李甜甜 王娟娟 顧吉有 徐鶴文
(1 山東師范大學(xué)教育學(xué)部,濟(jì)南 250000) (2 山東省懿恒心理研究所,濟(jì)南 250000)
共情,既包含認(rèn)知成分又包含情感成分,指能夠準(zhǔn)確地感知和識(shí)別他人的情緒狀態(tài),產(chǎn)生與他人相似的情緒體驗(yàn)和情緒反應(yīng)的能力(Davis,1983)。共情在人際交往中扮演著積極的作用,它作為人際間情感連接的紐帶,能有效促進(jìn)個(gè)體的道德行為和親社會(huì)行為(Decety & Michalska,2010)。良好的共情能力使個(gè)體在人際交往中具有更積極的體驗(yàn)和幸福感,能夠促進(jìn)個(gè)體的社會(huì)交往(Grühn, Rebucal, Diehl, Lumley, & Labouvie-Vief,2008)。反之,共情能力的缺失常常與個(gè)體的不良結(jié)果聯(lián)系在一起,如攻擊行為、消極情緒等(De Kemp, Overbeek, De, Engels, & Scholte, 2007; Gini,Albiero, Benelli, & Altoè, 2007)。情緒共享理論認(rèn)為,共情產(chǎn)生的基礎(chǔ)是個(gè)體與他人之間的情緒共享,個(gè)體感知到他人的情緒信息時(shí),會(huì)自動(dòng)同步進(jìn)行模仿,從而產(chǎn)生情緒共享,情緒共享能力強(qiáng)的個(gè)體,其共情能力也較強(qiáng)(Decety & Michalska,2010)。隨著我國二孩政策的普遍實(shí)施,二胎出生將改變個(gè)體的家庭系統(tǒng),家庭成員會(huì)面臨生活的重大改變。對(duì)于兒童而言,這既是挑戰(zhàn),同時(shí)也是 加速個(gè)體成長和發(fā)展的機(jī)會(huì)(Rutter, 1996)。家庭中二胎出生為兒童提供了“兒童集體”的社會(huì)化環(huán)境,創(chuàng)造更多情緒共享的機(jī)會(huì),能夠促進(jìn)頭胎兒童共情能力的發(fā)展(Kramer & Ramsburg,2002),對(duì)頭胎兒童共情能力的發(fā)展具有獨(dú)特的作用(Harper, Padilla-Walker, & Jensen, 2016)。由于我國二孩政策實(shí)施時(shí)間不長,關(guān)于二胎出生對(duì)頭胎兒童共情能力影響的實(shí)證研究較少,其作用機(jī)制尚不清晰,因此有必要考察二者之間的關(guān)系。
生態(tài)系統(tǒng)理論將個(gè)體生活的環(huán)境劃分為不同層次。其中,家庭是兒童社會(huì)化的重要場所,是對(duì)兒童共情能力影響最大的微系統(tǒng)。家庭中各種因素及其相互作用能夠影響兒童共情能力的發(fā)展,因此,需要綜合考慮個(gè)體發(fā)展情景來研究個(gè)體發(fā)展的特點(diǎn)(Bronfenbrenner & Morris, 2006)。父母教養(yǎng)能力感作為家庭系統(tǒng)的重要組成部分,是指父母對(duì)自身能夠勝任父母角色的信念,即父母對(duì)自己的教養(yǎng)能力的自信水平(Coleman &Karraker, 2003)。教養(yǎng)能力感與父母教養(yǎng)方式和教養(yǎng)能力密切相關(guān),是家庭教育的重要因素(葉妍,符明弘, 陳瑤, 2014),也是自我效能感在教養(yǎng)領(lǐng)域的具體體現(xiàn)。依據(jù)自我效能感理論(Bandura,1978),自我效能感能夠影響人們的情感反應(yīng)方式,高自我效能感個(gè)體對(duì)自己的能力有信心,能夠選擇恰當(dāng)?shù)姆绞椒e極應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn);相反地,低自我效能感個(gè)體在面臨挑戰(zhàn)時(shí)更可能體驗(yàn)焦慮,容易情緒化。父母的教養(yǎng)能力感不同,二胎出生對(duì)頭胎兒童共情能力發(fā)展的作用也可能不同。已有研究表明,父母的教養(yǎng)能力感與二胎出生的交互作用能夠?qū)︻^胎兒童共情能力的發(fā)展產(chǎn)生影響(陳斌斌, 施澤藝, 2017),并且高教養(yǎng)能力感的父母具有較高的同理心,通過采用寬容和積極的育兒策略促進(jìn)兒童的移情,有助于提升兒童的共情能力(Christopher, Saunders, Jacobvitz, Burton, &Hazen, 2013; Jones & Prinz, 2005)。因此,有必要進(jìn)一步分別在父母教養(yǎng)能力感不同的群體中探討二胎出生與兒童共情能力的關(guān)系模式,即考察父母教養(yǎng)能力感對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。
綜上所述,目前關(guān)于二胎出生以及父母教養(yǎng)能力感對(duì)兒童共情能力影響的研究還很少,以往實(shí)證研究主要基于西方文化背景。由于兩種文化價(jià)值取向不同,中西方的二胎觀、父母教養(yǎng)能力感有較大差異,關(guān)于二胎出生、父母教養(yǎng)能力感和兒童共情能力關(guān)系的普適性有待檢驗(yàn)。因此,本研究在前人研究的基礎(chǔ)上,采用整群抽樣,通過問卷調(diào)查的方式考察二胎出生對(duì)頭胎兒童共情能力的影響,并探討父母教養(yǎng)能力感對(duì)二胎出生與頭胎兒童共情能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究假設(shè)頭胎兒童的共情能力顯著高于獨(dú)生兒童的共情能力,且父母教養(yǎng)能力感能夠調(diào)節(jié)二胎出生與頭胎兒童共情能力的關(guān)系。
采用整群抽樣的方法從濟(jì)南市6 所中小學(xué)抽取一些班級(jí)的學(xué)生參加研究。有513 名三、四、五年級(jí)的小學(xué)生和137 名七、八年級(jí)的初中生,共650 名學(xué)生參與了研究。其中,獨(dú)生兒童為324 人(男175 人,女149 人),平均年齡為11.05 歲 ±2.09 歲;家庭有二胎的頭胎兒童為326 人(男144 人,女182 人),平均年齡為10.63 歲 ± 1.38歲。父母教養(yǎng)能力感由對(duì)學(xué)生被試最為熟悉的一方家長進(jìn)行報(bào)告,這樣能夠準(zhǔn)確反映父母的教養(yǎng)能力感狀況,保證數(shù)據(jù)的有效性。共有647 名家長參與研究,其中父親為238 名(36.79%),母親為408 名(63.06%),1 名家長缺失性別信息。
對(duì)獨(dú)生兒童和頭胎兒童在性別方面進(jìn)行t 檢驗(yàn),結(jié)果表明,頭胎兒童中女生比例顯著高于獨(dú)生兒童中女生的比例,t(648) =?2.52,p<0.05。對(duì)獨(dú)生兒童和頭胎兒童在年齡方面進(jìn)行t 檢驗(yàn),結(jié)果顯示,頭胎兒童的年齡顯著低于獨(dú)生兒童的年齡,t(646) =2.97,p<0.01,差值為0.41 歲。因此本研究的結(jié)論在推廣時(shí)要謹(jǐn)慎。
由學(xué)生報(bào)告自己的共情能力,學(xué)生填寫的問卷由受過培訓(xùn)的主試以班級(jí)為單位開展,向?qū)W生講解問卷填寫要求及注意事項(xiàng),使其了解調(diào)查目的及操作規(guī)范。問卷填寫完畢后當(dāng)場回收。由家長中對(duì)學(xué)生被試相對(duì)更熟悉的一方報(bào)告其教養(yǎng)能力感,家長填寫的問卷委托各中小學(xué)教師發(fā)放,由學(xué)生帶回家中,家長填寫完畢后于次日交給教師,再由主試統(tǒng)一回收。共發(fā)放694 份問卷,其中有效問卷為650 份。數(shù)據(jù)收集之前,征得了學(xué)生、家長及教師的同意。
2.3.1 人際反應(yīng)指數(shù)量表(修訂版)
Davis(1983)根據(jù)共情多維理論編制了人際反應(yīng)指數(shù)量表,該量表從認(rèn)知與情感兩個(gè)維度考察個(gè)體的共情能力,后由臺(tái)灣學(xué)者詹氏修訂了該量表中文版。本研究采用人際反應(yīng)指數(shù)量表(修訂版)施測,量表由22 個(gè)題目組成,評(píng)分方式為Likert 5 點(diǎn)評(píng)分,1 表示“完全不符合”、2 表示“基本不符合”、3 表示“不確定”、4 表示“基本符合”、5 表示“完全符合”。采用量表總分代表個(gè)體的共情能力,量表總分越高,表明個(gè)體的共情能力越高。該量表被證明在中國兒童群體中具有良好的信效度(寇娟, 劉洋, 宋洪文, 鄒枝玲,2015),其克隆巴赫α 系數(shù)為0.70,可以接受。
2.3.2 父母教養(yǎng)能力感量表
父母教養(yǎng)能力感量表由Gibaud-Wallston和Wandersman 于1978 年編制,主要測查父母對(duì)自己有能力勝任父母角色的自信水平。該量表包含17 個(gè)項(xiàng)目,采用Likert 4 點(diǎn)評(píng)分方式,1 表示“非常不同意”、2 表示“不同意”、3 表示“同意”、4 表示“非常同意”。采用量表總分代表父母的教養(yǎng)能力感,得分越高,表明其教養(yǎng)能力感越高。在已有相關(guān)研究中,該量表被證明在中國父母群體中具有良好的信效度(張曉, 李龍鳳, 白柳, 陳英和, 2017),其克隆巴赫α 系數(shù)為0.66,可以接受。
采用SPSS20.0 for Windows 統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述統(tǒng)計(jì)、K-Means 聚類分析、相關(guān)分析和層次回歸分析。其中二胎出生采用0、1 賦值(0=無二胎出生, 1=有二胎出生),性別采用0、1 賦值(0=男, 1=女)。首先用SPSS20.0 計(jì)算父母教養(yǎng)能力感、兒童共情能力的均值和標(biāo)準(zhǔn)差,同時(shí),采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)考察在有無二胎方面?zhèn)€體的共情能力是否表現(xiàn)出顯著差異。然后,計(jì)算二胎出生、父母教養(yǎng)能力感與兒童共情能力的兩兩相關(guān)。最后,運(yùn)用層次回歸分析檢驗(yàn)父母教養(yǎng)能力感在二胎出生與兒童共情能力關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。
各個(gè)變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及變量間的相關(guān)系數(shù)見表1。從表1 可以看出,二胎出生與父母教養(yǎng)能力感、兒童共情能力存在顯著正相關(guān),而父母教養(yǎng)能力感與兒童共情能力不存在顯著相關(guān)。
對(duì)兒童共情能力在性別方面的t 檢驗(yàn)結(jié)果表明:方差齊性檢驗(yàn)F(1, 646)=0.46,p=0.50,可認(rèn)為方差齊性。進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn),得t(646)=?6.45,p<0.001,故男生和女生的共情能力存在顯著差別,具體而言,女生的共情能力顯著高于男生。
對(duì)兒童共情能力在年齡方面的單因素方差分析結(jié)果表明:方差齊性檢驗(yàn)F(9, 633)=1.11,p =0.35,可認(rèn)為方差齊性,分析結(jié)果顯示,兒童共情能力的總離差平方和為68278.61,年齡可解釋的變差為1856.63,抽樣誤差引起的變差為66421.98,它們的均方分別為154.72 和104.93,F(xiàn)(12, 633)=1.47,p>0.05,表明兒童共情能力在年齡方面不存在顯著差異。
對(duì)父母教養(yǎng)能力感在二胎出生上的t 檢驗(yàn)結(jié)果表明:方差齊性檢驗(yàn)F(1, 643)=0.09,p=0.76,可認(rèn)為方差齊性。進(jìn)行獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn),得t(643)=?2.75,p<0.01,故二胎家庭中的父母和獨(dú)生兒童家庭中的父母的教養(yǎng)能力感存在顯著差別,具體而言,二胎家庭中父母的教養(yǎng)能力感顯著高于獨(dú)生兒童家庭的。
采用層次回歸分析,檢驗(yàn)父母教養(yǎng)能力感對(duì)二胎出生和兒童共情能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用,在進(jìn)行層次回歸分析之前,已經(jīng)對(duì)調(diào)節(jié)變量父母教養(yǎng)能力感進(jìn)行了中心化處理。模型第一層進(jìn)入兒童性別、年齡以及父母性別,第二層進(jìn)入二胎出生,第三層進(jìn)入父母教養(yǎng)能力感,第四層進(jìn)入二胎出生與父母教養(yǎng)能力感的交互項(xiàng),預(yù)測變量的進(jìn)入方式全部采取Enter 方式。
由表2 可知,在控制了兒童性別、年齡以及父母性別后,二胎出生對(duì)兒童共情能力有顯著的正向預(yù)測作用,父母教養(yǎng)能力感對(duì)兒童共情能力的預(yù)測作用不顯著。二胎出生與父母教養(yǎng)能力感的交互作用能顯著負(fù)向預(yù)測兒童共情能力,即父母教養(yǎng)能力感對(duì)二胎出生與兒童共情能力的調(diào)節(jié)作用顯著。
為進(jìn)一步分析和探討父母教養(yǎng)能力感的具體調(diào)節(jié)作用,采取K-Means 聚類分析將父母教養(yǎng)能力感劃分為高低組,進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)。聚類分析結(jié)果顯示,高、低父母教養(yǎng)能力感組人數(shù)分別為348、297。對(duì)父母教養(yǎng)能力感在高低組上進(jìn)行t 檢驗(yàn),結(jié)果表明高父母教養(yǎng)能力感組的得分顯著高于低父母教養(yǎng)能力感組的得分,t(643)= ?24.41,p < 0.001。同時(shí),繪制父母教養(yǎng)能力感在二胎出生與兒童共情能力之間的回歸線,如圖1 所示。
對(duì)父母教養(yǎng)能力感調(diào)節(jié)作用進(jìn)行的簡單斜率檢驗(yàn)表明:對(duì)于高父母教養(yǎng)能力感組的被試而言,二胎出生無法預(yù)測兒童共情能力,B = ?0.01,t = ?0.07,p > 0.05;而對(duì)于低父母教養(yǎng)能力感組的被試,二胎出生能顯著正向預(yù)測兒童共情能力,B =0.28,t = 5.36,p < 0.001。圖1 用回歸線來表示父母教養(yǎng)能力感調(diào)節(jié)作用的具體情況:對(duì)于高父母教養(yǎng)能力感組的被試而言,二胎出生并不影響兒童共情能力的發(fā)展,當(dāng)被試屬于低父母教養(yǎng)能力感組時(shí),二胎出生能促進(jìn)兒童共情能力的發(fā)展。因此,父母教養(yǎng)能力感在二胎出生和兒童共情能力的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。
由表2 中層次回歸分析結(jié)果可知,性別對(duì)兒童共情能力的預(yù)測作用顯著,可能存在父母教養(yǎng)能力感對(duì)性別和兒童共情能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。在進(jìn)行層次回歸分析之前,對(duì)調(diào)節(jié)變量父母教養(yǎng)能力感進(jìn)行了中心化處理。模型第一層進(jìn)入兒童年齡以及父母性別,第二層進(jìn)入兒童性別,第三層進(jìn)入父母教養(yǎng)能力感,第四層進(jìn)入兒童性別與父母教養(yǎng)能力感的交互項(xiàng),預(yù)測變量的進(jìn)入方式全部采取Enter 方式。結(jié)果如表3 所示。
由表3 可知,在控制了兒童年齡以及父母性別后,性別對(duì)兒童共情能力有顯著的正向預(yù)測作用,兒童性別與父母教養(yǎng)能力感的交互作用能顯著負(fù)向預(yù)測兒童共情能力,即父母教養(yǎng)能力感對(duì)性別與兒童共情能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用顯著。
為進(jìn)一步分析和探討父母教養(yǎng)能力感的具體調(diào)節(jié)作用,進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)。同時(shí),繪制父母教養(yǎng)能力感在性別與兒童共情能力之間的回歸線,如圖2 所示。對(duì)父母教養(yǎng)能力感調(diào)節(jié)作用進(jìn)行的簡單斜率檢驗(yàn)表明:對(duì)于高父母教養(yǎng)能力感組的被試而言,性別能顯著正向預(yù)測兒童共情能力,B = 0.15,t = 2.63,p < 0.01;對(duì)于低父母教養(yǎng)能力感組的被試,性別也能顯著正向預(yù)測兒童共情能力,B = 0.32,t = 6.27,p < 0.001。圖2 用回歸線來表示父母教養(yǎng)能力感的調(diào)節(jié)作用具體情況:性別能顯著正向預(yù)測兒童共情能力,但是對(duì)低父母教養(yǎng)能力感組的被試而言,性別對(duì)兒童共情能力的影響更為顯著,父母教養(yǎng)能力感在性別和兒童共情能力的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用。
表 3 父母教養(yǎng)能力感對(duì)性別、兒童共情能力的回歸分析結(jié)果
關(guān)于兒童共情能力的性別差異分析顯示,女生的共情能力高于男生,這與以往研究結(jié)果一致(陳武英, 盧家楣, 劉連啟, 林文毅, 2014)。這種差別可能與社會(huì)文化對(duì)不同性別的角色期待有關(guān)。性別圖式理論指出,社會(huì)強(qiáng)調(diào)性別差異,個(gè)體會(huì)以與自身性別相適應(yīng)的圖式參與社會(huì)活動(dòng)(Starr &Zurbriggen, 2017)。在我國社會(huì)文化背景下,男孩被強(qiáng)調(diào)要獨(dú)立、勇敢,并不重視共情能力;女孩則被鼓勵(lì)理解和照顧他人,需要較高的共情能力,因而兒童的共情能力出現(xiàn)了性別差異。此外,在本研究的被試中女孩的比例偏高,這可能會(huì)對(duì)研究結(jié)果造成偏差,即兒童共情能力存在性別差異可能是由被試性別因素造成的。未來的研究可以在平衡被試性別比例的基礎(chǔ)上來探討二者之間的關(guān)系。
t 檢驗(yàn)結(jié)果表明,二胎家庭中的父母和獨(dú)生兒童家庭中的父母,其教養(yǎng)能力感存在顯著差別,即二胎家庭中父母的教養(yǎng)能力感顯著高于獨(dú)生兒童家庭的。這可能是因?yàn)榻甜B(yǎng)能力感較高的父母對(duì)有效應(yīng)對(duì)二胎出生帶來的壓力更有信心,從而選擇生育二胎,而教養(yǎng)能力感低的父母更多不選擇生二胎。以往研究發(fā)現(xiàn)影響父母教養(yǎng)能力感高低的因素主要是父母個(gè)體因素(如父母情緒、父母健康等)和社會(huì)因素(如父母職業(yè)、朋友支持等)(葉妍等, 2014),并且這些因素同樣影響父母是否生育二胎的意愿。情緒穩(wěn)定、身體健康、家庭支持力量大的父母,其教養(yǎng)能力感較高,對(duì)自己能夠勝任父母角色更有信心,在教養(yǎng)活動(dòng)中的表現(xiàn)更為積極,這能夠促進(jìn)父母生育二胎的意愿,反之亦然(石智雷, 楊云彥, 2014),因而二胎家庭中父母的教養(yǎng)能力感顯著高于獨(dú)生兒童家庭。
研究結(jié)果與研究預(yù)期一致,二胎出生對(duì)兒童共情能力有顯著的正向預(yù)測作用,即二胎家庭中頭胎兒童的共情能力顯著高于獨(dú)生兒童的共情能力。轉(zhuǎn)折點(diǎn)理論認(rèn)為,二胎出生是個(gè)體生活中的重大轉(zhuǎn)變,改變了個(gè)體所處的家庭環(huán)境,頭胎兒童共情能力的發(fā)展勢必受到影響(Rutter, 1996)。在這一轉(zhuǎn)變和適應(yīng)的過程中,一方面,兒童學(xué)會(huì)理解父母的處境和弟弟/妹妹的需要,甚至承擔(dān)部分照顧弟弟/妹妹的責(zé)任,通過與父母之間的情緒共享,共情能力得以發(fā)展(Harper et al., 2016)。另一方面,在中國傳統(tǒng)觀點(diǎn)中,獨(dú)生兒童處在家庭的中心,待人處世可能常以自我為中心,較難從他人角度來體會(huì)他人的情緒和情感;而頭胎兒童在與弟弟/妹妹相處的過程中,產(chǎn)生更多的情緒共享,在此基礎(chǔ)上,處理問題時(shí)一般會(huì)考慮弟弟/妹妹的情緒和情感,共情能力得到了很好的鍛煉(Batson et al., 1996)。因此,較獨(dú)生兒童而言,頭胎兒童的共情能力更高。
父母教養(yǎng)能力感在二胎出生和兒童共情能力的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用的假設(shè)也得到了驗(yàn)證,即在高、低父母教養(yǎng)能力感群體中二者的作用關(guān)系是不同的。在高父母教養(yǎng)能力感的家庭中,頭胎兒童與獨(dú)生兒童的共情能力不存在顯著差異;而在低父母教養(yǎng)能力感的家庭中,頭胎兒童較獨(dú)生兒童的共情能力更高。
對(duì)高父母教養(yǎng)能力感的群體而言,頭胎兒童與獨(dú)生兒童的共情能力不存在顯著差異。根據(jù)Bronfenbrenner 和Morris(2006)的家庭系統(tǒng)理論,家庭環(huán)境分為軟環(huán)境(如親子關(guān)系、教養(yǎng)方式、父母教養(yǎng)能力感等)和硬環(huán)境(如家庭資源、父母職業(yè)狀況等),家庭軟環(huán)境的作用比硬環(huán)境要大得多。高教養(yǎng)能力感的父母在養(yǎng)育過程中能夠?yàn)閮和峁┓e極的家庭情感氛圍(Jenkins, Rasbash,Leckie, Gass, & Dunn, 2012),即使在獨(dú)生兒童家庭中也能夠促進(jìn)兒童的人際理解,進(jìn)而有意無意中增加了兒童情緒共享的機(jī)會(huì),有助于兒童共情能力發(fā)展(Moser & Jacob, 2002; Ross & Lazinski, 2014)。
而對(duì)于低父母教養(yǎng)能力感的群體來說,二胎出生能顯著正向預(yù)測兒童共情能力,頭胎兒童的共情能力比獨(dú)生兒童的高。研究發(fā)現(xiàn),低教養(yǎng)能力感的父母往往存在健康狀況差、情緒不穩(wěn)定或者家庭支持力量少、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱等問題(葉妍等, 2014)。家庭中二胎出生后,頭胎兒童的作用日益凸顯,一方面,根據(jù)情緒共享理論,頭胎兒童曾經(jīng)歷過類似的教養(yǎng)過程,更加深刻理解父母以及弟弟/妹妹的需求和情緒;另一方面,頭胎兒童愿意在照料方面積極主動(dòng)為家庭提供支持和幫助(Song & Volling, 2015)。因而,頭胎兒童在積極參與家庭活動(dòng)的過程中,共情能力得以在實(shí)踐中發(fā)展。
本研究結(jié)果顯示父母教養(yǎng)能力感在性別和兒童共情能力關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用,相比于高父母教養(yǎng)能力感組的被試,在低父母教養(yǎng)能力感群體中性別對(duì)兒童共情能力的影響更為顯著。依據(jù)性別圖式理論,女孩和男孩在成長過程中會(huì)形成不同的性別角色傾向(Starr & Zurbriggen, 2017)。研究表明女性角色傾向與共情直接相關(guān),而男性角色傾向與共情無關(guān)(Karniol, Grosz, & Schorr, 2003)。
在高父母教養(yǎng)能力感群體中,父母會(huì)鼓勵(lì)孩子關(guān)心他人,特別是鼓勵(lì)兒童間的情緒共享。無論是男孩女孩,其共情能力均得到較好地發(fā)展,且由于男女性別角色傾向不同,女孩的共情能力的發(fā)展好于男孩。而在低父母教養(yǎng)能力感群體中,兒童共情能力出現(xiàn)顯著的性別差異,男孩的共情能力顯著低于女孩。這可能是因?yàn)榈透改附甜B(yǎng)能力感群體中的男孩一方面缺少父母的共情教養(yǎng),另一方面在社會(huì)化過程中,男孩也較少被鼓勵(lì)共情,因而共情能力較低;而女孩則不同,在其社會(huì)化的過程中,共情是被接受和鼓勵(lì)的,這在低父母教養(yǎng)能力感群體中是極其需要的,同時(shí)這種被需要會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)女孩共情能力的發(fā)展。
需要指出的是,本研究考察了二胎出生與頭胎兒童共情能力的即時(shí)性關(guān)系。未來研究需采用追蹤設(shè)計(jì),以探討二胎出生后在不同階段個(gè)體共情能力的發(fā)展特點(diǎn)、影響因素及作用機(jī)制。此外,本研究只探討了父母教養(yǎng)能力感在二者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用,而家庭系統(tǒng)也包括其他重要因素,如父母心理狀態(tài)、夫妻關(guān)系、親子關(guān)系等。未來研究可以進(jìn)一步探討這些因素對(duì)個(gè)體共情能力發(fā)展的影響。
本研究的發(fā)現(xiàn)對(duì)科學(xué)培養(yǎng)兒童共情能力提供了理論支持。在培養(yǎng)兒童共情能力的過程中,一方面,家長要相信兒童的內(nèi)在成長力,鼓勵(lì)兒童在生活中多考慮他人的感受和需要,促進(jìn)兒童共情能力在實(shí)踐中發(fā)展;另一方面,父母要主動(dòng)學(xué)習(xí)和交流教養(yǎng)兒童的知識(shí)和技能,提升教養(yǎng)能力感,努力為兒童創(chuàng)建積極的家庭情感氛圍,助力兒童共情能力的提升。
本研究得出以下結(jié)論:(1)二胎出生能夠促進(jìn)頭胎兒童共情能力的發(fā)展,二胎家庭中頭胎兒童的共情能力高于獨(dú)生兒童的共情能力。(2)父母教養(yǎng)能力感能夠調(diào)節(jié)二胎出生與頭胎兒童共情能力的關(guān)系:對(duì)于父母教養(yǎng)能力感高的群體而言,二胎出生對(duì)頭胎兒童共情能力的發(fā)展沒有影響;對(duì)于父母教養(yǎng)能力感低的群體而言,頭胎兒童的共情能力比獨(dú)生兒童的高。
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