何 寧 朱云莉

(陜西師范大學(xué)心理學(xué)院, 西安 710062)

1 引言

自戀(narcissism)一詞源于希臘神話人物那喀索斯(Narciccus), 這位傳說中的美少年因貪戀自己的水中倒影以至憔悴身亡?，F(xiàn)代英語中, narciccus亦有“水仙花”之意, 水仙姿態(tài)柔美卻嬌弱難侍, 暗合了希臘神話的隱喻。日常生活用語中, “自戀”一詞也散發(fā)出“自私”、“傲慢”和些許“冷漠”的氣息,自戀者光鮮亮麗卻似有遺世獨(dú)立和拒人千里之嫌?，F(xiàn)代心理學(xué)認(rèn)為, 自戀是一種認(rèn)知、情感和行為的綜合體, 共同傳遞著夸張、積極和獨(dú)特的自我概念(Rhodewalt & Eddings, 2002), 它主要包含 3個(gè)成分：一是夸大積極的自我概念; 二是為維持這種積極自我概念所采取的自我調(diào)節(jié)策略; 三是低共情、低親密度的人際關(guān)系(Campbell, Hoffman, Campbell,& Marchisio, 2011)。自戀者的自我膨脹主要集中于權(quán)利、地位、外表吸引力等主體性特質(zhì) (agentic trait)方面, 而非同情心、同理心、關(guān)愛等集體性特質(zhì)(communal trait)方面(Campbell, Bosson, Goheen,Lakey, & Kernis, 2007)。因此, 過度自愛(self-love)使自戀者在人際關(guān)系領(lǐng)域往往表現(xiàn)出共情能力的不足, 而共情是引發(fā)利他行為的重要?jiǎng)恿?Aderman& Berkowitz, 1970; Aronfreed, 1970; Coke, Batson,& McDavis, 1978; Harris & Huang, 1973; Krebs,1975; Mehrabian & Epstein, 1972)。那么, 這種過度的自我愛戀是否會(huì)影響自戀者的他愛或親社會(huì)行為？

與此同時(shí), 自戀與個(gè)體主義文化密切相關(guān)(Roberts & Helson, 1997)。Triandis (1989) 曾言, 隨著一個(gè)社會(huì)復(fù)雜性的提升以及物質(zhì)生活的不斷富足, 其文化的個(gè)體主義傾向也將日趨明顯。目前,隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展, 已有研究表明, 集體主義文化下的中國人反而比個(gè)體主義文化下的美國人更為自戀(Fukunishi et al., 1996), 美國大學(xué)生的自戀水平顯著低于中國大學(xué)生(Kwan, Kuang, &Hui, 2009), 今天的國人似乎進(jìn)入了“generation me”的時(shí)代。因此, 在當(dāng)前倡導(dǎo)和諧社會(huì)的文化主題下,探討自戀人格與親社會(huì)行為的關(guān)系同樣具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1.1 自戀的概念及其功能

自戀最初是作為人格障礙而受到臨床研究者的廣泛關(guān)注, 1980年, 《美國精神疾病診斷統(tǒng)計(jì)手冊》第三版中(DSM-III, American psychiatric association)首次將自戀人格障礙(narcissistic personality disorder,NPD)列為一種獨(dú)立的人格障礙類型。NPD表現(xiàn)為夸大的行為模式、需要他人的羨慕和注意、權(quán)利感、過度的情緒反應(yīng)、缺乏同情心以及脆弱的自尊(DSM-IV-TR, American Psychiatric Association, 2000)。隨著研究的深入, 自戀逐漸作為一種正常的人格特質(zhì)進(jìn)入人格與社會(huì)心理學(xué)家的視野。

Campbell, Rudich 和 Sedikides (2002)認(rèn)為,自戀是一個(gè)具有多維結(jié)構(gòu)的概念, 表現(xiàn)為浮夸、自愛和膨脹的自我, 就其功能而言, 自戀“既好又壞”(mixed blessing)。元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自戀與自尊呈正相關(guān), 自戀者積極的自我概念有利于個(gè)人成長與發(fā)展(Campbell et al., 2002), 但高自尊的表面下也隱藏著對批評的高度敏感和低耐受性(Bushman &Baumeister, 1998); 就人際關(guān)系而言, Campbell等人(2011)提出, 自戀者與人交往之初多能建立良好的人際關(guān)系, 但這種人際關(guān)系的虛假性會(huì)在長期的互動(dòng)中暴露出來, 并形象地稱之為巧克力蛋糕模型(Chocolate Cake Model), 即品嘗之初不免誘人, 但長期食用則乏善可陳; 從決策的角度來看, 自戀者的過度自信(over confidence)、高冒險(xiǎn), 以及對回報(bào)的短視(myopic focus on reward)常常導(dǎo)致其決策偏差(Lakey, Goodie, & Campbell, 2007), 但也有研究表明, 自戀者外向、自信、易于應(yīng)對壓力的人格特征可能使他們在需要快速?zèng)Q策時(shí)表現(xiàn)不俗(Foster& Trimm, 2008)。

1.2 自戀與共情

德國心理學(xué)家 Lipps最早于 1886年提出共情(empathy)這一概念(引自章瀅, 2005), Hoffman(Hoffman, 2000)將其定義為對他人情緒體驗(yàn)的一種知覺及情緒反應(yīng), 可分為認(rèn)知共情(cognitive empathy)和情緒共情(emotional empathy) (Batson,2009; Blair, 2005; Davis, 1983; Dziobek et al., 2008;Singer, 2006)。前者指觀點(diǎn)采擇、社會(huì)認(rèn)知、表征他人精神狀態(tài)或心理理論能力(Baron-Cohen &Wheelwright, 2004), 后者則指與他人情緒體驗(yàn)相一致的內(nèi)在感受(Eisenberg & Miller, 1987; Mehrabian& Epstein, 1972)。情緒共情參與對早期共情的自動(dòng)的自下而上加工過程, 而認(rèn)知共情則參與對后期共情有意識(shí)的控制評估過程(肖鳳秋, 鄭志偉, 陳英和, 2014)。有研究證實(shí), 認(rèn)知共情與情緒共情具有不同的神經(jīng)機(jī)制(Bernhardt & Singer, 2012; Fan,Duncan, de Greck, & Northoff, 2011), 與情緒共情相關(guān)的腦區(qū)包括額下回、頂下小 葉以及前部扣帶皮層、腦島和杏仁核等, 認(rèn)知共情涉及的腦區(qū)則包括內(nèi)側(cè)前額葉皮層、顳上溝、顳頂聯(lián)合區(qū)和顳極等。

長期以來, 自戀人格障礙的共情功能失調(diào)(empathic dysfunction)始終是臨床研究關(guān)注的問題之一。DSM-Ⅲ將共情加工過程受損, 即缺乏識(shí)別他人感受的能力, 列入自戀人格障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)之一;DSM-IV將共情功能失調(diào)定義為不愿意識(shí)別或認(rèn)同他人的情感和需要。與此同時(shí), 針對非臨床人群的研究也證實(shí)了自戀者的低共情表現(xiàn)(Wai & Tiliopoulos,2012; Watson, Grisham, Trotter, & Biderman, 1984;Watson & Morris, 1991)。然而, 這種低共情究竟體現(xiàn)為情緒共情困難抑或認(rèn)知共情不足, 研究結(jié)論并不統(tǒng)一。Stone (1998)假設(shè), 共情能力和共情意愿的可分離性可能有助于解釋自戀者的低共情表現(xiàn), 即自戀者雖具有共情能力, 但卻選擇主動(dòng)回避他人的痛苦與困擾。一項(xiàng)臨床研究表明, 與正常人群相比,NPD的情緒共情能力表現(xiàn)出極大損傷, 但在認(rèn)知共情方面不存在差異(Ritter et al., 2011); 非臨床研究也發(fā)現(xiàn), 自戀者對面部情緒圖片共情時(shí)出現(xiàn)腦島失活的大幅下降(Fan, Wonneberger et al., 2011), 說明自戀者的共情困難更可能表現(xiàn)在情緒共情方面。但采用自陳問卷的研究結(jié)果卻顯示, 自戀者具有較高的情緒共情能力(Ritter et al., 2011), 其認(rèn)知共情能力反而較低(Watson, Little, Sawrie, & Biderman,1992)。

1.3 共情與內(nèi)隱利他

“利他” (altruism)一詞最早由法國社會(huì)學(xué)創(chuàng)始人孔德(Comte)提出, 意指愿意通過自己的行為使他人受益(Batson et al., 1991)。Bar-Tal (1986)指出,利他行為具有以下特征：(1)有益于他人; (2)行為的自擇自愿; (3)以利他為目的; (4)不期待任何精神或物質(zhì)獎(jiǎng)賞。他強(qiáng)調(diào), 利他行為雖屬于親社會(huì)行為(prosocial behavior), 但并不是所有親社會(huì)行為都是利他行為, 因?yàn)橛H社會(huì)行為既包括利他又包括償還行為, 后者是指出于報(bào)恩或彌補(bǔ)而產(chǎn)生的助人行為。由此可知, 利他行為是最高意義上的親社會(huì)行為。

雙加工理論(Bargh, Chen, & Burrows, 1996;Epstein, 1994; Evans, 1984, 1989; Klaczynski, 2001;Sloman, 1996; Stanovich & West, 2000)認(rèn)為, 人類具有分析的和經(jīng)驗(yàn)的兩種信息加工系統(tǒng)。前者主要以語言為媒介進(jìn)行有意識(shí)的、相對費(fèi)時(shí)的規(guī)則推理,后者則是指發(fā)生于前意識(shí)層面的、非語言的和快速的內(nèi)隱心理活動(dòng)。相應(yīng)的, 利他也包含外顯與內(nèi)隱兩種類型, 外顯利他 (explicit altruism)是指個(gè)體自覺自愿地關(guān)心和幫助他人、但無利可圖或不期望得到任何回報(bào)的行為, 多采用直接的自我報(bào)告法進(jìn)行測量; 內(nèi)隱利他(implicit altruism)則是指個(gè)體通過幫助他人來獲得內(nèi)部的、不一定能意識(shí)到的自我獎(jiǎng)賞, 是一種社會(huì)反饋的內(nèi)化行為, 多采用間接的內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)法(implicit association test, IAT, Greenwald,McGhee, & Schwartz, 1998)加以量化。近年來, 利他行為的內(nèi)隱和外顯分離效應(yīng)也得到了一些研究的證實(shí)(蔣達(dá), 王歆睿, 傅麗, 周仁來, 2008; 金戈,2009; 蘇永玲, 2010)。

來自社會(huì)心理學(xué)以及發(fā)展心理學(xué)的研究表明,共情是引發(fā)利他行為的重要?jiǎng)恿?Batson et al.,1991; Dovidio, Piliavin, Schroeder, & Penner, 2006;Eisenberg & Miller, 1987; Pavey, Greitemeyer, &Sparks, 2012)。Hoffman (2001)在其共情、道德原則與親社會(huì)行為的三疊式推理中進(jìn)一步闡述了共情作為動(dòng)機(jī)直接引發(fā)利他行為, 以及共情與道德原則共同作用于利他行為的觀點(diǎn)。與此同時(shí), 國內(nèi)的研究也證實(shí)了共情與利他行為相關(guān)顯著(何安明,2007; 章瀅, 2005), 共情可直接預(yù)測利他, 并且是道德判斷影響利他的中介變量(洪麗, 2005)。

1.4 問題提出

目前, 雖然自戀者低共情的結(jié)論得到了研究的證實(shí), 但從認(rèn)知與情緒共情的不同維度去分析該現(xiàn)象的研究仍不充分, 致使難以真正理解自戀者低共情的實(shí)質(zhì); 此外, 以往研究中關(guān)于共情與利他關(guān)系的探討大多圍繞特質(zhì)共情(trait empathy)展開(Batson, 1991; van Lange, 2008), 鮮有涉足狀態(tài)共情(state empathy); 與此同時(shí), 利他行為具有較高的社會(huì)贊許性, 而自戀者為維護(hù)其積極的自我形象,在認(rèn)知與情感方面具有明顯的自我服務(wù)偏差(self-service bias)和自我提升(self-enhancement)效應(yīng)(Campbell, Reeder, Sedikides, & Elliot, 2000;Foster, Shrira, & Campbell, 2006; Young & Pinsky,2006), 因此, 其外顯的利他表現(xiàn)可能只是一種自我提升的手段(周暉, 周暉, 張豹, 2010)。為此, 本研究試圖從內(nèi)隱層面來揭示自戀者利他的一般特征, 并試圖通過情境誘發(fā)來考察自戀者共情成分的變化及其對內(nèi)隱利他的影響。

2 實(shí)驗(yàn)1：自戀者共情與內(nèi)隱利他的一般特征

2.1 研究目的與研究假設(shè)

實(shí)驗(yàn)1的目的在于描述自戀者在共情和內(nèi)隱利他方面的基本特征。其假設(shè)為, 與非自戀組相比,自戀組被試具有更低的共情水平與內(nèi)隱利他傾向。

2.2 研究方法

2.2.1 被試

采用方便取樣, 從陜西師范大學(xué)隨機(jī)抽取 109名在校大學(xué)生(男生 21人, 女生 88人)參與自戀人格問卷調(diào)查和內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)。所有被試視力或矯正視力正常, 均為右利手者, 熟悉電腦基本操作, 且近期沒有參加過類似實(shí)驗(yàn)。以所有被試自戀人格問卷得分的平均數(shù)為分界點(diǎn), 劃分為自戀組和非自戀組, 剔除內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)結(jié)果中反應(yīng)正確率低于80%的被試, 實(shí)驗(yàn)1最終獲得被試98人(男生16人, 女生82人), 自戀組被試47人, 非自戀組被試51人。

2.2.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1) 自戀人格問卷

采用Raskin和Terry (1988)編制的自戀人格量表(Narcissistic Personality Inventory, NPI)對自戀人格進(jìn)行測量。該問卷共有40個(gè)項(xiàng)目, 每個(gè)項(xiàng)目包含自戀和中性兩個(gè)陳述性語句, 要求被試從兩個(gè)語句中選擇一個(gè)最能描述自己人格特征的選項(xiàng)。問卷采用 0、1計(jì)分, 總量表得分范圍為 0～40, 得分越高表明自戀水平越高。該問卷是國內(nèi)外自戀人格研究中廣泛使用的測驗(yàn)工具, 具有良好的信、效度, 本研究中量表內(nèi)部一致性系數(shù)為0.82。

(2) 人際反應(yīng)指標(biāo)問卷

采用吳靜吉等人修訂的中文版人際反應(yīng)指標(biāo)問卷(Interpersonal Reactivity Index–C, IRI-C)對共情能力進(jìn)行測量, 該問卷是依據(jù) Davis (1980)編制的人際反應(yīng)指標(biāo)問卷修訂而成。問卷由 22個(gè)項(xiàng)目組成, 分為觀點(diǎn)采擇、幻想、共情關(guān)注和個(gè)人憂傷 4個(gè)維度。其中, 共情關(guān)注和個(gè)人憂傷代表情緒共情,而觀點(diǎn)采擇反映認(rèn)知共情。問卷采用Likert 5點(diǎn)計(jì)分, 從“完全不符合”到“完全符合”分別記 1～5分。人際反應(yīng)指標(biāo)問卷是國內(nèi)外使用最廣泛的共情能力測量工具, 本研究中問卷整體內(nèi)部一致性系數(shù)為0.69, 4個(gè)分問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)分別為 0.74,0.76, 0.63和0.73。

(3) 內(nèi)隱利他測驗(yàn)

采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗(yàn)(Greenwald et al., 1998)進(jìn)行內(nèi)隱利他實(shí)驗(yàn)研究。IAT是研究內(nèi)隱社會(huì)認(rèn)知最重要的研究方法之一(蔡華儉, 2003)。本研究中, 內(nèi)隱利他測驗(yàn)所用材料包括10個(gè)目標(biāo)詞匯和10個(gè)屬性詞匯, 部分詞語來源于以往相關(guān)研究(蔣達(dá)等,2008), 其余則為自選詞匯。屬性詞分為“自我”和“他人”詞匯, 其中, “自我”詞匯包括自己、自我、我的、我是、我; “他人”詞匯包括別人、他人、他的、他是、他。目標(biāo)詞分為“利他”和“非利他”詞匯, 其中, “利他”詞匯包括關(guān)愛、奉獻(xiàn)、支持、幫助、保護(hù); “非利他”詞匯包括攻擊、辱罵、拒絕、欺騙、藐視。

表1 內(nèi)隱利他測驗(yàn)的步驟及呈現(xiàn)材料

2.2.3 實(shí)驗(yàn)程序

要求被試首先填寫自戀人格問卷, 然后在計(jì)算機(jī)上進(jìn)行內(nèi)隱利他測驗(yàn), 最后完成人際反應(yīng)指標(biāo)問卷。

采用E-Prime 1.1軟件編寫內(nèi)隱利他測驗(yàn)的電腦實(shí)驗(yàn)程序。被試首先閱讀屏幕上的指導(dǎo)語, 明確實(shí)驗(yàn)要求后按“Q”鍵開始。每個(gè)步驟開始前都會(huì)呈現(xiàn)對本階段任務(wù)的描述和指導(dǎo)。測試過程中, 屏幕左上側(cè)和右上側(cè)分別呈現(xiàn)目標(biāo)詞, 即“自我”與“他人”詞匯, 屏幕中央呈現(xiàn)屬性詞, 即“利他”與“非利他”詞匯, 若被試將刺激詞歸為左上側(cè)類別, 則按“F”鍵; 若將刺激詞歸為右上側(cè)類別, 則按“J”鍵。采用IAT的七步范式, 其中正式測驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)次數(shù)是練習(xí)測驗(yàn)的2倍。計(jì)算機(jī)自動(dòng)記錄每一步的反應(yīng)時(shí)和正誤情況。具體步驟及呈現(xiàn)的刺激材料如表1所示。

2.3 結(jié)果與分析

2.3.1 內(nèi)隱利他行為測驗(yàn)IAT效應(yīng)值

采用SPSS 17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。刪除沒有完成全部實(shí)驗(yàn)試次和平均正確率低于 80%的被試, 將反應(yīng)時(shí)低于300 ms的轉(zhuǎn)化為300 ms, 高于3000 ms的轉(zhuǎn)化為3000 ms。由于IAT數(shù)據(jù)呈正偏態(tài), 對數(shù)據(jù)進(jìn)行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換。將不相容任務(wù)的平均反應(yīng)時(shí)減去相容任務(wù)的平均反應(yīng)時(shí), 得出 IAT效應(yīng)值及其對數(shù)值。具體數(shù)據(jù)見表2。

配對t檢驗(yàn)結(jié)果表明, 被試對不相容任務(wù)和相容任務(wù)的反應(yīng)時(shí)差異顯著(t(97) = 19.90,p< 0.001,Cohend= 1.419), IAT效應(yīng)對數(shù)值差異顯著(t(97) =22.30,p< 0.001, Cohend= 1.678), 對相容任務(wù)的反應(yīng)要顯著快于對不相容任務(wù)的反應(yīng), 證實(shí)了 IAT效應(yīng)的存在。

表2 9 8名被試的IAT反應(yīng)時(shí)(ms)和效應(yīng)值(對數(shù)值)

2.3.2 自戀和共情得分的一般狀況及檢驗(yàn)結(jié)果

表3為被試在自戀、共情問卷上得分的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及各變量間的相關(guān)情況。自戀與共情總分呈顯著負(fù)相關(guān), 就共情各維度來看, 觀點(diǎn)采擇和共情關(guān)注均與自戀得分呈顯著負(fù)相關(guān), 個(gè)體憂傷和幻想則與自戀得分相關(guān)不顯著。

表3 自戀和共情的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及各變量之間的相關(guān)

根據(jù)所有被試在自戀人格問卷上的得分, 按照高于或低于平均數(shù)(M= 14.74)將被試分為自戀、非自戀組。其中, 自戀組47人(M= 20.02,SD= 3.98),非自戀組51人(M= 9.88,SD= 3.04)。兩組被試自戀得分差異顯著,t(96) = 14.24,p< 0.001, Cohend=2.909。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 共情總分不存在性別差異(t(96) = 1.712,p= 0.090, Cohend= 0.473),非自戀組共情總分顯著高于自戀組(t(92) = 2.54,p= 0.013, Cohend= 0.513)。其中, 在情緒共情上, 非自戀組被試顯著高于自戀組(t(96) = 2.49,p= 0.014,Cohend= 0.509), 而在認(rèn)知共情上, 兩組沒有顯著差異; 非自戀組的IAT效應(yīng)值顯著高于自戀組,t(96)= 2.01,p= 0.047, Cohend= 0.411; 兩組IAT效應(yīng)對數(shù)值呈現(xiàn)邊緣顯著,t(96) = 1.80,p= 0.076, Cohend= 0.365 (見表 4)。

實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果表明, 無論自戀組或非自戀組被試, 均存在內(nèi)隱利他傾向, 且自戀水平越高, 共情能力越低。就組間差異來看, 自戀組被試的共情能力與內(nèi)隱利他傾向均顯著低于非自戀組被試, 符合實(shí)驗(yàn)1的假設(shè)預(yù)期。

表 4 自戀組、非自戀組共情、內(nèi)隱利他測驗(yàn)得分情況及t檢驗(yàn)結(jié)果

3 實(shí)驗(yàn)2：情境誘發(fā)對自戀者共情與內(nèi)隱利他的影響

3.1 研究目的與研究假設(shè)

實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果表明了自戀者在共情和內(nèi)隱利他方面的基本特征, 在此基礎(chǔ)上, 實(shí)驗(yàn) 2力圖從狀態(tài)共情的角度來考察情境誘發(fā)能否有效提升自戀者的共情與親社會(huì)水平。研究假設(shè)為, 共情誘發(fā)對自戀組共情能力與內(nèi)隱利他傾向的提高具有顯著效應(yīng), 對非自戀組的效應(yīng)則不顯著。

3.2 共情誘發(fā)材料評定

3.2.1 被試

75名陜西師范大學(xué)的在校大學(xué)生(男生 12人,女生63人)自愿參加此實(shí)驗(yàn), 其聽力和視力(矯正視力)均為正常, 且近期內(nèi)沒有參加過類似實(shí)驗(yàn)。

3.2.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1) 共情誘發(fā)材料：根據(jù)大學(xué)生課堂調(diào)查結(jié)果,初步選取6個(gè)視頻短片作為共情誘發(fā)材料的篩選對象, 其中 5個(gè)來自中央電視臺(tái)“感動(dòng)中國”節(jié)目, 一個(gè)是關(guān)于汶川地震的視頻片段。隨機(jī)選取 31名大學(xué)生對6個(gè)視頻的共情誘發(fā)程度給予1～10級評分,按得分高低確定3個(gè)視頻為共情誘發(fā)材料的預(yù)選對象, 分別是《姚厚芝——寸草春暉》、《張麗莉——冰雪為容玉作胎》和《陳斌強(qiáng)——孝更絕倫足可憐》。每段視頻時(shí)長約7 min。

(2) 共情能力評定問卷：人際反應(yīng)指標(biāo)問卷

3.2.3 實(shí)驗(yàn)程序

將75名被試隨機(jī)分成3組, 每組25人, 分別觀看上述3個(gè)視頻短片, 之后填寫人際反應(yīng)指標(biāo)問卷。

3.2.4 共情誘發(fā)材料評定結(jié)果

3名被試未完整作答問卷而被剔除, 最終收回有效問卷72份(男生12人, 女生60人), 其中第一組23份, 第二組25份, 第三組24份。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明, 72名被試在人際反應(yīng)指標(biāo)上性別差異不顯著,t(70) = 0.994,p= 0.324, Cohend=0.319。單因素方差分析結(jié)果顯示, 3組被試在人際反應(yīng)指標(biāo)上的得分差異顯著,F(2,71) = 3.72,p=0.029, partial ?2=0.057。多重比較結(jié)果顯示, 第二組(觀看《張麗莉—冰雪為榮玉作胎》組)在人際反應(yīng)指標(biāo)問卷上的得分顯著高于其余兩組(Mean Difference (2-3) = 4.03,p= 0.05; Mean Difference(2-1) = 5.28,p= 0.012 ), 因此, 確定該視頻為預(yù)實(shí)驗(yàn)的共情誘發(fā)材料。

3.3 預(yù)實(shí)驗(yàn)

3.3.1 被試

隨機(jī)選取陜西師范大學(xué) 60名在校大學(xué)生作為被試, 近期內(nèi)沒有參加過類似實(shí)驗(yàn), 視力(矯正視力)和聽力正常。

3.3.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1) 共情誘發(fā)材料：將視頻《張麗莉——冰雪為榮玉作胎》作為共情誘發(fā)材料, 再隨機(jī)選取一個(gè)時(shí)長約7 min新聞聯(lián)播短片作為中性情緒誘發(fā)材料。

(2) 共情能力評定問卷：人際反應(yīng)指標(biāo)問卷

3.3.3 實(shí)驗(yàn)程序

將60名被試隨機(jī)分成兩組, 每組30人。其中,啟動(dòng)組觀看視頻《張麗莉——冰雪為容玉作胎》, 控制組觀看新聞聯(lián)播短片。被試看完視頻后填寫人際反應(yīng)指標(biāo)問卷。

3.3.4 預(yù)實(shí)驗(yàn)結(jié)果

剔除啟動(dòng)組中未完整填寫問卷的2名被試, 共得到有效問卷58份(男生13人, 女生45人)。其中,啟動(dòng)組28份(M= 83.21,SD= 8.64), 控制組30份(M= 78.60,SD= 6.99)。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明,人際反應(yīng)指標(biāo)上性別差異不顯著(t(56) = 1.688,p=0.097, Cohend= 0.541), 啟動(dòng)組和控制組被試在人際反應(yīng)指標(biāo)得分上差異顯著(t(56) = 2.24,p= 0.029,Cohend= 0.599), 啟動(dòng)組得分顯著高于控制組(M=83.21,SD= 8.64;M= 78.60,SD= 6.99), 證實(shí)了共情誘發(fā)視頻的有效性。

3.4 正式實(shí)驗(yàn)

3.4.1 被試

隨機(jī)選取144名陜西師范大學(xué)的在校大學(xué)生作為被試(男生30人, 女生114人), 近期內(nèi)沒有參加過類似實(shí)驗(yàn), 視力(矯正視力)和聽力正常, 均為右利手, 且熟悉電腦操作。

表5 相容、不相容任務(wù)下IAT平均反應(yīng)時(shí)(ms)與效應(yīng)值(對數(shù)值)

3.4.2 實(shí)驗(yàn)材料

(1) 自戀人格問卷

(2) 共情誘發(fā)材料：視頻《張麗莉——冰雪為榮玉作胎》為共情誘發(fā)材料, 新聞聯(lián)播短片為中性情緒誘發(fā)材料。

(3) 共情能力評定問卷：人際反應(yīng)指標(biāo)問卷(4) 內(nèi)隱利他測驗(yàn)

3.4.3 實(shí)驗(yàn)程序

首先要求所有被試填寫自戀人格問卷。然后將144名被試隨機(jī)分成兩組, 一組被試觀看共情誘發(fā)視頻, 即啟動(dòng)組; 另一組被試觀看新聞聯(lián)播短片,即控制組。觀看結(jié)束后填寫人際反應(yīng)指標(biāo)問卷。最后所有被試在計(jì)算機(jī)上完成內(nèi)隱利他測驗(yàn)(具體步驟及呈現(xiàn)材料見表1)。

3.4.4 結(jié)果與分析

3.4.4.1 內(nèi)隱利他測驗(yàn)的IAT效應(yīng)值分析

采用SPSS 17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。對IAT數(shù)據(jù)整理同實(shí)驗(yàn)1, 共得到有效數(shù)據(jù)136個(gè)(其中男生30人, 女生106人), 相容任務(wù)和不相容任務(wù)IAT平均反應(yīng)時(shí)與對數(shù)效應(yīng)值見表5。

獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn), 相容與不相容兩種任務(wù)條件下, 啟動(dòng)組和控制組平均反應(yīng)時(shí)差異顯著(t(71) = 15.86,p< 0.001, Cohend= 1.344;t(63) =14.10,p< 0.001, Cohend= 1.706), 反應(yīng)時(shí)對數(shù)值差異顯著(t(71) = 19.01,p< 0.001, Cohend= 1.600;t(63) = 15.82,p< 0.001, Cohend= 1.766), 其相容任務(wù)的反應(yīng)時(shí)均短于不相容任務(wù)的反應(yīng)時(shí), 出現(xiàn)了IAT效應(yīng)。

3.4.4.2 自戀水平、共情啟動(dòng)對共情能力的影響

根據(jù)所有被試在自戀人格問卷上的得分, 按照高于、低于平均數(shù)(M= 12.55)將被試分為自戀組、非自戀組。其中, 啟動(dòng)條件下自戀組33人, 非自戀組 39人; 控制條件下自戀組 26人, 非自戀組 38人。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果表明, 兩種條件下自戀分組得分差異顯著(t(70) = 10.82,p< 0.001, Cohend=2.706;t(62) = 8.57,p< 0.001, Cohend= 2.460]; 兩種條件下共情能力的性別差異不顯著(t(70) = 1.706,p= 0.092, Cohend= 0.480;t(62) = 1.292,p= 0.201,Cohend= 0.409)。

以人際反應(yīng)指標(biāo)為因變量進(jìn)行2(自戀水平：自戀、非自戀)×2(實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件：啟動(dòng)組、控制組)方差分析。結(jié)果顯示, 自戀水平主效應(yīng)不顯著,F(1,132) = 0.58,p= 0.447, partial ?2= 0.004; 實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件主效應(yīng)顯著,F(1,132) = 8.84,p= 0.003,partial ?2= 0.063; 自戀水平與實(shí)驗(yàn)條件的交互作用邊緣顯著,F(1,132) = 3.80,p= 0.053, partial ?2=0.028。進(jìn)一步獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn), 啟動(dòng)條件下自戀組在人際反應(yīng)指標(biāo)問卷上的得分顯著高于控制條件下自戀組被試(t(56) = 3.233,p= 0.002,Cohend= 0.850), 而非自戀組被試人際反應(yīng)指標(biāo)問卷得分在啟動(dòng)與控制條件下沒有差異(見圖 1)。共情啟動(dòng)后自戀組與非自戀組被試在人際反應(yīng)指標(biāo)問卷上的得分差異不顯著,t(70) = 0.847,p= 0.400,Cohend= 0.203。

圖 1 自戀分組與實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件在人際反應(yīng)指標(biāo)上的交互作用

3.4.4.3 自戀水平、共情啟動(dòng)對內(nèi)隱利他的影響

表6為自戀組與非自戀組被試在啟動(dòng)和控制條件下內(nèi)隱利他行為的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。以IAT反應(yīng)時(shí)效應(yīng)值為因變量進(jìn)行2(自戀水平：自戀、非自戀)×2(實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件：啟動(dòng)組、控制組)方差分析,結(jié)果顯示, 自戀水平主效應(yīng)不顯著(F(1,132) = 0.30,p= 0.586, partial ?2= 0.002), 實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件主效應(yīng)顯著(F(1,132) = 4.45,p= 0.037, partial ?2= 0.033),啟動(dòng)組被試內(nèi)隱利他行為顯著高于控制組被試; 自戀水平與實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件的交互作用顯著,F(1,132) =4.29,p= 0.04, partial ?2= 0.031。進(jìn)一步簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 自戀組在啟動(dòng)條件下的IAT效應(yīng)顯著高于控制條件下,F(1,132) = 7.67,p= 0.006, partial ?2=0.054; 而非自戀組在兩種實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件下 IAT效應(yīng)差異不顯著,F(1,132) = 0.00,p= 0.977, partial ?2=0.000 (見圖2)。與此同時(shí), 啟動(dòng)條件下自戀組與非自戀組的IAT效應(yīng)差異不顯著(F(1,132) = 1.26,p=0.27, partial ?2= 0.009), 而控制條件下兩組的IAT效應(yīng)差異邊緣顯著(F(1,132) = 3.19,p= 0.07, partial ?2= 0.024), 啟動(dòng)后自戀組與非自戀組在內(nèi)隱利他上差異不顯著(t(52.49) = 1.02,p= 0.312, Cohend=0.254)。

表6 兩組被試在兩種實(shí)驗(yàn)條件下的IAT效應(yīng)值(M ± SD)

圖2 自戀分組與實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件在IAT效應(yīng)上的交互作用

3.4.4.4 共情啟動(dòng)對不同共情成分的影響

表7為共情啟動(dòng)后被試在情緒共情和認(rèn)知共情兩個(gè)維度得分的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。2(自戀水平：自戀、非自戀) × 2(實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件：啟動(dòng)組、控制組)方差分析結(jié)果表明, 在情緒共情維度上, 自戀水平、實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件的主效應(yīng)顯著(F(1,132) = 9.68,p= 0.002, partial ?2= 0.068;F(1,132) = 8.83,p=0.004, partial ?2= 0.063), 且兩者的交互作用顯著(F(1,132) = 4.21,p= 0.042, partial ?2= 0.031) (見圖3)。進(jìn)一步簡單效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 啟動(dòng)條件下自戀組被試的情緒共情水平顯著高于控制條件下自戀組被試(F(1,132) = 11.07,p= 0.001, partial ?2= 0.077),非自戀組在兩種實(shí)驗(yàn)條件下的情緒共情差異不顯著(F(1,132) = 0.49,p= 0.484, partial ?2= 0.003), 啟動(dòng)后自戀組與非自戀組在情緒共情上差異不顯著(F(1,132) = 0.61,p= 0.437, partial ?2= 0.004)。自戀水平、實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件在認(rèn)知共情維度上的主效應(yīng)及交互作用均不顯著。

表 7 被試在兩種實(shí)驗(yàn)條件下情緒共情、認(rèn)知共情的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果(M ± SD)

圖3 自戀分組與實(shí)驗(yàn)處理?xiàng)l件在情緒共情上的交互作用

4 討論

本研究立足于共情的多維模型, 分析了自戀者共情及親社會(huì)傾向的一般特征, 并從狀態(tài)共情的角度考察了誘發(fā)條件下自戀者共情能力的變化及其對內(nèi)隱利他的影響。

4.1 自戀者共情與內(nèi)隱利他的一般特征

研究結(jié)果表明, 自戀與共情呈顯著負(fù)相關(guān), 且自戀組的共情能力低于非自戀組, 這與以往關(guān)于自戀人格障礙的臨床研究結(jié)論相一致, 也證實(shí)了無論非臨床或臨床意義的自戀(特質(zhì)性自戀與 NPD), 均表現(xiàn)出某種程度共情能力的缺失或不足。正如自戀一詞所表達(dá)的那樣, 過度自愛所導(dǎo)致的自我夸張與膨脹使自戀者更為關(guān)注自身的主體性特質(zhì), 如個(gè)人權(quán)利、地位、外表吸引力等, 這種自我能量的過多投放必然影響自戀者對他人世界的關(guān)注與體察, 使其在同情心、同理心、關(guān)愛等集體性特質(zhì)方面稍顯不足(Campbell et al., 2007)。新近的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn),自戀者對成就(performance-related)詞匯具有明顯的注意偏向, 而對人際詞匯(interpersonal-related)則無此表現(xiàn)(Gu, He, & Zhao, 2013)。對于自戀者而言, 他人恰如希臘神話中美少年顧盼流連的那泓水潭, 只是一種能夠不斷映射自身積極形象的工具。因此, 自戀者對他人的關(guān)愛實(shí)為尋找掌聲和欽慕,以滿足自我提升的強(qiáng)烈愿望, 這也解釋了緣何他們在通常情況下難以對他人產(chǎn)生情緒共鳴, 且表現(xiàn)出較低的內(nèi)隱親社會(huì)傾向。

然而, 當(dāng)立足于共情的認(rèn)知與情感成分來分析這一現(xiàn)象時(shí), 對自戀者低共情的解讀便有了新的視角。實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明, 自戀組共情不足主要源于情緒共情的欠缺, 在認(rèn)知共情方面, 自戀組與非自戀組并無二致。Stone (1998)提出的自戀—共情假設(shè)認(rèn)為,自戀者可能具有完整的認(rèn)知共情能力, 即他們在理智上能夠覺察和識(shí)別他人情緒體驗(yàn)的內(nèi)容與性質(zhì),但由于缺乏必要的共情動(dòng)機(jī), 使其無法或不愿表達(dá)出適當(dāng)?shù)那榫w情感反應(yīng)。也就是說, 過度自愛使自戀者無法啟動(dòng)或激活對他人的共情表達(dá), 從而出現(xiàn)了共情能力與共情意愿的分離, 這在一定程度上也證實(shí)了自戀實(shí)為一種動(dòng)機(jī)與情感性的人格變量(Bushman & Baumeister, 1998)。

與此同時(shí), 研究結(jié)果表明, 內(nèi)隱利他傾向在自戀組與非自戀組被試身上均穩(wěn)定存在, 說明親社會(huì)行為不僅表現(xiàn)在人類意識(shí)層面, 同樣具有無意識(shí)的普遍性。進(jìn)化心理學(xué)認(rèn)為, 人類的利他行為擁有一段非常漫長的進(jìn)化歷史, 可以追溯到幾百萬年前(Buss, 2007)?！袄钡脑O(shè)計(jì)特征促使利他者產(chǎn)生助人行為, 從長遠(yuǎn)來看有利于增加其自身的繁殖概率。短期來看, 盡管利他者可能會(huì)付出一定的繁殖代價(jià)(Cosmides & Tooby, 1992), 但由于利他行為往往能夠在將來某一時(shí)刻引發(fā)受益者的回報(bào), 從而提高利他者自身的生存與繁衍幾率, 這種引發(fā)非親屬間互助行為的心理機(jī)制就得以進(jìn)化和保留。因此,“利他”可能具有某種無意識(shí)加工的特征, 并體現(xiàn)在人類內(nèi)隱行為層面上。

此外, 內(nèi)隱利他的水平表現(xiàn)出明顯的組間差異。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自戀組的內(nèi)隱利他傾向顯著低于非自戀組, 證實(shí)了本研究的基本假設(shè)。首先, 從動(dòng)力學(xué)的角度可將自戀理解為心理能量于自我的過度投放, 行為上則表現(xiàn)為自戀者在情感上強(qiáng)烈地希望優(yōu)于他人。Krizan和Bushman (2011)研究發(fā)現(xiàn),自戀者喜歡在生活中頻繁地進(jìn)行社會(huì)比較, 尤其是向下比較, 且往往認(rèn)為自己在主體性特質(zhì)(如權(quán)力、名望與外在吸引力)方面優(yōu)于他人。顯然, 主體性特質(zhì)的社會(huì)比較與勝出往往意味著個(gè)人擁有更多資源, 但就親社會(huì)行為而言, 利他恰恰表現(xiàn)為某種程度上個(gè)人資源的喪失, 因?yàn)樗髠€(gè)體在人際互動(dòng)中讓渡甚至犧牲某些利益來達(dá)到無條件助人的目的, 這無疑有悖于自戀的動(dòng)力需求。因此, 自戀者在人際關(guān)系領(lǐng)域往往表現(xiàn)出低親密度的特征, 內(nèi)隱利他這種親社會(huì)傾向也相應(yīng)較弱。

其次, 如前所述, 自戀者具有低共情的特征,而共情正是引發(fā)利他行為的重要?jiǎng)恿?。由? 相對于非自戀者, 自戀者較弱的內(nèi)隱利他傾向與其共情能力的缺乏, 尤其是情緒共情能力的不足具有內(nèi)在一致性。在人際互動(dòng)過程中, 自戀者在理智上雖然能夠理解合作與互惠的含義, 也能覺察和識(shí)別他人的情緒狀態(tài), 但出于強(qiáng)烈的自我提升需求, 他們卻更希望周圍的人扮演自己的諂媚者、崇拜者、輔助者、支持者、靚伴與仆從(Campbell & Campbell,2009)。顯然, 這種人格特點(diǎn)使其難以和他人產(chǎn)生情感共鳴, 從而妨礙了利他行為的激活與表達(dá)。那么,是否據(jù)此便可認(rèn)定自戀者是一種“自私”甚至“冷血”的生物呢？這正是實(shí)驗(yàn)2力圖回應(yīng)的問題。

4.2 情緒誘發(fā)對自戀者共情與內(nèi)隱利他的影響

實(shí)驗(yàn)2的研究結(jié)果表明, 情境對于自戀者的共情能力與親社會(huì)傾向的改變具有顯著效應(yīng)。共情啟動(dòng)后的自戀組被試表現(xiàn)出共情能力的提升與內(nèi)隱利他傾向的增強(qiáng), 且達(dá)到了與非自戀組被試相同的水平, 而非自戀組被試則相對穩(wěn)定, 啟動(dòng)前后并未出現(xiàn)明顯變化。該結(jié)果表明, 自戀者的共情具有狀態(tài)性特征, 情境能夠調(diào)節(jié)自戀者的親社會(huì)傾向。

以往關(guān)于自戀者低共情的研究結(jié)論多是基于特質(zhì)論框架下的一種解讀, 即自戀者的過度自愛必然導(dǎo)致其人際領(lǐng)域的低敏感性, 因此, 他們難以體察別人的情緒體驗(yàn), 無法產(chǎn)生適當(dāng)?shù)睦磻?yīng)。本研究結(jié)果則發(fā)現(xiàn), 自戀者的共情能力并非穩(wěn)定不變的特質(zhì)或傾向, 即時(shí)的情緒誘發(fā)能夠充分喚起自戀者的共情動(dòng)機(jī), 并表現(xiàn)出內(nèi)隱利他傾向的增強(qiáng)趨勢。實(shí)驗(yàn) 1中自戀者的低共情只是一種問卷反應(yīng),而當(dāng)面對特定的情感事件時(shí), 自戀者能夠感同身受并做出積極回應(yīng), 其反應(yīng)與他人并無二致。換句話說, 所謂低共情只是對自戀群體的一種抽象理解,自戀者的他愛與親社會(huì)表現(xiàn)會(huì)受到環(huán)境因素的調(diào)節(jié), 正所謂“情到深處意自濃”。

進(jìn)一步數(shù)據(jù)分析顯示, 啟動(dòng)前后自戀者在共情與內(nèi)隱利他上的變化主要源于情緒共情而非認(rèn)知共情的變化, 這也間接印證了實(shí)驗(yàn)1的主要結(jié)論之一, 即自戀者的低共情主要表現(xiàn)為情緒共情能力的不足與薄弱。在觀看視頻過程中, 強(qiáng)烈的情緒感染使自戀者能夠暫時(shí)從過度的自我關(guān)注中擺脫出來,更多地將情感投向他人, 產(chǎn)生與他人情緒體驗(yàn)相一致的內(nèi)在感受, 從而激活和提升了利他與親善的動(dòng)機(jī)和行為水平。對此, 另一種可能的解釋為, 視頻材料來源于“感動(dòng)中國”節(jié)目, 其中的人物及其事跡具有很高的社會(huì)評價(jià)意義。自戀的動(dòng)力性自我調(diào)節(jié)加工模型(Dynamic self-regulatory processing model;Morf & Rhodewalt, 2001)認(rèn)為, 自戀者雖然持有積極的自我概念和較高的自尊水平, 但其自我卻十分脆弱, 需要不斷的外部肯定來維護(hù)與強(qiáng)化, 以達(dá)到維持特權(quán)感、自我提升與保障自我權(quán)利和社會(huì)地位的目的。因此, 高社會(huì)贊許性的視頻啟動(dòng)可能喚起了自戀者的提升動(dòng)機(jī), 并使其在后繼的IAT測驗(yàn)中表現(xiàn)出利他傾向的提升。當(dāng)然, 這一假設(shè)需要在今后的研究中進(jìn)一步加以驗(yàn)證。

5 研究結(jié)論與展望

5.1 主要結(jié)論

(1)雖然內(nèi)隱利他傾向具有普遍性, 但相對于非自戀群體, 這種內(nèi)隱的親社會(huì)傾向在自戀群體中表現(xiàn)較弱; 此外, 研究結(jié)果不僅證實(shí)了自戀者具有低共情的特征, 而且發(fā)現(xiàn)這種低共情可歸結(jié)為情緒共情能力的不足, 在認(rèn)知共情上, 自戀者與非自戀者并無顯著差異。

(2)環(huán)境對于提升自戀者的共情能力與內(nèi)隱利他水平具有重要影響。啟動(dòng)條件下的共情誘發(fā)顯著提高了自戀者的共情能力與內(nèi)隱利他傾向, 而非自戀者的表現(xiàn)則趨于穩(wěn)定, 在啟動(dòng)與控制兩種實(shí)驗(yàn)條件下并未出現(xiàn)明顯變化。這一方面說明共情具有情境依存的狀態(tài)性特征, 另一方面也體現(xiàn)了情境因素在特質(zhì)與行為中的調(diào)節(jié)作用。

(3)情境誘發(fā)并未改變自戀者的認(rèn)知共情水平,而是通過提升其情感共情能力增強(qiáng)了自戀者內(nèi)隱的親社會(huì)傾向, 這進(jìn)一步表明自戀在本質(zhì)上屬于情感與動(dòng)機(jī)性的人格變量。

5.2 不足與展望

首先, 本研究探索了自戀者共情的一般特征,考察了情境對于自戀者的內(nèi)隱利他傾向的影響, 但未將內(nèi)隱與外顯利他加以綜合考察, 對于完整理解自戀者利他行為的特征略顯不足。因此, 自戀者外顯與內(nèi)隱利他傾向之間的關(guān)系是后續(xù)研究的方向之一; 其次, 對情緒誘發(fā)材料的評定主要依據(jù)被試的自陳報(bào)告, 缺乏客觀的生理指標(biāo)。未來可采用系列生理指標(biāo)以更好地評量情緒誘發(fā)效果; 第三, 對于共情的量化方法局限于測量學(xué)范式, 對于相應(yīng)神經(jīng)生理機(jī)制的探索仍有待深入; 第四, 由于實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)均為橫斷研究, 因此, 情緒誘發(fā)對自戀者共情與內(nèi)隱利他的長期效應(yīng)需要縱向設(shè)計(jì)予以確認(rèn)和評估; 最后, 僅以在校大學(xué)生為樣本的實(shí)驗(yàn)研究在一定程度上影響了結(jié)論的生態(tài)效度, 需要在后繼研究中豐富樣本來源。

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