張秋婷 尹彬

摘 要 探究自我構(gòu)念與共情對社會責任感的影響對理解文化個體差異、培養(yǎng)特定文化情境下的人才具有重要意義。研究1采用問卷調(diào)查法考察大學(xué)生群體中三者之間的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果得到：獨立我、互依我、共情和社會責任感兩兩之間均存在顯著正相關(guān)；獨立我、互依我和共情均能夠顯著預(yù)測社會責任感。研究2采用2（自我構(gòu)念：獨立我、互依我）×2（共情水平：高、低）的兩因素被試間設(shè)計，通過情境啟動的方法操縱大學(xué)生被試的自我構(gòu)念，并根據(jù)中文版人際反應(yīng)指針量表得分對被試進行高、低共情水平分組，方差分析結(jié)果得到：自我構(gòu)念主效應(yīng)顯著，共情主效應(yīng)不顯著，自我構(gòu)念與共情交互效應(yīng)顯著；在互依我啟動下，高共情組社會責任感顯著高于低共情組，而在獨立我啟動下，高、低共情組的社會責任感沒有顯著差異。因此，互依型自我構(gòu)念與特質(zhì)共情對大學(xué)生社會責任感具有正向影響。

關(guān)鍵詞 社會責任感；自我構(gòu)念啟動；特質(zhì)共情；大學(xué)生

分類號 G446

DOI：10.16842/j. cnki. issn2095-5588.2023.06.001

1 引言

社會責任感是一種相對穩(wěn)定的心理品質(zhì)，在個體身上體現(xiàn)為積極承擔社會責任或幫助別人，它不僅是大學(xué)生全面發(fā)展和幸福生活的基本素養(yǎng)，也是促進社會和諧與文明風尚的重要保障（黃四林等， 2016）。社會責任感在生活中具體的表現(xiàn)形式包括遵守公共秩序、保護環(huán)境、關(guān)心國家大事、樂于助人等（丁強， 盧家楣， 2015）。作為心理學(xué)、社會學(xué)、教育學(xué)等多門學(xué)科探討的熱門話題，社會責任感的相關(guān)研究主要集中于探討公民的社會責任感現(xiàn)狀、發(fā)展特點、影響因素等方面。而在探討影響社會責任感的眾多因素時，國內(nèi)外已有的研究大多涉及了人格系統(tǒng)、行為系統(tǒng)等個體內(nèi)在因素，以及家庭、學(xué)校與社會等超越個體的外在因素（經(jīng)衛(wèi)國， 況志華， 2021），但關(guān)于個體特質(zhì)因素對社會責任感的影響研究仍然較少。如今，越來越多研究認為文化與人格的交互作用對個體的心理行為具有重要影響。比如，人格與文化的新Allport模型強調(diào)人格與文化之間的動態(tài)互動，即文化在限制或增強人格在行為上的表現(xiàn)時起了重要作用（楊慧芳等， 2007）。隨著我國在世界上扮演著越來越重要的領(lǐng)導(dǎo)角色，考慮文化自我因素對個體心理行為的影響已成為我國心理研究者的時代使命（葛列眾等， 2021; 汪鳳炎， 2017）。并且有研究發(fā)現(xiàn)，在不同的社會文化背景下，社會責任感的內(nèi)涵和表現(xiàn)形式也不盡相同，呈現(xiàn)出不同的文化特征（黃四林等， 2016; Wray-Lake & Syvertsen， 2011）。因此，本研究試圖從文化自我與個人特質(zhì)交互作用的角度探討社會責任感的影響因素，進一步理解社會責任感的可能誘因。

自我構(gòu)念作為一種重要的文化自我因素，最早由Markus和Kitayama（1991）在研究文化對心理的影響時提出，指的是個體對于自我和他人關(guān)系的看法，分為兩種類型，即獨立型自我構(gòu)念（簡稱“獨立我”）和互依型自我構(gòu)念（簡稱“互依我”），其本質(zhì)是不同文化背景下個體理解和認識自我的方式。獨立我個體認為自我與他人彼此獨立，在一定程度上與社會情境相分離，更加注重自己的內(nèi)在品質(zhì)，比如能力、目標；而互依我個體認為自我與他人緊密聯(lián)系，在特定情境中與他人是一個整體，更加重視角色、關(guān)系和地位等外在特征。研究表明，兒童和青少年看待自己與他人關(guān)系的方式對其社會責任感的形成很重要，因為這需要他們在自我和他人的需要之間取得平衡（Wray-Lake & Syvertsen， 2011）。由于責任的產(chǎn)生通常是基于責任主體與責任對象之間的某種特定關(guān)系（丁強， 盧家楣， 2015），責任對象可以是社會情境中的他人或相關(guān)事物，因此個體對自我與他人關(guān)系的認知可能會影響其社會責任感——換言之，不同類型的自我構(gòu)念激活可能會引發(fā)不同水平的社會責任感。以往研究顯示，青少年的互依我和社會信任與其社會責任感呈顯著正相關(guān)，并且互依我和社會信任在家庭凝聚力和社會責任感之間起中介作用（Cheng et al， 2021）。一方面，在社會困境中，相比于互依我，獨立我個體表現(xiàn)出更低的合作水平（Utz， 2004）。另一方面，獨立我可以預(yù)測自我中心的環(huán)境關(guān)心以及在資源共享中的競爭態(tài)度，而互依我則可以預(yù)測與他人的合作態(tài)度（Arnocky et al.， 2007）。由于合作是社會責任感的一種內(nèi)容表現(xiàn)，因此本研究推測，互依我較強的個體社會責任感較高，而獨立我較強的個體社會責任感較低。

從多元文化角度來看，不同文化之間相互交流、相互影響，個體的文化背景是以各種文化元素的融合為基礎(chǔ)的。有研究者認為，個體的自我構(gòu)念不能簡單地劃分為獨立型或互依型，其自身的動態(tài)性特征更值得重視（買熱巴·買買提， 吳艷紅， 2017）。自我構(gòu)念的動態(tài)性表現(xiàn)為獨立我和互依我可以同時存在于同一個體的心理系統(tǒng)（Reid & Deaux， 1996），并且隨情境的變化表現(xiàn)出與當前文化環(huán)境更加一致的自我構(gòu)念及行為特征（Chiu & Kwan， 2016）。伴隨著經(jīng)濟全球化、互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展及東西方文化的交流融合等因素，當代大學(xué)生作為網(wǎng)絡(luò)使用的活躍群體，不可避免地會受到各種文化與思想潮流的影響，其自我構(gòu)念可能會在不同的生活情境中表現(xiàn)出動態(tài)變化，并對認知、情緒與行為產(chǎn)生影響。近年來，許多有關(guān)自我構(gòu)念動態(tài)性的研究采用自我構(gòu)念啟動范式，將情境因素納入其中，并分別通過激活與這兩種構(gòu)念相關(guān)的認知、情感和歸因模式，從而誘發(fā)暫時的、情境性的自我構(gòu)念。例如，喬玉玲和吳任鋼（2021）基于不同自我構(gòu)念啟動情境，考察了大學(xué)生自尊和生活滿意度之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在強調(diào)不同構(gòu)念的生活情境中，個體的自我構(gòu)念確實可以發(fā)生情境性的變化，并且這種變化會引發(fā)一些心理品質(zhì)的改變。因此本研究推測，強調(diào)不同自我構(gòu)念的情境啟動可以引起社會責任感的變化。

以往研究還表明，共情作為一種個體心理特質(zhì)，可以正向預(yù)測社會責任感（宋琳婷， 陳健芷， 2012）。共情是指個體感受、想象與體驗他人情感的心理過程（Gladstein， 1983; Singer & Lamm， 2009），在不同個體之間存在差異。研究發(fā)現(xiàn)，共情能夠影響個體的親社會行為（丁鳳琴， 陸朝暉， 2016），且高共情的個體更可能做出積極正向的行為（Longobardi et al.， 2020）。此外，以往研究對特質(zhì)共情和狀態(tài)共情進行了區(qū)分，認為特質(zhì)共情具有個體差異，是一種穩(wěn)定的人格特質(zhì)或一般能力；而狀態(tài)共情具有情境性，當個體在特定情況下觀察或想象他人的情緒狀態(tài)時產(chǎn)生（孫偉， 郭慶科， 2016）。本研究主要探討特質(zhì)共情與社會責任感的關(guān)系，并推測高特質(zhì)共情的個體具有更高的社會責任感。此外，個體的共情能力具有文化差異性（Aaker & Williams， 1998; Han & Northoff， 2008）。例如，集體主義文化背景下的中國人更容易對他人進行觀點采擇，而沒有該文化背景的美國人則不然（Wu & Keysar， 2007）；在與個體自我有關(guān)的情境中，歐裔美國人的情緒反應(yīng)水平比亞裔美國人高，而在與關(guān)系自我有關(guān)的情境中，亞裔美國人的情緒反應(yīng)水平與歐裔美國人的情緒反應(yīng)水平相似甚至更高（Chentsova-Dutton & Tsai， 2010）。因此，文化情境可能作為一種調(diào)節(jié)因素，影響不同共情水平個體的社會責任感。就個體層面而言，由于自我構(gòu)念反映了不同文化的價值取向，在不同的自我構(gòu)念啟動條件下，高、低共情個體的社會責任感可能會有差異。以往研究顯示獨立我與共情無顯著相關(guān)，而互依我與共情有顯著正相關(guān)（鐘偉芳等， 2020）。因此，本研究推測，共情與自我構(gòu)念可能存在交互作用：在互依我啟動下，相比于低共情個體，高共情個體具有較高的社會責任感；在獨立我啟動下，不同共情水平的個體其社會責任感可能沒有差異。

綜上所述，本研究基于文化自我與個體特質(zhì)交互作用的角度，將自我構(gòu)念啟動效應(yīng)作為受文化情境影響的因素，共情作為個體特質(zhì)因素，探討在中國文化背景下，受多元文化影響的當代大學(xué)生其自我構(gòu)念的動態(tài)表現(xiàn)特征，并考察自我構(gòu)念啟動與特質(zhì)共情對大學(xué)生社會責任感的影響。研究1采用問卷調(diào)查法，分析三者之間的相關(guān)關(guān)系，以及自我構(gòu)念與共情對社會責任感的預(yù)測作用；研究2進一步通過實驗法進行因果關(guān)系的驗證，以及考察交互作用。

2 研究1

2.1 研究目的

采用問卷調(diào)查法，了解我國大學(xué)生的自我構(gòu)念和特質(zhì)共情的特點，以及社會責任感的現(xiàn)狀，探討自我構(gòu)念、共情與社會責任感之間的相關(guān)關(guān)系。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

通過Credamo平臺在全國范圍內(nèi)隨機發(fā)布問卷，共有369名大學(xué)生參與作答，其中有28人因作答不認真未通過甄別題被自動拒絕，有3人因作答時間太短被手動拒絕，最終收取338份有效數(shù)據(jù)。包括男生121人，女生217人，平均年齡21.11±1.80歲。

2.2.2 研究工具

（1）自我構(gòu)念

采用由Singelis等（1995）開發(fā)，魏新東和汪鳳炎（2021）最新修訂的自我建構(gòu)量表來測量被試的自我構(gòu)念。原量表共24個題項，包括獨立我和互依我兩個維度，每個維度各有12題。Na等（2010）刪除了與年齡密切相關(guān)的題項，形成20個題項，每個維度各10題。潘黎和呂?。?013）修訂了中文版成人自我建構(gòu)量表，形成10道互依我題項與6道獨立我題項。魏新東和汪鳳炎（2021）在研究中提取了兩者的公共題項，并依據(jù)中文版量表修訂研究中各題項因子載荷大小，最終選取了6道互依我題項和6道獨立我題項形成量表。該量表采用7點計分，從1（非常不同意）到7（非常同意）。在本研究中，獨立我、互依我分量表Cronbach's α系數(shù)分別為0.64、0.75，總量表Cronbach's α系數(shù)為0.72，說明信度良好。

（2）共情

采用張鳳鳳等（2010）修訂的中文版人際反應(yīng)指針量表（IRI-C）測量被試的特質(zhì)共情。該量表共22個項目，包括觀點采擇、想象力、共情關(guān)注和個人痛苦四個維度，其中第2、5、10、11、14題為反向計分題。采用5點計分，從1（完全不符合）到5（完全符合），得分越高說明共情水平越高。在本研究中，四個維度的Cronbach's α系數(shù)依次為0.73、0.71、0.69、0.80，總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.80，信度良好。

（3）社會責任感

采用由程嶺紅和黃希庭（2002）編制，經(jīng)石世祥和鳳四海（2009）、張倩倩和劉勤學(xué)（2018）使用并驗證過的青少年學(xué)生責任心問卷中的社會責任心分問卷，該分問卷共23個項目，包括集體責任心、家庭責任心、同伴責任心、道德責任心、社會發(fā)展責任心五個維度，其中第22題為反向計分題，采用5點計分，從1（完全不符合）到5（完全符合），所得分數(shù)越高代表被試的社會責任感越高。在本研究中，五個維度的Cronbach's α系數(shù)依次為0.83、0.61、0.82、0.68、0.44，總量表的Cronbach's α系數(shù)為0.89，信度良好。

2.3 共同方法偏差檢驗

通過Harman單因素檢驗進行共同方法偏差的診斷，未旋轉(zhuǎn)的探索性因子分析結(jié)果提取出特征根大于1的因子共14個，第一個因子方差解釋率為20.13%，小于40%的臨界標準，說明沒有明顯的共同方法偏差。

2.4 研究結(jié)果

2.4.1 大學(xué)生自我構(gòu)念、共情與社會責任感的特點

為探究被試的自我構(gòu)念、共情、社會責任感是否表現(xiàn)出個體差異，經(jīng)過配對樣本t檢驗，結(jié)果得到，被試的獨立我和互依我得分沒有顯著差異（t=1.63，df=337，p=0.105，Cohen's d=0.09），說明我國當代大學(xué)生個體的獨立我和互依我并存，并具有較為一致的地位，個體內(nèi)部的自我構(gòu)念組成沒有體現(xiàn)出差異性。獨立樣本t檢驗結(jié)果得到，獨立我、互依我、社會責任感均表現(xiàn)出性別差異，男生在三者的得分上均顯著高于女生，如表1所示；是否擔任過學(xué)生干部在互依我、社會責任感的得分上均表現(xiàn)出差異，擔任過學(xué)生干部的被試的互依我得分和社會責任感得分均顯著高于沒有擔任過學(xué)生干部的被試，如表2所示；是否獨生子女在獨立我、互依我的得分上均表現(xiàn)出差異，獨生子女被試的獨立我得分顯著高于非獨生子女被試，而非獨生子女被試的互依我得分顯著高于獨生子女被試，如表3所示。

2.4.2 自我構(gòu)念、共情與社會責任感的相關(guān)分析

獨立我、互依我、共情和社會責任感的平均值與標準差及相關(guān)分析的結(jié)果如表4所示，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩兩之間均存在顯著的正相關(guān)。其中，獨立我與互依我有較小的正相關(guān)，互依我與共情、社會責任感的相關(guān)均大于獨立我與共情、社會責任感的相關(guān)，共情與社會責任感之間有中等程度的正相關(guān)。

2.4.3 自我構(gòu)念、共情對社會責任感的預(yù)測作用

為探究獨立我、互依我和共情是否能夠預(yù)測社會責任感以及預(yù)測效果如何，采用多元線性回歸分析，建立回歸方程，同時對被試的性別和學(xué)生干部經(jīng)歷進行控制。如表5所示，在方程第一步放入獨立我、互依我、共情，回歸方程顯著，三個預(yù)測變量的標準化偏回歸系數(shù)均為顯著；第二步放入性別和學(xué)生干部經(jīng)歷，回歸方程和三個預(yù)測變量的標準化偏回歸系數(shù)也均為顯著。這說明在排除了性別、學(xué)生干部經(jīng)歷的混雜干擾之后，獨立我、互依我、共情可以顯著正向預(yù)測社會責任感。此外，互依我的標準化系數(shù)（β=0.42）大于獨立我的標準化系數(shù)（β=0.17），可初步判斷，相比于獨立我，互依我對社會責任感的影響可能更強。

2.5 討論

根據(jù)問卷調(diào)查結(jié)果得知，我國當代大學(xué)生的自我構(gòu)念、共情、社會責任感表現(xiàn)出如下特點：首先，我國大學(xué)生個體的獨立我和互依我并存，并具有較為一致的地位，個體內(nèi)部的自我構(gòu)念組成沒有體現(xiàn)出差異性。這與以往研究發(fā)現(xiàn)的大學(xué)生的自我構(gòu)念以互依我為主導(dǎo)不一致（唐桂梅， 余林， 2010; 肖影影， 畢重增， 2014; 鐘偉芳等， 2020），原因可能是隨著我國社會經(jīng)濟的現(xiàn)代化進程個體主義上升，同時許多傳統(tǒng)集體主義價值在日漸式微（蔡華儉等， 2020; 黃梓航等， 2021），大學(xué)生越來越注重個體的獨立性，而弱化自我與他人之間的互依性。其次，自我構(gòu)念和社會責任感具有性別差異，且易受到成長環(huán)境的影響，如獨生子女家庭、學(xué)生干部經(jīng)歷等。具體來說，在強調(diào)角色和身份的環(huán)境中，由于個體擁有更多的與他人相聯(lián)系的經(jīng)歷，相互之間可能存在更多的責任關(guān)系的機會，因此會表現(xiàn)出更高的人際互依性和社會責任感。同時，在非獨生子女家庭中，兒童的心理發(fā)展會受到同胞關(guān)系的影響（陳斌斌等， 2017），同胞之間需要學(xué)會相互包容、合作共享，關(guān)系依賴更強，這可能是非獨生子女比獨生子女的互依型自我構(gòu)念更高的一個原因。然而，特質(zhì)共情則在性別、是否獨生子女和是否擔任過學(xué)生干部等層面均沒有表現(xiàn)出個體差異。

相關(guān)分析結(jié)果得到，獨立我、互依我、共情和社會責任感兩兩之間均存在顯著的正相關(guān)。首先，獨立我與互依我具有顯著的正相關(guān)，這與以往研究結(jié)果相一致（鐘偉芳等， 2020; 鄒璐等， 2014）。其次，互依我與社會責任感的相關(guān)系數(shù)明顯大于獨立我與社會責任感的相關(guān)系數(shù)，說明互依我與社會責任感的關(guān)系更加密切。最后，共情與社會責任感存在中等程度的相關(guān)，這與以往研究結(jié)果相一致（宋琳婷， 陳健芷， 2012）。進一步通過多元線性回歸分析得到，獨立我、互依我、共情均能夠顯著正向預(yù)測社會責任感，并且相比于獨立我，互依我對社會責任感的影響可能更強。

綜上，通過研究1發(fā)現(xiàn)，自我構(gòu)念與共情能夠顯著預(yù)測社會責任感，并且互依我可能對社會責任感具有更強的影響。但由于相關(guān)分析和回歸分析不能檢驗因果關(guān)系，因此研究2進一步采用實驗法驗證自我構(gòu)念與共情對社會責任感的影響。

3 研究2

3.1 研究目的

采用實驗法啟動自我構(gòu)念，探討自我構(gòu)念和共情對社會責任感的影響及其中可能存在的交互作用。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

正式實驗通過Credamo平臺發(fā)布問卷，共有111名大學(xué)生參與作答，其中有2人因作答不認真未通過甄別題被自動拒絕，有9人因未通過情境驗證題被手動拒絕，最終收取100份有效數(shù)據(jù)。包括男生42人，女生58人，平均年齡21.43±1.92歲。其中有50名被試參與獨立我情境啟動，50名被試參與互依我情境啟動。根據(jù)被試在IRI-C的得分從高到低排序，分別取得分前27%和后27%的被試作為高共情組（27人）和低共情組（27人）。因此，最終54名被試的數(shù)據(jù)納入方差分析，其中獨立我高共情組15人，獨立我低共情組13人，互依我高共情組12人，互依我低共情組14人。

3.2.2 研究設(shè)計

采用2（自我構(gòu)念：獨立我、互依我）×2（共情水平：高、低）的兩因素被試間設(shè)計，自變量為自我構(gòu)念和特質(zhì)共情水平，因變量為社會責任感。

3.2.3 研究材料

（1）自我構(gòu)念的啟動

根據(jù)以往研究，考察自我構(gòu)念的動態(tài)性及其影響可以采用文化啟動范式（Hong et al.， 2000），主要有圖片啟動法、文字描述法、代詞圈點法等多種啟動方法。國內(nèi)學(xué)者尹彬等（2021）在一項研究中編制了更符合中國文化情境的自我構(gòu)念啟動材料，并證明了自我構(gòu)念啟動的有效性，發(fā)現(xiàn)自我構(gòu)念組成會隨情境變化而發(fā)生改變，進而引發(fā)責任意識模型中個體責任和互依責任的強弱變化。鑒于本研究是在本土化視角下探討自我構(gòu)念啟動效應(yīng)對社會責任感的影響，因此參考尹彬等（2021）在研究中使用的啟動材料，并進行適當修訂（見附錄）。

（2）共情

同研究1。在本研究中，該量表的Cronbach's α系數(shù)為0.87。

（3）社會責任感

同研究1，為使社會責任感問卷與該研究的具體情境相聯(lián)系，在每個題項前加入了“在這個情景中”語句，其他內(nèi)容保持不變。在本研究中，該問卷的Cronbach's α系數(shù)為0.92。

3.2.4 研究程序

首先，通過預(yù)實驗檢驗自我構(gòu)念啟動是否有效，并依據(jù)預(yù)實驗結(jié)果估算正式實驗所需的樣本量。在預(yù)實驗中，通過問卷星平臺發(fā)放材料和問卷，共有52名大學(xué)生被試參與實驗。在問卷中，兩則自我構(gòu)念啟動材料隨機呈現(xiàn)，被試在閱讀完獨立我啟動材料或互依我啟動材料之后，需要依次完成自我建構(gòu)量表、中文版人際反應(yīng)指針量表、社會責任心問卷，最后填寫人口學(xué)變量的相關(guān)問題。在驗證了自我構(gòu)念啟動的有效性之后，進行正式實驗。并且，根據(jù)預(yù)實驗結(jié)果（見3.3.1），采用G*Power軟件，以可能存在的主效應(yīng)中最小的效應(yīng)量（Cohen's f = 0.39）進行樣本量估算，假設(shè)顯著性水平為0.05，統(tǒng)計檢驗力為0.80，效應(yīng)量為0.39，結(jié)果得到，總樣本量預(yù)估至少需要54名被試。

在正式實驗中，針對預(yù)實驗程序存在的一些不足進行了改進。實驗通過Credamo平臺在全國范圍內(nèi)隨機發(fā)布材料和問卷。被試首先需要填寫人口學(xué)變量的相關(guān)問題，然后完成中文版人際反應(yīng)指針量表，接著閱讀問卷上隨機呈現(xiàn)的獨立我啟動材料或互依我啟動材料，即被試被隨機分為兩組，分別參與獨立我情境啟動和互依我情境啟動，最后完成相應(yīng)情境下的社會責任心問卷。

3.3 研究結(jié)果

3.3.1 自我構(gòu)念啟動有效性檢驗與預(yù)實驗方差分析

在預(yù)實驗中，獨立我啟動組有27人，互依我啟動組有25人，根據(jù)被試在自我建構(gòu)量表的得分，對兩種情境啟動的有效性進行檢驗。結(jié)果顯示，在獨立我啟動組中，被試的獨立我得分（M=5.03，SD=0.91）顯著高于互依我得分（M=3.80，SD=0.98），t=4.19，df=26，p<0.001，Cohen's d=0.80；在互依我啟動組中，被試的互依我得分（M=4.48，SD=0.77）顯著高于獨立我得分（M=3.67，SD=0.97），t=2.67，df=24，p=0.013，Cohen's d=0.54。另外，在獨立我維度上，獨立我啟動組的得分（M=5.03，SD=0.91）顯著高于互依我啟動組（M=3.67，SD=0.97），t=5.20，df=50，p<0.001，Cohen's d=1.45；在互依我維度上，互依我啟動組的得分（M=4.48，SD=0.77）顯著高于獨立我啟動組（M=3.80，SD=0.98），t=2.78，df=50，p=0.008，Cohen's d=0.77。這表明對自我構(gòu)念的操縱有效。此外，以被試在IRI-C的得分均值（M=3.55）為標準將被試分為高、低共情兩組，結(jié)果得到高共情組28人，低共情組24人。對不同實驗組的社會責任感得分進行方差分析得到，自我構(gòu)念主效應(yīng)顯著（F（1，48）= 18.66，p<0.001，η2p=0.28，Cohen's f= 0.62），共情主效應(yīng)顯著（F（1，48）= 7.23，p=0.010，η2p=0.13，Cohen's f = 0.39），自我構(gòu)念與共情的交互效應(yīng)不顯著（F（1，48）= 0.38，p=0.542，η2p=0.01，Cohen's f= 0.09）。

3.3.2 自我構(gòu)念與共情對社會責任感影響的方差分析

在正式實驗中，不同實驗組的社會責任感得分的描述性統(tǒng)計如表6所示。為檢驗高、低共情分組是否有效，通過對高、低共情組在IRI-C上的得分進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果得到，高共情組的共情得分（M=4.37，SD=0.13）顯著高于低共情組的共情得分（M=3.17，SD=0.32），t=18.35，df=52，p<0.001，Cohen's d=4.91，表明共情分組有效。

對不同自我構(gòu)念啟動組與共情分組的社會責任感得分進行兩因素方差分析，結(jié)果得到，自我構(gòu)念主效應(yīng)顯著（F（1，50）= 44.77，p<0.001，η2p=0.47）；經(jīng)事后檢驗得到，互依我啟動下的社會責任感（M=4.25，SE=0.09）顯著高于獨立我啟動下的社會責任感（M=3.40，SE=0.09）；共情主效應(yīng)不顯著（F（1，50）= 2.62，p=0.110，η2p=0.05）；自我構(gòu)念與共情的交互效應(yīng)顯著（F（1，50）= 8.43，p=0.005，η2p=0.14）。

針對自我構(gòu)念與共情交互效應(yīng)顯著，進一步做簡單效應(yīng)分析，如圖1所示，結(jié)果得到，在獨立我啟動情境中，高共情組的社會責任感（M=3.32，SE=0.12）和低共情組的社會責任感（M=3.48，SE=0.13）沒有顯著差異，F(xiàn)（1，50）=0.86，p=0.359，η2p=0.02；而在互依我啟動情境中，高共情組的社會責任感（M=4.54，SE=0.13）顯著高于低共情組（M=3.97，SE=0.12），F(xiàn)（1，50）=9.85，p=0.003，η2p=0.17。

3.4 討論

首先，研究2結(jié)果顯示，自我構(gòu)念啟動主效應(yīng)顯著，互依我啟動下的社會責任感顯著高于獨立我啟動下的社會責任感，說明互依我啟動下大學(xué)生的社會責任感更高。這可能是因為在互依我情境中，個體與集體中的他人存在互依關(guān)系，為了維護集體的共同利益，個體傾向于采取更多有利于集體與他人的行動，因此社會責任感較高；而在獨立我情境中，個體主要關(guān)注自身利益以及獨立性，對自己負責高于對集體和他人負責，因而社會責任感較低。該研究結(jié)果也支持了以往研究，即由于中國人重視與他人的聯(lián)系，因此相較于美國人，他們在追求與集體相關(guān)的目標時表現(xiàn)更好（Jiang & Gore， 2016），這也表明在中國文化下，社會責任感是一種與集體利益相關(guān)的心理品質(zhì)。

其次，自我構(gòu)念啟動與共情存在交互作用。這一結(jié)果表明，互依我情境下共情對社會責任感的影響及作用更易凸顯，而獨立我情境下共情對社會責任感影響不大。這可能是因為不同類型的自我構(gòu)念啟動情境誘發(fā)了個體不同的共情動機，使其對社會責任感的影響有所不同。共情動機以目標為導(dǎo)向，是一種驅(qū)使人們靠近或遠離社會聯(lián)系的內(nèi)驅(qū)力，分為共情趨近動機和共情回避動機，且共情的趨近動機促使人們產(chǎn)生共情關(guān)懷，是一種親社會表現(xiàn)（曹思琪等， 2021）?；ヒ牢覇觿?chuàng)造了一種有利于人們產(chǎn)生共情關(guān)懷的情境，增強了社會聯(lián)結(jié)和親社會表現(xiàn)，使得共情對人們承擔社會責任意愿的影響更顯著，在這樣的情境下高特質(zhì)共情者的趨近動機可能更強，因此社會責任感也更高；而獨立我啟動情境可能主要誘發(fā)了人們的共情回避動機，高特質(zhì)共情者在此情境下可能會回避他人視角的共情推斷，因而與低特質(zhì)共情者的社會責任感沒有明顯差異。

4 綜合討論

本研究采用問卷調(diào)查和實驗相結(jié)合的方法探討了自我構(gòu)念與共情對社會責任感的影響。研究1采用問卷法發(fā)現(xiàn)獨立我、互依我、共情、社會責任感之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并通過多元回歸分析得到，獨立我、互依我與共情均能夠顯著正向預(yù)測社會責任感，并且相比于獨立我，互依我對社會責任感的影響可能更強。在此基礎(chǔ)上，研究2采用實驗法操縱了自我構(gòu)念啟動，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，互依我啟動條件下的高共情個體對社會責任感具有正向作用。本研究既是對集體主義文化下社會責任感研究的進一步拓展，又對培養(yǎng)大學(xué)生的社會責任感具有一定的啟示。

4.1 與其他相關(guān)研究的聯(lián)系

本研究通過啟動不同類型的自我構(gòu)念，發(fā)現(xiàn)個體在互依我情境下具有較高的社會責任感。我國心理學(xué)研究者認為中國人具有多重互依自我，在本土心理學(xué)取向下有關(guān)互依自我的研究可分為個人中心型、社會取向型和天人合一型互依自我（李抗， 汪鳳炎， 2019）。其中，社會取向的自我包含關(guān)系取向、家族取向和他人取向三個次級內(nèi)容，并且以他人取向作為顯著特征（Sun， 2017），而他人取向是指對一般他人的責任感。在本研究中，互依我所具有的社會取向可以較好地解釋個體在互依我情境下具有更高的社會責任感。

一方面，研究1結(jié)果表明，共情能夠顯著正向預(yù)測社會責任感。也就是說，個體的共情能力越強，越能體會到他人的情緒、理解他人的想法，就越容易產(chǎn)生與社會責任相關(guān)的情感和認知，也越有可能承擔社會責任或幫助他人。以往許多研究也發(fā)現(xiàn)，共情與親社會行為或利他行為具有顯著的正相關(guān)關(guān)系（丁鳳琴， 陸朝暉， 2016; 孫偉， 郭慶科， 2016; 張文新等， 2021），而社會責任感也是一種積極利他的心理品質(zhì)，因此本研究的結(jié)果在一定程度上能夠支持以往研究。研究2采用實驗法結(jié)果得到，共情水平的高低對社會責任感水平并沒有顯著影響，但共情與自我構(gòu)念存在交互作用，二者可以共同對社會責任感產(chǎn)生影響，即共情對社會責任感的影響在不同自我構(gòu)念啟動條件下具有明顯差異。也就是說，自我構(gòu)念啟動發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。只有在互依我啟動條件下，高共情個體的社會責任感明顯高于低共情個體，而在獨立我啟動條件下，高、低共情個體之間的社會責任感無顯著差異。這表明，中國人認識并承擔社會責任的一個重要前提或是自我構(gòu)念啟動情境。這也反映了生活情境對中國人為人處世的方式具有深刻影響。

另一方面，以往研究表明，自我構(gòu)念會參與并影響個體的認知和情緒加工（張澤昆等， 2020），相較于獨立我個體，互依我個體對社會情境中有關(guān)自我與他人的信息會進行更精細的表征（Markus & Kitayama， 1991）。根據(jù)Crick和Dodge（1994）的社會信息加工模型（SIP），共情是個體產(chǎn)生親社會行為的基礎(chǔ)，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（丁鳳琴， 陸朝暉， 2016）。由此可知，自我構(gòu)念啟動通過影響個體的認知和情緒加工，調(diào)節(jié)了共情與親社會行為的關(guān)系；而社會責任感是與親社會行為密切相關(guān)的一種心理品質(zhì)。因此，在強調(diào)自我與他人關(guān)系和互動的互依我情境中，高共情個體可以基于與他人相關(guān)的求助線索進行認知判斷與情緒體驗，更能準確地感知和理解他人的需要，從而產(chǎn)生更多親社會行為，表現(xiàn)出更高的社會責任感；而低共情個體則缺少對這種線索的感知，因而社會責任感較低。另外，情境理解是共情的一個基礎(chǔ)，個體根據(jù)自身知識經(jīng)驗與情境線索的結(jié)合，評估他人所處的具體情境，以此來準確理解他人當前的感受（陳武英， 劉連啟， 2016）。獨立我情境強調(diào)自我與他人的區(qū)別和界限，使個體更加關(guān)注與自身特點相關(guān)的事物，這可能導(dǎo)致無論特質(zhì)共情處于何種水平的個體在評估他人的情緒狀態(tài)時回避他人視角的判斷，因此沒有體現(xiàn)出情境理解的差異，因而他們的社會責任感水平也沒有顯著差異。

此外，本研究的結(jié)果也能支持跨文化心理學(xué)的一些相關(guān)研究。比如，Cohen和Gunz（2002）對包括中國人在內(nèi)的亞洲人進行了一項研究，發(fā)現(xiàn)亞洲人總體上更注重從他人的角度來展示自己，并傾向從關(guān)系（泛化他人）的視角來理解他人，而北美人則更傾向通過自己的感受來了解他人。這說明不同文化背景的個體具有不同的共情過程，集體主義文化下的中國人更加注重人際關(guān)系，而互依我情境代表了集體主義文化下的生活情境，因此處于互依我情境中的個體更能夠通過換位思考來進行共情。

4.2 理論與實踐意義

在理論方面，首先，雖然以往研究探討過共情與社會責任感的關(guān)系，但大多是基于相關(guān)分析。本研究引入自我構(gòu)念這一變量，從自我構(gòu)念動態(tài)性的角度考察不同的自我構(gòu)念類型啟動對社會責任感的影響，并分析自我構(gòu)念啟動與特質(zhì)共情的交互作用，豐富了有關(guān)自我構(gòu)念、共情與社會責任感關(guān)系的理論研究。其次，自我構(gòu)念既是一種對自我與他人關(guān)系的覺知，也代表了東西方文化不同的價值觀。西方國家強調(diào)個體主義，而中國是集體主義文化的典型代表，但隨著東西方文化的交流與融合，中國人日益受到個體主義文化的影響，自我構(gòu)念也隨之發(fā)生動態(tài)變化。社會責任感是集體主義教育的重要組成部分，在不同的時代背景下有不同的要求。因此，考察中國集體主義文化背景下自我構(gòu)念對社會責任感的影響既是對本土心理學(xué)領(lǐng)域研究的補充，也具有一定的時代意義。在實踐方面，本研究提示我們在培養(yǎng)大學(xué)生的社會責任感時，一方面可以通過營造互依我情境，強調(diào)人與人之間的聯(lián)系，弘揚團結(jié)互助的集體精神，激發(fā)學(xué)生的社會責任感；另一方面，從認知共情和情感共情兩方面入手提高個體的共情能力在良好的互依氛圍中或有助于培養(yǎng)社會責任感。

4.3 研究的不足與展望

第一，國內(nèi)外學(xué)者在研究社會責任感的內(nèi)涵時，都明顯地突出了社會責任感所具有的文化特征。具體來說，國外研究的基本內(nèi)涵更加注重彰顯個性的文化，而國內(nèi)研究則更加突顯社會責任感的集體主義價值取向（經(jīng)衛(wèi)國， 況志華， 2021）。本研究所探討的互依型自我構(gòu)念和社會責任感可能更符合中國集體主義文化的價值取向，因此，對于自我構(gòu)念影響社會責任感的作用在推廣到其他文化方面可能有所局限。第二，有研究者認為責任意識的形成具有一定的動態(tài)性，比如，尹彬等（2021）在研究中構(gòu)建了中國集體主義文化下責任意識的動態(tài)模型，并形象地用“中國結(jié)”來進行表征，驗證了責任意識會隨自我構(gòu)念情境的變化而產(chǎn)生不同的形態(tài)。未來研究可以從不同的角度進一步探討社會責任感的動態(tài)形成機制及其影響因素。第三，本研究主要從特質(zhì)共情的角度探討其與社會責任感的關(guān)系，目前許多研究者認為共情包括特質(zhì)共情和狀態(tài)共情，在研究中有必要將這兩種類型的共情進行區(qū)分。因此，未來研究可以進一步探討特質(zhì)共情與狀態(tài)共情對社會責任感的影響是否存在差異。第四，在研究工具方面，本研究所采用的社會責任心量表其題項大都是基于互依我的，這可能導(dǎo)致獨立我較高的個體比互依我較高的個體在這樣的測量下大概率得分低。未來研究在考察自我構(gòu)念對社會責任感的影響時可以采用更適合不同人群特點的社會責任心量表進行檢驗。

5 結(jié)論

本研究探討了自我構(gòu)念與共情對社會責任感的影響，得到了以下結(jié)論：自我構(gòu)念、共情與社會責任感之間存在不同水平的正相關(guān)；自我構(gòu)念啟動與共情對大學(xué)生社會責任感的影響存在交互作用。具體表現(xiàn)為：在互依我啟動下，高共情個體比低共情個體具有更高的社會責任感，而在獨立我啟動下，不同共情水平的個體之間社會責任感沒有顯著差異。因此，互依型自我構(gòu)念與特質(zhì)共情對社會責任感具有正向影響。

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