鄭健松，王逸雯，志斌，申荷永

(1.澳門(mén)城市大學(xué)心理分析研究院，澳門(mén) 999078；2.澳門(mén)理工大學(xué)人文及社會(huì)科學(xué)學(xué)院，澳門(mén) 999078； 3.澳門(mén)城市大學(xué)國(guó)際旅游與管理學(xué)院，澳門(mén) 999078)

1 引言

21世紀(jì)以來(lái)，全球人口老齡化形勢(shì)日益凸顯，全球人口結(jié)構(gòu)正由增長(zhǎng)型逐漸過(guò)渡到靜止型。聯(lián)合國(guó)人口司統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2020年已經(jīng)有21.6%的65歲以上人口，全球各國(guó)都已經(jīng)或者即將步入老齡化時(shí)代。老年群體的福利保障問(wèn)題成為全球?qū)W界熱烈關(guān)注的焦點(diǎn)。已有研究發(fā)現(xiàn)，人們?cè)诔赡曛螅缃痪W(wǎng)絡(luò)和社會(huì)聯(lián)系模式會(huì)發(fā)生轉(zhuǎn)變(Lang et al.，2002)。這一變化貫徹個(gè)體整個(gè)生命周期，也對(duì)老年群體晚年生活質(zhì)量、身體健康、福利保障等方面產(chǎn)生重要影響(Sheung et al.，2011)。親社會(huì)行為作為一種積極行為，對(duì)推動(dòng)社會(huì)和諧發(fā)展具有奠基價(jià)值。本文基于情感選擇性理論對(duì)人際交往過(guò)程進(jìn)行分析，梳理出親社會(huì)行為傾向年齡差異的影響機(jī)制及其中介機(jī)制。有利于探索老年人親社會(huì)表現(xiàn)的作用機(jī)制，為制定老年群體福利保障制度具有重要參考意義。

1.1 親社會(huì)行為傾向的年齡差異

親社會(huì)行為傾向存在明顯的年齡差異(Caprara & Steca，2005；Jirsaraie et al.，2019；Mayr & Freund，2020)。造成這一差異的主要原因可以從時(shí)間成本、社會(huì)資本和認(rèn)知水平進(jìn)行解釋。相對(duì)于需要忙碌工作的年輕人，中老年人乃至退休后的老年人擁有更加充裕的時(shí)間去進(jìn)行親社會(huì)舉動(dòng)。隨著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體的社會(huì)資本有所積累，成為進(jìn)行親社會(huì)行為的重要基礎(chǔ)(Mayr & Freund，2020)。認(rèn)知能力的下降直接導(dǎo)致了老年人需要外界更多的支持，而利他行為的最終結(jié)果是利已，老年人希望通過(guò)自身的親社會(huì)行為來(lái)構(gòu)造整個(gè)社會(huì)群體的親社會(huì)氛圍，進(jìn)而最終獲益(Dickinson et al.，2011；Lehmann & Keller，2006)。實(shí)證研究多次證明，相對(duì)于年輕人，老年人會(huì)更加慷慨大方，表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為(Mayr & Freund，2020；Pornpattananangkul et al.，2017)，比如老年人更愿意做慈善(Midlarsky & Hannah，1989)。由此可以推斷出年齡越大的個(gè)體會(huì)有越高的親社會(huì)行為傾向?；诖?，提出假設(shè)：

H1：親社會(huì)行為傾向存在年齡差異，年齡越大的個(gè)體越容易表現(xiàn)出親社會(huì)行為傾向。

1.2 共情關(guān)懷與親社會(huì)行為傾向的年齡差異

共情關(guān)懷(empathic concern)指的是對(duì)他人的感受和福利表示出誠(chéng)摯的關(guān)心和傾向于幫助對(duì)方的舉止(丁鳳琴，陸朝暉，2016)；當(dāng)前對(duì)共情關(guān)懷的年齡差異研究主要聚焦在年輕人和老年人的對(duì)比研究上(Sze et al.，2012)。根據(jù)社會(huì)情感選擇理論，由于剩余時(shí)間有限，老年人傾向于實(shí)現(xiàn)有利于情緒正向調(diào)節(jié)的情感目標(biāo)(Carstensen，2006)。相比于年輕人，老年人對(duì)公共財(cái)物表現(xiàn)出更多的關(guān)心和愛(ài)護(hù)(Freund & Blanchard-Fields，2014)。

共情關(guān)懷隨年齡增長(zhǎng)呈現(xiàn)線性上升的趨勢(shì)(Oh et al.，2020；Uzefovsky & Knafo-Noam，2017；Ze，Thoma，& Suchan，2014)，對(duì)中國(guó)被試的試驗(yàn)表現(xiàn)出這一趨勢(shì)(Sun et al.，2018)。但并非所有研究都認(rèn)同這一觀點(diǎn)，O’Brien等(2013)利用美國(guó)截面樣本數(shù)據(jù)對(duì)共情的年齡差異進(jìn)行探討，結(jié)果發(fā)現(xiàn)共情能力在年齡方向上呈現(xiàn)倒U型曲線。Grühn和Scheibe(2008)調(diào)研了間隔12年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)美國(guó)樣本個(gè)體并不體現(xiàn)出共情的年齡差異。

隨著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)體表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為，一個(gè)可能的重要原因在于老年人共情關(guān)懷水平的提高(Caprara & Steca，2005；Kahana et al.，1987；Mayr & Freund，2020)。實(shí)驗(yàn)研究表明，認(rèn)知共情會(huì)隨著個(gè)體的衰老而下降，主要的例證在于衰老個(gè)體的認(rèn)知功能會(huì)緩慢下降(Khanjani et al.，2015)；情感共情在個(gè)體成年后一般會(huì)保持穩(wěn)定并呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)(Ze et al.，2014)。以我國(guó)個(gè)體作為樣本的研究也證實(shí)了這一發(fā)現(xiàn)(Sun et al.，2018)。

共情關(guān)懷，相比于情感共情的其他表現(xiàn)形式，對(duì)親社會(huì)行為存在更大的影響(Findlay et al.，2006)。高共情關(guān)懷的個(gè)體能夠更加關(guān)心其他個(gè)體的需求和感受，從而誘發(fā)親社會(huì)行為(丁鳳琴，陸朝暉，2016；安連超 等，2018)。一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)中，被試通過(guò)放棄金錢(qián)獎(jiǎng)勵(lì)來(lái)達(dá)到減少其他個(gè)體遭受電擊的目的，核磁共振數(shù)據(jù)(fMRI)顯示大腦關(guān)于照顧關(guān)懷的區(qū)域被激活，說(shuō)明相對(duì)于情感共情的其他表現(xiàn)形式，共情關(guān)懷對(duì)利他舉動(dòng)存在更多的影響(FeldmanHall et al.，2015)。獨(dú)裁者實(shí)驗(yàn)中，情感共情高的被試會(huì)表現(xiàn)出更高的分享意愿(Edele et al.，2013)。已有研究將共情關(guān)懷作為中介變量，考察親社會(huì)行為傾向中的年齡差異(Sze et al.，2012)。對(duì)共情關(guān)懷的年齡差異的考察，很可能能夠解釋親社會(huì)行為中的年齡差異。由此提出假設(shè)：

H2：共情關(guān)懷在親社會(huì)行為傾向的年齡差異中起中介作用。

1.3 人際信任與親社會(huì)行為傾向的年齡差異

人際信任是指?jìng)€(gè)體在人際交往過(guò)程中，認(rèn)為對(duì)方會(huì)對(duì)自己產(chǎn)生合作行為的心理期待(張建新，1993)。大量研究對(duì)人際信任的年齡差異進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)個(gè)體的人際信任水平隨年齡的增長(zhǎng)而增高(Bailey & Leon，2019；Li & Fung，2013；Poulin & Haase，2015)。依據(jù)社會(huì)情感選擇性理論，考慮到時(shí)間有限，老年人會(huì)優(yōu)先完成短期內(nèi)能夠?qū)崿F(xiàn)的情感目標(biāo)(Carstensen，2006)。相比于年輕的時(shí)候，老年人的社交網(wǎng)絡(luò)有所縮小，但是能夠維持知心朋友的數(shù)量和質(zhì)量，這有利于實(shí)現(xiàn)老年人的情感交流，彼此之間的信任是維系情感交流紐帶的關(guān)鍵(Lang & Carstensen，1994)。

已有研究基于社會(huì)情感選擇理論，從社會(huì)關(guān)系領(lǐng)域視角，發(fā)現(xiàn)親社會(huì)行為傾向存在年齡差異，良好社會(huì)關(guān)系會(huì)發(fā)展出對(duì)彼此的信任(Der Luo，2005)。比如，相對(duì)于年輕人，老年人參與志愿活動(dòng)的動(dòng)力更高，期望維持自己的社會(huì)參與和人際交往，這建立于在對(duì)志愿活動(dòng)方和接收方有足夠信任的前提(Okun & Schultz，2003)。在人際交往不順利的時(shí)候，老年人會(huì)比年輕人表現(xiàn)地更加寬容(Mathias & Allemand，2008)。因?yàn)樾湃魏腿菀自徦?，老年人更容易保持穩(wěn)固的社會(huì)關(guān)系，在此基礎(chǔ)上容易發(fā)展出親社會(huì)行為。

人際信任是人際交往的關(guān)鍵因素(Anthony，1969)?？紤]到未來(lái)時(shí)間有限，老年人傾向于實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)就能夠?qū)崿F(xiàn)的情感目標(biāo)(Carstensen，2006)。良好的人際關(guān)系是實(shí)現(xiàn)老年人情感目標(biāo)的基礎(chǔ)，建構(gòu)健全的信任網(wǎng)絡(luò)有利于維持老年人的社會(huì)聯(lián)系，維護(hù)和發(fā)展出穩(wěn)固的社交網(wǎng)絡(luò)。已有研究表明人際信任能夠顯著正向預(yù)測(cè)不同形式的親社會(huì)行為(Irwin，2009)，包括合作(Taniguchi & Marshall，2014)，慈善和志愿活動(dòng)(Hiromi et al.，2014)。不同年齡階段的人際信任發(fā)展是親社會(huì)行為產(chǎn)生年齡差異的一個(gè)可能解釋。由此本文假設(shè)：

H3：人際信任在親社會(huì)行為傾向的年齡差異中起中介作用。

1.4 親社會(huì)行為傾向的年齡差異：共情關(guān)懷和人際信任的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

共情關(guān)懷和人際信任兩者存在緊密的關(guān)聯(lián)，共情關(guān)懷在人際交往過(guò)程中，對(duì)人際信任起著關(guān)鍵作用(Smith et al.，2014)。已有研究將普遍信任作為共情關(guān)懷的深入，是感同身受的情緒反應(yīng)后表現(xiàn)出的信任態(tài)度和行為(Yang et al.，2019)。通過(guò)增加對(duì)他人的感受的理解可以提升普遍信任(張振 等，2019)。例如，高共情關(guān)懷得分個(gè)體，更能夠從他人的情緒反應(yīng)把握他人需求，表現(xiàn)出更多信任他人的傾向，做出利他和助人的舉動(dòng)(Krueger et al.，2012)。普遍信任指的是對(duì)社會(huì)上大多數(shù)人的信任，西方語(yǔ)境下主要是對(duì)陌生人的信任(Glanville & Shi，2020)。人際信任相對(duì)于普遍信任，信任對(duì)象更加廣泛，更可能凸顯出親社會(huì)行為傾向的年齡差異的中介效果。共情關(guān)懷-人際信任這一鏈條可能是探索親社會(huì)行為傾向的年齡差異的重要途徑?；诖耍疚募僭O(shè)：

H4：共情關(guān)懷和人際信任在親社會(huì)行為傾向的年齡差異中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

當(dāng)前對(duì)親社會(huì)行為傾向的年齡差異已經(jīng)涌現(xiàn)出大量的研究，并從不同理論角度切入為親社會(huì)行為傾向年齡差異找到了多種中介與調(diào)節(jié)機(jī)制(Cho et al.，2021；Jirsaraie et al.，2019；Rosi et al.，2019)。共情關(guān)懷作為親社會(huì)行為傾向年齡差異的關(guān)鍵中介變量，對(duì)共情關(guān)懷年齡差異的討論還存在較大的爭(zhēng)議。共情關(guān)懷與年齡的正相關(guān)關(guān)系(Li & Siu，2019)、倒U型關(guān)系(O’Brien et al.，2013)和不顯著關(guān)系(Cho et al.，2021；Grühn & Scheibe，2008)均被研究證實(shí)過(guò)。同時(shí)，研究多以一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的樣本進(jìn)行，無(wú)法發(fā)現(xiàn)全球個(gè)體親社會(huì)行為傾向的年齡差異的普遍規(guī)律(Rosi et al.，2019)。此外，人際信任作為親社會(huì)行為傾向的關(guān)鍵預(yù)測(cè)變量，也存在年齡差異(Li & Fung，2013)。卻鮮有研究提及人際信任在親社會(huì)行為傾向中的中介作用。因此，本文基于社會(huì)情感選擇理論，在人際交往需求的框架下，探究共情關(guān)懷和人際信任在親社會(huì)行為傾向的各自中介作用和鏈?zhǔn)街薪樽饔?。具體研究框架如圖1所示。

圖1 親社會(huì)行為傾向年齡差異的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型

2 方法

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

研究采用世界價(jià)值觀調(diào)查(World Values Survey，WVS)數(shù)據(jù)。世界價(jià)值觀調(diào)查作為一項(xiàng)搜集全球各國(guó)民眾社會(huì)價(jià)值取向調(diào)查，被廣泛運(yùn)用到社會(huì)學(xué)、心理學(xué)、政治學(xué)等研究領(lǐng)域。本文選用第六次世界價(jià)值觀調(diào)查(簡(jiǎn)稱(chēng)為WVS 6)樣本進(jìn)行實(shí)證分析(Inglehart et al.，2014)，WVS 6使用多層次概率抽樣方法，調(diào)查對(duì)象是世界各國(guó)成年人，報(bào)告了“是否在乎身邊人感受并實(shí)施幫助”和對(duì)四個(gè)目標(biāo)人群，即親人、朋友、鄰居和陌生人的信任程度以及對(duì)不道德行為的看法。WVS 6 還記錄了被試的背景信息包括年齡、學(xué)歷、主觀收入程度。

2.2 被試及變量

WVS6采用多階段抽樣調(diào)查方法，對(duì)全球61個(gè)國(guó)家/地區(qū)89565個(gè)樣本進(jìn)行調(diào)查。本研究刪除缺失值后得到28個(gè)國(guó)家/地區(qū)39887個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

共情關(guān)懷。參考Li和Siu(2021)，通過(guò)WVS6中的問(wèn)題“您有多大程度跟這個(gè)人一樣：這個(gè)人會(huì)去幫助身邊的人，照顧他們的生活”，來(lái)識(shí)別個(gè)體的共情關(guān)懷程度。該問(wèn)題的回答有六個(gè)選項(xiàng)，分別是“1：非常像我”到“6：非常不像我”。該題項(xiàng)進(jìn)行反向計(jì)分，分值越高代表共情關(guān)懷水平越高。

人際信任。參考Li和Fung(2013)，使用WVS6中的問(wèn)題“你有多么信任以下不同群體的人？”，取個(gè)體對(duì)親人、朋友、鄰居和第一次見(jiàn)到的人的信任，該問(wèn)卷采用4點(diǎn)計(jì)分法，從“1：完全信任”到“4：完全不信任”，本文進(jìn)行反向計(jì)分，計(jì)算總分作為個(gè)體的人際信任程度，總分越高代表個(gè)體人際信任水平越高。該部分問(wèn)卷的克隆巴赫系數(shù)為0.59。

親社會(huì)行為傾向。參考Long等(2014)，使用WVS6中的問(wèn)題“你認(rèn)為以下行為是否正當(dāng)”，選取以下不道德行為：“享受無(wú)權(quán)享有的政策福利”、“免費(fèi)乘坐公共交通工具”、“騙稅”、“履行公務(wù)的時(shí)候接受賄賂”，被試的回答從“1：完全不認(rèn)可” 到“10：完全認(rèn)同 ”。把被試對(duì)不道德行為的看法作為衡量其親社會(huì)行為傾向的指標(biāo)(Irwin，2009)，本文進(jìn)行反向計(jì)分，高分值代表個(gè)體親社會(huì)行為傾向越高。該部分問(wèn)卷的克隆巴赫系數(shù)為0.84。

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(Socioeconomic Status，SES)。已有研究表明SES是年齡影響共情關(guān)懷和親社會(huì)行為傾向的調(diào)節(jié)變量(Li & Siu，2019)，本文將SES納為控制變量。WVS6報(bào)告了被試的學(xué)歷和主觀收入水平，能夠作為SES的代理指標(biāo)。學(xué)歷和收入水平分別使用9點(diǎn)計(jì)分法和10點(diǎn)計(jì)分法，數(shù)值越高分別表示受教育程度越高和收入在本國(guó)或地區(qū)內(nèi)的相對(duì)水平，意味著個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高。

主觀健康水平。WVS6通過(guò)詢問(wèn)被試近來(lái)的身體狀態(tài)測(cè)量主觀健康水平，采用4點(diǎn)計(jì)分法，從“1：非常好”到“4：不好”，本文進(jìn)行反向計(jì)分，分值越高代表主觀健康水平越高。

上述所有變量數(shù)據(jù)都進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

由于研究中的變量數(shù)據(jù)都是同一個(gè)被試報(bào)告，共同方法變異(Common Method Variance，CMV)容易存在。WVS6采用匿名填寫(xiě)的形式發(fā)放問(wèn)卷，能夠有效消除同源偏差帶來(lái)的影響。另外，參考湯丹丹和溫忠麟(2020)，使用Harman單因子檢驗(yàn)法對(duì)本文所采用的問(wèn)卷題項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)，分析結(jié)果中第一個(gè)因子解釋程度達(dá)到23.5%，不足40%，說(shuō)明變量之間不存在共同方法偏差的效應(yīng)。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了所研究變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和Pearson相關(guān)系數(shù)，其中類(lèi)別變量報(bào)告的是所占全體的百分比。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析結(jié)果

3.3 中介模型檢驗(yàn)

將性別、SES和國(guó)家/地區(qū)作為控制變量，具體做法將28個(gè)國(guó)家/地區(qū)編碼為27個(gè)0～1虛擬變量加入回歸方程，使用Process 3.5的模型6進(jìn)行中介模型分析(Hayes，2017)，結(jié)果如表2所示?？刂苽€(gè)體的性別、SES和國(guó)家/地區(qū)之后，結(jié)果顯示，年齡會(huì)顯著負(fù)向預(yù)測(cè)個(gè)體的共情關(guān)懷水平(β=-0.029，p<0.001)；年齡和共情關(guān)懷能夠顯著正向預(yù)測(cè)個(gè)體的人際信任水平(β=0.082，p<0.001；β=0.10，p<0.001)。年齡、共情關(guān)懷和人際信任都進(jìn)入回歸方程時(shí)，三者都能夠顯著預(yù)測(cè)個(gè)體的親社會(huì)行為傾向(β=0.14，p<0.001；β=0.057，p<0.001；β=0.14，p<0.001)。由于年齡對(duì)親社會(huì)行為傾向的直接影響是顯著的，共情關(guān)懷和人際信任在年齡和親社會(huì)行為傾向之間起到部分的中介作用。

表2 回歸分析結(jié)果

表2顯示，年齡負(fù)向顯著預(yù)測(cè)共情關(guān)懷，意味著老年人相對(duì)于年輕人會(huì)表達(dá)出更低的共情關(guān)懷。這與現(xiàn)實(shí)及理論不符(Cho et al.，2021；Li & Siu，2019；O’Brien et al.，2013)?；仡櫣睬殛P(guān)懷的測(cè)量題項(xiàng)“您有多大程度跟這個(gè)人一樣：這個(gè)人會(huì)去幫助身邊的人，照顧他們的生活”，可以發(fā)現(xiàn)，去幫助別人、照顧別人需要以良好的身體健康狀況為前提，但是本文此前的分析忽略了這項(xiàng)因素。因此，我們認(rèn)為有必要將被試主觀健康水平作為控制變量加入模型。使用Process3.5的模型6進(jìn)行鏈?zhǔn)街薪闄z驗(yàn)(Hayes，2017)，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 加入主觀健康作為控制變量的回歸分析結(jié)果

加入主觀健康作為控制變量后，年齡對(duì)共情關(guān)懷的影響不顯著(β=-0.102，p=0.075)，說(shuō)明共情關(guān)懷不存在顯著的年齡差異。年齡和共情關(guān)懷都能顯著正向預(yù)測(cè)人際信任(β=0.110，p<0.001；β=0.098，p<0.001)。年齡、共情關(guān)懷和人際信任都能顯著預(yù)測(cè)親社會(huì)行為傾向(β=0.154，p<0.001；β=0.073，p<0.001；β=0.148，p<0.001)。當(dāng)只有年齡作為自變量進(jìn)入回歸方程時(shí)，親社會(huì)行為傾向也受年齡的影響(β=0.169，p<0.001)，說(shuō)明親社會(huì)行為傾向存在顯著的年齡差異。因此，親社會(huì)行為傾向年齡差異存在直接效應(yīng)及以人際信任為中介的間接效應(yīng)。

使用Bootstrap百分位修正方法的Sobel檢驗(yàn)，重復(fù)抽樣5000次對(duì)親社會(huì)行為傾向年齡差異的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示。親社會(huì)行為傾向年齡差異的直接效應(yīng)顯著，直接效應(yīng)值為0.154，占總效應(yīng)值的91.12%，假設(shè)1得到驗(yàn)證；共情關(guān)懷中介作用的Bootstrap置信區(qū)間包括0，共情關(guān)懷中介作用的間接效應(yīng)不顯著，假設(shè)2沒(méi)有得到驗(yàn)證。人際信任中介作用的Bootstrap置信區(qū)間不包括0，人際信任中介作用的間接效應(yīng)顯著，間接效應(yīng)值為0.016，占總效應(yīng)值的9.47%，假設(shè)3得到驗(yàn)證。共情關(guān)懷和人際信任的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)值較小，鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)不顯著，意味著親社會(huì)行為傾向年齡差異的共情關(guān)懷和人際信任鏈?zhǔn)街薪樽饔貌淮嬖?，假設(shè)4沒(méi)有得到驗(yàn)證。

表4 共情關(guān)懷和人際信任的中介效應(yīng)

4 討論

使用WVS6數(shù)據(jù)中的39887個(gè)成年樣本對(duì)全球居民的親社會(huì)行為傾向年齡差異進(jìn)行檢驗(yàn)，并基于社會(huì)情感選擇理論試圖探究其中的中介機(jī)制。結(jié)果顯示，第一，親社會(huì)行為傾向的直接年齡差異明顯，個(gè)體年齡越大，表現(xiàn)出越高的親社會(huì)行為傾向；第二，親社會(huì)行為傾向年齡差異間的共情關(guān)懷中介作用不存在，身體機(jī)能下降是制約老年人展現(xiàn)共情關(guān)懷的重要控制變量；第三，人際信任在親社會(huì)行為傾向年齡差異上的中介效應(yīng)存在，隨著年齡增大，表現(xiàn)出更高的人際信任，對(duì)他人的信任促使老年人表現(xiàn)出更多的親社會(huì)行為；第四，親社會(huì)行為傾向年齡差異的共情關(guān)懷和人際信任的鏈?zhǔn)街薪闄C(jī)制不存在。

人際信任在親社會(huì)行為傾向的年齡差異中的中介機(jī)制被本研究證實(shí)。根據(jù)社會(huì)情感選擇理論，相對(duì)于年輕人，老年人感知到未來(lái)的時(shí)間有限，更傾向于追求情感目標(biāo)，情感交流的基礎(chǔ)是相互信任，在足夠信任他人的基礎(chǔ)上，老年人會(huì)傾向于表現(xiàn)出親社會(huì)行為，來(lái)滿足自身情感需求(Carstensen，2006)。人際信任根據(jù)信任對(duì)象可以細(xì)分為特殊信任和普遍信任，特殊信任是對(duì)具有相同親緣關(guān)系、地緣關(guān)系和趣緣關(guān)系的人的信任，而普遍信任是對(duì)社會(huì)上大多數(shù)人的信任(張建新，1993)。同樣地，親社會(huì)行為傾向也分為對(duì)周邊人的親社會(huì)善舉和對(duì)大多數(shù)人親社會(huì)舉動(dòng)的直觀感受和評(píng)價(jià)(Irwin，2009)。后續(xù)研究可以根據(jù)信任和親社會(huì)行為傾向操作化對(duì)象平行或交叉地驗(yàn)證其中的關(guān)系。

個(gè)體對(duì)自身身體狀況的感知是能夠?qū)χ苓吶藢?shí)施幫助的關(guān)鍵要素。只有當(dāng)個(gè)體感知到自身身體足夠健康，具備能力去承擔(dān)照顧他人的任務(wù)，達(dá)成實(shí)施善舉的前提條件之后才能夠表達(dá)出對(duì)他們的善意、幫助和照顧(Fabi et al.，2019)。隨著年齡增長(zhǎng)，個(gè)體的身體健康水平逐漸下降，相對(duì)于年輕人，中老年人的身體機(jī)能不足以承擔(dān)照料他人的義務(wù)，無(wú)法輕易對(duì)周邊人表現(xiàn)出共情關(guān)懷。且WVS調(diào)查中的共情關(guān)懷題項(xiàng)“您有多大程度跟這個(gè)人一樣：這個(gè)人會(huì)去幫助身邊的人，照顧他們的生活”受文化價(jià)值觀規(guī)范較為嚴(yán)重，效度可能較弱(Zhang et al.，2016)。

孔子日“三十而立，四十而不惑，五十而知天命，六十而耳順，七十而從心所欲不逾矩”。雖然老齡化是一個(gè)必經(jīng)的過(guò)程，人在一生的不同年齡階段會(huì)面臨著不同的挑戰(zhàn)。步入中老年之后，時(shí)間顯得尤為珍貴和緊迫(Abeyta et al.，2019)。因?yàn)椴挥每紤]未來(lái)的發(fā)展，老年人會(huì)優(yōu)先考慮能夠滿足內(nèi)心的情感目標(biāo)(Carstensen，2006)，充分面對(duì)內(nèi)心被壓抑的、不愿正視的那部分自己，成就自性化(申荷永，2004)。運(yùn)營(yíng)社會(huì)關(guān)系、維持社交網(wǎng)絡(luò)、獲取社會(huì)支持對(duì)老年人來(lái)說(shuō)顯得尤為重要，這驅(qū)使老年人對(duì)周?chē)乃吮憩F(xiàn)出更多的關(guān)心和信任，做出親社會(huì)舉動(dòng)(李瑋 等，2017)。親社會(huì)行為有利于個(gè)人自性化發(fā)展，實(shí)現(xiàn)社交和諧，推動(dòng)社會(huì)秩序有序進(jìn)行(Stein，2005)。

在得出有意義的結(jié)論之外，本研究也存在一定的局限性。比如本研究并未考慮文化的影響，而文化價(jià)值觀很可能會(huì)對(duì)個(gè)體的共情與信任年齡差異產(chǎn)生影響。比如，同是集體主義文化，強(qiáng)調(diào)關(guān)系和諧發(fā)展，中國(guó)被試的年齡能夠顯著正向預(yù)測(cè)共情關(guān)懷，日本卻是相反，這提示集體主義對(duì)共情和信任的影響機(jī)制十分復(fù)雜(Chopik et al.，2017)?？缥幕睦韺W(xué)研究發(fā)現(xiàn)，集體主義是個(gè)人利益的正向影響因素，原因在于高集體主義的貧困國(guó)家報(bào)告出更多的自利主義者(Vignoles et al.，2016)。西方國(guó)家樣本調(diào)查顯示，高個(gè)體主義的國(guó)家由于福利保障制度完善，優(yōu)先考慮完成自身目標(biāo)而導(dǎo)致忽視他人的需求(Feldman et al.，2020)。國(guó)家之間的差異，尤其是文化差異和國(guó)家貧困程度，對(duì)個(gè)體共情關(guān)懷、人際信任和親社會(huì)行為傾向之間的關(guān)系值得做進(jìn)一步的研討。此外，后續(xù)研究可以使用追蹤調(diào)查的方法收集面板數(shù)據(jù)，進(jìn)一步觀測(cè)親社會(huì)行為傾向、人際信任和共情關(guān)懷變量之間的年齡發(fā)展效應(yīng)，消除代際效應(yīng)對(duì)親社會(huì)行為傾向、人際信任和共情關(guān)懷可能帶來(lái)的影響。