為之間關(guān)系密切,這對如何促進和提高個體的親社會行為具有重要的借鑒和指導意義。今后在親社會行為的提升和培養(yǎng)中,研究者可以從共情入手,通過道德實例的干預和訓練來提高個體的同理心,增強個體的共情反應(yīng)能力,從而增加他們的親社會行為,這不僅有助于個體的道德教育和道德培養(yǎng),也有助于形成良好的社會道德氛圍和倫理精神。另外,研究結(jié)果也證實了共情測量工具類型和被試年齡的調(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行為的關(guān)系時,應(yīng)關(guān)注共情測量工具的標準化和內(nèi)涵的一致性,開發(fā)更為系統(tǒng)化的工具,同時為不同年齡階段的被試修訂不同版本的共情測量工具。

本研究的不足與展望：(1)由于大多數(shù)研究沒有分別報告男女被試共情與親社會行為之間的相關(guān)系數(shù),因此本研究沒有分析性別的調(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)檢驗的樣本較少,如兒童樣本的研究只有6項,因此,不同被試年齡階段在比較時可能存在誤差,這可能會在一定程度上影響該結(jié)果的代表性。未來元分析研究應(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兒童親社會行為影響的效應(yīng)值是否大于青少年和成年人,以增強研究的說服力和代表性。(3)文獻編碼過程中,由于某些共情測量工具在文獻中的使用頻率較低(不足3篇),因此,本元分析僅選取了文獻中使用頻率較高的5個測量工具,這可能并不能代表所有共情測量工具類型,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)系受共情測量工具類型和被試年齡的調(diào)節(jié),但不受被試文化背景的影響。

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