劉富麗+蘇彥捷

摘 要 采用元分析的方法探討暴力媒體使用與兒童中期至成年初顯期個體共情之間的關(guān)系。通過文獻搜索與篩查，納入分析24篇文獻，37個數(shù)據(jù)集，共包含20081名被試。結(jié)果表明，暴力媒體使用與兒童中期至成年初顯期個體的共情及其子成分情緒共情和認知共情都有負性的相關(guān)，其中與情緒共情的相關(guān)強于認知共情。被試的年齡、智能媒體的使用均可調(diào)節(jié)暴力媒體使用與共情的關(guān)系。

關(guān)鍵詞 暴力媒體使用；共情；元分析

分類號 B844.1

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2017.10.002

1 引言

隨著新時代媒體的發(fā)展，學(xué)生成為媒體使用的重要群體。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心的報告顯示，截至2016年12月，我國網(wǎng)民中，學(xué)生占比為25%。很多研究開始關(guān)注媒體對兒童與青少年的認知及社會認知的影響，其中媒體中傳載的暴力內(nèi)容因其特殊性而備受關(guān)注，包括暴力電視節(jié)目、電影、暴力視頻游戲（violent video game）和暴力音樂等（Gentile， Saleem， & Anderson， 2007），這些常常被統(tǒng)稱為暴力媒體（violent media）。

大量研究結(jié)果表明，暴力媒體使用對個體的社會認知有著深遠的影響。長期的暴力媒體使用會增加青少年的身體攻擊行為（physical aggressive behavior），并降低共情（empathy，Krahé， & Mller， 2010）。Anderson等人（2010）對不同文化下暴力視頻游戲使用與大學(xué)生的攻擊行為（aggressive behavior）、親社會行為（prosocial behavior）、共情/脫敏（desensitization）的關(guān)系進行元分析研究，搜索并整理和編碼文獻136篇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)暴力視頻游戲的使用與個體的攻擊行為、攻擊性認知、生理喚醒呈正相關(guān)，與個體的親社會行為和共情呈負相關(guān)，暴力視頻游戲會造成暴力脫敏，這一結(jié)論也得到了大量隨后研究的支持（Ewoldsen et al.， 2012； Greitemeyer & Mügge， 2014； Kazemi & Shahabinezhad， 2016）。

近年來，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于暴力媒體使用對個體發(fā)展影響的研究也不斷增多。張學(xué)民等（2012）發(fā)現(xiàn)青少年暴力媒體使用與攻擊行為呈正相關(guān)，使用時間、頻率和暴力偏好與攻擊傾向、身體攻擊呈正相關(guān)。而過多地觀看暴力電視節(jié)目也可能會導(dǎo)致青少年攻擊行為傾向的增加（曾凡林， 戴巧云， 湯盛欽， 張文淵， 2004）。陳美芬和陳舜蓬（2005）運用IAT內(nèi)隱聯(lián)想測驗，發(fā)現(xiàn)暴力網(wǎng)絡(luò)游戲會增加青少年的內(nèi)隱攻擊性。靳宇倡和李俊一（2014）的元分析還發(fā)現(xiàn)暴力視頻游戲與青少年攻擊性認知的相關(guān)存在文化差異，西方國家個體要大于東方國家個體。此外，該元分析還發(fā)現(xiàn)暴力視頻游戲與小學(xué)生、大學(xué)生和中學(xué)生攻擊性認知的相關(guān)依次遞減。

在這些分析中，研究者還發(fā)現(xiàn)共情在上述變量之間關(guān)系中起著重要作用。共情是指知覺和理解他人的情緒并做出適宜反應(yīng)的能力（Decety & Svetlova， 2012），可分為認知成分和情感成分（Davis， 1983）。情緒共情（emotional empathy）要求個體“以己度人”，通過自動化地“模擬”對他人的情緒進行快速的模仿和復(fù)制，從而感受到他人情緒。認知共情（cognitive empathy）則要求個體自上而下地推理他人的情緒和感受（Decety & Lamm， 2006）。高共情個體表現(xiàn)出更好的社會適應(yīng)性，在人際互動中有更多的親社會行為、更少的攻擊行為（Jolliffe & Farrington， 2011）。共情在人際交往中不可或缺，但在以往關(guān)于暴力媒體使用的研究中，將共情作為單獨的因變量進行分析還比較有限（Krahé & Mller， 2010），而且往往會將共情看作一個單一維度的整體，缺乏暴力媒體使用對共情不同成分影響的分析（Bartholow， Sestir， & Davis， 2005； Fraser， PadillaWalker， Coyne， Nelson， & Stockdale， 2012； Mlele， Kliem， & Rehbein， 2014）。本研究希望通過對文獻進行更細致地分析，探討暴力媒體使用與共情的關(guān)系，并分別討論其與情緒共情和認知共情的關(guān)系。

在不同的發(fā)展階段，個體接收信息與處理信息的能力不同，因此年齡可能在暴力媒體使用與共情的關(guān)系之間具有一定的調(diào)節(jié)作用。兒童中期（6～11歲）的個體對暴力行為有較強的模仿能力和去抑制性，易學(xué)習(xí)暴力媒體中的內(nèi)容（Groebel， 1998）；青少年期的（12～17歲）個體處于身心高速發(fā)展的關(guān)鍵期，青春期激素的變化、抑制控制能力的局限，以及較強的冒險傾向，這些身心發(fā)展特點可能會導(dǎo)致暴力媒體使用對他們的影響更深遠；處于成年初顯期的（emerging adult， 18～25歲）個體正處在步入成年的過程中（段鑫星， 程嘉， 2007）。其中，18～21歲的個體尤為特殊，他們在情緒與沖動控制方面仍與青少年期個體具有較高的相似性（Casey et al.， 2017）。鑒于這段時期的特殊性，研究者們也開始將18～21歲這一階段視為青少年向成人轉(zhuǎn)變的過渡期（Cohen et al.， 2016）。因此，暴力媒體使用對這三個年齡段（6～11歲， 12～17歲， 18～21歲）個體的影響是否相同也值得探討。

同時，科技的發(fā)展導(dǎo)致媒體產(chǎn)品的更新?lián)Q代，2007年橫空出世的智能手機開啟了新的移動互聯(lián)網(wǎng)時代。根據(jù)《中國軟件和信息服務(wù)業(yè)發(fā)展報告（2011）》，截止到2010年，全球智能手機出貨量首次超越個人電腦，成為人們主要的上網(wǎng)媒介（李穎， 2011）。這一變革使媒體的呈現(xiàn)方式發(fā)生了巨大的變化，以電視、電腦為主的媒介轉(zhuǎn)換為以智能手機為主的媒介，這是以往研究中鮮少考察的變量。因此，我們這里將2010年前（包括2010）發(fā)表的文獻與2010年之后發(fā)表的文獻分別編碼，考察智能媒體的普及在暴力媒體使用與共情關(guān)系之間的可能作用。endprint

最后，暴力媒體使用對個體社會認知的影響可能存在文化差異。以往研究表明西方被試的攻擊性認知與暴力媒體使用的負性關(guān)系更強（靳宇倡， 李俊一， 2014； Anderson et al.， 2010），這可能是因為西方的個體主義文化模式傾向于強調(diào)個體之間的競爭，而東方的集體主義文化傾向于強調(diào)人際關(guān)系的和睦與相互依賴（靳宇倡， 李俊一， 2014）。這一結(jié)果是否也適用于暴力媒體使用與共情的關(guān)系仍值得進一步探討，本文將結(jié)合西方被試與東方被試的數(shù)據(jù)，特別將中文文章的數(shù)據(jù)補充進來探討暴力媒體使用與共情關(guān)系的文化差異。

綜上所述，本研究中的元分析將把被試的年齡、智能媒體的使用以及文化背景作為調(diào)節(jié)變量，試圖更全面地考察暴力媒體使用與共情的關(guān)系。

2 方法

2.1 文獻檢索與分類

元分析主要包括了1990年至今探討暴力媒體使用與共情之間關(guān)系的文獻，中文文獻的檢索是在中國期刊網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩博學(xué)位論文中進行的。檢索的條件為主題，檢索詞為“暴力媒體”、“暴力網(wǎng)絡(luò)游戲”和“共情”。英文文獻于PsycINFO和Web of Science數(shù)據(jù)庫進行檢索。以“internet use， media use， media， PC， iPad， smartphone， social gaming， violent video game， social network games， violent media， computer game， media violence， children， adolescent， empathy， sympathy”為關(guān)鍵詞，初步檢索后，共獲得683篇文獻。

2.2 納入與排除標準

為了進行元分析，文獻需達到如下標準：

（1）研究必須是關(guān)于暴力媒體使用和共情之間關(guān)系的實證研究，暴力媒體為自變量，共情為因變量，數(shù)據(jù)完整，樣本量有清晰報告；

（2）共情的測量部分明確規(guī)范；

（3）暴力媒體的測量方法較多，篩選時以Anderson和Dill（2000）使用的一般媒體習(xí)慣調(diào)查問卷（general media habits questionnaire）為基礎(chǔ)，在此測量方法上進行改編的文獻也會進入元分析；

（4）研究對象為正常個體，排除少年犯、精神病患者等異常群體；

（5）本研究被試年齡階段為兒童中期至成年初顯期（6～21歲），不屬于這一年齡范圍的文章將被排除；

（6）只納入詳細報告了r值、β值、F值、t值，和χ2值的研究，不包括運用結(jié)構(gòu)方程模型及其他統(tǒng)計方法獲得數(shù)據(jù)的實驗研究。

（7）同一批被試參加兩次或兩次以上實驗的情況，只選取其中一次的數(shù)據(jù)。最終經(jīng)過篩查，我們一共選取了24篇文獻進行元分析（圖1），共20081名被試，37個數(shù)據(jù)集。

2.3 檢索結(jié)果與編碼

對納入元分析的數(shù)據(jù)進行如下信息編碼：

（1）文獻信息（作者名+發(fā)表年限）；

（2）樣本量；

（3）平均年齡，其中一個研究只說明被試的年齡范圍為18～22，因此編碼為20歲（Bartholow， Sestir， & Davis， 2005），兩篇文獻沒有報告被試年齡（甄霜菊， 2007；余皖婉， 梁振， 潘田中， 徐堪迪， 陶振宇， 2016），在計算年齡的調(diào)節(jié)作用時沒有納入分析；

（4）年齡階段，將文章按照兒童中期、青少年期和成年初顯期進行編碼；

（5）文化，編碼為東方文化（中國、新加坡、韓國）和西方文化（美國、德國、荷蘭、愛爾蘭等），其中沒有說明被試文化背景，或文化背景包括東西方文化被試的文章在計算文化的調(diào)節(jié)作用時沒有納入分析。

2.4 數(shù)據(jù)處理與分析

采用CMA 3.0（comprehensive metaanalysis）進行計算，效應(yīng)值都為相關(guān)系數(shù)r，每個數(shù)據(jù)的編碼都看作獨立事件。一些文獻沒有直接報告相關(guān)系數(shù)，而是報告了β值和F值，我們將其轉(zhuǎn)化為相關(guān)系數(shù)，公式為：r=β+0.05k， 當非負時k =1，當為負數(shù)時，k =0（Peterson & Brown， 2005）；r2=F/F-2+n（Cohen， 1988），對于分別報告了暴力媒體使用與認知共情和情緒共情相關(guān)系數(shù)和樣本量的研究，我們采用相關(guān)系數(shù)合成的方法（r-Fisher Z）得到共情總體與暴力媒體使用的相關(guān)系數(shù)（張厚粲， 徐建平， 2004）。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性（heterogeneity）檢驗的目的在于檢驗研究測得的效應(yīng)量是否同質(zhì)，主要采用Cochrane Q進行檢驗，若計算出的Q值顯著，則元分析的模型適合選用隨機效應(yīng)模型（random effect model），反之則為固定效應(yīng)模型（fixed effect model）（HuedoMedina， SnchezMeca， Marín-Martínez， & Botella， 2006）。在本研究中，不僅探討暴力媒體對共情的影響，也關(guān)注年齡、不同年代媒體的一些變化、文化的調(diào)節(jié)作用，從理論的角度來說隨機效應(yīng)模型更為適合。進一步的異質(zhì)性檢驗也證實了這一點。本研究三組元分析的異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯示，三個元分析的Q值分別為Q共情 =152.61（p<0.001），Q認知共情 =37.86（p<0.001），Q情緒共情 =91.71（p<0.001），表明三組元分析均需采用隨機效應(yīng)模型。

3.2 發(fā)表偏差

為避免元分析中的文獻不能代表本領(lǐng)域所有的研究總體，即出現(xiàn)發(fā)表偏差，本研究采用漏斗圖、Classic FailSafe N和Eggers回歸法來評估出版偏差，結(jié)果見圖2a-c和表2。從漏斗圖的結(jié)果來看，研究中的各效應(yīng)量較均勻地分布于總效應(yīng)量兩側(cè)，表明研究可能不存在發(fā)表偏差。為避免主觀定性，仍需進行Classic FailSafe N檢驗與Eggers回歸法檢驗，從Classic Failsafe N值來看，三組元分析皆滿足FailSafe N>5k+10的要求，從Eggers回歸法的結(jié)果來看， 暴力媒體使用與共情和各子成分之間關(guān)系的研究均不存在嚴重的發(fā)表偏差。endprint

3.3 主效應(yīng)檢驗

本研究中的元分析包含37個獨立樣本， 其中19個樣本數(shù)據(jù)為暴力媒體使用與共情的相關(guān)，10個樣本為與情緒共情的相關(guān)，8個樣本為與認知共情的相關(guān)。隨機效應(yīng)模型結(jié)果表明， 暴力媒體使用與共情及其各成分之間的相關(guān)系數(shù)分別為r共情 =-0.19（p<0.001），r認知共情=-0.14（p<0.001）， r情緒共情=-0.20（p<0.001），說明暴力媒體使用確實與共情存在負相關(guān)。同時，將暴力媒體與共情各成分之間的相關(guān)進行比較，結(jié)果為Qb（2）=18.67，p< 0.001，組間差異顯著，表明暴力媒體使用與共情不同成分的相關(guān)存在差異。進一步分析顯示，暴力媒體使用與共情整體的相關(guān)顯著地強于認知共情，Qb（1）=11.95，p = 0.001，和情緒共情的相關(guān)沒有顯著差異，Qb（1）=0.38，p = 0.54；暴力媒體使用與共情兩個子成分之間的相關(guān)存在顯著差異，Qb（1）=12.12，p< 0.001，表明暴力媒體使用與情緒共情的相關(guān)更強。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

研究分別考察了年齡（兒童中期， 青少年期， 成年初顯期）、智能媒體使用情況（2010年前， 2010年后）、文化背景（東方文化， 西方文化）在暴力媒體使用和共情關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。由于三組元分析中第一組元分析的數(shù)據(jù)最為充分，且能夠說明被試整體的共情水平，因此，本研究將著重關(guān)注各調(diào)節(jié)變量對共情整體的作用。

表4的結(jié)果表明，被試的年齡（Qb（2）=17.74，p< 0.001）和智能媒體使用（Qb（2）=63.92，p<0.001）都會調(diào)節(jié)暴力媒體使用與共情的關(guān)系。具體而言，暴力媒體使用與青少年期個體共情的相關(guān)顯著地強于兒童中期的個體（Qb（1）=7.38，p=0.007）和成年初顯期的個體（Qb（1）=17.57，p<0.001），與兒童中期和成年初顯期個體共情的相關(guān)沒有顯著差異（Qb（1）=1.54，p=0.21），即暴力媒體使用和青少年期個體共情的負相關(guān)更強；在智能媒體使用情況上，2010年前暴力媒體的使用和共情的相關(guān)顯著地強于2010年之后的研究（Qb（1）=64.71，p<0.001），表明暴力媒體與個體共情的關(guān)系可能受到媒體形式的調(diào)節(jié)。

4 討論

本研究通過文獻的元分析探討暴力媒體使用與兒童中期至成年初顯期個體共情能力的關(guān)系，結(jié)果表明：暴力媒體使用與共情、認知共情和情緒共情之間為負相關(guān)，與之前的報告相似（Funk， Baldacci， Pasold， & Baumgardner， 2004）。Prot等人（2012）認為這是因為暴力媒體的使用可能會使人們對暴力變得麻木，進而不能正常感知他人的情感，并影響個體的共情。同時，元分析的結(jié)果也發(fā)現(xiàn)暴力媒體使用與情緒共情的相關(guān)強于與認知共情的相關(guān)。考慮到共情的不同成分，以往研究也有一些類似的分離。Shin和Ahn（2013）沒有發(fā)現(xiàn)暴力游戲的使用與青少年認知共情的聯(lián)系，而棋類游戲的使用被證實能夠提高被試的認知共情?？磥韮和嗌倌甑恼J知共情與情緒共情在媒體使用時可能會受到不同程度和/或不同媒體內(nèi)容的影響，這方面的研究證據(jù)還比較有限，需要積累更多的研究數(shù)據(jù)和資料以做進一步探討和分析。

元分析的結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，暴力媒體使用與不同年齡階段個體共情的相關(guān)存在差異，其中與青少年期個體的相關(guān)系數(shù)最高。青少年期是一個重要的發(fā)展階段，尤其是社會腦發(fā)展的重要時期，網(wǎng)絡(luò)媒體的使用很可能會影響青少年的社會認知加工。以往已經(jīng)有大量研究證實了暴力媒體的使用會影響青少年的攻擊性，增加青少年的攻擊性行為（Anderson et al.， 2010； Kanz， 2016）。本文的結(jié)果進一步證實了暴力媒體使用對青春期個體的負性影響。但同時需要注意的是，處于青少年期的個體比其他時期更加叛逆，由于社會期許，他們也可能更傾向于在問卷中報告自己具有暴力傾向（Kirsh， 2016），這也可能是造成本研究中青少年期個體對暴力媒體使用表現(xiàn)出高敏感性的原因之一。

暴力媒體使用和發(fā)展中的兒童期至成年初顯期個體共情存在負相關(guān)，但這里涉及的是暴力內(nèi)容媒體的使用。Whitaker和Bushman（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，與暴力和中性的視頻游戲相比，那些玩放松視頻游戲的被試會有更少的攻擊性和更多幫助行為。此類研究結(jié)果也出現(xiàn)在類似的研究中（Fraser，

PadillaWalker， Coyne， Nelson， & Stockdale， 2012）。媒體的使用對兒童與青少年發(fā)展的利弊可能很大程度取決于媒體的承載內(nèi)容。今后的研究似應(yīng)更加細化媒體內(nèi)容來研究其對社會性發(fā)展和社會性行為的影響。

元分析的結(jié)果還發(fā)現(xiàn)了智能媒體的出現(xiàn)和普及對暴力媒體使用和共情之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，暴力媒體使用對兒童期至成年初顯期個體共情的負性影響在2010年前更強。這一結(jié)果可能與暴力媒體使用的測量方式有關(guān)，現(xiàn)有的測量問卷大部分根據(jù)Anderson和Dill（2000）的一般媒體使用習(xí)慣調(diào)查問卷改編，問卷要求被試說出最經(jīng)常使用的3個媒體，包括電視、電影和視頻游戲，并通過五點量表了解被試的使用頻率以及媒體的暴力程度，最終將使用頻率與暴力程度相乘得到各媒體的分值，再求得三種媒體的總分，即為暴力媒體使用情況。隨著2010年智能手機的興起，人們開始更多地使用手機上網(wǎng)，暴力內(nèi)容以更多元的方式呈現(xiàn)在兒童與青少年面前。研究發(fā)現(xiàn)，社交網(wǎng)絡(luò)（social network services， SNS）比游戲更能預(yù)測手機成癮（Jeong， Kim， Yum， & Hwang， 2016），Krmendi（2015）的調(diào)查表明，青少年最常使用的手機應(yīng)用類別是社群網(wǎng)站（community sites），這些應(yīng)用上承載的內(nèi)容有時也包含大量暴力信息。以往關(guān)注電視、電影和視頻游戲的測量方法已不足以反映個體暴力媒體使用的情況，這也可能是造成本研究中2010年之后暴力媒體使用與共情相關(guān)減弱的原因。因此，今后的研究中，在探討暴力媒體使用對個體認知及社會認知的影響時，需要更加全面的對媒體使用的測量。endprint

元分析結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)文化的調(diào)節(jié)作用。Anderson等人（2017）最新的研究使用統(tǒng)一的測量方式對東亞、西歐、東歐的個體進行跨文化研究，結(jié)果也發(fā)現(xiàn)暴力視頻游戲與攻擊性的負相關(guān)具有文化一致性。而另一個可能的解釋是，以往發(fā)現(xiàn)文化差異的元分析研究主要考察的是暴力視頻游戲?qū)€體認知和社會認知的影響，沒有涉及其他的媒體（靳宇倡， 李俊一，2014； Anderson et al.， 2010）。進一步的工作可以考慮分析和討論這類研究中文化差異出現(xiàn)與否的可能條件和影響因素。

通過上述分析，暴力媒體使用與共情及其子成分情緒共情和認知共情都有負性的相關(guān)。二者關(guān)系的探索有助于人們更深入地了解媒體對人們的影響，為科學(xué)地使用媒體提供更進一步的指導(dǎo)。通過對文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)未來的研究還需要通過細化媒體內(nèi)容，使用更合理的測量方法，進一步關(guān)注暴力媒體使用對共情的作用機制。

5 結(jié)論

暴力媒體使用與個體共情表現(xiàn)存在負性相關(guān)，其中與情緒共情的關(guān)系強于與認知共情的關(guān)系，對青少年時期個體的影響強于兒童中期和成年初顯期，而這些影響可能隨著智能媒體及其內(nèi)容的發(fā)展出現(xiàn)變化。

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（加星號的為元分析文獻）

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