曹娜娜，蔡 翥，余皖婉

（安徽醫(yī)科大學(xué)，安徽 合肥 230031）

共情（Empathy），又被稱(chēng)為同理心、神入、同感、通情[1]等，一般認(rèn)為：共情是個(gè)體主動(dòng)的經(jīng)過(guò)模擬將內(nèi)在狀態(tài)轉(zhuǎn)化為心理意向的過(guò)程，是把客體人性化的過(guò)程[2]，是一種替代性的情緒反應(yīng)能力，即個(gè)體能夠以他人為中心，識(shí)別和接納他人的觀點(diǎn)并能夠親身體驗(yàn)他人情緒的一種心理過(guò)程.研究顯示它和人際交往等能力呈正相關(guān)，是大學(xué)生不可缺少的心理特質(zhì)[3].

已有的研究顯示希望特質(zhì)與生活滿(mǎn)意度、社會(huì)支持、家庭親密度，社會(huì)及學(xué)校適應(yīng)、前瞻性應(yīng)對(duì)方式、自我效能、自信、自尊等積極心理品質(zhì)呈顯著正相關(guān)[4].心理彈性（resilience）是個(gè)體在困境或生活威脅性情境中維持身心功能健康的能力，是個(gè)體處于逆境仍能發(fā)展和適應(yīng)良好的能力，有研究證明，希望特質(zhì)和心理彈性相關(guān)[5].而希望特質(zhì)、心理彈性與共情關(guān)系的研究鮮有涉及，故研究者基于前人的研究，提出希望特質(zhì)、心理彈性與共情存在相關(guān)關(guān)系的假設(shè)，并對(duì)此假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證.

1 研究對(duì)象

采用分層整群抽樣的方法，以安徽某醫(yī)科大學(xué)五年制臨床醫(yī)學(xué)專(zhuān)業(yè)2016級(jí)和2017級(jí)（大一和大二）學(xué)生為整體，以年級(jí)分層，隨機(jī)選取每個(gè)年級(jí)各4個(gè)小班為抽樣單位，抽取班級(jí)的全部學(xué)生參與自評(píng)問(wèn)卷調(diào)查.共發(fā)放問(wèn)卷480份，剔除無(wú)效作答、有規(guī)律作答及EPQ-RSC量表掩飾性分量表T分在70分以上者的問(wèn)卷，回收有效問(wèn)卷465份，有效回收率為96.87%.具體人數(shù)分布如表1所示：

表1 樣本的一般資料情況表

2 研究工具

2.1 基本情況調(diào)查問(wèn)卷

主要包括被試的姓名、性別、年級(jí)、生源地、是否獨(dú)生子女、是否擔(dān)任過(guò)班干部等人口學(xué)資料.

2.2 艾森克人格問(wèn)卷簡(jiǎn)式量表中國(guó)版（Eysenck Personality Questionnaire-Revised Short Scal of Chi-na,EPQ-RSC）

EPQ-RSC是由錢(qián)銘怡教授等人根據(jù)我國(guó)人口特點(diǎn)，在EPQ-RS的基礎(chǔ)上修訂而成的，共48個(gè)條目，包含4個(gè)分量表（各12個(gè)項(xiàng)目）：內(nèi)外向、精神質(zhì)（P）、神經(jīng)質(zhì)（N）、掩飾性（L）[6].問(wèn)卷采用是非判斷的方式進(jìn)行作答，在本研究中主要用于篩選被試，排除掩飾性分量表T分在70分以上者的問(wèn)卷.

2.3 中文版成人素質(zhì)希望量表（Adult Dispositional HopeScale，ADHS）

我國(guó)學(xué)者的研究顯示在Snyder及其同事開(kāi)發(fā)的一系列成人希望量表中，修訂后的中文版成人素質(zhì)希望量表具有可接受的信度、效度與適應(yīng)性，可用于評(píng)定我國(guó)大學(xué)生的希望特質(zhì)，在成人希望的本土化應(yīng)用中比較廣泛.該量表由12個(gè)項(xiàng)目組成，采用四點(diǎn)計(jì)分，其中 4 個(gè)項(xiàng)目（1、4、6、8）測(cè)量路徑思維，4 個(gè)項(xiàng)目（2、9、10、12）測(cè)量動(dòng)力思維，另外 4 個(gè)項(xiàng)目（3、5、7、11）用來(lái)轉(zhuǎn)移被試注意，不記分.被試的量表總分越高，表示被試的希望水平就越高[7].

2.4 人際反應(yīng)指針量表中文版（IRI-C量表）

吳靜吉的IRI-C量表（人際反應(yīng)指針量表中文版）該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.53-0.78，重測(cè)信度為0.56-0.82，本研究用該量表來(lái)測(cè)量被試日常生活中的一般共情能力[8].該量表納了22個(gè)條目，總得分越高表示共情能力越好，主要涵蓋了觀點(diǎn)采擇（5個(gè)條目）、想象力（6個(gè)條目）、同情關(guān)心（6個(gè)條目）和個(gè)人痛苦（5個(gè)條目）四個(gè)維度，其中2、5、10、11、14 項(xiàng)為反向計(jì)分.

2.5 心理彈性量表（CD-RISC）

該問(wèn)卷包括25個(gè)項(xiàng)目，采用里克特氏5級(jí)評(píng)分法，該量表包含3個(gè)維度，堅(jiān)韌性、力量和樂(lè)觀性[9].

3 數(shù)據(jù)處理

本研究采用SPSS17.0進(jìn)行進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、t檢驗(yàn)、方差分析、相關(guān)分析、中介效應(yīng)分析，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義.

4 研究結(jié)果

4.1 大學(xué)生共情得分描述統(tǒng)計(jì)

表2 大學(xué)生共情各維度及總分

4.2 大學(xué)生共情能力的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

表3 不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量共情問(wèn)卷得分比較

由表中數(shù)據(jù)可知，不同年級(jí)間學(xué)生的共情能力無(wú)顯著差異，但一年級(jí)學(xué)生在想象維度的得分顯著（t=2.280，P＜0.05）高于二年級(jí)學(xué)生.不同性別學(xué)生共情能力有顯著差異，女生在想象（t=-2.244，P＜0.05）、同情關(guān)心維度（t=-2.168，P＜0.05）及共情總分（t=-2.1，P＜0.05）上，均顯著高于男生.獨(dú)生子女與非獨(dú)生子女在共情總分上雖無(wú)顯著差異，但在同情關(guān)心維度，非獨(dú)生子女得分顯著高于獨(dú)生子女（t=-3.233，P＜0.01）.不同生源地的學(xué)生在同情關(guān)心維度存在差異（t=-3.843，p＜0.01），來(lái)自鄉(xiāng)鎮(zhèn)和農(nóng)村的學(xué)生得分高于來(lái)自縣城和市區(qū)的同學(xué).擔(dān)任過(guò)班干部與沒(méi)有擔(dān)任過(guò)班干部的同學(xué)在觀點(diǎn)采擇（t=3.268，P＜0.01）、想象維度（t=1.985，P＜0.05）及共情總分（t=2.575，P＜0.01）上有顯著差異.這些結(jié)論大致和王鈺[10]、李青文[11]等人的研究結(jié)果相一致.

4.3 希望特質(zhì)、心理彈性、共情的相關(guān)分析

4.3.1 希望特質(zhì)與共情的相關(guān)性分析

表4 希望特質(zhì)與共情的相關(guān)性分析

希望特質(zhì)總分及路徑思維維度與共情總分呈顯著正相關(guān)（P＜0.01），希望特質(zhì)中的路徑思維與共情的觀點(diǎn)采擇、想象、同情關(guān)心、共情總分呈顯著正相關(guān)（P＜0.05），與個(gè)人痛苦呈顯著負(fù)相關(guān)（P＜0.05）；希望特質(zhì)中的動(dòng)力思維與共情總分及觀點(diǎn)采擇呈顯著正相關(guān)（P＜0.05）.

4.3.2 希望特質(zhì)與心理彈性的相關(guān)性分析

表5 希望特質(zhì)與心理彈性的相關(guān)性分析

希望特質(zhì)各維度及總分與心理彈性各維度及總分均存在正相關(guān)關(guān)系，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（均有P＜0.01）.

4.3.3 心理彈性與共情的相關(guān)性分析

心理彈性的堅(jiān)韌性、力量性、樂(lè)觀性維度及總分與共情的觀點(diǎn)采擇維度、想象維度及共情總分均呈顯著正相關(guān)關(guān)系（P＜0.05）；心理彈性的力量性、樂(lè)觀性、總分與共情的同情關(guān)心維度呈顯著正相關(guān)關(guān)系（P＜0.05）；心理彈性的堅(jiān)韌性、力量性、心理彈性總分與共情的個(gè)人痛苦維度呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（P＜0.01）.

表6 心理彈性與共情的相關(guān)性分析

4.4 希望特質(zhì)、心理彈性與共情的回歸分析

4.4.1 希望特質(zhì)總分與共情總分的回歸

表7 希望特質(zhì)總分與共情總分的回歸

希望特質(zhì)在0.01水平上可以顯著正向預(yù)測(cè)共情，希望特質(zhì)作為自變量可以解釋3.9%共情的變異量.

4.4.2 希望特質(zhì)總分與心理彈性總分的回歸

表8 希望特質(zhì)總分與心理彈性總分的回歸

希望特質(zhì)在0.01水平上可以顯著正向預(yù)測(cè)心理彈性，希望特質(zhì)作為自變量可以解釋36.6%心理彈性的變異量.

4.4.3 心理彈性總分與共情總分的回歸

表9 心理彈性總分與共情總分的回歸

心理彈性在0.01水平上可以顯著正向預(yù)測(cè)共情，心理彈性作為自變量可以解釋3%共情的變異量.

4.5 心理彈性在希望特質(zhì)對(duì)共情的關(guān)系的中介檢驗(yàn)

表10 希望特質(zhì)、心理彈性與共情的回歸

表11 心理彈性中介效應(yīng)逐步回歸檢驗(yàn)

在第一步Y(jié)（共情）對(duì)X（希望特質(zhì)）的回歸方程中，回歸系數(shù)檢驗(yàn)得t=4.369**，在0.01水平上顯著.在第二步M（心理彈性）對(duì)X（希望特質(zhì)）的回歸方程中，回歸系數(shù)檢驗(yàn)得t=16.058**，在0.01水平上顯著.第三步第一階段的回歸系數(shù)檢驗(yàn)為t=2.29*，在0.05水平上顯著.在前三個(gè)回歸系數(shù)t檢驗(yàn)都是顯著的，可以認(rèn)為心理彈性在希望特質(zhì)和共情關(guān)系中的中介作用顯著.在第三步第二階段的t檢驗(yàn)在多元回歸方程中，希望特質(zhì)對(duì)共情的回歸系數(shù)雖然是下降的，但最后一個(gè)t檢驗(yàn)值在0.05水平上仍是顯著的，故可認(rèn)為是部分中介效應(yīng).

自變量“希望特質(zhì)”對(duì)因變量“共情”的中介效應(yīng)不完全通過(guò)中介變量“心理彈性”的中介達(dá)到其影響，“希望特質(zhì)”對(duì)“共情”有部分直接影響，中介效應(yīng)對(duì)總效應(yīng)的貢獻(xiàn)率為：EffectM=ab/c=0.597×0.116/0.198=0.5368（53.68%），中介效應(yīng)解釋了因變 量 的 方 差 變 異 為 ：sqrt（0.044-0.037）=0.084（8.4%）.

5 討論及結(jié)論

總體來(lái)看，醫(yī)學(xué)生的共情能力水平較高.低年級(jí)學(xué)生共情能力略高于高年級(jí)學(xué)生，但不存在顯著差異，非獨(dú)生子女學(xué)生的共情能力略高于獨(dú)生子女，但總體上差異也不顯著，只在個(gè)別維度存在顯著差異，例如：低年級(jí)學(xué)生共情的想象維度顯著高于高年級(jí)學(xué)生，非獨(dú)生子女學(xué)生的同情關(guān)心顯著高于獨(dú)生子女學(xué)生.不同性別學(xué)生的共情能力存在顯著差異，女生的共情能力明顯高于男生，且在想象、同情關(guān)心維度上尤為明顯.擔(dān)任過(guò)班干部的學(xué)生在觀點(diǎn)采擇、想象維度及共情總能力上顯著高于沒(méi)有擔(dān)任過(guò)班干部的同學(xué).

希望特質(zhì)、心理彈性和醫(yī)學(xué)生共情能力呈正相關(guān)，可正向預(yù)測(cè)共情，希望特質(zhì)越高的人心理彈性和共情能力越高.本研究發(fā)現(xiàn)，希望特質(zhì)對(duì)共情的作用受到心理彈性的中介作用.說(shuō)明希望特質(zhì)不僅直接影響共情，還可以通過(guò)心理彈性進(jìn)一步增強(qiáng)個(gè)人的共情能力.