青少年外化傾向與親社會傾向：道德認同和共情的鏈式中介作用

賀益梅

（閩南師范大學教育科學學院，福建漳州 363000）

一、背景

親社會傾向指個體在一定情境下實施親社會行為的傾向性[1-3]。中學生處于個體身心發展與行為養成的重要時期，其親社會傾向也會隨之改變。處于青春期的初中生為追求自主，在行為上會表現出叛逆，這種叛逆可能會在初二年級達到頂峰。追求自主引發的矛盾沖突讓初一、初二學生體驗到更多的消極情緒。初一、初二學生身上反映出青少年的典型特點。隨著年級的增長，中學生的社會適應性（例如親社會行為）也在改變[4]。因此，本研究以初一、初二學生為研究對象，揭示影響青少年親社會傾向的因素和發展規律，對促進中學生的親社會行為具有重要意義。

內疚、羞恥情緒對親社會行為有重要影響[5-6]。如果個體感到內疚或羞恥，可能會采取親社會行動來減少痛苦[7]。外化傾向是個體感到內疚、羞恥時的防御反應，表現為個體傾向于將自身行為帶來的后果歸因于自己以外的因素[8]。外化可減少痛苦的自我覺知。當個體通過外化來減少痛苦，則可能不采取親社會行動。外化傾向可能對青少年的親社會傾向有消極影響。根據道德認同理論及相關研究，青少年道德認同越高，親社會傾向越高[9]。歸因理論提出內歸因促使個體反思自己，改變自身的行為，而外歸因則相反。感到內疚的個體會內歸因，激活道德認同，進而實施親社會行為[10]。高外化傾向的個體會進行外歸因[8]，關注外部，難以激活內在的道德認同，進而減少親社會傾向。根據共情—利他假說及研究，共情能力越高，親社會傾向越高[11]。共情需感同身受，先關注他人，后轉到自身，與內歸因呈顯著正相關[12]。但外歸因的個體關注外部，難以激活內在的共情。進行外歸因的個體可能會減少共情，進而影響親社會傾向。共情可能會在外化傾向與青少年親社會傾向之間起中介作用。

儒家提倡“反求諸己”“推己及人”，強調自我修養及換位思考。根據內化學說，外在的道德要求可以轉化成內在的道德信念。高道德認同的個體傾向于內歸因和換位思考。換位思考是共情能力的重要組成部分 。研究表明，道德認同與共情顯著呈正相關，在共情與親社會行為之間起中介作用[2]。因此，如果個體產生外化傾向，可能難以激活內在的道德認同，從而降低共情，進而減少親社會傾向。綜上，本研究提出假設：道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間起鏈式中介作用。

二、對象與方法

（一）對象

筆者采用整群抽樣的問卷調查法，選取福建省的在校中學生作為被試，先發放500份問卷，再對數據進行篩選，將不認真填答及未上交問卷的被試數據剔除后，還剩有效問卷484份，問卷的有效率達到97%。被試的年齡范圍為13～15[（13.92±0.66）]歲，有6人沒有報告年齡。初一的學生有233人，初二的學生有251人。女生有285人，男生有197人，有2人沒有報告性別。

（二）工具

1.外化量表

筆者采用了由Tangney和Dearling編制的青少年自我意識量表中的外化傾向分量表。該量表的中文版本由馬惠霞等人[13]修訂。中文修訂版有13個題目，使用李克特1～5點計分法（從1=完全不可能到5=非常可能），分數越高，表明外化傾向越高。在本研究樣本中，該量表的α系數為0.76。

2.青少年親社會傾向量表

寇彧、洪慧芳等人[3]修訂的青少年親社會傾向量表共有26個題目，對被試的作答進行計分采用的是李克特5點評分法，具體為1分=非常不像我，5分=非常像我。得分越高，表明個體越傾向于實施親社會行為。在本研究樣本中，該量表的α系數為0.94。

3.道德認同量表

筆者采用了Aquino[17]和Reed 編制的道德認同量表，該量表的中文版為王興超和楊繼平[14]使用的版本。研究結果顯示，問卷信效度良好。該量表共有10個題項，分為2個維度：內在化（5題）、表征化（5題）。筆者采用李克特5點評分法對被試的作答進行評分，“1”代表“非常不同意”，“5”代表“非常同意”。得分越高，表明道德認同水平越高。在本研究樣本中，該量表的α系數為0.78。

4.共情量表

筆者采用了由Davis 編制的共情量表，該量表的中文版本由張鳳鳳等人[15]修訂。中文修訂版有22個題目，采用的是李克特五點評分法，“1”代表“非常不符合”，“5”代表“非常符合”，得分越高，表明個體的共情能力越強。Davis編制的共情量表分為4個分量表：幻想同理心（7題）、換位思考（7題）、共情關懷（7題）、個人痛苦（7題）。在本研究樣本中，該總量表的α系數為0.82。

（三）統計方法

筆者選用SSPSS 21.0版本的軟件進行共同方法偏差檢驗、相關分析，選用Mplus7.0版本的軟件進行結構方程模型分析及效應檢驗。

三、結果

（一）共同方法偏差控制與檢驗

筆者采用Harman單因子檢驗法進行共同方法偏差檢驗。結果表明，特征值大于1的因子有19個。其中，第一個因子解釋變異量為19.62%，小于40%的臨界值，說明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

（二）相關分析及鏈式中介模型檢驗

相關分析表明，外化傾向與共情、道德認同、青少年親社會傾向呈顯著負相關，共情、道德認同與青少年親社會傾向兩兩顯著正相關。筆者將外化傾向和道德認同采用因子平衡法進行打包處理，將共情和青少年親社會傾向按維度打包處理。筆者以外化傾向為自變量，以青少年親社會傾向為因變量，以道德認同、共情為中介變量進行結構方程模型分析，模型的擬合可接受（χ2/df=3.15，CFI=0.93，TLI=0.92，RMSEA=0.07，SRMR=0.06），結果見圖1。外化傾向不能顯著負向預測青少年親社會傾向（β=-0.10，P>0.05），道德認同、共情對青少年親社會傾向的正向預測均顯著（β=0.35，P<0.001；β=0.65，P<0.001），外向傾向能顯著負向預測道德認同、共情（β=-0.19，P<0.01；β=-0.18，P<0.01）。

圖1 外化傾向與青少年親社會傾向的鏈式中介模型

筆者通過偏差校正的非參數百分位Bootstrap估計法（重復抽樣1 000次）得出，道德認同在外化傾向與青少年親社會傾向之間的中介效應檢驗的95%CI為[-0.150，-0.015]，該區間不包括0。這表明道德認同在外化傾向與青少年親社會傾向之間的中介作用顯著，中介效應占總效應的27.43%。共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間的中介效應檢驗的95%CI為[-0.234，-0.049]，該區間不包括0。這表明共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間的中介作用顯著，中介效應占總效應的48.10%。道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間鏈式中介作用檢驗的95%CI為[-0.120，-0.013]，區間不包括0。這表明道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間的鏈式中介作用顯著，中介效應占總效應的24.47%。本研究有顯著的中介效應路徑：道德認同在外化傾向與青少年親社會傾向關系中的中介作用；共情在外化傾向與青少年親社會傾向關系中的中介作用；道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會傾向關系中的鏈式中介作用。結果見表1。

表1 道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會傾向之間中介效應的Bootstrap 檢驗

四、討論

結果表明，外化傾向與青少年親社會傾向呈顯著負相關。外化傾向會影響青少年親社會傾向的發展。結合歸因理論可知，高外化傾向的青少年通過將責備外化，不從自身尋找原因，降低了親社會傾向。內疚、羞恥對親社會行為的影響不同，外化傾向作為內疚、羞恥的防御反應，可能是導致兩者差異的原因。內疚對親社會行為有積極影響[5]。但羞恥對親社會行為可能是積極的[6]，也可能是消極的[16]。內疚是對行為進行責備，但羞恥是對自我進行責備，后者的情緒強烈程度及負面影響更大[7]。羞恥可能更易引發個體產生外化傾向，進而影響親社會行為。

筆者通過相關研究，發現道德認同在外化傾向與青少年親社會傾向間起中介作用。高外化傾向的青少年會進行外歸因，無法激活道德認同，進而減少親社會傾向。根據道德認同理論，道德認同水平越高的青少年，其越傾向于實施親社會行為[9]。內疚的個體會進行內歸因，激活道德認同[10]，進而采取補償行動[7]。因此，個體進行內歸因還是外歸因會對道德認同起不同的作用，進而影響親社會傾向。共情是對他人痛苦的感同身受。高外化傾向的青少年會進行外歸因，無法激活內在的共情，不改變自身行為，而是降低共情以逃避痛苦[17]。這一結果從反面驗證了內歸因與共情的積極聯系[12]。因此，歸因方式會影響個體內在資源的激活，從而影響親社會傾向。筆者還發現道德認同和共情會在外化傾向和青少年親社會傾向間起鏈式中介作用。高外化傾向的青少年會進行外歸因，降低道德認同，進而降低親社會傾向。本研究的結果表明道德認同會對共情產生積極影響，符合傳統的儒家思想，與以往研究一致[2]。

綜上，筆者以初一、初二年級的學生為研究對象，發現道德認同和共情在外化傾向與青少年親社會行為中起鏈式中介作用，對培養青少年親社會傾向具有重要啟發。教師應引導青少年進行正確歸因，教導其自我反思，增強青少年的道德認同，提高青少年的共情能力，進而促進親社會傾向的產生與發展。此外，教師還要教導青少年通過積極的行動來調節消極情緒，而非逃避。本研究還存在以下不足：第一，本研究樣本不含初三年級的學生，研究結果推廣需謹慎；第二，本研究是橫向研究，難以進行因果推論。