共情越強同伴關系越好？來自三水平元分析的證據

顏志強 周 可 劉思航

(1 湖南師范大學教育科學學院心理學系，長沙 410081)(2 湖南師范大學認知與人類行為湖南省重點實驗室，長沙 410081)

1 引言

同伴關系是同齡人之間或心理發展水平相當的個體間在交往過程中建立和發展起來的一種人際關系(鄒泓, 1998)。相較于親子關系或師生關系，同伴關系更為自由、平等和主動，在兒童和青少年群體的發展中扮演著重要的角色(周宗奎等, 2015)。積極的同伴關系不僅是個體滿足社會性需要、獲取社會支持的重要來源，也是其心理社會適應的重要保護因素(Mota & Matos, 2012)。因此，建立積極的同伴關系對于個體的社會性發展和人格發展尤為重要，且同伴關系研究一直是國內外研究者重點關注的主題。

在人際關系建立和維持的過程中，個體的共情能力可能發揮了重要作用。共情被稱為社交粘合劑，它使得個體能夠知覺和理解他人的情緒體驗(顏志強等, 2018; Heyes, 2018)。共情包含情緒共情和認知共情兩個維度，情緒共情有助于個體對他人的情緒體驗感同身受，認知共情則有助于個體設身處地為他人著想(顏志強, 蘇彥捷, 2021)。也就是說，共情能夠通過增進人與人之間的情感聯結，從而架設起人與人之間情感溝通的橋梁，這對同伴關系的建立和維持具有積極作用(劉思航等, 2021)。共情能力較低的個體會在人際交往中經歷更多的緊張和焦慮，且不易得到同伴的支持，因此其同伴關系也不融洽。相反，高共情能力的個體往往擁有更加積極的同伴關系，因為他們更容易體驗并理解到他人的情感，在人際交往中得到更多來自他人的信任和支持，其同伴關系也更加積極(陳珝等, 2011)。

因此，了解共情與同伴關系之間的聯系具有理論和實踐意義。但是，隨著個體的發展，同伴關系對于個體發展的重要性和必要性在不斷變化，共情與同伴關系的聯系可能也在不斷發生變化。盡管許多研究表明共情與同伴關系有著密切的聯系，但是其結果并不完全一致。已有結論的不一致說明，共情與同伴關系之間的聯系可能還會受到其他因素的影響。通過回顧和分析已有的研究，可以發現以下幾個因素可能是導致結果出現分歧的關鍵。

首先，共情不同維度的差異及其影響是研究者最為關注的。一方面，就情緒共情而言，情緒共情不僅有助于親子之間形成親密的連接，同時也會幫助個體與他人建立聯系(Stern & Cassidy, 2018)。但也有研究者發現，共情能力更高的個體，會產生更多的人際關系困擾。此外，由于情緒共情水平高的個體對情緒的感受更敏感，對負面情緒的體驗也更加深刻，因此在人際關系中更能體會到痛苦(顏志強, 李珊, 2021)。另一方面，就認知共情而言，在與他人交往的過程中，認知共情水平高的個體更能克服以自我為中心的觀點，體驗他人的感受和想法，從而提高人際交往的質量并拉近人際間的距離。Soenens等人(2007)的研究發現，認知共情不僅能顯著預測同伴關系，還可以預測友誼質量。顏志強和李珊(2021)的研究也得出了一致的結論，并認為高質量的同伴關系可以緩解個體抑郁水平。國外一項關于青少年共情與同伴關系聯系的元分析研究也顯示，二者呈顯著正相關(Boele et al., 2019)。但是，也有一些研究得到了相反的結果。Settoon 和Mossholder(2002)在考察共情與同伴關系時發現，個體的認知共情與其同伴關系呈負相關。此外，Caravita和Blasio(2009)的研究則發現二者之間并沒有顯著的相關性。

其次，共情和同伴關系都會隨著個體的成長而不斷發展，兩者的關系亦可能隨年齡的增長而出現變化。同伴關系在不同發展階段的重要性得到了許多研究者的證實，與學前期和成年早期不同，兒童中期和青少年期是個體獨立意識增強以及交流對象從親人轉向同伴的重要發展階段(鄒泓, 1998)。同時，研究發現，在兒童后期和青少年早期，個體社會關系的表征發生了巨大變化。與童年期相比，隨著年齡增長，青少年時期個體的人際交互網絡逐漸擴展到同齡人、伴侶以及社會群體。這一時期共情能力高的個體在人際網絡中占據中心地位(Morelli et al., 2017)，同伴關系質量更高，且伴隨著更高的親密性以及積極的依戀關系的形成(Gorrese & Ruggieri, 2012)。此外，共情的發展也存在階段性特點。黃翯青和蘇彥捷(2012)提出了共情發展的雙過程理論模型，并認為情緒共情與生俱來，自嬰兒期到成年期呈現下降趨勢，到老年階段有所上升，而認知共情的發展相對較晚，自出生到成年期呈現上升趨勢，老年階段則逐漸下降。顏志強等人(2021)的研究也進一步證明，學前期兒童主要以情緒共情為主，兒童中期至成年早期則過渡為以認知共情為主，成年中期以后又回歸到了以情緒共情為主。因此，盡管同伴關系的發展具有一定的連續性和延續性(Lansford et al., 2014)，其發展的階段性也依然十分明顯。以上研究結果表明，個體的共情以及同伴關系均會受到年齡的影響。由此看來，個體的共情與同伴關系之間的聯系或許會因其發展階段的不同而發生變化。

此外，研究變量的發展特點自然帶來了研究工具的發展階段適用性問題。在同伴關系的測量中，以同伴提名法為主，問卷法為輔。同伴提名法是讓被試對班級上的同學進行提名，通過被試的提名可以進行經典的受歡迎程度計算或是社會網絡分析(龐麗娟, 1994; 唐文清等, 2014)。由于同伴提名法具有較高的生態效度以及跨年齡、跨發展階段的實用性，所以使用較為普遍。但是，鑒于數據收集和分析較為麻煩，也有許多學者在青少年以及成人群體中轉而采用問卷法測量同伴關系，如友誼質量問卷(顏志強, 李珊, 2021)、同伴關系滿意度量表(魏運華, 1998)等。問卷法的問題則在于社會稱許性以及共同方法偏差。相對應地，在共情測量中面臨的問題則較為多樣。朱曉倩等人(2021)指出，共情研究存在明顯的發展階段性，不同的發展階段可能需要使用不同的測量工具，學前期兒童中較為常用的是情景故事法，青少年及成人群體較為常用的是問卷法，如人際反應指針、共情商數量表等(朱曉倩等, 2021)。這種測量工具的差異無疑會對研究結果產生一定的影響。同時，不同的測量工具也可以反映研究者對共情的理解，這也導致他們在編制測量工具時所面向的對象不盡相同。例如，共情問卷在編制時便是明確以兒童為對象進行的(顏志強等, 2019)，而人際反應指針則是面向成人群體。因此，關注和分析同伴關系以及共情測量工具對二者關系的影響也將有助于厘清共情維度和發展階段的影響。

雖然國外已對青少年時期的共情與同伴關系間的關系進行了元分析(Boele et al., 2019)，但是目前還沒有研究采用三水平元分析這種新的元分析方法(Assink & Wibbelink, 2016)對個體整個發展階段的共情與同伴關系之間的關系以及兩者關系的調節因素進行定量整合研究。中國文化背景下兩者的關系如何，這種關系是否會受到其他特征如特定的發展階段的影響還有待進一步研究。因此，本研究將采用三水平元分析的方法對關于共情與同伴關系聯系的相關文獻進行定量整合和分析，以期得出關于二者之間關系更為普遍、準確的結論。基于已有文獻，本研究假設共情與同伴關系之間存在正相關，共情維度、發展階段和測量工具能夠調節二者之間的關系。

2 方法

2.1 文獻選取

使用中、英文搜索引擎對探討共情與同伴關系聯系的文獻進行檢索，中文搜索主要使用中國知網數據庫、維普期刊網和萬方數據庫，共情的檢索詞為“共情”或“認知共情”或“情緒共情”或“情感共情”，同伴關系的檢索詞為“友誼”或“同伴關系”或“人際關系”。英文文獻使用Web of science、ProQuest、PsychARTICLES等檢索。共情的英文檢索詞為“empathy”或“cogniti * empathy”或“affect * empathy”或“emotion * empathy”, 同伴關系的檢索詞為“friendship*”或“peer relation*”或“peer relationship*”或“interpersonal”。鑒于文獻信息收錄的完整性和時間跨度，限定文獻發表年份為2000至2021年。文獻篩選流程見圖1。

圖1 文獻篩選流程

文獻篩選標準：(1)必須是關于共情與同伴關系之間聯系的實證研究，數據完整，樣本大小明確，純理論和文獻綜述類文章排除在外；(2)所設被試皆為典型發展群體，精神病人等其他非典型發展群體排除在外；(3)明確標明測量工具且有據可查，數據重復發表的只取其一，使用非標準化方法和其他測量工具的文獻被排除在外；(4)被試皆為隨機取樣；(5)語言為漢語或英語；(6)文章詳細報告了r值或可以轉化為r值的F值、t值或χ2值，排除運用結構方程模型、回歸分析及其他統計方法獲得的數據。最終得到符合要求的文獻29篇，其中，中文文獻14篇，英文文獻15篇，獲得效應量57個。

2.2 文獻編碼與數據分析

根據所要探討的問題，對納入元分析的文獻進行編碼(詳見表1)：(1)文獻信息(第一作者名及發表年份)；(2)樣本量；(3)被試年齡；(4)發展階段：學前期(3～6歲)；兒童中期(6～12歲)；青春期(12～20歲)；成年早期(20～40歲)；成年中期及晚期(40歲以上)；(5)文化背景；(6)同伴關系和共情測量；(7)共情維度；(8)效應量大小。

表1 元分析中納入的原始研究(n=29, k=57)

文獻編碼由兩位心理學專業的研究生完成，編碼者一致性系數為0.92，不一致部分經討論后統一。元分析采用R語言(Version 4.1.0)中的metafor包分析(Viechtbauer, 2010)。參考Assink 和Wibbelink(2016)三水平元分析建議編寫了R語言分析代碼。水平1為元分析的抽樣方差，水平2為研究內方差，水平3為研究間方差。水平2和水平3的結果顯著時，便意味著有必要進行調節效應分析。與傳統元分析相比，采用三水平元分析可以從研究中提取所有效應量，從而最大化地保留信息的完整性，提高統計效率。

3 研究結果

3.1 發表偏差檢驗

研究選取漏斗圖、begg檢驗和Egger’s截距檢驗來檢驗發表偏差。從漏斗圖來看, 研究基本上都集中于三角形的頂端，并且較為均勻地分布在中線兩側[z=0.76,p=0.45]。Egger’s截距檢驗結果表明，差異不顯著[t(55)=1.81,p=0.08]。

圖2 發表偏差檢驗

綜合漏斗圖、begg檢驗和Egger’s截距檢驗來看，文獻選取不存在發表偏差，結果可靠。

3.2 主效應檢驗

元分析共包含29項研究，57個效應量。采用隨機效應模型的結果顯示，共情和同伴關系存在顯著正相關(r=0.24, CI=[0.19, 0.29],t=9.28,p<0.001)。進一步的分析表明，當前研究在研究內方差(水平2)存在顯著性差異(p<0.001)，在研究間方差(水平3)存在邊緣顯著差異(p=0.06)。三個水平的方差來源分別為，抽樣方差(水平1)7.76%，研究內方差(水平2)58.82%，研究間方差(水平3)33.41%。綜合來看，可以進行調節效應分析以便進一步解釋共情與同伴關系之間的關系。

3.3 調節效應檢驗

為了考察共情與同伴關系的聯系是否受到其他因素的影響, 進一步考察調節效應(結果見表2)。結果顯示，共情維度的調節作用顯著(F(2,54)=4.19,p=0.02)。與情緒共情相比(r=0.17)，認知共情與同伴關系的相關更強(r=0.23)。發展階段的調節效應顯著(F(3,53)=3.02,p=0.04)，兒童中期共情與同伴關系的聯系最強(r=0.44)。此外，同伴關系(F(3,53)=2.51,p=0.07)與共情(F(4,52)=2.08,p=0.097)的測量工具的調節效應邊緣顯著。采用友誼質量量表測量同伴關系的研究共情與同伴關系的聯系最強(r=0.35)，采用共情問卷測量共情的研究共情與同伴關系的聯系最強(r=0.44)。

表2 調節效應分析結果

3.4 調節變量的多重回歸分析

為排除調節變量間可能存在的共線性，參照已有研究進行多重回歸分析。以共情維度(總分)、發展階段(學前期)、同伴關系測量工具、共情測量工具為參照變量，結果顯示至少有一個調節變量的回歸結果顯著(見表3)。

表3 調節變量的多重回歸分析

4 討論

4.1 共情與同伴關系之間的聯系

本研究對探討共情與同伴關系聯系的實證研究進行元分析, 共納入了29項研究。結果顯示，共情與同伴關系之間存在中等程度的正相關。結果表明，良好的共情能力與積極的、高質量的同伴關系緊密相關。

共情作為人類在漫長進化過程中獲得的重要的社會認知能力，對個體的人際交往和群體生活無疑有著重要的促進作用和積極意義。從功能性的角度來看，共情能夠使個體更快地對他人的情緒狀態產生共鳴，這種情緒上的共鳴可能誘發進一步的人際互動(de Waal, 2008)。在這個過程中，如果個體能對他人的情緒感受產生自發的替代性情緒體驗并且對被觀察到的他人感到悲傷或擔憂，就能增加同伴間的親密感，促進人際交流(Buhrmester et al., 1988)。Wang等人(2019)的研究發現，在兒童中期，共情對同伴關系形成和發展的促進作用可能是通過增加幫助他人和減少傷害他人的行為實現的。

從發展性的角度來看，共情確實一直在發揮作用。Carreras等人(2014)的研究發現，幼兒的同伴關系與其共情水平之間存在顯著的正相關。隨著個體年齡的增長和認知能力的不斷提高，當個體能夠依據一定的概念系統和規則對他人的情緒和感受進行推理時，情緒共情與認知共情的交互作用會促使個體產生對他人的關心、安慰以及幫助等一系列親社會行為，當個體的共情反應轉化為外顯的、可觀測的行為表現，對他人情緒的共享、覺察以及觀點的采擇轉化為有目標的幫助和支持行為時，無疑可以成為個體建立和發展同伴關系的助燃劑(劉思航等, 2021)。

4.2 共情與同伴關系的調節效應

4.2.1 共情維度

以往一項元分析結果發現情緒共情和認知共情兩維度與青少年的同伴關系不存在顯著差異(Boele et al., 2019)。而我們的元分析的結果顯示，共情維度的調節作用顯著。結果與較多研究發現一致，認知共情與同伴關系的關聯要高于情緒共情，認知共情和情緒共情的單獨作用都要弱于共情總分。這可能源于認知共情和情緒共情的定義和特點。首先，與認知共情相比，情緒共情是一把雙刃劍，在人際交往的過程中，情緒共情既能夠將自己與他人的距離拉近，也可能給自己帶來較大的情緒壓力從而使自己遠離他人(顏志強, 李珊, 2021)，與之相比，認知共情與同伴關系的聯系更為直接且穩定(Ciarrochi et al., 2016)。其次，情緒共情只是對他人情緒的共鳴和替代性情緒體驗，認知共情卻是準確知覺和解讀他人的情緒或意圖，明顯后者可能更直接地影響個體的人際關系(Morelli et al., 2017)。根據de Waal和Preston(2017)所提出的共情反應過程模型，決定人際接觸和聯系的起因是情緒共情，但是最終是否會做出共情行為形成人際聯系則取決于認知共情。同時，需要注意到共情總分與同伴關系的關聯最強，這與Boele等人(2019)的研究結果一致。這些結果提醒我們認知共情和情緒共情的協同作用(黃翯青, 蘇彥捷, 2010)是同伴關系形成和發展的重要基礎。

4.2.2 發展階段

結果與預期一致，兒童中期共情與同伴關系的聯系最強，學前期和青春期次之，成年早期較低，總體呈現倒U型發展曲線。Boele等人(2019)的研究沒有發現共情與同伴關系質量的關系在整個青春期會隨年齡而變化。而我們的元分析的結果顯示，在個體的整個發展進程中，發展階段的調節作用顯著。這個結果可能主要與共情的發展特點和個體隨年齡變化的人際交往環境有關。一方面，兒童中期是個體從以情緒共情為主的發展階段轉向以認知共情為主的發展階段的轉折階段(顏志強, 蘇彥捷, 2021)，隨著年齡的增長，個體執行功能等與共情相關的能力不斷提高，個體的認知共情進入快速發展階段(Yan et al., 2020)。認知共情的出現和發展會使得個體更好地理解他人的意圖和情緒，并且促進人際交往(van den Bedem et al., 2018)。另一方面，學前期是個體社會交往的啟蒙期和開端(Jiang & Cillessen, 2005)，而兒童中期和青春期才是個體社會交往的關鍵時期，當個體進入成年早期時共情與同伴關系的關聯則逐漸變弱(Settoon & Mossholder, 2002)。從現實來看，成年早期個體可能逐漸從同伴關系過渡到了親密關系，交友重心發生了轉變。

4.2.3 測量工具

元分析的結果顯示，測量工具的調節作用邊緣顯著。這與Boele等人(2019)的元分析結果一致，即采用可靠性更高的量表時，共情和同伴關系的相關最強。首先，從同伴關系的測量來看，除了友誼質量量表的結果較高之外，其他測量工具之間的結果沒有太大差異。這可能是因為，從概念和測量上友誼質量量表更貼合同伴關系的定義，該量表由Bukowski等人(1994)開發，主要面向青少年群體。同伴提名法雖然使用較為普遍，但是在具體應用過程中研究者對其操作都略微有所不同，比如在學前期兒童群體中一般限制提名上限為3人，但是在青春期和成年早期的研究中可能限制上限為10人，也可能不限制。其次，從共情的測量來看，除了共情問卷的結果較高之外，其他測量工具之間的結果沒有太大差異。同樣地，開發共情問卷的主要目的就是測量兒童的共情水平(Rieffe et al., 2010)。同時，這個結果可能也與元分析所納入的幾個樣本全是使用共情問卷測量兒童中期被試的研究有關。

4.3 研究局限與展望

總體而言，本研究采用元分析考察共情與同伴關系之間的聯系具有一定的理論和實踐意義。首先，拓展了以往的研究結果，證實了在中國文化背景下不僅僅是青少年期，在個體的整個發展階段共情與同伴關系都存在一定的正向聯系。此外，與以往研究不同，本研究還深入探討了影響兩者關系的調節因素。研究結果表明，共情是同伴關系的保護傘，對于促進個體同伴關系的積極發展具有一定的指導意義。

然而本研究仍存在一定的不足有待今后研究補足。第一，元分析所納入的樣本存在發展階段失衡現象，學前期和兒童中期的樣本太少。一方面源于研究難度大，另一方面可能也表明關注較少(劉思航等, 2021)。第二，元分析所納入的原始研究大多為橫斷研究，無法證明二者之間的因果聯系，未來可考慮進行縱向追蹤和訓練研究，全面揭示共情影響同伴關系的內在心理機制，再以此為基礎探析改善個體同伴關系的有效路徑。第三，元分析所納入的不同文化樣本有限，已有研究表明中美大學生同伴關系存在差異(周宗奎等, 2015)，未來的研究可以考慮進一步探討文化背景的調節作用。第四，元分析發現測量工具的調節作用為邊緣顯著，需要考慮更加細致的區分和比較測量工具的異同和效應大小。

5 結論

本研究采用元分析方法，發現共情與同伴關系之間存在中等程度的正相關。兒童中期共情與同伴關系的聯系最強，學前期和青春期次之，成年早期較低，總體呈現倒U型發展曲線。同時，認知共情與同伴關系的聯系強于情緒共情，二者可能在發展過程中協同發揮作用。未來研究在進行測量時需要考慮測量工具的潛在影響。