張秋婷 尹彬
摘 要 探究自我構(gòu)念與共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響對(duì)理解文化個(gè)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(dú)立我、互依我、共情和社會(huì)責(zé)任感兩兩之間均存在顯著正相關(guān);獨(dú)立我、互依我和共情均能夠顯著預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感。研究2采用2(自我構(gòu)念:獨(dú)立我、互依我)×2(共情水平:高、低)的兩因素被試間設(shè)計(jì),通過情境啟動(dòng)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(duì)被試進(jìn)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(dòng)下,高共情組社會(huì)責(zé)任感顯著高于低共情組,而在獨(dú)立我啟動(dòng)下,高、低共情組的社會(huì)責(zé)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(duì)大學(xué)生社會(huì)責(zé)任感具有正向影響。
關(guān)鍵詞 社會(huì)責(zé)任感;自我構(gòu)念啟動(dòng);特質(zhì)共情;大學(xué)生
分類號(hào) G446
DOI:10.16842/j. cnki. issn2095-5588.2023.06.001
1 引言
社會(huì)責(zé)任感是一種相對(duì)穩(wěn)定的心理品質(zhì),在個(gè)體身上體現(xiàn)為積極承擔(dān)社會(huì)責(zé)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(jìn)社會(huì)和諧與文明風(fēng)尚的重要保障(黃四林等, 2016)。社會(huì)責(zé)任感在生活中具體的表現(xiàn)形式包括遵守公共秩序、保護(hù)環(huán)境、關(guān)心國(guó)家大事、樂于助人等(丁強(qiáng), 盧家楣, 2015)。作為心理學(xué)、社會(huì)學(xué)、教育學(xué)等多門學(xué)科探討的熱門話題,社會(huì)責(zé)任感的相關(guān)研究主要集中于探討公民的社會(huì)責(zé)任感現(xiàn)狀、發(fā)展特點(diǎn)、影響因素等方面。而在探討影響社會(huì)責(zé)任感的眾多因素時(shí),國(guó)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(gè)體內(nèi)在因素,以及家庭、學(xué)校與社會(huì)等超越個(gè)體的外在因素(經(jīng)衛(wèi)國(guó), 況志華, 2021),但關(guān)于個(gè)體特質(zhì)因素對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響研究仍然較少。如今,越來越多研究認(rèn)為文化與人格的交互作用對(duì)個(gè)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(qiáng)調(diào)人格與文化之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng),即文化在限制或增強(qiáng)人格在行為上的表現(xiàn)時(shí)起了重要作用(楊慧芳等, 2007)。隨著我國(guó)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(duì)個(gè)體心理行為的影響已成為我國(guó)心理研究者的時(shí)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(huì)文化背景下,社會(huì)責(zé)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(gè)人特質(zhì)交互作用的角度探討社會(huì)責(zé)任感的影響因素,進(jìn)一步理解社會(huì)責(zé)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(duì)心理的影響時(shí)提出,指的是個(gè)體對(duì)于自我和他人關(guān)系的看法,分為兩種類型,即獨(dú)立型自我構(gòu)念(簡(jiǎn)稱“獨(dú)立我”)和互依型自我構(gòu)念(簡(jiǎn)稱“互依我”),其本質(zhì)是不同文化背景下個(gè)體理解和認(rèn)識(shí)自我的方式。獨(dú)立我個(gè)體認(rèn)為自我與他人彼此獨(dú)立,在一定程度上與社會(huì)情境相分離,更加注重自己的內(nèi)在品質(zhì),比如能力、目標(biāo);而互依我個(gè)體認(rèn)為自我與他人緊密聯(lián)系,在特定情境中與他人是一個(gè)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(duì)其社會(huì)責(zé)任感的形成很重要,因?yàn)檫@需要他們?cè)谧晕液退说男枰g取得平衡(Wray-Lake & Syvertsen, 2011)。由于責(zé)任的產(chǎn)生通常是基于責(zé)任主體與責(zé)任對(duì)象之間的某種特定關(guān)系(丁強(qiáng), 盧家楣, 2015),責(zé)任對(duì)象可以是社會(huì)情境中的他人或相關(guān)事物,因此個(gè)體對(duì)自我與他人關(guān)系的認(rèn)知可能會(huì)影響其社會(huì)責(zé)任感——換言之,不同類型的自我構(gòu)念激活可能會(huì)引發(fā)不同水平的社會(huì)責(zé)任感。以往研究顯示,青少年的互依我和社會(huì)信任與其社會(huì)責(zé)任感呈顯著正相關(guān),并且互依我和社會(huì)信任在家庭凝聚力和社會(huì)責(zé)任感之間起中介作用(Cheng et al, 2021)。一方面,在社會(huì)困境中,相比于互依我,獨(dú)立我個(gè)體表現(xiàn)出更低的合作水平(Utz, 2004)。另一方面,獨(dú)立我可以預(yù)測(cè)自我中心的環(huán)境關(guān)心以及在資源共享中的競(jìng)爭(zhēng)態(tài)度,而互依我則可以預(yù)測(cè)與他人的合作態(tài)度(Arnocky et al., 2007)。由于合作是社會(huì)責(zé)任感的一種內(nèi)容表現(xiàn),因此本研究推測(cè),互依我較強(qiáng)的個(gè)體社會(huì)責(zé)任感較高,而獨(dú)立我較強(qiáng)的個(gè)體社會(huì)責(zé)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(gè)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(rèn)為,個(gè)體的自我構(gòu)念不能簡(jiǎn)單地劃分為獨(dú)立型或互依型,其自身的動(dòng)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(dòng)態(tài)性表現(xiàn)為獨(dú)立我和互依我可以同時(shí)存在于同一個(gè)體的心理系統(tǒng)(Reid & Deaux, 1996),并且隨情境的變化表現(xiàn)出與當(dāng)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(jì)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(dāng)代大學(xué)生作為網(wǎng)絡(luò)使用的活躍群體,不可避免地會(huì)受到各種文化與思想潮流的影響,其自我構(gòu)念可能會(huì)在不同的生活情境中表現(xiàn)出動(dòng)態(tài)變化,并對(duì)認(rèn)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(dòng)態(tài)性的研究采用自我構(gòu)念啟動(dòng)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(rèn)知、情感和歸因模式,從而誘發(fā)暫時(shí)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(dòng)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(qiáng)調(diào)不同構(gòu)念的生活情境中,個(gè)體的自我構(gòu)念確實(shí)可以發(fā)生情境性的變化,并且這種變化會(huì)引發(fā)一些心理品質(zhì)的改變。因此本研究推測(cè),強(qiáng)調(diào)不同自我構(gòu)念的情境啟動(dòng)可以引起社會(huì)責(zé)任感的變化。
以往研究還表明,共情作為一種個(gè)體心理特質(zhì),可以正向預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感(宋琳婷, 陳健芷, 2012)。共情是指?jìng)€(gè)體感受、想象與體驗(yàn)他人情感的心理過程(Gladstein, 1983; Singer & Lamm, 2009),在不同個(gè)體之間存在差異。研究發(fā)現(xiàn),共情能夠影響個(gè)體的親社會(huì)行為(丁鳳琴, 陸朝暉, 2016),且高共情的個(gè)體更可能做出積極正向的行為(Longobardi et al., 2020)。此外,以往研究對(duì)特質(zhì)共情和狀態(tài)共情進(jìn)行了區(qū)分,認(rèn)為特質(zhì)共情具有個(gè)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(dāng)個(gè)體在特定情況下觀察或想象他人的情緒狀態(tài)時(shí)產(chǎn)生(孫偉, 郭慶科, 2016)。本研究主要探討特質(zhì)共情與社會(huì)責(zé)任感的關(guān)系,并推測(cè)高特質(zhì)共情的個(gè)體具有更高的社會(huì)責(zé)任感。此外,個(gè)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(guó)人更容易對(duì)他人進(jìn)行觀點(diǎn)采擇,而沒有該文化背景的美國(guó)人則不然(Wu & Keysar, 2007);在與個(gè)體自我有關(guān)的情境中,歐裔美國(guó)人的情緒反應(yīng)水平比亞裔美國(guó)人高,而在與關(guān)系自我有關(guān)的情境中,亞裔美國(guó)人的情緒反應(yīng)水平與歐裔美國(guó)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(gè)體的社會(huì)責(zé)任感。就個(gè)體層面而言,由于自我構(gòu)念反映了不同文化的價(jià)值取向,在不同的自我構(gòu)念啟動(dòng)條件下,高、低共情個(gè)體的社會(huì)責(zé)任感可能會(huì)有差異。以往研究顯示獨(dú)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(cè),共情與自我構(gòu)念可能存在交互作用:在互依我啟動(dòng)下,相比于低共情個(gè)體,高共情個(gè)體具有較高的社會(huì)責(zé)任感;在獨(dú)立我啟動(dòng)下,不同共情水平的個(gè)體其社會(huì)責(zé)任感可能沒有差異。
綜上所述,本研究基于文化自我與個(gè)體特質(zhì)交互作用的角度,將自我構(gòu)念啟動(dòng)效應(yīng)作為受文化情境影響的因素,共情作為個(gè)體特質(zhì)因素,探討在中國(guó)文化背景下,受多元文化影響的當(dāng)代大學(xué)生其自我構(gòu)念的動(dòng)態(tài)表現(xiàn)特征,并考察自我構(gòu)念啟動(dòng)與特質(zhì)共情對(duì)大學(xué)生社會(huì)責(zé)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(duì)社會(huì)責(zé)任感的預(yù)測(cè)作用;研究2進(jìn)一步通過實(shí)驗(yàn)法進(jìn)行因果關(guān)系的驗(yàn)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(guó)大學(xué)生的自我構(gòu)念和特質(zhì)共情的特點(diǎn),以及社會(huì)責(zé)任感的現(xiàn)狀,探討自我構(gòu)念、共情與社會(huì)責(zé)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(tái)在全國(guó)范圍內(nèi)隨機(jī)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(rèn)真未通過甄別題被自動(dòng)拒絕,有3人因作答時(shí)間太短被手動(dòng)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(cè)量被試的自我構(gòu)念。原量表共24個(gè)題項(xiàng),包括獨(dú)立我和互依我兩個(gè)維度,每個(gè)維度各有12題。Na等(2010)刪除了與年齡密切相關(guān)的題項(xiàng),形成20個(gè)題項(xiàng),每個(gè)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(xiàng)與6道獨(dú)立我題項(xiàng)。魏新東和汪鳳炎(2021)在研究中提取了兩者的公共題項(xiàng),并依據(jù)中文版量表修訂研究中各題項(xiàng)因子載荷大小,最終選取了6道互依我題項(xiàng)和6道獨(dú)立我題項(xiàng)形成量表。該量表采用7點(diǎn)計(jì)分,從1(非常不同意)到7(非常同意)。在本研究中,獨(dú)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(cè)量被試的特質(zhì)共情。該量表共22個(gè)項(xiàng)目,包括觀點(diǎn)采擇、想象力、共情關(guān)注和個(gè)人痛苦四個(gè)維度,其中第2、5、10、11、14題為反向計(jì)分題。采用5點(diǎn)計(jì)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(gè)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(huì)責(zé)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(yàn)證過的青少年學(xué)生責(zé)任心問卷中的社會(huì)責(zé)任心分問卷,該分問卷共23個(gè)項(xiàng)目,包括集體責(zé)任心、家庭責(zé)任心、同伴責(zé)任心、道德責(zé)任心、社會(huì)發(fā)展責(zé)任心五個(gè)維度,其中第22題為反向計(jì)分題,采用5點(diǎn)計(jì)分,從1(完全不符合)到5(完全符合),所得分?jǐn)?shù)越高代表被試的社會(huì)責(zé)任感越高。在本研究中,五個(gè)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(yàn)
通過Harman單因素檢驗(yàn)進(jìn)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(gè),第一個(gè)因子方差解釋率為20.13%,小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn),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(huì)責(zé)任感的特點(diǎn)
為探究被試的自我構(gòu)念、共情、社會(huì)責(zé)任感是否表現(xiàn)出個(gè)體差異,經(jīng)過配對(duì)樣本t檢驗(yàn),結(jié)果得到,被試的獨(dú)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(guó)當(dāng)代大學(xué)生個(gè)體的獨(dú)立我和互依我并存,并具有較為一致的地位,個(gè)體內(nèi)部的自我構(gòu)念組成沒有體現(xiàn)出差異性。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果得到,獨(dú)立我、互依我、社會(huì)責(zé)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(dān)任過學(xué)生干部在互依我、社會(huì)責(zé)任感的得分上均表現(xiàn)出差異,擔(dān)任過學(xué)生干部的被試的互依我得分和社會(huì)責(zé)任感得分均顯著高于沒有擔(dān)任過學(xué)生干部的被試,如表2所示;是否獨(dú)生子女在獨(dú)立我、互依我的得分上均表現(xiàn)出差異,獨(dú)生子女被試的獨(dú)立我得分顯著高于非獨(dú)生子女被試,而非獨(dú)生子女被試的互依我得分顯著高于獨(dú)生子女被試,如表3所示。
2.4.2 自我構(gòu)念、共情與社會(huì)責(zé)任感的相關(guān)分析
獨(dú)立我、互依我、共情和社會(huì)責(zé)任感的平均值與標(biāo)準(zhǔn)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(dú)立我與互依我有較小的正相關(guān),互依我與共情、社會(huì)責(zé)任感的相關(guān)均大于獨(dú)立我與共情、社會(huì)責(zé)任感的相關(guān),共情與社會(huì)責(zé)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(duì)社會(huì)責(zé)任感的預(yù)測(cè)作用
為探究獨(dú)立我、互依我和共情是否能夠預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感以及預(yù)測(cè)效果如何,采用多元線性回歸分析,建立回歸方程,同時(shí)對(duì)被試的性別和學(xué)生干部經(jīng)歷進(jìn)行控制。如表5所示,在方程第一步放入獨(dú)立我、互依我、共情,回歸方程顯著,三個(gè)預(yù)測(cè)變量的標(biāo)準(zhǔn)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(gè)預(yù)測(cè)變量的標(biāo)準(zhǔn)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(dú)立我、互依我、共情可以顯著正向預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感。此外,互依我的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(β=0.42)大于獨(dú)立我的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(β=0.17),可初步判斷,相比于獨(dú)立我,互依我對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響可能更強(qiáng)。
2.5 討論
根據(jù)問卷調(diào)查結(jié)果得知,我國(guó)當(dāng)代大學(xué)生的自我構(gòu)念、共情、社會(huì)責(zé)任感表現(xiàn)出如下特點(diǎn):首先,我國(guó)大學(xué)生個(gè)體的獨(dú)立我和互依我并存,并具有較為一致的地位,個(gè)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(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)代化進(jìn)程個(gè)體主義上升,同時(shí)許多傳統(tǒng)集體主義價(jià)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(gè)體的獨(dú)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(huì)責(zé)任感具有性別差異,且易受到成長(zhǎng)環(huán)境的影響,如獨(dú)生子女家庭、學(xué)生干部經(jīng)歷等。具體來說,在強(qiáng)調(diào)角色和身份的環(huán)境中,由于個(gè)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(zé)任關(guān)系的機(jī)會(huì),因此會(huì)表現(xiàn)出更高的人際互依性和社會(huì)責(zé)任感。同時(shí),在非獨(dú)生子女家庭中,兒童的心理發(fā)展會(huì)受到同胞關(guān)系的影響(陳斌斌等, 2017),同胞之間需要學(xué)會(huì)相互包容、合作共享,關(guān)系依賴更強(qiáng),這可能是非獨(dú)生子女比獨(dú)生子女的互依型自我構(gòu)念更高的一個(gè)原因。然而,特質(zhì)共情則在性別、是否獨(dú)生子女和是否擔(dān)任過學(xué)生干部等層面均沒有表現(xiàn)出個(gè)體差異。
相關(guān)分析結(jié)果得到,獨(dú)立我、互依我、共情和社會(huì)責(zé)任感兩兩之間均存在顯著的正相關(guān)。首先,獨(dú)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(huì)責(zé)任感的相關(guān)系數(shù)明顯大于獨(dú)立我與社會(huì)責(zé)任感的相關(guān)系數(shù),說明互依我與社會(huì)責(zé)任感的關(guān)系更加密切。最后,共情與社會(huì)責(zé)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(jìn)一步通過多元線性回歸分析得到,獨(dú)立我、互依我、共情均能夠顯著正向預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感,并且相比于獨(dú)立我,互依我對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響可能更強(qiáng)。
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(cè)社會(huì)責(zé)任感,并且互依我可能對(duì)社會(huì)責(zé)任感具有更強(qiáng)的影響。但由于相關(guān)分析和回歸分析不能檢驗(yàn)因果關(guān)系,因此研究2進(jìn)一步采用實(shí)驗(yàn)法驗(yàn)證自我構(gòu)念與共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響。
3 研究2
3.1 研究目的
采用實(shí)驗(yàn)法啟動(dòng)自我構(gòu)念,探討自我構(gòu)念和共情對(duì)社會(huì)責(zé)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(shí)驗(yàn)通過Credamo平臺(tái)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(rèn)真未通過甄別題被自動(dòng)拒絕,有9人因未通過情境驗(yàn)證題被手動(dòng)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(dú)立我情境啟動(dòng),50名被試參與互依我情境啟動(dòng)。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(dú)立我高共情組15人,獨(dú)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(jì)
采用2(自我構(gòu)念:獨(dú)立我、互依我)×2(共情水平:高、低)的兩因素被試間設(shè)計(jì),自變量為自我構(gòu)念和特質(zhì)共情水平,因變量為社會(huì)責(zé)任感。
3.2.3 研究材料
(1)自我構(gòu)念的啟動(dòng)
根據(jù)以往研究,考察自我構(gòu)念的動(dòng)態(tài)性及其影響可以采用文化啟動(dòng)范式(Hong et al., 2000),主要有圖片啟動(dòng)法、文字描述法、代詞圈點(diǎn)法等多種啟動(dòng)方法。國(guó)內(nèi)學(xué)者尹彬等(2021)在一項(xiàng)研究中編制了更符合中國(guó)文化情境的自我構(gòu)念啟動(dòng)材料,并證明了自我構(gòu)念啟動(dòng)的有效性,發(fā)現(xiàn)自我構(gòu)念組成會(huì)隨情境變化而發(fā)生改變,進(jìn)而引發(fā)責(zé)任意識(shí)模型中個(gè)體責(zé)任和互依責(zé)任的強(qiáng)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(dòng)效應(yīng)對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響,因此參考尹彬等(2021)在研究中使用的啟動(dòng)材料,并進(jìn)行適當(dāng)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(huì)責(zé)任感
同研究1,為使社會(huì)責(zé)任感問卷與該研究的具體情境相聯(lián)系,在每個(gè)題項(xiàng)前加入了“在這個(gè)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(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)自我構(gòu)念啟動(dòng)是否有效,并依據(jù)預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果估算正式實(shí)驗(yàn)所需的樣本量。在預(yù)實(shí)驗(yàn)中,通過問卷星平臺(tái)發(fā)放材料和問卷,共有52名大學(xué)生被試參與實(shí)驗(yàn)。在問卷中,兩則自我構(gòu)念啟動(dòng)材料隨機(jī)呈現(xiàn),被試在閱讀完獨(dú)立我啟動(dòng)材料或互依我啟動(dòng)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(huì)責(zé)任心問卷,最后填寫人口學(xué)變量的相關(guān)問題。在驗(yàn)證了自我構(gòu)念啟動(dòng)的有效性之后,進(jìn)行正式實(shí)驗(yàn)。并且,根據(jù)預(yù)實(shí)驗(yàn)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(jìn)行樣本量估算,假設(shè)顯著性水平為0.05,統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)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(shí)驗(yàn)中,針對(duì)預(yù)實(shí)驗(yàn)程序存在的一些不足進(jìn)行了改進(jìn)。實(shí)驗(yàn)通過Credamo平臺(tái)在全國(guó)范圍內(nèi)隨機(jī)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(jī)呈現(xiàn)的獨(dú)立我啟動(dòng)材料或互依我啟動(dòng)材料,即被試被隨機(jī)分為兩組,分別參與獨(dú)立我情境啟動(dòng)和互依我情境啟動(dòng),最后完成相應(yīng)情境下的社會(huì)責(zé)任心問卷。
3.3 研究結(jié)果
3.3.1 自我構(gòu)念啟動(dòng)有效性檢驗(yàn)與預(yù)實(shí)驗(yàn)方差分析
在預(yù)實(shí)驗(yàn)中,獨(dú)立我啟動(dòng)組有27人,互依我啟動(dòng)組有25人,根據(jù)被試在自我建構(gòu)量表的得分,對(duì)兩種情境啟動(dòng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,在獨(dú)立我啟動(dòng)組中,被試的獨(dú)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(dòng)組中,被試的互依我得分(M=4.48,SD=0.77)顯著高于獨(dú)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(dú)立我維度上,獨(dú)立我啟動(dòng)組的得分(M=5.03,SD=0.91)顯著高于互依我啟動(dòng)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(dòng)組的得分(M=4.48,SD=0.77)顯著高于獨(dú)立我啟動(dòng)組(M=3.80,SD=0.98),t=2.78,df=50,p=0.008,Cohen's d=0.77。這表明對(duì)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(biāo)準(zhǔn)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(duì)不同實(shí)驗(yàn)組的社會(huì)責(zé)任感得分進(jìn)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(duì)社會(huì)責(zé)任感影響的方差分析
在正式實(shí)驗(yàn)中,不同實(shí)驗(yàn)組的社會(huì)責(zé)任感得分的描述性統(tǒng)計(jì)如表6所示。為檢驗(yàn)高、低共情分組是否有效,通過對(duì)高、低共情組在IRI-C上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn),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(duì)不同自我構(gòu)念啟動(dòng)組與共情分組的社會(huì)責(zé)任感得分進(jìn)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(yàn)得到,互依我啟動(dòng)下的社會(huì)責(zé)任感(M=4.25,SE=0.09)顯著高于獨(dú)立我啟動(dòng)下的社會(huì)責(zé)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(duì)自我構(gòu)念與共情交互效應(yīng)顯著,進(jìn)一步做簡(jiǎn)單效應(yīng)分析,如圖1所示,結(jié)果得到,在獨(dú)立我啟動(dòng)情境中,高共情組的社會(huì)責(zé)任感(M=3.32,SE=0.12)和低共情組的社會(huì)責(zé)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(dòng)情境中,高共情組的社會(huì)責(zé)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(dòng)主效應(yīng)顯著,互依我啟動(dòng)下的社會(huì)責(zé)任感顯著高于獨(dú)立我啟動(dòng)下的社會(huì)責(zé)任感,說明互依我啟動(dòng)下大學(xué)生的社會(huì)責(zé)任感更高。這可能是因?yàn)樵诨ヒ牢仪榫持校瑐€(gè)體與集體中的他人存在互依關(guān)系,為了維護(hù)集體的共同利益,個(gè)體傾向于采取更多有利于集體與他人的行動(dòng),因此社會(huì)責(zé)任感較高;而在獨(dú)立我情境中,個(gè)體主要關(guān)注自身利益以及獨(dú)立性,對(duì)自己負(fù)責(zé)高于對(duì)集體和他人負(fù)責(zé),因而社會(huì)責(zé)任感較低。該研究結(jié)果也支持了以往研究,即由于中國(guó)人重視與他人的聯(lián)系,因此相較于美國(guó)人,他們?cè)谧非笈c集體相關(guān)的目標(biāo)時(shí)表現(xiàn)更好(Jiang & Gore, 2016),這也表明在中國(guó)文化下,社會(huì)責(zé)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(dòng)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(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響及作用更易凸顯,而獨(dú)立我情境下共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感影響不大。這可能是因?yàn)椴煌愋偷淖晕覙?gòu)念啟動(dòng)情境誘發(fā)了個(gè)體不同的共情動(dòng)機(jī),使其對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響有所不同。共情動(dòng)機(jī)以目標(biāo)為導(dǎo)向,是一種驅(qū)使人們靠近或遠(yuǎn)離社會(huì)聯(lián)系的內(nèi)驅(qū)力,分為共情趨近動(dòng)機(jī)和共情回避動(dòng)機(jī),且共情的趨近動(dòng)機(jī)促使人們產(chǎn)生共情關(guān)懷,是一種親社會(huì)表現(xiàn)(曹思琪等, 2021)?;ヒ牢覇?dòng)創(chuàng)造了一種有利于人們產(chǎn)生共情關(guān)懷的情境,增強(qiáng)了社會(huì)聯(lián)結(jié)和親社會(huì)表現(xiàn),使得共情對(duì)人們承擔(dān)社會(huì)責(zé)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(dòng)機(jī)可能更強(qiáng),因此社會(huì)責(zé)任感也更高;而獨(dú)立我啟動(dòng)情境可能主要誘發(fā)了人們的共情回避動(dòng)機(jī),高特質(zhì)共情者在此情境下可能會(huì)回避他人視角的共情推斷,因而與低特質(zhì)共情者的社會(huì)責(zé)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(shí)驗(yàn)相結(jié)合的方法探討了自我構(gòu)念與共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響。研究1采用問卷法發(fā)現(xiàn)獨(dú)立我、互依我、共情、社會(huì)責(zé)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(dú)立我、互依我與共情均能夠顯著正向預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感,并且相比于獨(dú)立我,互依我對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響可能更強(qiáng)。在此基礎(chǔ)上,研究2采用實(shí)驗(yàn)法操縱了自我構(gòu)念啟動(dòng),結(jié)果發(fā)現(xiàn),互依我啟動(dòng)條件下的高共情個(gè)體對(duì)社會(huì)責(zé)任感具有正向作用。本研究既是對(duì)集體主義文化下社會(huì)責(zé)任感研究的進(jìn)一步拓展,又對(duì)培養(yǎng)大學(xué)生的社會(huì)責(zé)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(dòng)不同類型的自我構(gòu)念,發(fā)現(xiàn)個(gè)體在互依我情境下具有較高的社會(huì)責(zé)任感。我國(guó)心理學(xué)研究者認(rèn)為中國(guó)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(gè)人中心型、社會(huì)取向型和天人合一型互依自我(李抗, 汪鳳炎, 2019)。其中,社會(huì)取向的自我包含關(guān)系取向、家族取向和他人取向三個(gè)次級(jí)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(duì)一般他人的責(zé)任感。在本研究中,互依我所具有的社會(huì)取向可以較好地解釋個(gè)體在互依我情境下具有更高的社會(huì)責(zé)任感。
一方面,研究1結(jié)果表明,共情能夠顯著正向預(yù)測(cè)社會(huì)責(zé)任感。也就是說,個(gè)體的共情能力越強(qiáng),越能體會(huì)到他人的情緒、理解他人的想法,就越容易產(chǎn)生與社會(huì)責(zé)任相關(guān)的情感和認(rèn)知,也越有可能承擔(dān)社會(huì)責(zé)任或幫助他人。以往許多研究也發(fā)現(xiàn),共情與親社會(huì)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(huì)責(zé)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(shí)驗(yàn)法結(jié)果得到,共情水平的高低對(duì)社會(huì)責(zé)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(duì)社會(huì)責(zé)任感產(chǎn)生影響,即共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響在不同自我構(gòu)念啟動(dòng)條件下具有明顯差異。也就是說,自我構(gòu)念啟動(dòng)發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。只有在互依我啟動(dòng)條件下,高共情個(gè)體的社會(huì)責(zé)任感明顯高于低共情個(gè)體,而在獨(dú)立我啟動(dòng)條件下,高、低共情個(gè)體之間的社會(huì)責(zé)任感無顯著差異。這表明,中國(guó)人認(rèn)識(shí)并承擔(dān)社會(huì)責(zé)任的一個(gè)重要前提或是自我構(gòu)念啟動(dòng)情境。這也反映了生活情境對(duì)中國(guó)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(huì)參與并影響個(gè)體的認(rèn)知和情緒加工(張澤昆等, 2020),相較于獨(dú)立我個(gè)體,互依我個(gè)體對(duì)社會(huì)情境中有關(guān)自我與他人的信息會(huì)進(jìn)行更精細(xì)的表征(Markus & Kitayama, 1991)。根據(jù)Crick和Dodge(1994)的社會(huì)信息加工模型(SIP),共情是個(gè)體產(chǎn)生親社會(huì)行為的基礎(chǔ),共情誘發(fā)了個(gè)體對(duì)他人行為的判斷和情緒體驗(yàn),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(dòng)通過影響個(gè)體的認(rèn)知和情緒加工,調(diào)節(jié)了共情與親社會(huì)行為的關(guān)系;而社會(huì)責(zé)任感是與親社會(huì)行為密切相關(guān)的一種心理品質(zhì)。因此,在強(qiáng)調(diào)自我與他人關(guān)系和互動(dòng)的互依我情境中,高共情個(gè)體可以基于與他人相關(guān)的求助線索進(jìn)行認(rèn)知判斷與情緒體驗(yàn),更能準(zhǔn)確地感知和理解他人的需要,從而產(chǎn)生更多親社會(huì)行為,表現(xiàn)出更高的社會(huì)責(zé)任感;而低共情個(gè)體則缺少對(duì)這種線索的感知,因而社會(huì)責(zé)任感較低。另外,情境理解是共情的一個(gè)基礎(chǔ),個(gè)體根據(jù)自身知識(shí)經(jīng)驗(yàn)與情境線索的結(jié)合,評(píng)估他人所處的具體情境,以此來準(zhǔn)確理解他人當(dāng)前的感受(陳武英, 劉連啟, 2016)。獨(dú)立我情境強(qiáng)調(diào)自我與他人的區(qū)別和界限,使個(gè)體更加關(guān)注與自身特點(diǎn)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(gè)體在評(píng)估他人的情緒狀態(tài)時(shí)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(huì)責(zé)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(duì)包括中國(guó)人在內(nèi)的亞洲人進(jìn)行了一項(xiàng)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(gè)體具有不同的共情過程,集體主義文化下的中國(guó)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(gè)體更能夠通過換位思考來進(jìn)行共情。
4.2 理論與實(shí)踐意義
在理論方面,首先,雖然以往研究探討過共情與社會(huì)責(zé)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(dòng)態(tài)性的角度考察不同的自我構(gòu)念類型啟動(dòng)對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響,并分析自我構(gòu)念啟動(dòng)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(huì)責(zé)任感關(guān)系的理論研究。其次,自我構(gòu)念既是一種對(duì)自我與他人關(guān)系的覺知,也代表了東西方文化不同的價(jià)值觀。西方國(guó)家強(qiáng)調(diào)個(gè)體主義,而中國(guó)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(guó)人日益受到個(gè)體主義文化的影響,自我構(gòu)念也隨之發(fā)生動(dòng)態(tài)變化。社會(huì)責(zé)任感是集體主義教育的重要組成部分,在不同的時(shí)代背景下有不同的要求。因此,考察中國(guó)集體主義文化背景下自我構(gòu)念對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響既是對(duì)本土心理學(xué)領(lǐng)域研究的補(bǔ)充,也具有一定的時(shí)代意義。在實(shí)踐方面,本研究提示我們?cè)谂囵B(yǎng)大學(xué)生的社會(huì)責(zé)任感時(shí),一方面可以通過營(yíng)造互依我情境,強(qiáng)調(diào)人與人之間的聯(lián)系,弘揚(yáng)團(tuán)結(jié)互助的集體精神,激發(fā)學(xué)生的社會(huì)責(zé)任感;另一方面,從認(rèn)知共情和情感共情兩方面入手提高個(gè)體的共情能力在良好的互依氛圍中或有助于培養(yǎng)社會(huì)責(zé)任感。
4.3 研究的不足與展望
第一,國(guó)內(nèi)外學(xué)者在研究社會(huì)責(zé)任感的內(nèi)涵時(shí),都明顯地突出了社會(huì)責(zé)任感所具有的文化特征。具體來說,國(guó)外研究的基本內(nèi)涵更加注重彰顯個(gè)性的文化,而國(guó)內(nèi)研究則更加突顯社會(huì)責(zé)任感的集體主義價(jià)值取向(經(jīng)衛(wèi)國(guó), 況志華, 2021)。本研究所探討的互依型自我構(gòu)念和社會(huì)責(zé)任感可能更符合中國(guó)集體主義文化的價(jià)值取向,因此,對(duì)于自我構(gòu)念影響社會(huì)責(zé)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(rèn)為責(zé)任意識(shí)的形成具有一定的動(dòng)態(tài)性,比如,尹彬等(2021)在研究中構(gòu)建了中國(guó)集體主義文化下責(zé)任意識(shí)的動(dòng)態(tài)模型,并形象地用“中國(guó)結(jié)”來進(jìn)行表征,驗(yàn)證了責(zé)任意識(shí)會(huì)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(jìn)一步探討社會(huì)責(zé)任感的動(dòng)態(tài)形成機(jī)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(huì)責(zé)任感的關(guān)系,目前許多研究者認(rèn)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(jìn)行區(qū)分。因此,未來研究可以進(jìn)一步探討特質(zhì)共情與狀態(tài)共情對(duì)社會(huì)責(zé)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(huì)責(zé)任心量表其題項(xiàng)大都是基于互依我的,這可能導(dǎo)致獨(dú)立我較高的個(gè)體比互依我較高的個(gè)體在這樣的測(cè)量下大概率得分低。未來研究在考察自我構(gòu)念對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響時(shí)可以采用更適合不同人群特點(diǎn)的社會(huì)責(zé)任心量表進(jìn)行檢驗(yàn)。
5 結(jié)論
本研究探討了自我構(gòu)念與共情對(duì)社會(huì)責(zé)任感的影響,得到了以下結(jié)論:自我構(gòu)念、共情與社會(huì)責(zé)任感之間存在不同水平的正相關(guān);自我構(gòu)念啟動(dòng)與共情對(duì)大學(xué)生社會(huì)責(zé)任感的影響存在交互作用。具體表現(xiàn)為:在互依我啟動(dòng)下,高共情個(gè)體比低共情個(gè)體具有更高的社會(huì)責(zé)任感,而在獨(dú)立我啟動(dòng)下,不同共情水平的個(gè)體之間社會(huì)責(zé)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(duì)社會(huì)責(zé)任感具有正向影響。
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