陳 寧 盧家楣 汪海彬

(1上海師范大學教育學院,上海 200234) (2上海師范大學青年學院,上海 200083)

(3黃山學院教育科學學院,黃山 245041)

1 問題提出

1.1 引言

事情雖尚未發(fā)生,甚至以前也未曾經(jīng)歷,但我們可以閉上眼睛,想象這些事情,在此時此地超前體驗它們帶來的結果(Gilbert &Wilson,2007)。這種前瞻性超前體驗即為情緒預測(emotional forecasting)或情感預測(affective forecasting),它是指個體預測未來事件發(fā)生時的情緒反應(Wilson &Gilbert,2003)。情緒預測是情緒智力的重要成分(盧家楣,2005),大量研究發(fā)現(xiàn),人類的情緒預測能力并非盡善盡美(劉聰慧,張耀華,俞國良,2010),人們往往難以準確預測未來的情緒(Dunn &Laham,2006;Kahneman &Snell,1992;Mathieu &Gosling,2012;Wilson &Gilbert,2003)。

以往研究多考察人們對自己情緒的預測,但在社會生活中,人際情緒預測(interpersonal emotional forecasting)更為常見,這在政府公職人員(預測公眾情緒)、醫(yī)生(預測患者情緒)、窗口服務人員(預測服務對象情緒)等職業(yè)群體中尤其普遍。準確預測他人情緒,會導致人與人之間更多的情緒理解(Pollmann &Finkenauer,2009),錯誤預測了他人情緒,被稱為人際共情鴻溝(interpersonal empathy gap)(Van Boven &Loewenstein,2003)。人際共情鴻溝導致人際誤會甚至沖突,阻礙不同群體之間的互動聯(lián)系(Dunn &Laham,2006),阻礙成功的政策制定(Loewenstein,1996)。因此,研究者強調(diào),在包括健康醫(yī)療、教育和金融等大量社會情境中,都需要增強情緒預測的準確性(Elwyn,Stiel,Durand,&Boivin,2011),減小人際共情鴻溝、提高預測準確性對銷售員、政策制定者和任何需要成功與他人互動的人,都極有價值(Dunn,Brackett,Ashton-James,Schneiderman,&Salovey,2007)。

師生關系是學校教育中最基本最重要的人際關系,預測學生情緒是教師常見的職業(yè)行為,也是一種典型的人際情緒預測行為。準確預測學生情緒對教師優(yōu)化教育決策、實施有效教育、減少師生共情鴻溝、促進師生關系和諧具有重要意義,這既是教師職業(yè)前瞻性特點的充分彰顯,也是教師專業(yè)能力的重要體現(xiàn)。然而,教育實踐中,因教育者對學生可能的情緒反應未能預測或錯誤預測而導致的師生間誤會乃至沖突頻頻發(fā)生,諸如“綠領巾”、“藍印章”、“紅校服”、“三色作業(yè)本”等引發(fā)社會廣泛熱議的教育事件即是明證。遺憾的是,因人際情緒預測偏差而出現(xiàn)的人際共情鴻溝問題,并未引起研究者的應有重視,僅少數(shù)研究揭示共情鴻溝發(fā)生的原因,而無一研究直接探討共情鴻溝如何才能跨域。本研究以教師預測學生情緒這一典型而極具教育價值的人際情緒預測現(xiàn)象為例,進一步揭示人際共情鴻溝形成原因,并探索跨越橫亙于人際間這道鴻溝的策略。

1.2 文獻回顧

率先進行情緒預測準確性實證研究的是Kahneman和Snell (1992),他們請被試預測品嘗酸乳酪或冰激凌會有怎樣的情緒感受,最后得出“情緒變化難以預測”的結論。這種預測不準的偏差現(xiàn)象出現(xiàn)在大量人群中、大量情境事件中(Wilson &Gilbert,2003),既表現(xiàn)在消極事件上,也表現(xiàn)在積極事件上(Dunn &Laham,2006;Lench,Safer,&Levine,2011)。因此,Gilbert (2006)在《撞上幸?！?Stumbling on Happiness)一書中總結指出,預測是件困難的事,而預測未來的情緒尤其困難,即使人們是預測自己未來的情緒。

人們預測他人的情緒同樣會出現(xiàn)偏差。Pollmann和Finkenauer (2009)將人際情緒預測稱為共情預測(empathic forecasting),通過3個實驗考察了對他人情緒的預測準確性問題,結果被試高估了成敗事件對陌生他人情緒體驗的影響(實驗 1),對朋友和陌生人均表現(xiàn)出高估偏差(實驗 2),即使被試獲得更多參照信息,仍出現(xiàn)預測偏差(實驗 3)。Van Boven和 Loewenstein (2003)將人際情緒預測稱為情緒觀點采擇(emotional perspective taking),并將錯誤預測他人情緒稱為人際共情鴻溝。Van Boven,Loewenstein和Dunning (2005)在兩個實驗中,發(fā)現(xiàn)被試高估了他人參加公眾面前啞劇表演的意愿(實驗 1)和公眾面前舞蹈表演的意愿(實驗 2),這種預測中的勇氣錯覺(illusion of courage)正是人際共情鴻溝的表現(xiàn)。

人際情緒預測偏差或人際共情鴻溝為何發(fā)生？研究表明,人們通常運用自己的偏好作為基礎去預測他人的偏好(Hoch,1987)。Nickerson (1999)更直接指出,試圖理解他人知道什么或者他人在某種特定情境下的情緒,一個最基本的方法是設想自己知道什么或自己在那種情境下的感受。Van Boven和Loewenstein (2003,研究1)請被試閱讀一個關于徒步旅行者野外遭遇嚴峻考驗的情境故事,然后請被試在閱讀后用幾分鐘時間想象旅行者的感受。結果,多數(shù)被試(79%)明確表示預測了自己在那種情境中的情緒,且大多被試(69%)在提到旅行者反應之前提到了自己的反應(“我感覺真的有些驚慌和饑餓”)。這一簡單而巧妙的實驗證實,人們在預測他人的感受時是以自己的感受為參照錨點的。本研究將預測者或預測主體的這種自我預測稱為共情錨點(empathic anchoring)。

對他人反應的預測往往建立在自己將如何反應這一最好、有時也是唯一的基礎之上(Hoch,1987)。可以說,共情錨點是客觀存在的,有時還是必需的。但問題是,它并不必然導致人際情緒預測準確性的提高。情緒觀點采擇雙判斷模型(dual judgment model of emotional perspective taking)(Van Boven &Loewenstein,2003)認為,人們在預測他人情緒時,首先預測自己在同樣情境中的情緒,作為參照錨點,其次判斷自己與他人的相似程度,并據(jù)此調(diào)整錨點,從而對他人情緒做出預測。按此模型,人際情緒預測準確性依賴于兩個條件,即自我預測準確性和自我-他人相似性判斷準確性。然而,一方面,如前文所述,人們預測自己情緒的能力并非盡善盡美;另一方面,人們通常會高估自己與他人之間的相似性(Van Boven &Loewenstein,2005),從而難以判斷自我-他人間的差異。由于決定人際情緒預測準確性的兩個條件都難以滿足,人際共情鴻溝的發(fā)生也就難以避免了。

提升人際情緒預測準確性或跨越人際共情鴻溝如何可能？雖然Dunn和Laham (2006)曾形象指出,情緒預測偏差就像座瘡一樣普遍,但也能像座瘡一樣治療。去焦點化(defocusing) (Sevdalis &Harvey,2009)、正念(mindfulness) (Emanuel,Updegraff,Kalmbach,&Ciesl,2010)、促進經(jīng)驗學習(Hoerger,Chapman,Epstein,&Duberstein,2012;徐菁,蔣多,2009)等手段都被證明能有效校正預測偏差,但以往這些研究中被試預測的都是自己的情緒,目前尚無一研究直接考察人際情緒預測準確性的提升問題。雙判斷模型雖能很好地揭示人際共情鴻溝的原因,卻在跨域共情鴻溝的方法上止步未前。

在找到解決問題的方法之前,先回歸到“共情”這一概念本身。研究者多傾向于認為共情既包括認知成分又包括情感成分(Davis,1994),在人際情緒預測過程中,預測主體以自我預測作為錨點,顯然是一種認知共情(cognitive empathy),也就是 Van Boven和Loewenstein (2003)提出的情緒觀點采擇。以往研究中,對觀點采擇的實驗操縱通常有兩種視角,一是自己視角,二是他人視角(趙顯,劉力,張笑笑,向振東,付洪嶺,2012),如 Batson,Early和Salvarani (1997)把想象的觀點采擇分為想象自己的觀點采擇和想象他人的觀點采擇?？梢酝茰y,人際情緒預測中同樣存在兩種視角或策略：一是自己視角或者說推己及人,即以設想自己的情緒作為預測他人情緒的錨點,二是他人視角或者說設身處地,即站在他人角度想象他人的情緒反應。為避免認知共情和情緒觀點采擇等多個概念的混淆,本研究統(tǒng)一稱之為“共情策略” (empathy strategy)。

哪種共情策略更有利于共情鴻溝的跨越？從認知共情概念角度看,研究者認為,認知共情要求個體保持自我和他人表征的相對分離,從而理解他人的情緒和感受(黃翯青,蘇彥捷,2012),個體要具備最基本的區(qū)分自我和他人的能力,才能產(chǎn)生真正的共情(Decety &Lamm,2006);從觀點采擇概念角度看,Eisenberg和Strayer (1987)認為觀點采擇是個體在對他人所處情境準確認知的基礎上,把自身置于他人情境中理解他人的能力,Galinsky,Ku和Wang (2005)指出,觀點采擇是個體從他人所處情境出發(fā),想象他人觀點與態(tài)度的心理過程。顯然,這里共同強調(diào)的都是“他人角度”?？梢?站在他人角度或設身處地共情,才是認知共情或觀點采擇的本質(zhì)體現(xiàn),才能更準確地對他人情緒做出預測,減小甚至跨越人際共情鴻溝。

1.3 模型發(fā)展

通過對以往相關文獻的回顧和梳理,初步構建如圖1的人際情緒預測理論模型。

圖1 人際情緒預測理論模型

無論是預測主體的情緒預測還是預測對象的情緒體驗,均發(fā)生在特定情境中。模型中間部分表明,人際共情鴻溝是指在特定情境中個體對他人情緒的預測與他人在特定情境中的情緒體驗之間的偏差,它從另一面透視出人際情緒預測的準確性。模型上半部分,揭示了人際共情鴻溝發(fā)生原因,這是對情緒觀點采擇雙判斷模型的繼承,即個體以同樣情境中的自我情緒預測作為參照錨點,對他人情緒做出預測(箭頭A1),但由于自我預測偏差及自我-他人相似性判斷錯誤,因此共情錨點不一定會導致準確性預測(虛線箭頭 A2),相反,若自我預測極端,將導致更大的人際共情鴻溝。模型下半部分,提出了人際共情鴻溝跨越的方法,這是對雙判斷模型的發(fā)展,即人際情緒預測過程中,存在推己及人(自己視角)和設身處地(他人視角)兩種共情策略,不同策略影響對他人情緒的預測(箭頭A3),設身處地共情更能體現(xiàn)認知共情的本質(zhì),因此有益于人際共情鴻溝的跨越(箭頭A4)。

本研究以典型的人際情緒預測現(xiàn)象——教師預測學生情緒為例,來檢驗上述理論模型。教育心理研究應貼近教育實踐,保證研究結果具有較高的生態(tài)學效度(林崇德,1990),據(jù)此,從教育對象既有個體學生、又有群體學生這一現(xiàn)實的教育實踐出發(fā),研究一和研究二分別以個體學生和群體學生為預測對象,考察共情鴻溝發(fā)生原因,檢驗的假設為：教師的自我情緒預測作為共情錨點,會直接影響對學生情緒的預測(假設 H1);共情錨點對教師情緒預測準確性并不一定具有積極或消極影響,若自我預測極端,則師生間共情鴻溝更大(假設H2)。在此基礎上,研究三進一步考察共情鴻溝跨越策略,檢驗的假設為：共情策略影響教師對學生情緒的預測(假設 H3);教師站在學生視角采取設身處地共情策略,更有利于提升預測準確性,更有益于減小甚至跨越師生間共情鴻溝(假設H4)。

本研究中反映師生間共情鴻溝的指標有兩個：相對準確性(relative forecasting accuracy index,

RFA

)是教師預測與學生體驗之差,體現(xiàn)高低估趨勢,顯著高估或低估都表示預測不準確;絕對準確性(absolute forecasting accuracy index,

AFA

)是教師預測與學生體驗之差的絕對值,體現(xiàn)絕對偏離程度,若顯著大于 0,表示預測不準確,或者說存在共情鴻溝。以往情緒預測研究中,多直接對原始數(shù)據(jù)進行差異檢驗(Wilson &Gilbert,2003),實際上僅反映了預測的相對準確性,而Dunn,Biesanz,Human和 Finn等(2007)和 Hoerger等(2012)研究中僅采取絕對差值作為準確性指標,又無法反映高低估趨勢。本研究同時采取相對準確性和絕對準確性兩類指標,更能對預測準確性或者說共情鴻溝做出全面反映。

2 研究一

2.1 方法

2.1.1 被試

預測主體為某中學和某教師培訓班 85名初中教師,平均教齡12.96年(

SD

=8.10),男28人,女57人。為控制學生年齡差異,將預測對象固定為初二學生,以4所中學20個初二班級的364名學生為被試,男194人,女170人。

2.1.2 材料

(1)情緒預測情境實驗材料

第一步,確定預測情境。對某校初中生(

n

=240)和某校初中教師(

n

=42)進行開放式問卷調(diào)查,搜集典型情緒情境。經(jīng)歸類后頻次統(tǒng)計,確定關愛學生和課間拖堂(研究一)、積極期望(研究二)、復習迎考(研究三) 4個典型教育情境作為本研究的預測情境。經(jīng)8名教育心理學研究生和10名初中教師(均為教育碩士)討論,確定各情境的具體描述。第二步,確定具體情緒詞。對某校初中教師(

n

=127)進行開放式問卷調(diào)查,請被試寫出初中生在4種情境中可能產(chǎn)生的具體情緒。研究一中全部選擇提及率超過40% (董妍,俞國良,2007)的高頻次情緒詞,關愛情境中情緒詞為感動、高興、溫暖,拖堂情境中情緒詞為郁悶、無奈、反感,采用0～6 (6=非常強烈)級計分。兩種情境中教師自我預測、預測學生和學生體驗

α

系數(shù)在0.76～0.85之間。

第三步,編制兩個版本實驗材料。教師情緒預測版本和學生情緒體驗版本的情緒詞和量尺完全相同,只是在學生版本中,將情境中的學生改為“你”,并要求被試“將自己完全置于情境之中,真實地體驗自己內(nèi)心的情緒?！逼渲?教師版本的關愛情境內(nèi)容為：設想這件事發(fā)生在不久以后。馬同學是一名普通的初二學生,就像大多數(shù)初二學生一樣。一天課上,馬同學肚子痛,臉色看起來不太好。老師看到后,走過來關切地問：“哪里不舒服嗎？要不要緊？”并立即讓其他同學去辦公室倒杯熱水給馬同學。拖堂情境內(nèi)容為：設想這件事發(fā)生在不久以后。這是一個普通的初二班級,就像大多數(shù)初二班級一樣。一次課上,老師還在講課時,下課鈴響了。由于要講的內(nèi)容還沒講完,老師就利用課間時間拖堂繼續(xù)講課。

(2)認知共情能力問卷

Cliffordson (2001)認為,觀點采擇和共情關注已經(jīng)分別代表了共情的認知成分和情感成分,因此采取人際反應指針量表-修訂版(Interpersonal Reactivity Index-C)中的觀點采擇因子測量教師認知共情能力,5個項目,1～5 (5=很恰當)級計分,

α

系數(shù)為 0.752 (張鳳鳳,董毅,汪凱,詹志禹,謝倫芳,2010),本研究中為0.65。

2.1.3 程序

第一階段,教師情緒預測測量：集中教師在安靜的會議室,發(fā)放研究材料。要求教師預測關愛和拖堂兩種情境中大多數(shù)初二學生的情緒,但在預測學生情緒前,首先預測如果自己是情境中的初二學生將會是怎樣的情緒體驗,然后填答對初二學生的了解程度(1～5級計分,5=很了解)和有關人口學變量,并完成認知共情能力問卷。第二階段,學生情緒體驗測量：由班主任和研究者共同作為主試,發(fā)放研究材料,以班級為單位集中施測。

2.2 結果

檢驗假設 H1。關愛情境中自我預測和預測學生間相關顯著,

r

=0.72,

p

<0.001;拖堂情境中自我預測和預測學生間相關顯著,

r

=0.80,

p

<0.001。以兩種情境中教師自我預測均值為中界線,將樣本教師分為自我預測平靜組和強烈組(以下簡稱“平靜組”和“強烈組”),經(jīng)統(tǒng)計,兩種情境中,兩組教師在教齡、對初二學生了解程度和認知共情能力上均無差異

,

說明兩組教師在教職經(jīng)驗上具有同質(zhì)性,且認知共情能力得到控制。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)(表1),兩種情境中強烈組教師預測學生的情緒均更強烈：關愛情境中,

t

(83)=-6.50,

p

<0.001,

d=

-1.26,拖堂情境中,

t

(83)=-8.64,

p

<0.001,

d=

-2.21。上述相關分析和

t

檢驗結果表明,作為共情錨點的自我預測對教師預測學生的情緒具有直接的正向影響,假設 H1得到證實。檢驗假設 H2。以相對準確性(

RFA

)為因變量,進行獨立樣本

t

檢驗,由于是組間設計,因此其結果與上面直接對兩組教師預測分數(shù)進行

t

檢驗結果一致。與0相比：關愛情境中,平靜組沒有顯著高估,

t

(43)=0.48,

ns

,而強烈組高估明顯,

t

(40)=8.52,

p

<0.001;拖堂情境中,平靜組沒有顯著低估,

t

(48)=-1.09,

ns

,而強烈組高估明顯,

t

(35)=12.06,

p

<0.001。以絕對準確性(

AFA

)為因變量,進行獨立樣本

t

檢驗,結果兩組差異均顯著：關愛情境中,

t

(83)=-6.03,

p

<0.001,

d

=-1.02;拖堂情境中,

t

(83)=-5.58,

p

<0.001,

d

=-1.19。上述結果表明,作為共情錨點的自我預測對教師情緒預測準確性確有顯著影響,但這種影響是積極的還是消極的,卻取決于共情錨點本身的準確性,若自我預測極端(強烈組),反而導致更大的預測偏差,出現(xiàn)更大的師生間共情鴻溝,假設H2得到證實。

表1 研究一描述性統(tǒng)計結果(M±SD)

2.3 補充研究

研究一中,由于所有教師被試都是先進行自我預測,然后再預測學生情緒的,共情錨點作用有可能是由于“先設想自己情緒”這一任務本身所致,究竟是否如此呢？研究者補充了一個現(xiàn)場實驗。被試為某校 52名初中教師,要求被試預測學生在關愛和拖堂情境中初二學生的愉快程度(0～6級計分,6=非常愉快)。隨機確定26人為自我預測組,請教師先設想自己情緒,然后預測學生情緒;另外 26人為控制組,教師直接預測學生情緒,但事后報告是否以自我預測作為預測學生情緒的參照,18人表示進行了自我預測(故作為控制組被試)。經(jīng)檢驗,兩組教師教齡無差異,

t

(42)=-0.73,

ns

。描述性統(tǒng)計結果見表2,對自我預測組進行相關分析：關愛情境中自我預測和預測學生間相關顯著,

r

=0.86,

p

<0.001;拖堂情境中自我預測和預測學生間相關顯著,

r

=0.91,

p

<0.001,再次驗證了假設H1。對自我預測組和控制組教師預測學生情緒得分進行獨立樣本

t

檢驗,結果均無差異：關愛情境中,

t

(42)=0.57,

ns

;拖堂情境中,

t

(42)=0.84,

ns

。上述結果顯示,控制組教師做出的預測并未因沒有被要求自我預測而與自我預測組有何差異,實際上控制組有69.23% (18/26)的教師進行了自我預測,說明研究一結果與實驗任務本身沒有直接關聯(lián)。

3 研究二

3.1 方法

3.1.1 被試

預測主體為某兩所學校 37名語數(shù)外理化學科初中教師,平均教齡17.14年(

SD

=6.44),男7人,女30人。由每位教師在任教班級中確定1名所教學科成績中等生、共37名中等生作為預測對象,男15人,女22人。

3.1.2 材料

(1)情緒預測情境實驗材料

以積極期望為預測情境,具體描述為：“你的成績目前在班上處于中等水平,雖然暫時不是特別突出,但老師非常非?？春媚?。因為你的接受能力和理解能力都很強,對于問題的理解你思路清晰,有自己獨特的看法,說明你是一個愿意思考且善于思考的同學,這些都預示著你有巨大的學習潛力。我完全相信：只要你能明確目標,更勤奮一點,更主動一些,你的成績完全可以取得很大的進步,甚至跨進班級最前列。加油！相信你是最棒的！”情緒詞為自豪、欣慰、滿意、興奮和放松,1～9 (9=非常強烈)級計分,教師自我預測、預測學生和學生體驗

α

系數(shù)在0.72～0.80之間。

表2 補充研究描述性統(tǒng)計結果(M±SD)

(2)認知共情能力問卷

同研究一,本研究中

α

系數(shù)為0.71。

(3)未來事件發(fā)生概率判斷任務

心境對未來事件發(fā)生概率的判斷存在心境一致性效應(張萍,盧家楣,張敏,2012),因此可根據(jù)被試對未來事件發(fā)生概率的判斷傾向,來佐證被試的情緒自我報告。首先,對某校40名初中生進行開放式問卷調(diào)查,搜集了32個情緒事件短語,再另請該校 43名初中生對 32件事的情緒效價進行評定,各選10個積極和消極短語作為判斷任務中的事件。其次,在某校兩個初中平行班開展實驗,以回憶方式分別誘發(fā)學生愉快和悲傷情緒,先報告愉快體驗,繼而判斷這 20個事件在未來半年內(nèi)發(fā)生的可能性(1=不太可能,2=很有可能)。結果發(fā)現(xiàn),愉快情緒與積極事件概率判斷顯著正相關,

r

=0.33,

p

<0.01,與消極事件概率判斷顯著負相關,

r

=-0.50,

p

<0.001;且情緒狀態(tài)與事件類型交互作用顯著,

F

(1,81)=26.22,

p

<0.001,

h

=0.25,說明初中生對未來事件發(fā)生概率判斷存在心境一致性效應。因此,可以用該認知任務來檢驗情緒體驗自我報告的效度。

3.1.3 程序

第一階段,教師情緒預測測量：指導語為“假設這段話就是您寫給這位中等成績學生的,一會該生將讀到這段話,為體現(xiàn)真實性,請簽寫配對學生和您的名字

。

”其余程序同研究一。第二階段,學生情緒體驗測量：在教師測量結束后,集中學生在安靜的會議室,引導學生處于一種平靜、放松的狀態(tài),自評愉快基線情緒。指導語為“同學們,我是某某課題組的老師,課題組要求每個老師按照事先確定的書面材料,在班上找一位最符合該材料描述內(nèi)容的同學,結果你的老師選中了你,也就是說,你們班你的情況最符合材料中的描述?！比缓?將已簽寫師生姓名的積極期望文本發(fā)給配對學生閱讀,并請學生報告愉快情緒,然后報告自豪等 5種情緒強度,并完成未來事件發(fā)生概率判斷任務、人口統(tǒng)計學資料和成績自評,最后請學生保存好文本,以勉勵自己,不要辜負老師的期望。

3.2 結果

對學生閱讀文本前后的愉快情緒進行檢驗,

t

(36)=-3.90,

p

<0.001,

M

=6.97,

SD

=1.34,

M

=7.78,

SD

=1.42,說明教師簽名后的期望文本確實誘發(fā)了學生更愉快的體驗。其次,對學生判斷的未來積極和消極事件發(fā)生概率總分與學生閱讀文本后的愉快情緒進行相關分析,結果愉快情緒與積極事件概率判斷顯著正相關,

r

=0.43,

p

<0.01,與消極事件概率判斷呈負相關趨勢,

r

=-0.13,

p

=0.448,說明學生情緒自我報告具有良好的效度。檢驗假設H1。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn),教師自我預測和預測學生間相關顯著,

r

=0.78,

p

<0.001。以自我預測均值為中界線,將樣本教師分為自我預測平靜組和強烈組,經(jīng)統(tǒng)計,兩組教師在教齡、了解學生程度和認知共情能力上均無差異,說明兩組教師在教職經(jīng)驗上具有同質(zhì)性,且認知共情能力得到控制。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)(表3),強烈組教師預測學生的情緒更強烈,

t

(35)=-5.41,

p

<0.001,

d=

-2.31。假設 H1 得證。檢驗假設 H2。以相對準確性(

RFA

)為因變量,進行獨立樣本

t

檢驗,結果兩組差異顯著：

t

(35)=-4.40,

p

<0.001,

d=

-1.28,且平靜組顯著低估,

t

(13)=-3.58,

p

<0.01,而強烈組顯著高估,

t

(22)=3.67,

p

<0.001。以絕對準確性(

AFA

)為因變量,進行獨立樣本

t

檢驗,差異同樣顯著：

t

(35)=-2.02,

P

=0.051,

d

=0.51。可見,共情錨點對預測個體學生情緒的準確性確有影響,但是否是積極影響卻并非取決于共情錨點本身,若自我預測極端(強烈組),反而導致更大的預測偏差,出現(xiàn)更大的師生間共情鴻溝。假設H2得證。

表3 研究二描述性統(tǒng)計結果(M±SD)

3.3 研究一和研究二小結

研究一和研究二發(fā)現(xiàn),無論預測對象是群體學生還是個體學生,教師自我預測和對學生情緒的預測間存在顯著相關,平靜組教師的預測相對準確,強烈組教師的預測偏差更大,正是因為自我預測這一共情錨點的差異,導致預測準確性的差異。補充研究進一步表明,自我預測組和控制組教師所做出的預測沒有差異,這就排除了實驗任務本身對結果的干擾。兩個研究不但證實了共情錨點對教師情緒預測的影響,并且表明共情錨點本身并不必然促進預測準確性,相反,還可能是造成師生間共情鴻溝的根源(如強烈組)。教師如何才能準確預測學生情緒、跨越這道共情鴻溝呢？研究三將通過共情策略的操縱,探尋跨越共情鴻溝的對策。

4 研究三

4.1 方法

4.1.1 被試

預測主體為某3所中學61名初中教師,隨機確定 31名教師為設身處地共情策略組,平均教齡15.65年(

SD

=14.16),另外30名教師為推己及人共情策略組,平均教齡10.77年(

SD

=8.61),經(jīng)檢驗,兩組教師教齡沒有差異,

t

(59)=1.63,

ns

。以上次期中考試總分在本班中的位次為主要依據(jù),并參考學生自評和班主任評定,從某校初中3個年級3個班102名學生中各確定34名成績較好學生(以下簡稱“學優(yōu)生”,男12人,女22人)和成績較差學生(以下簡稱“學困生”,男19人,女15人)作為預測對象。

4.1.2 材料

(1)情緒預測情境實驗材料

以復習迎考為預測情境,教師版本的情境表述為“期末考試即將來臨,學生正處于復習迎考階段,請您預測一下,面對即將開始的期末考試,成績較好/較差的初中生在期末考試前三天的情緒會是怎樣？”情緒詞含積極(期待、興奮)和消極情緒(緊張、不安、焦慮、擔憂),1～9(9=非常強烈)級計分,教師樣本和學優(yōu)生、學困生樣本在兩類情緒上的

α

系數(shù)在0.56～0.91之間。

(2)認知共情能力問卷

同研究一,本研究中

α

系數(shù)為0.62。

4.1.3 程序

第一階段,教師情緒預測測量(考前一周)。將學校小會議室作為實驗室,室內(nèi)恒溫、安靜,桌椅舒適、整潔,光線適中。采用E-Prime2.0軟件對實驗程序編程,被試在 14英寸聯(lián)想筆記本電腦上逐個完成實驗。實驗程序：填答人口統(tǒng)計學資料后呈現(xiàn)實驗指導語;接著呈現(xiàn)復習迎考情境,請教師依次預測學優(yōu)生和學困生情緒;然后完成對初中生了解程度評定(4個項目,7點量表,

α

=0.88)和共情策略操縱檢驗(設身處地策略2個項目：“我完全是從學生的角度出發(fā)來預測學生情緒的”、“我完全是站在學生的立場來想象學生的內(nèi)心感受”;推己及人策略2個項目：“先想象自己的情緒,再以此為參照來預測學生情緒”、“預測學生情緒前,我先想：如果那些情境中的人是我,情緒會怎樣”。均為9點量表),最后完成認知共情能力問卷。正式實驗前確保每個教師熟悉電腦操作方式,實驗結束后兩組各邀請5名教師座談。其中,設身處地組指導語為“請您預測的是成績較好/較差的初中生在期末考試前會有怎樣的情緒,因此,您在預測每種情緒前,一定要站在這部分學生的角度,設想這部分學生的感受。”推己及人組指導語為：“請您在預測每種情緒前,先設想自己就是成績較好/較差的初中生,仔細想想自己在期末考試前會有怎樣的情緒,然后再預測學生的情緒。第二階段,學生情緒體驗測量(考前三天)。請學生報告對于期末考試的即時情緒體驗。

4.2 結果

兩組教師對學生了解程度無差異,

t

(59)=1.40,

ns

,但認知共情能力差異顯著,

t

(59)=3.35,

p

<0.01。指導語操縱檢驗共 4個項目,將原始分轉(zhuǎn)化為標準分,含設身處地2個題項(

α

=0.80)和推己及人 2 個題項(

α

=0.80)。2(組間：設身處地策略,推己及人策略) × 2(組內(nèi)：設身處地操縱,推己及人操縱)重復測量方差分析結果顯示：主效應均不顯著,但交互作用邊緣顯著,

F

(1,59)=3.18,

p

=0.080,

h

=0.05,設身處地策略組的設身處地操縱得分高于推己及人操縱得分,

t

(59)=2.20,

p

<0.05。說明通過指導語操縱共情策略是比較成功的,這也為實驗結束后對部分教師的訪談所證實。檢驗假設H3。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)(表4),在預測學優(yōu)生積極情緒上,兩組教師差異顯著,

t

(59)=-2.26,

p

<0.05,預測學困生消極情緒上,呈邊緣顯著,

t

(59)=2.20,

p

=0.070,而在學優(yōu)生消極情緒和學困生積極情緒預測上無差異,前者

t

(59)=-1.05,

ns

,后者

t

(59)=0.32,

ns

。假設3未予完全證實。檢驗假設 H4。以相對準確性(

RFA

)為因變量,進行獨立樣本

t

檢驗,由于是組間設計,因此其結果與上面直接對兩組教師預測分數(shù)進行

t

檢驗結果一致。以絕對準確性(

AFA

)為因變量,逐一進行獨立樣本

t

檢驗：學優(yōu)生積極情緒預測上,設身處地組預測相對更準確,

t

(59)=-2.60,

p

<0.05,

d

=-0.66;學優(yōu)生消極情緒預測上,

t

(59)=-1.30,

ns

,

d

=-0.37,盡管兩組差異未達顯著水平,但對兩組相對準確性進行單樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),設身處地組未現(xiàn)顯著高估,

t

(30)=1.26,

ns

,而推己及人組高估趨勢明顯,

t

(29)=2.69,

p

<0.05;學困生積極情緒預測上,

t

(59)=-0.66,

ns

;學困生消極情緒預測上,兩組差異達到邊緣顯著水平,

t

(59)=-1.71,

p

=0.093,

d

=-0.43,單樣本

t

檢驗發(fā)現(xiàn),設身處地組未現(xiàn)顯著高估,

t

(30)=-0.62,

ns

,而推己及人組

t

(29)=1.87,

p

=0.072,高估趨勢比較明顯。因?qū)W優(yōu)生積極情緒、學優(yōu)生消極情緒、學困生消極情緒的絕對準確性值兩兩間顯著相關(

r

=0.30～0.37,

p

<0.05),按照Dunn等(2007)的做法,將其合并為一個總準確性指數(shù),經(jīng)檢驗,

t

(59)=-2.48,

p

<0.05,

d

=-0.65,設身處地組預測的偏差值相對更小。假設H4得到證實。

表4 研究三描述性統(tǒng)計結果(M±SD)

因兩組教師認知共情能力差異顯著,故根據(jù)認知共情能力總分均值為中界線,將教師分為低分組和高分組,然后以 4個絕對準確性值為因變量,進行2(共情策略：設身處地組,推己及人組) × 2(認知共情能力：低分組,高分組)多因素多變量方差分析：共情策略和認知共情能力交互作用的多變量變異數(shù)Wilks' Lambda值為0.87,

ns

;認知共情能力變量的Wilks' Lambda值為0.90,

ns

;共情策略變量的Wilks' Lambda值為0.85,邊緣顯著,

p

=0.060。說明認知共情能力與情緒預測準確性無直接關聯(lián),但共情策略對預測準確性具有實質(zhì)性影響,再次證實假設H4。

4.3 小結

研究三表明,共情策略對情緒預測準確性產(chǎn)生明顯影響,教師若僅從自己角度出發(fā),以對自己情緒的設想來替代學生,會導致更大偏差;相反,若站在學生角度進行設身處地思考,實際上就克服了自我中心偏差(egocentrism bias),從而有效地跨越共情鴻溝。比較例外的是,在學困生積極情緒預測上,兩組無論是在相對準確性還是絕對準確性上,都無任何差異,這可能是因為教師普遍存在“學困生在考試前夕情緒普遍消極”的固有觀念,僅通過指導語操縱共情策略尚難以改變這種觀念,從而導致教師普遍性低估了學困生積極情緒。

5 討論

5.1 共情錨點與共情鴻溝形成

人類的大多數(shù)認知判斷活動中均存在錨定效應(Mussweiler,2002),甚至有研究者認為,錨定效應是一種十分普遍而頑固的判斷偏見(曲琛,周立明,羅躍嘉,2008),情緒預測中同樣存在這種效應。Gilbert(2006)指出,人們在預測時,會參照他人過去或當下的情緒體驗,這就是替代信息(surrogation information),以替代信息作為錨點的被試,比僅獲得事件信息(event information)的被試做出了更準確的預測,這在模擬約會(Gilbert,Killingsworth,Eyre,&Wilson,2009)、收獲獎品(Gilbert,2006)等情境中均得到證實。

但是,上面提到的替代信息均是他人的情緒體驗,人際情緒預測中,存在另一種替代信息——自我預測,個體借助自我預測這一錨點對他人情緒做出預測,正如Krueger和Clement (1994)所言,人們有一種強烈的以自己感受作為基礎預測他人情緒的傾向。本研究以教師預測學生情緒為例,考察了人際情緒預測過程中的這種錨定效應,并發(fā)現(xiàn)(研究一和研究二)：教師在預測學生情緒時,自我預測作為共情錨點直接影響情緒預測,進而影響到預測準確性,表現(xiàn)為自我預測平靜組教師的預測準確性相對更高,而自我預測極端導致更大的師生間共情鴻溝。情緒觀點采擇雙判斷模型(Van Boven &Loewenstein,2003,2005)認為,人們在進行情緒觀點采擇時,首先是預測自己在情緒情境中的情緒,如在預測同事是否喜歡卡拉OK時,首先預測自己在聽眾面前唱流行歌曲的情緒,繼而,判斷自己與他人的相似程度,并對錨點做出相應調(diào)整,比如若同事比自己更喜歡社交,那么就會調(diào)整對自己情緒的預測結果以適應同事的外向個性。但是,一方面,自我預測本身往往受人格(Verner-Filion,Lafrenière,&Vallerand,2012)、聚焦錯覺(羅寒冰等,2013)、記憶偏差(Meyvis,Ratner,&Levav,2010)等因素影響而存在偏差,這已為以往大量研究所普遍證實(劉聰慧等,2010);另一方面,盡管人們也認識到有時是需要調(diào)整自我-他人間差異的,但調(diào)整往往是不徹底的(Epley,Keysar,Van Boven,&Gilovich,2004),這種高度的自我中心在社會判斷中處處可尋(Royzman,Cassidy,&Baron,2003),可見,人們難以調(diào)整人我差異從而使用有效的錨點?？傊?在人際情緒預測過程中,決定準確性的兩個條件——自我預測準確性和自我-他人相似性判斷準確性均未能滿足,這無疑是造成人際共情鴻溝的直接原因。

需強調(diào)指出,在 Van Boven和 Loewenstein(2003,2005)的研究中,是在被試預測他人情緒后,再通過事后報告的方式證實了被試是以自我預測作為錨點預測他人情緒的。與此不同,本研究將自我預測作為被試的第一個實驗任務,目的在于考察錨點對準確性的影響,這種設計更能直接檢驗人際情緒預測中的錨定效應。且即便沒有自我預測這一實驗任務,多數(shù)被試(69.23%)仍然以自我預測作為情緒觀點采擇的基礎。本研究通過在人際情緒預測領域的拓展,再次證實了錨定效應在判斷和決策等認知活動中的普遍性。

5.2 共情策略與共情鴻溝跨越

借鑒以往對觀點采擇兩種不同視角方面的研究(Batson et al.,1997;趙顯等,2012),本研究認為在預測他人情緒過程中,實際上也存在兩種不同視角或共情策略：一是推己及人共情策略,即預測者首先設想自己在類似情境中的情緒感受,然后對他人情緒作出預測,二是設身處地共情策略,即預測者通過換位思考,完全站在他人角度設身處地地想象他人情緒。研究三考察兩種共情策略對預測準確性的作用。結果,關鍵的假設 H4得到證實：總體而言,采取推己及人策略,師生間共情鴻溝更大,而采取設身處地策略,教師情緒預測相對更準確。結合指導語,可以看到兩種策略的差別：站在自己視角的推己及人策略,直接啟動了自我預測,更加強化了自我中心,導致雙判斷模型揭示的自我預測偏差和自我-他人相似性判斷偏差;而站在他人視角的設身處地策略,啟動的是對自我-他人差異的調(diào)整,弱化了自我中心,甚至抑制了對自我預測這一共情錨點的依賴。實際上,以往研究者更多強調(diào)共情應站在他人立場上(Ickes,1993),將自我“客體化”,即以“第三者”的視角來表征、監(jiān)控和調(diào)節(jié)自我和他人的關系,抑制自我中心偏差,以促使共情擺脫自我中心的禁錮,逐漸指向他人(張慧,蘇彥捷,2008),如 Hogan (1969)認為共情是設身處地理解他人的想法,在智力上理解他人的一種情感狀態(tài),而Decety和Jackson (2006)基于共情腦機制的研究成果,認為共情是在不混淆自己與他人的體驗和情感的基礎上體驗并理解他人的感受和情感的一種能力。設身處地策略正反映出共情的這一本質(zhì),恰如英語中的熟語“Put oneself in the shoes of another”所描述的那樣,漢語中也有“設身處地”、“換位思考”等成語。預測他人情緒作為一種重要的認知共情現(xiàn)象,自然需要預測者采取設身處地策略,擺脫自我中心的禁錮,將自我“客體化”,以真正克服自我中心偏差,跨越人際共情鴻溝。

需強調(diào)指出,本研究還考察了認知共情能力對人際情緒預測準確性的影響。3個研究均采取 IRI中的觀點采擇因子測量教師的認知共情能力,結果發(fā)現(xiàn),教師的認知共情能力對預測準確性并沒有顯著影響。這里可能有兩個原因：首先,認知共情能力或者說觀點采擇能力代表了個體設身處地地感受他人情感與想法的傾向,而并不是一種基于情境的具體的情緒觀點采擇行為,這種能力對教師準確判斷自己與學生之間的差異、調(diào)整共情錨點、從而做出準確預測可能沒有直接的影響;其次,本研究采用的IRI問卷中的觀點采擇維度僅5個題項,且其中既包括站在自己角度推己及人的共情,又包括站在他人角度設身處地的共情,未能對兩種視角進行區(qū)分,作為特質(zhì)的共情能力是否會影響個體在預測過程中共情策略的選擇呢？這需要在今后的研究中做進一步探索。

5.3 研究貢獻與未來研究拓展

本研究數(shù)個實驗均在學?，F(xiàn)場實施,數(shù)個預測情境均是經(jīng)前期調(diào)查而確定的典型教育情境,且綜合考慮到師源性事件(即事件由教師直接引發(fā),如關愛學生、課間拖堂、積極期望情境)和非師源性事件(即事件并非由教師直接引發(fā),如復習迎考情境),完全是學校教育實際的真實體現(xiàn),充分彰顯了本研究的生態(tài)學效度(ecological validity)。

本研究理論貢獻是,在梳理并整合認知共情、情緒觀點采擇等概念基礎上,繼承并發(fā)展了情緒觀點采擇雙判斷模型,初步構建并檢驗了人際情緒預測理論模型,這為深入揭示人際情緒預測過程的特點和機制奠定了理論基礎。模型不但揭示了人際共情鴻溝形成的原因,更直接提出人際共情鴻溝跨越的路徑。本研究實踐意義體現(xiàn)為,直接為教師提供了有效的情緒預測策略：教師要學會換位思考,真正站在學生角度,設身處地地想象學生情緒感受,才可能對學生的情緒反應做出準確預測。若以自我為中心、僅憑主觀臆測,想當然地認為學生就是自己所認為的這種情緒感受,結果就容易導致情緒預測錯誤,而這,往往是教育實踐中師生間共情鴻溝、甚至產(chǎn)生師生情緒沖突、因而也是一些教育行為失效的重要原因之一。

本研究的局限在于：將預測對象區(qū)分為個體和群體兩類學生雖符合教育實踐,但卻未能考察教師在預測兩類學生時的認知過程特點和預測結果差異;雖然發(fā)現(xiàn)設身處地策略可有效減小師生共情鴻溝,卻未能進一步考察影響共情策略選擇與執(zhí)行的情緒、動機因素,未能深入揭示不同策略執(zhí)行過程中的認知機制;也需看到,情緒預測和情緒體驗均發(fā)生在特定情境中,情境因素并未作為操縱變量在本研究中予以考察。還有研究表明,人們傾向于提取非典型性樣例,并以此為基礎預測個體自己的未來情緒,從而導致預測偏差(Morewedge,Gilbert &Wilson,2005)。這似乎啟發(fā)我們,提取典型樣例作為預測錨點,可能是減小人際共情鴻溝的又一有效策略。未來研究還可在這方面進行拓展。此外,由于人際情緒預測準確性研究涉及兩類被試,這在客觀上增加了研究難度,因此本研究對情緒的測量主要依賴于自我報告,未來研究應在情緒測量方法上進一步探索,如增加相對客觀的指標(Nielsen,Knutson,&Carstensen,2008),結合多種方法測量情緒(姜媛,林崇德,2010)。

6 結論

自我預測作為共情錨點,直接影響教師對學生情緒的預測,但共情錨點對預測準確性的影響具有兩面性,自我預測極端將導致更大的師生間共情鴻溝。共情策略對教師情緒預測準確性具有直接影響,設身處地共情能有效減小師生間共情鴻溝、提升教師預測學生情緒的準確性。經(jīng)實驗檢驗的人際情緒預測理論模型,提供了人際共情鴻溝發(fā)生原因的解釋視角和跨越鴻溝的有效策略。

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