魏祺 蘇彥捷

摘?要?以北京市兩所幼兒園的3～7歲兒童為研究對象，修訂教師評價版Griffith共情量表。結(jié)果顯示，修訂后的Griffith共情量表包含情緒、認(rèn)知、行為三個維度，不同成分間可能存在年齡差異，情緒共情相對比較成熟，行為共情在3～4歲出現(xiàn)變化，認(rèn)知共情要到4～5歲才比較明顯。對照兒童結(jié)構(gòu)化觀察中產(chǎn)生的共情反應(yīng)，三個維度與兒童不同方面的反應(yīng)有關(guān)聯(lián)。綜上，教師評價版Griffith共情量表可作為測查共情能力的有效工具，刻畫學(xué)齡前階段共情不同成分的狀況。

關(guān)鍵詞?Griffith共情量表; 共情; 學(xué)齡前兒童

分類號?B842.6

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.09.002

1?前言

共情（empathy）指個體感知或想象他人的情緒狀態(tài)，并從一定程度上分享他人感受的過程（de Waal， 2012）。恰當(dāng)?shù)墓睬槟芰?，不僅是產(chǎn)生親社會行為的基礎(chǔ)（Balconi & Canavesio， 2013; Roth-Hanania， Davidov， & Zahn-Waxler， 2011），還能阻止攻擊行為的出現(xiàn)（Batanova & Loukas， 2011; Belacchi & Farina， 2012），因而有社會“粘合劑”之稱。

來自發(fā)展、演化、神經(jīng)科學(xué)等多領(lǐng)域的研究表明，共情是一種極為復(fù)雜的、具有不同成分的多層次心理結(jié)構(gòu)（顏志強(qiáng)， 蘇彥捷， 2017; Decety， 2011），但關(guān)于該結(jié)構(gòu)中成分的劃分尚未得到一致性結(jié)論（Grynberg & Pollatos， 2015）。大多數(shù)研究者認(rèn)同，共情結(jié)構(gòu)中至少包含著情緒和認(rèn)知兩種成分;其中情緒成分是一種“替代性”的情感反應(yīng)能力，個體會被環(huán)境中與情緒相關(guān)的線索喚起，產(chǎn)生與當(dāng)前情境一致的情緒體驗（Baron-Cohen & Wheelwright， 2004; Eisenberg， 2000; Ze， Thoma， & Suchan， 2014）;認(rèn)知成分指個體依據(jù)一定的社會經(jīng)驗和規(guī)則，采擇他人觀點，推理并理解他人情緒和立場的能力（黃翯青， 蘇彥捷， 2012; Peterson， 2014;）。還有研究者認(rèn)為，共情結(jié)構(gòu)中包含社交技能（social skill）或共情行為（empathic behavior）等人際間互動的行為反應(yīng)（Lawrence， Shaw， Baker， Baron-Cohen， & David， 2004; Stern， Borelli， & Smiley， 2015），但對這一領(lǐng)域的探討還有待充實。

目前普遍采用Hoffman提出的共情發(fā)展階段說描摹共情在各年齡段的特征，即共情的發(fā)展與個體認(rèn)知能力的成熟密不可分。學(xué)齡前階段個體的共情正經(jīng)歷著快速的發(fā)展與變化（McInnis， 2014; Taylor， Eisenberg， Spinrad， Eggum， & Sulik， 2013），伴隨認(rèn)知能力的提升，兒童不僅能夠從更抽象的線索中辨別出他人的情緒狀態(tài)（史華一， 2013），還能根據(jù)情境對他人需求做出更恰當(dāng)?shù)捻憫?yīng)（黃翯青， 2012）。與此同時，作為人際交往中的社會心理現(xiàn)象，共情的產(chǎn)生依賴特定的情境和關(guān)系（陳武英， 劉連啟， 2016），學(xué)齡前階段是兒童踏入社會的開端，與同伴互動積累的社會經(jīng)驗幫助他們更有效地提取情境線索，對他人的情緒做出靈活、適宜的反應(yīng)。

但目前關(guān)于共情的發(fā)展研究卻未得到一致性結(jié)論。一些研究指出，隨著年齡的增長，個體不僅更傾向?qū)λ水a(chǎn)生共情，其共情行為也更加精細(xì)（Rieffe， Ketelaar， & Wiefferink， 2010; Zahn-Waxler， Radke-Yarrow， Wagner， & Chapman， 1992）; 另一些研究卻發(fā)現(xiàn)共情與年齡無關(guān)或呈負(fù)相關(guān)（Glück， Bluck， Baron， & McAdams， 2005; Anastassiou-Hadjicharalambous & Warden， 2007）。上述結(jié)果不一致可能是由于已有研究未對共情的不同成分進(jìn)行區(qū)分，而不同成分遵循的發(fā)展軌跡可能存在差異。

要追溯共情的發(fā)展軌跡，依賴于對這一心理結(jié)構(gòu)的準(zhǔn)確測量（Bryant， 1982），總結(jié)現(xiàn)有研究結(jié)果，可將評價兒童共情的方法大致分為情緒模擬程序和圖片/故事法兩類。其中，情緒模擬程序是在實驗室中模擬自然發(fā)生環(huán)境，記錄兒童的行為反應(yīng)，并依據(jù)一定的編碼系統(tǒng)對反應(yīng)編碼，提取反映共情能力的指標(biāo)。這項技術(shù)被廣泛應(yīng)用在學(xué)步兒的研究中（Roth-Hanania， Davidov， & Zahn-Waxler， 2011; Spinrad & Stifter， 2006; Zahn-Waxler， Radke-Yarrow， Wagner & Chapman， 1992），具有較高的生態(tài)效度，但測量花費時間長，數(shù)據(jù)處理復(fù)雜，難以在不同研究間直接比較。圖片/故事法是通過描述某一虛構(gòu)的故事情境，要求兒童報告其中的人物與他們自身的情緒狀態(tài)（Strayer， 1993; Strayer & Roberts， 2004）。這一測量方法對兒童的言語能力有較高要求，甚至有研究者認(rèn)為，兒童在8歲以前都缺乏足夠的能力對心理狀態(tài)做出準(zhǔn)確匯報（Dadds et al.， 2008），因此僅適合對年齡較大的兒童進(jìn)行評價。

綜上，對學(xué)齡前階段的兒童而言，上述兩種測量方式可能均無法恰當(dāng)?shù)胤从彻睬榈陌l(fā)展?fàn)顩r。為更好地刻畫共情發(fā)展軌跡的全貌，開發(fā)或引入一套標(biāo)準(zhǔn)化測評工具顯得極為必要。Griffith共情量表（Griffith Empathy Measure， GEM）是澳大利亞研究者Dadds等（2008）編制的共情問卷，由兒童及青少年版Bryant共情指針（Bryant's Index of Empathy for Children and Adolescent）改編而來，同時對共情的情緒和認(rèn)知成分進(jìn)行測查?？紤]到兒童共情能力的出現(xiàn)早于其相匹配言語表達(dá)水平的發(fā)展，該量表由熟悉兒童的監(jiān)護(hù)人填寫。結(jié)合其簡潔的因子結(jié)構(gòu)和監(jiān)護(hù)人評價的測評方式（Zhang et al.， 2014），推測Griffith共情量表可能是一種適于測查學(xué)齡前兒童共情的工具。

綜上，本研究試圖修訂Griffith共情量表，探究該量表在中國學(xué)齡前兒童中的適用情況;在此基礎(chǔ)上，為保證測評結(jié)果的有效性，研究還將結(jié)合實驗室觀察的手段，通過情緒模擬程序分析量表結(jié)果和兒童在自然環(huán)境中共情反應(yīng)之間的關(guān)系，較為全面地考察共情不同成分的發(fā)展特征。

2?研究1： Griffith共情量表的修訂

2.1?被試

研究包含北京市兩所幼兒園的207名兒童，包括男孩120人（年齡：M=60.18月， SD=8.90， 范圍為38.53～73.00月），女孩87人（年齡：M=59.23月，SD=9.09， 范圍為40.63～80.80月），所有被試均無發(fā)展障礙及軀體、精神、神經(jīng)系統(tǒng)疾病。

2.2?測量工具

Griffith共情量表共包含23個條目，分為情緒和認(rèn)知兩個維度，適于評價典型及非典型兒童和青少年的共情水平。家長根據(jù)兒童在日常生活中的表現(xiàn)與條目所述情況的符合程度，采用9點式Likert量表評價。信效度檢驗顯示，該量表具有較高的測量穩(wěn)定性和內(nèi)部一致性，并在一定程度上與兒童的親社會行為相關(guān)。

考慮到我國實行的“計劃生育”政策，大多數(shù)核心家庭只包含一名兒童，而Griffith共情量表中的條目大多反映的是兒童與同伴交往時的情緒及行為表現(xiàn)。因此在本研究中，我們將量表的評價人由家長改為教師，可能會更真實地反映兒童與同伴交往時的狀況。

2.3?量表修訂流程

條目修正： 為符合教師版量表的評價要求，對原量表中所有條目的人稱進(jìn)行更改。

翻譯與回譯： 首先以Zhang等（2014）修訂的中文版大學(xué)生Griffith共情量表為參照，由第一作者將原量表譯成中文。此后，由一名北京大學(xué)中英雙語心理學(xué)博士在未參考原文的基礎(chǔ)上將初稿回譯成英文，研究組討論確定回譯結(jié)果與英文原稿含義接近。

訪談： 使用翻譯后的量表初稿對5名兒童家長及2名幼兒教師訪談，了解對中國兒童的適用性。根據(jù)訪談結(jié)果刪去在幼兒園環(huán)境下不便觀察的5個條目，“當(dāng)他/她看到有人在公眾場合擁抱或親吻時，這個孩子會感覺不好”“這個孩子很難理解別人為什么會高興得哭起來”“傷感的電影和電視節(jié)目會讓這個孩子感到傷心”“這個孩子看到動物被傷害會難過”“這個孩子為身體殘疾的人感到悲傷（例如 坐輪椅的人）”，保留剩余的18個條目。

正式問卷的確定： 經(jīng)研究組與回譯者討論，對量表中的條目表述再次修改，最終確定Griffith共情量表教師版的中文譯稿，并正式進(jìn)行施測。最終施測量表共包含18個條目，采用Likert 9點式計分，評分范圍為非常不符合（-4）到非常符合（+4）。

2.4?量表結(jié)構(gòu)分析

2.4.1?項目分析

將需要反向計分的條目轉(zhuǎn)換后，取總得分前27%和后27%的兒童分別為高分和低分組，對比兩組兒童的得分差異。結(jié)果顯示，每一條目兩組兒童得分的平均數(shù)差異顯著，ps<0.01。計算每一條目得分與量表總得分的相關(guān)。結(jié)果表明，所有條目得分均與總得分呈顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)在0.45～0.80之間。

2.4.2?探索性因素分析

用SPSS 19.0進(jìn)行探索性因素分析，經(jīng)檢驗，本數(shù)據(jù)集的KMO=0.92（KMO>0.5），球形檢驗p<0.001，說明適宜進(jìn)行因素分析。

首先，采用主軸因素法提取因子，考慮到因子之間的相關(guān)性，在旋轉(zhuǎn)時采用直接斜交旋轉(zhuǎn)法。參考碎石圖結(jié)果發(fā)現(xiàn)，可以提取的因子數(shù)在1～5之間，特征值大于1的因子數(shù)則為3。此后，采用最大似然法從因子數(shù)為6開始，逐步降低因子數(shù)，尋找擬合優(yōu)度顯著性發(fā)生改變的條件;發(fā)現(xiàn)當(dāng)因子數(shù)由5變?yōu)?時，擬合優(yōu)度的顯著性滿足p<0.01。再次采取主軸因素法抽取因子，并做直接斜交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果顯示，將因子數(shù)量固定為4時，因子4中只包含1個條目，不滿足單獨作為一個因子的條件。故最后將因子數(shù)量固定為3，刪除在預(yù)期因子中載荷小于0.3的1個條目，最終剩余條目17個，各因子所包含具體條目如表1所示。

仔細(xì)考察各因子包含的具體條目，參考原量表和Zhang等（2014）對因子的命名方式，將提取出的3個因子暫命名為情緒、認(rèn)知和行為，可分別解釋方差總變異的42.54%、10.12%和6.91%，累積解釋方差變異量為59.57%。計算各分量表中所有條目的得分均值，作為個體的情緒、認(rèn)知和行為共情的得分。

2.4.3?信度分析

采用Cronbach's α檢驗量表內(nèi)部一致性。結(jié)果顯示，修訂后的中文版Griffith共情量表，其總量表內(nèi)部一致性α=0.92，其中情緒分量表α=0.92，認(rèn)知分量表α=0.85，行為分量表α=0.81。

3?研究2： 學(xué)齡前兒童共情不同成分的特征

3.1?研究2a

根據(jù)研究1量表的修訂結(jié)果，研究2a使用修訂后的Griffith量表在不同年齡段兒童間進(jìn)行比較，探討共情不同成分的特征及相互之間的關(guān)系。

3.1.1?被試

北京市兩所幼兒園的213名兒童（未參與研究1），包括男孩101人（年齡：M=60.04月， SD=8.89， 范圍為37.37～80.23月），女孩112人（年齡：M=59.51月，SD=8.35， 范圍為42.07～72.83月），所有被試均無發(fā)展障礙及軀體、精神、神經(jīng)系統(tǒng)疾病。

3.1.2?量表的信效度檢驗

采用Cronbach's α檢驗量表內(nèi)部一致性。在本數(shù)據(jù)集中，Griffith共情量表其總量表的內(nèi)部一致性α=0.91，其中情緒分量表α=0.92，認(rèn)知分量表α=0.83，行為分量表α=0.77。

為檢驗研究1修訂的Griffith共情量表的結(jié)構(gòu)效度，使用Lisrel 8.70對本數(shù)據(jù)集進(jìn)行驗證性因素分析，對情緒-認(rèn)知-行為三因素模型與情緒-認(rèn)知二因素模型進(jìn)行比較，利用擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI， AGFI）、規(guī)范擬合指數(shù)（NFI， NNFI）、殘差均方根（RMR）、比較擬合指數(shù)（CFI）及近似誤差的均方根（RMSEA）評價兩模型的擬合情況。結(jié)果顯示，盡管RMSEA未發(fā)現(xiàn)差異，但與三因素模型相比，二因素模型GFI、AGFI、NFI、NNFI和CFI均小于三因素模型，RMR大于三因素模型（如表2所示），說明相比較而言，三因素模型擬合情況略優(yōu)，可能更適合本研究中的學(xué)齡前兒童樣本。

3.1.3?共情的不同成分

以兒童的年齡（3～4歲、4～5歲和5～6歲）和性別進(jìn)行分組，比較不同組別兒童在Griffith共情量表的總分和情感、認(rèn)知和行為三個成分上的差異（由于6～7歲的兒童僅有8人，不納入統(tǒng)計分析中）。

方差分析結(jié)果表明，在量表總分（F（2， 202）=10.28，p<0.001，η2=0.092）和情緒（F（2， 202）=4.82，p=0.009，η2=0.046）、認(rèn)知（F（2， 202）=10.75，p<0.001，η2=0.096）、行為（F（2， 202）=8.19，p<0.001，η2=0.075）三個成分的得分上，年齡的主效應(yīng)均顯著。

Bonferroni事后檢驗表明，在情緒成分的得分上，3～4歲組兒童僅與5～6歲兒童存在差異（p=0.008，d=1.05），其他各年齡組之間未發(fā)現(xiàn)差別（ps>0.05）;在行為成分的得分上，3～4歲兒童與4～5歲（p=0.003，d=0.77）和5～6歲兒童均有顯著差別（p <0.001，d=1.19），但后兩組兒童無明顯差異（p=1.000）;在認(rèn)知成分的得分上，3～4歲兒童與4～5歲兒童間差異不大（p=0.131），但均與5～6歲兒童存在顯著差別（3～4歲：p<0.001，d=1.23;4～5歲：p=0.007，d=0.44），上述結(jié)果見圖1所示。

與此同時，無論在量表總得分，還是在情緒、認(rèn)知、行為成分的得分上均未發(fā)現(xiàn)性別差異，也未發(fā)現(xiàn)性別與年齡間的交互作用。

3.2?研究2b

為更好地理解共情不同成分在實際行為中的體現(xiàn)，進(jìn)一步組織研究2b，隨機(jī)選擇3～6歲兒童參與情緒模擬程序，觀察兒童在自然情境中的共情反應(yīng)，分析其與量表結(jié)果之間的關(guān)系。

3.2.1?被試

北京市兩所幼兒園的39名兒童，包括男孩21人（年齡：M=55.51月， SD=7.03， 范圍為43.00～66.53月），女孩18人（年齡：M=56.46月，SD=8.27， 范圍為37.33～67.03 月），所有被試均無發(fā)展障礙及軀體、精神、神經(jīng)系統(tǒng)疾病。

3.2.2?方法

情緒模擬程序改編自Zahn-Waxler（1992， 2011）的實驗范式，由一名女性實驗者與兒童單獨在一間安靜的教室中進(jìn)行。正式測驗開始前，實驗者與兒童一起玩樂高積木熱身，確保兒童在與實驗者接觸過程中感到自然、舒適，熟悉階段持續(xù)10分鐘時間。

正式測驗包含兩個試次，實驗者模擬兩種負(fù)性情緒，兒童可做出相應(yīng)的行為緩解實驗者消極的情緒狀態(tài)。

情境1：假裝摔倒（模擬情緒：疼痛）實驗者邀請兒童一起畫畫，并主動起身去遠(yuǎn)處的柜子拿畫筆。在拿畫筆途中，實驗者假裝被放在地上的椅子絆倒，做出痛苦的表情。

情境2：假裝悲傷（模擬情緒：傷心）實驗者與兒童畫畫的過程中，手機(jī)鈴聲突然響起，離開假裝接聽電話。接聽電話過程中，實驗者顯得非常沮喪，回到座位后，做出傷心的表情。

為提醒兒童做出反應(yīng)，實驗者會提供4條需求程度逐漸加深的線索表達(dá)其尋求幫助的愿望，對線索的具體描述見表3。

實驗者發(fā)出一條線索后會等待15秒供兒童反應(yīng)，若兒童在線索呈現(xiàn)后15秒內(nèi)未提供幫助或安慰，則繼續(xù)發(fā)出下一線索;若兒童做出幫助或安慰行為，該情境結(jié)束。每一情境實驗者的消極情緒維持1分鐘，若兒童在整個過程中未做出恰當(dāng)?shù)男袨?，試次結(jié)束。

3.2.3?編碼

測驗過程使用Sony HDR-XR160E攝像機(jī)記錄，并于事后由1名不了解實驗?zāi)康牡木幋a者對兒童的情緒和行為反應(yīng)進(jìn)行編碼。編碼系統(tǒng)由Zahn-Waxler與Robinson及其同事編制，在MacArthur雙生子追蹤項目及多項學(xué)步兒的研究中得到廣泛應(yīng)用（Roth-Hanania， Davidov & Zahn-Waxler， 2011; Zahn-Waxler， Radke-Yarrow， Wagner & Chapman， 1992; Zahn-Waxler， Robinson & Emde， 1992）。為適于本研究涉及的具體情境，上述編碼系統(tǒng)進(jìn)行了一定調(diào)整，具體編碼規(guī)則如表4所示。

為檢驗編碼結(jié)果的一致性，由另1名未知實驗?zāi)康木幋a者抽取20%的錄像片段再次編碼。結(jié)果表明，各指標(biāo)均顯示出較高的評分者一致性，具體數(shù)值如表4所示。

對各項指標(biāo)（除“親社會行為”和“延遲時間”外）在同一情境中每15秒（每次線索呈現(xiàn)后）評價一次，兒童在該指標(biāo)上的得分為多次評價結(jié)果的均值。親社會行為和延遲時間在同一情境中僅評價一次，記為該指標(biāo)的得分。

3.2.4?結(jié)果

為進(jìn)一步證實研究2a關(guān)于共情不同成分的年齡差異，對研究2b中39名被試的GEM量表得分進(jìn)行分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，GEM量表中的認(rèn)知成分與兒童月齡顯著正相關(guān)（r=0.45， p=0.004），行為成分與年齡的關(guān)系邊緣顯著（r=0.31， p=0.057），未發(fā)現(xiàn)情緒成分與年齡的關(guān)系（p=0.507）。

根據(jù)錄像結(jié)果，僅有極個別兒童在上述2個情境中表現(xiàn)出個人悲傷或積極情緒，故將兩項指標(biāo)的編碼結(jié)果從最終分析中刪去。比較同一被試在2個情境中的表現(xiàn)，除“接近”這一指標(biāo)其情境間相關(guān)性僅0.08外，其余各指標(biāo)在2個情境中相關(guān)性均在0.38～0.64之間，顯著性水平ps<0.05，說明兒童的反應(yīng)模式有較高跨情境一致性，故將接近這一指標(biāo)在后續(xù)分析中刪去。經(jīng)上述預(yù)處理后，將2個情境的編碼結(jié)果合并，取指標(biāo)的均值作為被試在情緒模擬程序中各項反應(yīng)的得分。

將每名兒童的GEM量表分?jǐn)?shù)與其在情緒模擬程序中的編碼結(jié)果做相關(guān)分析，結(jié)果如表5所示。統(tǒng)計檢驗發(fā)現(xiàn)，GEM量表中的情緒成分與親社會行為密切相關(guān)（r=0.35， p=0.030），與反應(yīng)的延遲時間負(fù)相關(guān)，達(dá)邊緣顯著（r=-0.31， p=0.056）;認(rèn)知成分與對他人的詢問（r=0.28， p=0.087）和關(guān)注（r=0.39， p=0.014）相關(guān);而行為成分也與對他人的詢問（r=0.28， p=0.088）和關(guān)注顯著正相關(guān)（r=0.33， p=0.037）。

4?討論

Griffith共情量表的編制目的是想通過他人評價的方式，考察不同年齡兒童的共情水平，補充以往研究只有兒童自我報告的測量方法。Dadds等（2008）和Deschamps等（2014）分別在澳大利亞和荷蘭的典型發(fā)展與孤獨癥樣本中對該量表的適用性進(jìn)行了考察，表明該量表具有良好的信效度（Dadds et al.， 2008; Deschamps， Been & Matthys， 2014）。本研究通過修訂Griffith共情量表，考察其在中國學(xué)齡前兒童中的適用情況，發(fā)現(xiàn)共情的不同成分間存在差異。

探索性因素分析表明，Griffith共情量表呈現(xiàn)三因素結(jié)構(gòu)，將其分別命名為情緒、認(rèn)知和行為。驗證性因素分析證實，相比于Dadds等（2008）提出的二因素模型，上述三因素模型對本研究樣本的擬合情況略好。實際上，中國的樣本中Griffith共情量表呈現(xiàn)出三因素結(jié)構(gòu)已不屬首次，Zhang等（2014）采用其修訂的中文版Griffith共情量表，在對北京和廣州兩地大學(xué)生的施測中就發(fā)現(xiàn)該量表存在著穩(wěn)健的三因素結(jié)構(gòu)，將其命名為情緒、認(rèn)知和行為。對比本研究與Zhang等（2014）的結(jié)果，除去教師版刪去的條目外，兩項研究中三個因素包含的具體條目有較高重合性，故本研究對因子的命名延續(xù)了這一規(guī)則。該結(jié)果提示，“行為”可能的確是存在于共情結(jié)構(gòu)中的獨立成分，發(fā)揮著獨特的作用（Su， 2018），其他同類研究也驗證了共情三維度的結(jié)果（王協(xié)順， 蘇彥捷， 2019; 顏志強(qiáng)， 劉月， 裴萌， 蘇彥捷， 2019）。

關(guān)于“行為”這一成分出現(xiàn)的原因及代表的含義，推測如下：一方面，在目前使用Griffith共情量表的研究中，只有中國被試群體發(fā)現(xiàn)了行為因素的存在，而澳大利亞和荷蘭的研究均只顯示出兩因素的結(jié)構(gòu)模型，可能暗示著文化特異性的影響（Dadds et al.， 2008; Deschamps， Been & Matthys， 2014; Zhang et al.， 2014）。已有研究者提出，共情反應(yīng)除了是一種無意識的自動化過程外，很大程度上還受到動機(jī)的調(diào)節(jié)，而社會贊許性便是一種非常重要的調(diào)節(jié)變量（Zaki， 2014）。基于這一理論，個體將根據(jù)所處環(huán)境的社會規(guī)范，趨近或回避他人情緒，表達(dá)或抑制自身共情反應(yīng)（Nook， Ong， Morelli， Mitchell & Zaki， 2016）。分析Zhang等（2014）和本研究中被納入行為成分的條目，發(fā)現(xiàn)其中有不少條目（如“當(dāng)別人表現(xiàn)出高興時，這個孩子也會表現(xiàn)得高興”“我對待貓和狗的態(tài)度就像有感情的人一樣”）等與個體做出的外顯行為相關(guān)，而這些行為常被認(rèn)為是個體共情能力的反映（Zhang et al.， 2014）?？紤]到中國被試所屬的集體主義文化，強(qiáng)調(diào)個體與他人的互倚關(guān)系，鼓勵對他人情緒的體察和分享（de Greck et al.， 2012; Trommsdorff， Friedlmeier & Mayer， 2007; Varnum， Shi， Chen， Qiu， & Han， 2014），將導(dǎo)致被試更有動機(jī)表現(xiàn)出代表共情的行為（顏志強(qiáng)， 蘇金龍， 蘇彥捷， 2017）。除這一解釋外，在本研究中被劃分為行為成分的4個條目中，有2項涉及對積極情緒的共情，而被歸為情緒成分的條目絕大部分與消極情緒有關(guān)。近年來已有研究表明，對不同效價情緒的共情存在一定差異，特別是對他人積極狀態(tài)的理解與分享無論在產(chǎn)生機(jī)制還是行為結(jié)果方面均與消極情緒有所不同（岳童， 黃希庭， 2016; Morelli， Lieberman， & Zaki， 2015）。但目前對共情的探討主要集中在消極情緒方面，量表關(guān)注的也往往是面對他人痛苦或不幸時的情感分享能力（Davis， 1983），對積極情緒共情的研究還比較匱乏，這提示我們需關(guān)注不同效價的情緒。綜上，有關(guān)Griffith共情量表的結(jié)構(gòu)及含義，仍有待進(jìn)一步研究查證。

比較不同年齡兒童Griffith量表的得分，情緒共情在整個學(xué)齡前階段差異不大，行為共情在3～4歲之間出現(xiàn)變化，認(rèn)知共情的差別僅在年齡較大的兒童中有體現(xiàn)。這提示共情不同成分的發(fā)展可能存在差異，與已有理論中共情不同成分發(fā)展軌跡是一致的（黃翯青， 蘇彥捷， 2012）。研究表明，就情緒共情而言，隨著兒童掌握一定的情緒調(diào)節(jié)策略（Geangu， Benga， & Stahl， 2011），3～4歲后就不再簡單地“復(fù)制”他人情緒，其情緒分享能力將隱蔽到共情結(jié)構(gòu)中以比較穩(wěn)定的形式存在（黃翯青， 蘇彥捷， 2012）。相應(yīng)地，行為共情也呈現(xiàn)出較早的成熟模式，其年齡間差異僅在較小的兒童中才能測查到，可能支持了情緒和行為成分代表不同效價情緒的觀點。認(rèn)知共情從學(xué)齡前階段直到青春期晚期，始終伴隨個體其他社會認(rèn)知能力的成熟處在發(fā)展的進(jìn)程中（潘彥谷， 劉衍玲， 馬建苓， 冉光明， 雷浩， 2012; Commons & Wolfsont， 2002; Shamay-Tsoory， 2011; Tonks， Williams， Frampton， Yates & Slater， 2007），因而學(xué)齡前兒童認(rèn)知共情出現(xiàn)變化的時間相對較晚。

盡管如此，通過比較不同年齡兒童在量表中的得分差異來推斷共情的發(fā)展規(guī)律仍是很不充分的，未來或可通過縱向研究的手段，追蹤兒童若干年內(nèi)情緒、行為和認(rèn)知三個成分的變化情況，詳盡地刻畫共情的發(fā)展軌跡。與此同時，對共情發(fā)展機(jī)制的探討對我們理解不同成分的發(fā)展順序也很有必要，Hoffman理論認(rèn)為，對自我和他人心理狀態(tài)的區(qū)分在共情的發(fā)展中扮演了重要角色（Hoffman， 2001）。學(xué)齡前階段，共情的成熟源于采擇他人觀點能力的提高，大量研究表明學(xué)前期也是兒童發(fā)展自我-他人區(qū)分的重要時期（Epley， Morewedge， & Keysar， 2004; Wellman， Cross， & Watson， 2001）。這一階段的兒童能夠更清晰地意識到他人不同于自己的心理狀態(tài)，并抑制自我優(yōu)勢反應(yīng)的表達(dá)，調(diào)節(jié)自我和他人表征，做出合理的行為（Decety & Jackson， 2006; Decety & Meyer， 2008）。Huang等（2017）在對學(xué)步兒共情發(fā)展的研究中發(fā)現(xiàn)，自我-他人區(qū)分可防止兒童沉浸在自我指向的個人悲傷中，這是個體日后發(fā)展出他人指向的成熟共情的基礎(chǔ)（Huang， Su， & Jin， 2017）。但到目前為止，有關(guān)自我-他人區(qū)分影響共情不同成分發(fā)展的實證性研究還很有限，有待后續(xù)探討加以完善。

比照情緒模擬程序中兒童的共情反應(yīng)，Griffith共情量表分?jǐn)?shù)與之存在密切關(guān)系。其中，認(rèn)知和行為成分得分與假設(shè)檢驗相關(guān)，說明認(rèn)知和行為共情代表兒童更愿意考察、詢問他人狀態(tài)，試圖理解情緒產(chǎn)生的原因（黃翯青， 蘇彥捷， 2012），這兩個成分還與關(guān)注有關(guān)，得分高的個體對他人表現(xiàn)出更多注意，更愿意長時間地觀察處于消極狀態(tài)的實驗者。上述結(jié)果既說明認(rèn)知共情代表著理解他人情緒的能力，也在一定程度上支持了行為共情反映的是個體做出體現(xiàn)共情行為的猜測。相應(yīng)地，情緒成分得分主要與親社會行為有關(guān)，情緒共情得分高的兒童，面對他人的消極情緒會做出更多、更復(fù)雜的親社會行為，做出反應(yīng)所需的時間也更短。該結(jié)果與前人研究一致，即情緒共情能夠誘發(fā)親社會動機(jī)，促使個體做出親社會行為，情緒共情能力高的兒童在社會互動中會更多扮演助人者、調(diào)節(jié)者的角色（Belacchi & Farina， 2012; Carreras et al.， 2014）;反之，缺乏這一能力的個體則難以與他人情緒產(chǎn)生共鳴，表現(xiàn)出冷漠無情的特點（Jones， Happé， Gilbert， Burnett， & Viding， 2010; Muoz， Qualter， & Padgett， 2011）。

與以往使用共情量表的研究結(jié)果不同（Dadds et al.， 2008; Zhang et al.， 2014），本研究未發(fā)現(xiàn)共情的性別差異。實際上共情的性別差異很可能不是一個靜態(tài)的結(jié)果，而是一個動態(tài)的過程，隨個體所處的發(fā)展階段和共情加工環(huán)節(jié)的不同而存在變化（蘇彥捷， 黃翯青， 2014; 顏志強(qiáng)， 蘇彥捷， 2018）。一方面，本研究涉及的兒童年齡相對較小，共情能力的性別差異通常只在年齡更大的孩子中才比較顯著（李丹， 李燕， 宗愛東， 丁月增， 2005; 王振宏， 田博， 石長地， 崔雪融， 2010; Bandstra， Chambers， McGrath， & Moore， 2011; Michalska， Kinzler， & Decety， 2013），可能反映了生理和社會化因素在共情發(fā)展中的作用（陳武英， 盧家楣， 劉連啟， 林文毅， 2014）。另一方面，本研究采用的量表是教師基于日常觀察對兒童作出的概括性評價，沒有涉及共情的具體加工過程，已有研究表明，共情的性別差異可能源于不同性別依賴的處理策略不同（Derntl et al.， 2010; Fukushima & Hiraki， 2006; Luo et al.， 2015; Mercadillo， Díaz， Pasaye， & Barrios， 2011）。

綜上，修訂后的Griffith共情量表可用于考察中國學(xué)齡前兒童的共情能力，可對共情不同成分的發(fā)展進(jìn)行評價和追蹤。此外，該量表在孤獨癥兒童中也顯示出良好的信效度（Deschamps， Been， & Matthys， 2014），因此未來研究也可探索典型與非典型兒童的差異。但需要注意的是，本研究僅考察了一個城市兒童的共情水平，對結(jié)果的解讀仍需審慎，為更好地反映中國學(xué)齡前兒童共情不同成分的發(fā)展?fàn)顩r，未來可進(jìn)一步擴(kuò)充被試量，對不同地區(qū)的數(shù)據(jù)進(jìn)行采集。

5?結(jié)論

研究通過修訂教師評價版的Griffith共情量表，對學(xué)齡前兒童的共情及其不同成分進(jìn)行考察。研究發(fā)現(xiàn)，該年齡段兒童的共情結(jié)構(gòu)中包含著情緒、行為、認(rèn)知三個成分，不同成分的發(fā)展時間可能存在差異。研究為進(jìn)一步探索學(xué)齡前兒童的共情提供了適宜的測評方法，為深化共情發(fā)展的相關(guān)理論提供了新的研究方向。

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