自我構(gòu)念與共情對(duì)大學(xué)生社會(huì)責(zé)任感的影響

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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