龐芳芳 陳瑋 蘇英 官銳園,?

北京大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版) 第59卷 第1期 2023年1月

Acta Scientiarum Naturalium Universitatis Pekinensis, Vol. 59, No. 1 (Jan. 2023)

10.13209/j.0479-8023.2022.099

國家科技基礎(chǔ)性工作專項(xiàng)重點(diǎn)項(xiàng)目(2015FY111600)資助

2022-01-20;

2022-05-23

老年人和青年人的共情差異——積極與消極情緒的分離

龐芳芳1,2陳瑋3蘇英1官銳園1,?

1.北京大學(xué)醫(yī)學(xué)人文學(xué)院醫(yī)學(xué)心理學(xué)系, 北京 100191; 2. 中國消防救援學(xué)院政治工作系, 北京 102202; 3.廈門市仙岳醫(yī)院心理科, 廈門 361012; ?通信作者, E-mail: guanry@bjmu.edu.cn

結(jié)合自評問卷和行為任務(wù)兩種測量方式, 比較老年人與青年人的共情差異。研究1采用人際反應(yīng)指數(shù)量表(IRI), 以 280 名老年人和 304 名青年人為研究對象, 探究兩個(gè)年齡組被試基于自評問卷的共情差異。研究 2 使用多維共情測試(MET), 以 71 名老年人和 74 名青年人為研究對象, 進(jìn)一步比較兩個(gè)年齡組被試基于行為任務(wù)的共情差異。研究結(jié)果顯示: 1)與青年人相比, 無論是基于自評問卷還是行為任務(wù), 老年人的認(rèn)知共情均顯著下降; 2)與青年人相比, 老年人對消極情緒的情緒共情顯著下降, 但對積極情緒的情緒共情無顯著變化; 3)老年人對積極情緒的情緒共情顯著高于消極情緒, 青年人對這兩種效價(jià)情緒的認(rèn)知共情和情緒共情均無顯著差異。結(jié)果表明, 從青年期到老年期, 對積極情緒和消極情緒的共情能力存在分離性的發(fā)展特征。

共情; 積極情緒; 消極情緒; 老年人; 青年人

共情是影響個(gè)體社會(huì)交往和人際關(guān)系的重要因素, 良好的共情能力可以幫助人們更好地感受到社會(huì)支持[1], 并能夠促進(jìn)個(gè)體的親社會(huì)行為[2]。共情能力不良則可能導(dǎo)致人際溝通不暢、親密關(guān)系疏離等現(xiàn)象[3], 進(jìn)而引發(fā)孤獨(dú)感和抑郁風(fēng)險(xiǎn)[4]。因此, 共情是個(gè)體一生發(fā)展中的重要能力。

研究者普遍認(rèn)為共情主要包含認(rèn)知成分和情緒成分[5–6], 這兩種成分彼此獨(dú)立, 又相互補(bǔ)充[7]。其中, 認(rèn)知共情指采用他人的視角來理解他人的想法和感受[8], 例如觀點(diǎn)采擇、共情準(zhǔn)確性、情緒識別和心理理論等[9]; 情緒共情指對他人情緒的共享或替代性體驗(yàn)[10], 例如共情關(guān)注、情緒感染和情緒喚醒等[9]。

在個(gè)體一生中, 共情不斷地發(fā)展和變化。作為關(guān)鍵因素, 年齡對共情的影響因共情成分的不同而有所差異[11–12]。目前, 有關(guān)共情年齡差異的研究多集中在老年人與青年人的對比[13]。根據(jù)共情雙過程發(fā)展理論的假設(shè), 認(rèn)知共情與情緒共情有不同的發(fā)展軌跡, 表現(xiàn)為與青年人相比, 老年人的認(rèn)知共情有所下降, 但情緒共情有所上升[14]。然而, 既往研究結(jié)果并不完全支持這一假設(shè)。

關(guān)于老年人認(rèn)知共情下降的假設(shè)已得到多方證實(shí), 絕大多數(shù)研究使用自評問卷測量。例如, Bailey等[3]在澳大利亞人群、Beadle 等[4]在美國人群以及Sun 等[15]在中國人群中的研究結(jié)果均表明, 老年人的認(rèn)知共情顯著低于青年人。少數(shù)研究使用行為任務(wù)測量, 盡管實(shí)驗(yàn)范式不盡相同, 但研究結(jié)果也表明老年人的認(rèn)知共情顯著低于青年人[16–20]。

關(guān)于老年人情緒共情上升的假設(shè)尚無一致的研究結(jié)論, 既有研究結(jié)果之間差異較大, 甚至相互矛盾。從基于自評問卷的研究來看, Bailey 等[3,21]在澳大利亞人群、Beadle 等[22–23]先后在美國人群以及Ze 等[24]在德國人群中的研究結(jié)果均表明, 與青 年人相比, 老年人的情緒共情無顯著變化; 然而, Chen 等[25]在中國人群中的研究結(jié)果顯示, 老年人的情緒共情顯著低于青年人。從基于行為任務(wù)的研究來看, 與青年人相比, 老年人的情緒共情無顯著變化[22–23]; 另一些研究卻發(fā)現(xiàn), 老年人的情緒共情顯著高于青年人[11,24,26]。

總體來說, 有關(guān)認(rèn)知共情的研究結(jié)果比較一致, 即與青年人相比, 老年人的認(rèn)知共情能力下降, 與共情雙過程發(fā)展模型的假設(shè)一致。然而, 關(guān)于情緒共情的研究結(jié)果差異較大。不同研究中情緒共情測量結(jié)果差異較大的原因, 可能是未將情緒的誘發(fā)刺激區(qū)分為積極和消極兩種情緒效價(jià)[13], 而對積極情緒和消極情緒的共情可能是兩種相互獨(dú)立的心理過程[27–29]。因此, 有必要在區(qū)分積極和消極兩種情緒效價(jià)的前提下, 進(jìn)一步比較老年人與青年人情緒共情方面的差異。

基于上述分析, 本研究選取目前應(yīng)用最為廣泛的人際反應(yīng)指數(shù)量表(Interpersonal Reactivity Index, IRI)以及可以區(qū)分積極和消極情緒效價(jià)的多維共情測試(Multifaceted Empathy Test, MET)作為測評工具, 設(shè)計(jì)兩個(gè)部分的研究, 分別從問卷自評和行為范式的角度, 考察老年人與青年人在共情能力方面的差異。

1 研究 1: 基于自評問卷的共情年齡差異比較

1.1 方法

1.1.1 被試

采用方便取樣的方法, 在北京市海淀區(qū)某社區(qū)進(jìn)行被試招募。其中, 老年組被試在北京市某高校社區(qū)老年活動(dòng)中心招募, 青年組被試分別在某高校本科生和研究生的公選課上招募。在調(diào)查過程中, 由 6 名經(jīng)過培訓(xùn)的心理學(xué)研究生進(jìn)行問卷的發(fā)放與回收。采用匿名方式填寫問卷, 問卷完成后, 贈(zèng)予被試小禮物以示感謝。

共發(fā)放 611 份問卷, 有效回收 583 份, 有效回收率達(dá) 95.58%。其中, 老年組共 279 人, 102 名男性, 177 名女性, 年齡范圍為 60～90 歲, 平均年齡69.62歲(SD=7.68); 青年組共 304 人, 110 名男性, 194 名女性, 年齡范圍為 18～30 歲, 平均年齡 21.52 歲(SD =2.04)。本研究獲得北京大學(xué)生物醫(yī)學(xué)倫理委員會(huì)的批準(zhǔn)(IRB00001052-18078)。

1.1.2 測量工具

采用人際反應(yīng)指數(shù)量表(IRI)測量被試的共情能力。該量表最初由 Davis[30]編制, 共有 28 個(gè)條目, 4 個(gè)因子, 包括觀點(diǎn)采擇(PT)、想象(FS)、共情關(guān)注(EC)和個(gè)人憂傷(PD)。所有條目采用 5 點(diǎn)計(jì)分, 分?jǐn)?shù)越高, 表明該維度反應(yīng)越強(qiáng)烈, 共情能力越高。Davis 編制時(shí), IRI 的 4 個(gè)維度內(nèi)部一致性信度系數(shù)在 0.71～0.77 之間, 重測信度范圍在 0.62～0.80 之間。戎幸等[31]在中國成年人群中的施測也表明, 該量表具有較好的信度和效度。

本研究根據(jù) Davis[8]對觀點(diǎn)采擇(PT)和共情關(guān)注(EC)的定義, 并參照 O’Brien 等[32]、Beadle 等[23]和 Sun 等[15]的研究方法, 使用 IRI 量表中的觀點(diǎn)采擇(PT)和共情關(guān)注(EC)分量表作為認(rèn)知共情和情緒共情的測量指標(biāo)。在本研究中, 總量表的 Cron-bach’s=0.70, 觀點(diǎn)采擇(PT)分量表的 Cronbach’s=0.57, 共情關(guān)注(EC)分量表的 Cronbach’s=0.59。

表1 老年組與青年組的自評共情(IRI)比較

1.1.3 統(tǒng)計(jì)處理

使用 Excel 錄入數(shù)據(jù), 采用 SPSS 26.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、獨(dú)立樣本檢驗(yàn)、相關(guān)分析和方差分析。使用 JASP 計(jì)算效應(yīng)量和置信區(qū)間。

1.2 結(jié)果

1.2.1 老年人與青年人的自評共情比較

為探究老年組與青年組基于自評共情問卷的共情差異, 對兩組被試的 IRI 量表得分進(jìn)行獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。結(jié)果顯示: 在認(rèn)知共情維度上, 與青年組相比, 老年組得分顯著下降(=?3.42,<0.001); 在情緒共情維度上, 老年組與青年組無顯著差異(=1.03,= 0.301)。數(shù)據(jù)見表1。

由于老年組年齡跨度較大, 為了考察老年組年齡變化與共情的關(guān)系, 進(jìn)一步對老年組組內(nèi)年齡與認(rèn)知共情(PT)和情緒共情(EC)之間的關(guān)系進(jìn)行相關(guān)分析。結(jié)果顯示, 老年組組內(nèi)年齡與認(rèn)知共情(PT)的相關(guān)性不顯著(=0.004,=0.945), 與情緒共情(EC)的相關(guān)性也不顯著(= ?0.002,=0.974)。結(jié)果表明, 老年組被試的年齡差異與共情得分之間并不相關(guān)。

1.2.2 老年人與青年人自評共情的性別差異

為探究老年組與青年組被試在自評共情得分上是否存在性別差異, 對 IRI 量表的認(rèn)知共情成分(PT)和情緒共情成分(EC)分別進(jìn)行 2 (年齡組別)×2 (性別)的方差分析, 描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)見表 2。

方差分析顯示如下結(jié)果。1)在認(rèn)知共情(PT) 方面, 年齡組別的主效應(yīng)顯著[(3, 579) =12.46,< 0.001,η2=0.021], 進(jìn)一步的事后檢驗(yàn)(本文均使用Bonferroni 校正)結(jié)果顯示, 老年組的認(rèn)知共情得分顯著低于青年組[() = ?0.94,<0.001]; 性別的主效應(yīng)不顯著[(3, 579) = 2.83,= 0.093,η2= 0.005]; 年齡組別與性別的交互效應(yīng)也不顯著[(3, 579) = 0.79,= 0.374,η2= 0.001]。2)情緒共情(EC)方面, 性別的主效應(yīng)顯著[(3, 579) = 16.50,<0.001,η2= 0.028], 進(jìn)一步的事后檢驗(yàn)結(jié)果表明, 男性的情緒共情得分顯著低于女性[M() = ?1.16,<0.001]; 年齡組別的主效應(yīng)不顯著[(3, 579) = 0.64,= 0.424,η2= 0.001]; 年齡組別與性別的交互效應(yīng)也不顯著[(3, 579) = 0.68,= 0.412,η2= 0.001]。上述研究結(jié)果表明, 在認(rèn)知共情(PT)方面, 老年組和青年組均不存在性別差異; 在情緒共情(EC)方面, 老年組和青年組存在性別差異, 表現(xiàn)為男性的情緒共情得分顯著低于女性。

表2 不同年齡組別和性別的自評共情(IRI)的描述性統(tǒng)計(jì)

1.3 討論

1.3.1 老年人與青年人的自評共情比較

研究 1 使用自評問卷 IRI 量表考察老年人與青年人的共情差異。研究結(jié)果表明, 首先, 老年組的認(rèn)知共情顯著低于青年組, 與以往大多數(shù)研究結(jié)果保持一致[3–4,13,16–18,21]; 其次, 老年組的情緒共情與青年組并無顯著差異, 驗(yàn)證了既往的一些研究結(jié)果[3–4,21,23–24], 但與 Chen 等[25]和 Sun 等[15]對情緒共情的研究結(jié)果不一致。進(jìn)一步比較本研究與 Chen等[25]和 Sun 等[15]的研究結(jié)果的差異, 主要發(fā)現(xiàn)兩個(gè)方面的原因。首先, 上述兩個(gè)研究的樣本量較小, 總樣本量在 43～124 之間, 易存在較大的抽樣誤差, 而本研究總樣本量為 583 人, 相對來說可以適度減少取樣抽樣誤差; 其次, 上述兩個(gè)研究中, 青年組被試的年齡取樣范圍偏差較大, 可能造成結(jié)果的不一致。Chen 等[25]的研究中, 青年組的年齡范圍為20～35 歲; Sun 等[15]的研究中, 青年組的年齡范圍為17～20 歲; 本研究的青年組年齡范圍為 18～30 歲, 相對來說, 本研究的青年組被試的年齡選取范圍更具有代表性。綜合來看, 本研究采用自評共情問卷的測量結(jié)果支持老年人認(rèn)知共情下降、情緒共情無顯著改變的結(jié)果。

1.3.2 老年人與青年人自評共情的性別差異

對老年組和青年組被試的 IRI 量表得分進(jìn)行性別差異檢驗(yàn), 結(jié)果表明: 在認(rèn)知共情(PT)方面, 兩組被試之間沒有顯著的性別差異; 而在情緒共情(EC)方面存在性別差異, 表現(xiàn)為無論是老年組還是青年組, 男性得分均顯著低于女性。本研究結(jié)果與一項(xiàng)共情性別差異的元分析研究結(jié)果[33]一致, 根據(jù)Eisenberg 等[34]的觀點(diǎn), 主觀自評共情的性別差異可能源于女性具有更強(qiáng)的“期望效應(yīng)”。具體地說, 在性別社會(huì)化過程中, 通常女性被更多地期望去關(guān)心和照顧他人, 因此女性自我評估的共情關(guān)注得分更高。

綜上所述, 研究 1 通過自評問卷發(fā)現(xiàn), 與青年人相比, 老年人的認(rèn)知共情顯著下降, 而情緒共情無顯著變化。那么, 老年人和青年人基于行為任務(wù)的共情測量是否存在這一特點(diǎn)? 老年人和青年人對積極和消極情緒的共情是否表現(xiàn)一致? 針對這兩個(gè)問題, 我們開展研究 2。

2 研究 2: 基于行為范式的共情年齡差異比較

2.1 方法

2.1.1 被試

使用 G*Power 3.1 進(jìn)行樣本量估算, 根據(jù)年齡組別×情緒效價(jià)的 2 (老年組 vs.青年組)×2 (積極vs.消極)混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。在 G*Power 軟件中選擇被試內(nèi)–被試間交互效應(yīng)的重復(fù)測量方差分析。設(shè)定中等效應(yīng)量= 0.25, 指定=0.05(雙尾), 1?=0.80, 被試內(nèi)變量水平數(shù)=2, 被試間變量水平數(shù)=2, 計(jì)算得出總樣本量最少為 34 人。

研究 2 中被試的招募采用自愿原則, 從研究1被試中招募。共招募被試 145 名, 其中老年組共 71人, 53 名女性, 18 名男性, 年齡范圍為 60～89 歲, 平均年齡 70.07 歲(SD=7.59); 青年組 74 人, 52 名女性, 22 名男性, 年齡范圍為 18～29 歲, 平均年齡 22.23 歲(SD=2.27)。

使用簡易精神狀態(tài)檢查量表(Mini-Mental State Examination, MMSE), 對 145 名被試進(jìn)行篩查, 結(jié)果顯示所有被試的 MMSE 得分均在 26 分以上, 無認(rèn)知障礙跡象。此外, 實(shí)驗(yàn)前采用正負(fù)性情緒量表(PANAS)評定所有被試的情緒狀態(tài), 結(jié)果表明兩組被試的情緒狀態(tài)無顯著差異(>0.05)。收集數(shù)據(jù)之前, 請所有被試詳細(xì)閱讀本研究的知情同意書, 在確認(rèn)自愿參加后簽署知情同意書。完成實(shí)驗(yàn)后, 對所有被試進(jìn)行簡單的口頭訪談, 以便確定其完全了解實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

2.1.2 測量工具

研究 2 采用多維共情測試(MET), 該實(shí)驗(yàn)范式最早由 Dziobek 等[35]編制, Foell 等[36]將其修訂為基于 E-Prime 呈現(xiàn)的英文版本。MET 可以同時(shí)測量認(rèn)知共情和情緒共情, 并進(jìn)一步區(qū)分積極和消極兩種情緒效價(jià)。中文版多維共情測試修訂自英文版, 并在中國人群中進(jìn)行信效度檢驗(yàn), 總量表的 Cron-bach’s系數(shù)為 0.94, 重測相關(guān)系數(shù)(ICC)為0.88[37]。

中文版 MET 共包含 40 張情緒場景圖片, 描繪不同性別、年齡、種族和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的個(gè)體在不同生活場景中的面部表情和軀體動(dòng)作。其中, 20 張圖片為積極情緒, 另外 20 張為消極情緒。實(shí)驗(yàn)過程中, 所有圖片均隨機(jī)呈現(xiàn)兩次, 一次用于評估認(rèn)知共情, 一次用于評估情緒共情。認(rèn)知共情部分, 要求被試從 4 個(gè)備選項(xiàng)中, 選擇最符合圖片中人物情緒的選項(xiàng); 在情緒共情部分, 采用 1 (完全沒有)～9 (非常強(qiáng)烈)的 Likert 評分, 要求被試評估對圖片中人物情緒感同身受的強(qiáng)度。

MET 實(shí)驗(yàn)范式共包含 80 個(gè)圖片試次, 分為 8個(gè)組段, 每個(gè)組段 10 個(gè)試次, 整個(gè)實(shí)驗(yàn)過程持續(xù)約10 分鐘。其中, 4 個(gè)組段為認(rèn)知共情任務(wù), 另外 4 個(gè)組段為情緒共情任務(wù), 兩種任務(wù)穿插進(jìn)行, 所有圖片的呈現(xiàn)順序均為完全隨機(jī), 以便減少刺激序列的潛在影響[37]。

2.1.3 數(shù)據(jù)處理

采用 E-studio 和 Excel 導(dǎo)出和整理 MET 數(shù)據(jù), 使用 SPSS 26.0 進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和方差分析。

2.2 結(jié)果

2.2.1 研究 1 和研究 2 基本人口學(xué)變量對比

對研究 1 和研究 2 的人口學(xué)變量進(jìn)行卡方檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 研究 1 和研究 2 的老年組人口學(xué)變量, 在性別、婚姻狀況和受教育程度的分布上并無顯著差異(2= 3.16,= 0.076;2= 1.61,= 0.658;2= 1.99,=0.738); 研究 1 和研究 2 的青年組人口學(xué)變量, 在性別、婚姻狀況和受教育程度的分布上也均無顯著差異(2= 1.09,= 0.296;2= 1.74,= 0.188;2= 0.04,= 0.851)。

2.2.2 老年人與青年人基于行為范式的共情比較

對兩組被試的多維共情測試(MET)得分進(jìn)行重復(fù)測量方差分析。其中, 情緒效價(jià)為被試內(nèi)變量(積極 vs.消極), 年齡組別是為被試間變量(老年組vs.青年組)。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表 3。

重復(fù)測量方差分析結(jié)果(表 4)顯示, 對于認(rèn)知共情維度來說, 年齡組別的主效應(yīng)顯著(=57.89,<0.001,η2=0.288), 進(jìn)一步的事后檢驗(yàn)結(jié)果表明, 老年組的認(rèn)知共情顯著低于青年組[()=?1.93,< 0.001]。但是, 情緒效價(jià)的主效應(yīng)不顯著(=0.01,>0.05,η2<0.001), 情緒效價(jià)與年齡組別的交互作用也不顯著(=0.11,>0.05,η2=0.001)。

如表 4 所示, 對于情緒共情維度來說, 年齡組別的主效應(yīng)顯著(=5.82,<0.05,η2=0.039), 進(jìn)一步的事后檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 老年組的情緒共情顯著低于青年組[() = ?10.57,<0.05]。同時(shí), 情緒效價(jià)的主效應(yīng)顯著(=34.39,<0.001,η2= 0.194), 進(jìn)一步的事后檢驗(yàn)顯示, 積極情緒共情顯著高于消極情緒共情[()=13.79,<0.001], 并且情緒效價(jià)與年齡組別的交互效應(yīng)也顯著(=16.20,<0.001,η2= 0.102)。

由于情緒共情維度中情緒效價(jià)與年齡組別的交互效應(yīng)顯著, 進(jìn)一步做簡單效應(yīng)分析。結(jié)果顯示, 在情緒效價(jià)方面, 老年組組內(nèi)的積極情緒共情得分顯著高于消極情緒共情[() = 23.25,<0.001], 而青年組組內(nèi)這兩種效價(jià)的情緒共情無顯著差異[() = 4.32,>0.05]; 在年齡組別方面, 老年組的消極情緒共情顯著低于青年組[() = ?20.03,< 0.001], 但積極情緒共情上, 兩組之間無顯著差異[() = ?1.10,>0.05]。交互作用如圖 1 所示。

表3 老年組和青年組多維共情測試(MET)的描述性統(tǒng)計(jì)

2.2.3 老年人與青年人基于行為范式共情的性別差異

為進(jìn)一步探究老年組與青年組被試基于行為范式共情方面的性別差異, 對多維共情測試各維度不同年齡組別的性別差異分別進(jìn)行方差分析, 描述性統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)列于表5。

方差分析結(jié)果如下。1)對積極認(rèn)知共情來說, 年齡組別的主效應(yīng)顯著(=15.15,<0.001,η2= 0.097), 事后檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 與青年組相比, 老年組的積極認(rèn)知共情顯著下降[()=?1.56,<0.001]; 性別的主效應(yīng)不顯著(=1.05,>0.05,η2=0.007); 年齡組別與性別之間的交互效應(yīng)不顯著(=2.88,>0.05,η2=0.020)。2)對消極認(rèn)知共情來說, 年齡組別的主效應(yīng)顯著(=34.17,<0.001,η2=0.195), 事后檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 與青年組相比, 老年組的消極認(rèn)知共情也顯著下降[() = ?2.34,<0.001]; 性別的主效應(yīng)不顯著(= 0.08,>0.05,η2= 0.001); 年齡組別與性別之間的交互效應(yīng)不顯著(= 3.34,> 0.05,η2= 0.023)。3)對積極情緒共情來說, 年齡組別的主效應(yīng)不顯著(= 0.03,>0.05,η2<0.001), 性別的主效應(yīng)不顯著(= 0.92,>0.05,η2= 0.006), 年齡組別與性別之間的交互效應(yīng)也不顯著(= 0.61,>0.05,η2= 0.004)。4)對消極情緒共情來說, 年齡組別的主效應(yīng)顯著(= 12.24,<0.01,η2= 0.080), 事后檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 與青年組相比, 老年組的消極情緒共情顯著下降[() = ?20.70,<0.01]; 性別的主效應(yīng)不顯著(= 0.21,>0.05,η2= 0.001); 年齡組別與性別之間的交互效應(yīng)也不顯著(=0.09,>0.05,η2= 0.001)。上述結(jié)果表明, 對于多維共情的 4 個(gè)維度, 不論是積極認(rèn)知共情、消極認(rèn)知共情、積極情緒共情、消極情緒共情來說, 老年組和青年組均不存在顯著的性別差異。

表4 老年組和青年組多維共情測試(MET)的重復(fù)測量方差分析

*** p<0.001 (雙尾檢驗(yàn))

表5 不同年齡組別、性別多維共情測試(MET)的描述性統(tǒng)計(jì)

2.3 討論

2.3.1 老年人與青年人基于行為范式的共情比較

研究 2 使用情緒圖片作為刺激的 MET 實(shí)驗(yàn)范式, 考察老年人與青年人的多維共情差異。結(jié)果表明, 在認(rèn)知共情方面, 老年組的認(rèn)知共情顯著低于青年組, 進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 老年組對積極情緒和消極情緒的認(rèn)知共情均顯著低于青年組, 與研究 1 以及既往多數(shù)研究結(jié)果[3,15,17]一致。在情緒共情方面, 老年組對積極情緒的情緒共情與青年組無顯著差異, 然而對消極情緒的情緒共情顯著低于青年組。這一結(jié)果提示, 老年人的積極情緒共情和消極情緒共情存在分離性的發(fā)展特點(diǎn), 表現(xiàn)為老年人對積極情緒共情水平維持程度較好, 而消極情緒共情水平下降明顯。近年來發(fā)展心理學(xué)和社會(huì)神經(jīng)科學(xué)方面研究也表明, 積極情緒和消極情緒的發(fā)展規(guī)律及激活腦區(qū)都存在差異[27–29], 提示積極情緒和消極情緒可能是兩種獨(dú)立的心理過程。這解釋了既往情緒共情研究結(jié)果不一致的原因, 即有些共情研究未區(qū)分積極情緒共情與消極情緒共情, 造成研究結(jié)果的混淆。因此, 未來的共情研究中有必要進(jìn)一步區(qū)分積極和消極兩種情緒效價(jià)。

2.3.2 老年人在情緒共情中表現(xiàn)出積極偏向特征

本研究發(fā)現(xiàn), 在情緒效價(jià)方面, 老年人對積極情緒的情緒共情水平顯著高于消極情緒, 青年人對這兩種情緒的情緒共情并無顯著差異, 提示老年人在情緒共情中表現(xiàn)出對積極情緒的共情偏向, 這一結(jié)果與社會(huì)情緒選擇理論的假設(shè)基本上一致。社會(huì)情緒選擇理論認(rèn)為, 隨著年齡增長, 老年人會(huì)調(diào)整生命目標(biāo)的層次結(jié)構(gòu), 從對知識和世界的探索轉(zhuǎn)向優(yōu)先考慮情緒目標(biāo), 為了獲得情緒健康和幸福感會(huì)更加關(guān)注積極的情緒信息, 因此在情緒加工過程中表現(xiàn)出對積極信息的偏向[38]。值得注意的是, 在積極情緒共情方面, 老年人與青年人的差異并不顯著, 提示老年人的積極情緒共情水平維持較好, 可能與老年人積極情緒共情的相關(guān)腦區(qū)功能良好有關(guān)。這一推論還需要未來結(jié)合 fMRI 技術(shù)進(jìn)一步驗(yàn)證。

2.3.3 老年人與青年人基于行為范式共情的性別差異

本文研究結(jié)果顯示, 老年人和青年人無論在認(rèn)知共情還是情緒共情, 積極情緒還是消極情緒的共情方面, 均不存在性別差異, 這一結(jié)果與以往基于行為任務(wù)的共情研究結(jié)果[39–40]一致, 但與研究 1 以及既往基于自評問卷的共情研究結(jié)果[32]不同。研究結(jié)果的不一致可能存在兩方面原因。一方面, 測量內(nèi)容有所不同。自評問卷 IRI 量表考察的是個(gè)體主觀意識到的特質(zhì)性共情, 被試在填寫問卷時(shí)容易受到社會(huì)期望效應(yīng)影響, 研究 1 中女性自評的情緒共情得分顯著高于男性, 可能源于女性在社會(huì)文化中更多地被鼓勵(lì)表達(dá)情緒[33]。MET 考察的則是個(gè)體對圖片中情緒的狀態(tài)性共情, 被試在任務(wù)過程中即時(shí)性的反應(yīng)不容易受到性別社會(huì)期望的影響。另一方面, 測量方式不同。自評問卷 IRI 量表主要通過文字閱讀進(jìn)行主觀評價(jià), 容易受到閱讀理解能力和想象力的影響, 女性在這兩方面更具優(yōu)勢[33]。MET 范式則直接通過對生活化的情緒場景圖片進(jìn)行共情任務(wù)反應(yīng), 更具有生態(tài)效度, 避免了性別差異的潛在影響。

3 總結(jié)與討論

本研究采用自評問卷(IRI)與行為測量范式(MET)相結(jié)合的方式, 全面評估老年人與青年人的共情差異。

從認(rèn)知共情來看, 無論是采用 IRI 量表還是MET 范式, 老年人的認(rèn)知共情均顯著低于青年人, 這一點(diǎn)與以往多數(shù)研究結(jié)果[3,41–43]一致, 也驗(yàn)證了共情雙過程發(fā)展理論關(guān)于認(rèn)知共情發(fā)展軌跡的假設(shè), 即老年人的認(rèn)知功能和執(zhí)行功能的衰退, 可能導(dǎo)致認(rèn)知共情下降[42,44]。

從情緒共情來看, 老年人與青年人在 IRI 量表得分方面并無顯著差異, 與大多數(shù)研究結(jié)果[3,32]一致; 而MET測量結(jié)果顯示, 相比于青年人, 老年人對積極情緒的情緒共情并無顯著變化, 但對消極情緒的情緒共情顯著下降, 并且老年人對積極情緒的情緒共情顯著高于消極情緒。本文研究結(jié)果提示, 老年人在情緒共情中表現(xiàn)出積極情緒與消極情緒相互分離的現(xiàn)象, 即老年人在情緒共情中表現(xiàn)出積極偏向, 對積極情緒偏向增多, 同時(shí)對消極情緒偏向減少。這一結(jié)果與神經(jīng)影像學(xué)的研究結(jié)果[45]一致。Guning-Dixon 等[45]使用 fMRI 技術(shù)對比老年人與青年人在積極情緒和消極情緒加工過程中的腦區(qū)激活程度, 結(jié)果表明, 與青年人相比, 老年人在觀看消極情緒圖片時(shí)的杏仁核激活程度出現(xiàn)下降, 甚至消失, 但觀看積極情緒時(shí)的杏仁核激活程度無顯著差異。這一現(xiàn)象也提示, 本研究觀察到的老年人消極情緒共情下降現(xiàn)象可能與大腦功能衰退有關(guān)。那么, 情緒共情中對積極和消極情緒的偏向特征也許能夠成為老年人認(rèn)知功能衰退的重要預(yù)測指標(biāo), 有待將來進(jìn)一步證實(shí)。本文研究結(jié)果表明, 對老年人進(jìn)行共情研究時(shí), 有必要區(qū)分積極和消極情緒, 這一結(jié)論也是對共情雙過程發(fā)展理論中情緒共情發(fā)展軌跡的補(bǔ)充。

關(guān)于 IRI 量表和 MET 測量的認(rèn)知共情與情緒共情內(nèi)涵是否一致問題, 需要說明的是, 在認(rèn)知共情方面, IRI 量表中采用觀點(diǎn)采擇作為測量指標(biāo), 其內(nèi)涵是個(gè)體采用他人視角去理解他人的情緒狀態(tài)[8]; MET 范式中認(rèn)知共情則采用情緒識別作為測量指標(biāo), 其內(nèi)涵是個(gè)體通過觀看圖片對他人情緒狀態(tài)進(jìn)行推斷[35]。根據(jù) Cuff 等[9]的觀點(diǎn), 雖然兩者內(nèi)涵不完全一致, 但都是認(rèn)知共情的具體表現(xiàn)形式。在情緒共情方面, IRI 量表中采用共情關(guān)注作為測量 指標(biāo), 其內(nèi)涵是個(gè)體以他人為導(dǎo)向的情緒關(guān)注; MET 范式中的情緒共情則采用情緒感染程度作為測量指標(biāo), 其內(nèi)涵是個(gè)體對圖片中人物情緒關(guān)注的程度[35]。雖然兩者內(nèi)涵不完全相同, 但都是情緒共情的具體表現(xiàn)形式[9]。鑒于本研究使用兩種共情測量方法, 老年人的認(rèn)知共情均呈下降趨勢, 提示自評問卷 IRI 量表和 MET 范式在測量認(rèn)知共情方面具有一致性和有效性; 情緒共情結(jié)果不一致的現(xiàn)象則提示, MET 范式在 IRI 量表測量結(jié)果的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步對積極情緒和消極情緒進(jìn)行了效價(jià)的區(qū)分。

本研究尚存在以下不足之處。第一, 從取樣方面看, 本研究的老年和青年被試均從某高校及其社區(qū)進(jìn)行招募, 該樣本的教育水平可能高于一般人群, 因此存在一定的取樣偏差。未來的研究中需要選擇更加多樣化的群體, 如農(nóng)村老年人和養(yǎng)老院老年人等。第二, 由于經(jīng)費(fèi)和時(shí)間的限制, 本研究只調(diào)查了兩個(gè)年齡組, 缺乏中年組被試, 從這個(gè)角度來說, 未來的研究中需要選取更加連續(xù)的年齡分布樣本, 全面探索共情及各維度的發(fā)展軌跡。

[1]Cohen S, Schulz M S, Weiss E, et al. Eye of the beholder: the individual and dyadic contributions of empathic accuracy and perceived empathic effort to relationship satisfaction. Journal of Family Psycho-logy, 2012, 26(2): 236–245

[2]Batson C D. The empathy-altruism hypothesis: what and so what?. New York: Oxford University Press, 2017: 27–40

[3]Bailey P E, Henry J D, Hippel W V. Empathy and so-cial functioning in late adulthood. Aging and Mental Health, 2008, 12(4): 499–503

[4]Beadle J N, Brown V, Keady B, et al. Trait empathy as a predictor of individual differences in perceived lonelines. Psychological Reports, 2012, 110(1): 3–15

[5]Decety J, Lamm C. Human empathy through the lens of social neuroscience. The Scientific World Journal, 2006, 6: 1146–1163

[6]Miklikowska M, Duriez B, Soenens B. Family roots of empathy-related characteristics: the role of percei-ved maternal and paternal need support in adolesc-ence. Developmental Psychology, 2011, 47(5): 1342–1352

[7]Smith A. Cognitive empathy and emotional empathy in human behavior and evolution. The Psychological Record, 2006, 56(1): 3–21

[8]Davis M H. A multidimensional approach to indivi-dual differences in empathy. Journal of Personality and Social Psychology, 1980, 10(85): 1–19

[9]Cuff B M P, Brown S J, Taylor L, et al. Empathy: a review of the concept. Emotion Review, 2014, 8(2): 144–153

[10]Batson C D. Self-other merging and the empathy-altruism hypothesis: reply to Neuberg et al. Journal of Personality and Social Psychology, 1997, 73(3): 517–522

[11]Wieck C, Kunzmann U. Age differences in empathy: multidirectional and context-dependent. Psychology and Aging, 2015, 30(2): 407–419

[12]顏志強(qiáng), 蘇彥捷. 認(rèn)知共情和情緒共情的發(fā)展差異: 元分析初探. 心理發(fā)展與教育, 2021, 37(1): 1–9

[13]Beadle J N, De La Vega C E. Impact of aging on empathy: review of psychological and neural mecha-nisms. Frontiers in Psychiatry, 2019, 10: 331

[14]蘇彥捷, 黃翯青. 共情的畢生發(fā)展: 一個(gè)雙過程的視角. 心理發(fā)展與教育, 2012, 28(4): 434–441

[15]Sun B, Luo Z, Zhang W, et al. Age-related differences in affective and cognitive empathy: self-report and performance-based evidence. Aging, Neuropsycholo-gy, and Cognition, 2018, 25(5): 655–672

[16]Bottiroli S, Cavallini E, Ceccato I, et al. Theory of mind in aging: comparing cognitive and affective components in the faux pas test. Archives of Geron-tology and Geriatrics, 2016, 62: 152–162

[17]Duval C, Piolino P, Bejanin A, et al. Age effects on different components of theory of mind. Conscious-ness and Cognition, 2011, 20(3): 627–642

[18]Grühn D, Rebucal K, Diehl M, et al. Empathy across the adult lifespan: longitudinal and experience-samp-ling findings. Emotion, 2008, 8(6): 753–765

[19]Jarvis S N, Miller J K. Self-projection in younger and older adults: a study of episodic memory, prospection, and theory of mind. Aging, Neuropsychology, and Co-gnition, 2017, 24(4): 387–407

[20]Moran J M, Jolly E, Mitchell J P. Social-cognitive deficits in normal aging. Journal of Neuroscience, 2012,(16): 5553–5561

[21]Bailey P E, Brady B, Ebner N C, et al. Effects of age on emotion regulation, emotional empathy, and pro-social behavior. Journals of Gerontology-Series B: Psychological Sciences and Social Sciences, 2020, 75(4): 802–810

[22]Beadle J N, Paradiso S, Kovach C, et al. Effects of age-related differences in empathy on social econo-mic decision-making. International Psychogeriatrics, 2012, 24(5): 822–833

[23]Beadle J N, Sheehan A H, Dahlben B, et al. Aging, empathy, and prosociality. Journals of Gerontology-Series B: Psychological Sciences and Social Sciences, 2015, 70(2): 213–222

[24]Ze O, Thoma P, Suchan B. Cognitive and affective empathy in younger and older individuals. Aging and Mental Health, 2014, 18(7): 929–935

[25]Chen Y C, Chen C C, Decety J, et al. Aging is asso-ciated with changes in the neural circuits underlying empathy. Neurobiology of Aging, 2014, 35(4): 827–836

[26]Sze J A, Gyurak A, Goodkind M S, et al. Greater emotional empathy and prosocial behavior in late life. Emotion, 2012, 12(5): 1129–1140

[27]Andreychik M R, Migliaccio N. Empathizing With others’ pain versus empathizing with others’ joy: examining the separability of positive and negative empathy and their relation to different types of social behaviors and social emotions. Basic and Applied Social Psychology, 2015, 37(5): 274–291

[28]Morelli S A, Lieberman M D, Zaki J. The emerging study of positive empathy. Social and Personality Psychology Compass, 2015, 9(2): 57–68

[29]Sallquist J, Eisenberg N, Spinrad T L, et al. Assess-ment of preschoolers’ positive empathy: concurrent and longitudinal relations with positive emotion, so-cial competence, and sympathy. Journal of Positive Psychology, 2009, 4(3): 223–233

[30]Davis M H. Measuring individual differences in em-pathy: Evidence for a multidimensional approach. Journal of Personality and Social Psychology, 1983, 44(1): 113–126

[31]戎幸, 孫炳海, 黃小忠, 等. 人際反應(yīng)指數(shù)量表的信度和效度研究. 中國臨床心理學(xué)雜志, 2010, 18 (2): 158–160

[32]O’Brien E, Konrath S H, Grühn D, et al. Empathic concern and perspective taking: linear and quadratic effects of age across the adult life span. Journals of Gerontology-Series B: Psychological Sciences and So-cial Sciences, 2013, 68(2): 168–175

[33]顏志強(qiáng), 蘇彥捷. 共情的性別差異: 來自元分析的證據(jù). 心理發(fā)展與教育, 2018, 34(02): 129–136

[34]Eisenberg N, Lennon R. Sex differences in empathy and related capacities. Psychological Bulletin, 1983, 94(1): 100–131

[35]Dziobek I, Rogers K, Fleck S, et al. Dissociation of cognitive and emotional empathy in adults with As-perger syndrome using the multifaceted empathy test (MET). Journal of Autism and Developmental Disor-ders, 2008, 38(3): 464–473

[36]Foell J, Brislin S J, Drislane L E, et al. Creation and validation of an English-language version of the mul-tifaceted empathy test (MET). Journal of Psychopa-thology and Behavioral Assessment, 2018, 40(3): 431–439

[37]龐芳芳, 張雅文, 陳瑋, 等. 多維共情測試中文版測評社區(qū)成年人的效度和信度. 中國心理衛(wèi)生雜志, 2022, 36(1): 23–29

[38]Carstensen L L. Integrating cognitive and emotion paradigms to address the paradox of aging. Cognition and Emotion, 2019, 33(1): 119–125

[39]Derntl B, Habel U, Windischberger C, et al. General and specific responsiveness of the amygdala during explicit emotion recognition in females and males. BMC Neuroscience, 2009, 10(1): 91

[40]Lamm C, Decety J, Singer T. Meta-analytic evidence for common and distinct neural networks associated with directly experienced pain and empathy for pain. NeuroImage, 2011, 54(3): 2492–2502

[41]Phillips L H, MacLean R D J, Allen R. Age and the understanding of emotions: neuropsychological and sociocognitive perspectives. Journals of Gerontology-Series B: Psychological Sciences and Social Sciences, 2002, 57(6): 526–530

[42]Richter D, Kunzmann U. Age differences in three facets of empathy: performance-based evidence. Psy-chology and Aging, 2011, 26(1): 60–70

[43]Sullivan S, Ruffman T. Emotion recognition deficits in the elderly. International Journal of Neuroscience, 2004, 114(3): 403–432

[44]MacPherson S E, Phillips L H, Della Sala S. Age, executive function, and social decision making: a dorsolateral prefrontal theory of cognitive aging. Psychology and Aging, 2002, 17(4): 598–609

[45]Gunning-Dixon F M, Gur R C, Perkins A C, et al. Age-related differences in brain activation during emotional face processing. Neurobiology of Aging, 2003, 24(2): 285–295

Empathy Differences between the Elderly and the Young: Discrepancies in Positive and Negative Emotions

PANG Fangfang1,2, CHEN Wei3, SU Ying1, GUAN Ruiyuan1,?

1. Department of Medical Psychology, the School of Health Humanities, Peking University, Beijing 100191; 2. Department of Political Work, China Fire and Rescue Institute, Beijing 102202; 3. Department of Psychology, Xiamen Xianyue Hospital, Xiamen 361012; ? Corresponding author, E-mail: guanry@bjmu.edu.cn

The authors attempted to compare the empathy differences between the elderly and the young, by using a combined method of self-assessment questionnaire and behavioral task. In study 1, 280 elderly and 304 young adults were recruited as participants, completed Interpersonal Reactivity Index Scale (IRI), a self-assessment ques-tionnaire on empathy. In study 2, the Multifaceted Empathy Test (MET), a behavioral task, was used in 71 older adults and 74 younger adults to compare their differences on empathy. The results showed that: 1) compared with the young group, the cognitive empathy of the elderly decreased significantly according to both the self-assessment questionnaire or performance in the behavioral task; 2) compared with the young group, the emotional empathy of the elderly decreased significantly for negative emotional stimuli; 3) within the group of elderly, the intensity of emotional empathy for positive emotion pictures was markedly higher than that for negative emotions, while no significant difference was found in the young group. These results suggest that empathy for positive and negative emotions develops separately from youth to old age.

empathy; positive emotion; negative emotion; the elderly; the young