二胎出生对头胎儿童共情能力的影响：父母教养能力感的调节作用 *

李甜甜 王娟娟 顾吉有 徐鹤文

(1 山东师范大学教育学部，济南 250000) (2 山东省懿恒心理研究所，济南 250000)

1 问题提出

共情，既包含认知成分又包含情感成分，指能够准确地感知和识别他人的情绪状态，产生与他人相似的情绪体验和情绪反应的能力（Davis,1983）。共情在人际交往中扮演着积极的作用，它作为人际间情感连接的纽带，能有效促进个体的道德行为和亲社会行为（Decety & Michalska,2010）。良好的共情能力使个体在人际交往中具有更积极的体验和幸福感，能够促进个体的社会交往（Grühn, Rebucal, Diehl, Lumley, & Labouvie-Vief,2008）。反之，共情能力的缺失常常与个体的不良结果联系在一起，如攻击行为、消极情绪等（De Kemp, Overbeek, De, Engels, & Scholte, 2007; Gini,Albiero, Benelli, & Altoè, 2007）。情绪共享理论认为，共情产生的基础是个体与他人之间的情绪共享，个体感知到他人的情绪信息时，会自动同步进行模仿，从而产生情绪共享，情绪共享能力强的个体，其共情能力也较强（Decety & Michalska,2010）。随着我国二孩政策的普遍实施，二胎出生将改变个体的家庭系统，家庭成员会面临生活的重大改变。对于儿童而言，这既是挑战，同时也是 加速个体成长和发展的机会（Rutter, 1996）。家庭中二胎出生为儿童提供了“儿童集体”的社会化环境，创造更多情绪共享的机会，能够促进头胎儿童共情能力的发展（Kramer & Ramsburg,2002），对头胎儿童共情能力的发展具有独特的作用（Harper, Padilla-Walker, & Jensen, 2016）。由于我国二孩政策实施时间不长，关于二胎出生对头胎儿童共情能力影响的实证研究较少，其作用机制尚不清晰，因此有必要考察二者之间的关系。

生态系统理论将个体生活的环境划分为不同层次。其中，家庭是儿童社会化的重要场所，是对儿童共情能力影响最大的微系统。家庭中各种因素及其相互作用能够影响儿童共情能力的发展，因此，需要综合考虑个体发展情景来研究个体发展的特点（Bronfenbrenner & Morris, 2006）。父母教养能力感作为家庭系统的重要组成部分，是指父母对自身能够胜任父母角色的信念，即父母对自己的教养能力的自信水平（Coleman &Karraker, 2003）。教养能力感与父母教养方式和教养能力密切相关，是家庭教育的重要因素（叶妍,符明弘, 陈瑶, 2014），也是自我效能感在教养领域的具体体现。依据自我效能感理论（Bandura,1978），自我效能感能够影响人们的情感反应方式，高自我效能感个体对自己的能力有信心，能够选择恰当的方式积极应对挑战；相反地，低自我效能感个体在面临挑战时更可能体验焦虑，容易情绪化。父母的教养能力感不同，二胎出生对头胎儿童共情能力发展的作用也可能不同。已有研究表明，父母的教养能力感与二胎出生的交互作用能够对头胎儿童共情能力的发展产生影响（陈斌斌, 施泽艺, 2017），并且高教养能力感的父母具有较高的同理心，通过采用宽容和积极的育儿策略促进儿童的移情，有助于提升儿童的共情能力（Christopher, Saunders, Jacobvitz, Burton, &Hazen, 2013; Jones & Prinz, 2005）。因此，有必要进一步分别在父母教养能力感不同的群体中探讨二胎出生与儿童共情能力的关系模式，即考察父母教养能力感对二者关系的调节效应。

综上所述，目前关于二胎出生以及父母教养能力感对儿童共情能力影响的研究还很少，以往实证研究主要基于西方文化背景。由于两种文化价值取向不同，中西方的二胎观、父母教养能力感有较大差异，关于二胎出生、父母教养能力感和儿童共情能力关系的普适性有待检验。因此，本研究在前人研究的基础上，采用整群抽样，通过问卷调查的方式考察二胎出生对头胎儿童共情能力的影响，并探讨父母教养能力感对二胎出生与头胎儿童共情能力关系的调节作用。研究假设头胎儿童的共情能力显著高于独生儿童的共情能力，且父母教养能力感能够调节二胎出生与头胎儿童共情能力的关系。

2 研究方法

2.1 被试

采用整群抽样的方法从济南市6 所中小学抽取一些班级的学生参加研究。有513 名三、四、五年级的小学生和137 名七、八年级的初中生，共650 名学生参与了研究。其中，独生儿童为324 人（男175 人，女149 人），平均年龄为11.05 岁 ±2.09 岁；家庭有二胎的头胎儿童为326 人（男144 人，女182 人），平均年龄为10.63 岁 ± 1.38岁。父母教养能力感由对学生被试最为熟悉的一方家长进行报告，这样能够准确反映父母的教养能力感状况，保证数据的有效性。共有647 名家长参与研究，其中父亲为238 名（36.79%），母亲为408 名（63.06%），1 名家长缺失性别信息。

对独生儿童和头胎儿童在性别方面进行t 检验，结果表明，头胎儿童中女生比例显著高于独生儿童中女生的比例，t（648） =−2.52，p＜0.05。对独生儿童和头胎儿童在年龄方面进行t 检验，结果显示，头胎儿童的年龄显著低于独生儿童的年龄，t（646） =2.97，p＜0.01，差值为0.41 岁。因此本研究的结论在推广时要谨慎。

2.2 研究程序

由学生报告自己的共情能力，学生填写的问卷由受过培训的主试以班级为单位开展，向学生讲解问卷填写要求及注意事项，使其了解调查目的及操作规范。问卷填写完毕后当场回收。由家长中对学生被试相对更熟悉的一方报告其教养能力感，家长填写的问卷委托各中小学教师发放，由学生带回家中，家长填写完毕后于次日交给教师，再由主试统一回收。共发放694 份问卷，其中有效问卷为650 份。数据收集之前，征得了学生、家长及教师的同意。

2.3 研究工具

2.3.1 人际反应指数量表（修订版）

Davis（1983）根据共情多维理论编制了人际反应指数量表，该量表从认知与情感两个维度考察个体的共情能力，后由台湾学者詹氏修订了该量表中文版。本研究采用人际反应指数量表（修订版）施测，量表由22 个题目组成，评分方式为Likert 5 点评分，1 表示“完全不符合”、2 表示“基本不符合”、3 表示“不确定”、4 表示“基本符合”、5 表示“完全符合”。采用量表总分代表个体的共情能力，量表总分越高，表明个体的共情能力越高。该量表被证明在中国儿童群体中具有良好的信效度（寇娟, 刘洋, 宋洪文, 邹枝玲,2015），其克隆巴赫α 系数为0.70，可以接受。

2.3.2 父母教养能力感量表

父母教养能力感量表由Gibaud-Wallston和Wandersman 于1978 年编制，主要测查父母对自己有能力胜任父母角色的自信水平。该量表包含17 个项目，采用Likert 4 点评分方式，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”。采用量表总分代表父母的教养能力感，得分越高，表明其教养能力感越高。在已有相关研究中，该量表被证明在中国父母群体中具有良好的信效度（张晓, 李龙凤, 白柳, 陈英和, 2017），其克隆巴赫α 系数为0.66，可以接受。

2.4 数据管理与统计分析

采用SPSS20.0 for Windows 统计软件对数据进行了描述统计、K-Means 聚类分析、相关分析和层次回归分析。其中二胎出生采用0、1 赋值（0=无二胎出生, 1=有二胎出生），性别采用0、1 赋值（0=男, 1=女）。首先用SPSS20.0 计算父母教养能力感、儿童共情能力的均值和标准差，同时，采用独立样本t 检验考察在有无二胎方面个体的共情能力是否表现出显著差异。然后，计算二胎出生、父母教养能力感与儿童共情能力的两两相关。最后，运用层次回归分析检验父母教养能力感在二胎出生与儿童共情能力关系中的调节作用。

3 研究结果

3.1 描述统计与相关分析

各个变量的平均值、标准差及变量间的相关系数见表1。从表1 可以看出，二胎出生与父母教养能力感、儿童共情能力存在显著正相关，而父母教养能力感与儿童共情能力不存在显著相关。

3.2 儿童共情能力的性别差异和年龄差异

对儿童共情能力在性别方面的t 检验结果表明：方差齐性检验F（1, 646）=0.46，p=0.50，可认为方差齐性。进行独立样本t 检验，得t（646）=−6.45，p＜0.001，故男生和女生的共情能力存在显著差别，具体而言，女生的共情能力显著高于男生。

对儿童共情能力在年龄方面的单因素方差分析结果表明：方差齐性检验F（9, 633）=1.11，p =0.35，可认为方差齐性，分析结果显示，儿童共情能力的总离差平方和为68278.61，年龄可解释的变差为1856.63，抽样误差引起的变差为66421.98，它们的均方分别为154.72 和104.93，F（12, 633）=1.47，p＞0.05，表明儿童共情能力在年龄方面不存在显著差异。

3.3 父母教养能力感在二胎出生上的差异

对父母教养能力感在二胎出生上的t 检验结果表明：方差齐性检验F（1, 643）=0.09，p=0.76，可认为方差齐性。进行独立样本t 检验，得t（643）=−2.75，p＜0.01，故二胎家庭中的父母和独生儿童家庭中的父母的教养能力感存在显著差别，具体而言，二胎家庭中父母的教养能力感显著高于独生儿童家庭的。

3.4 父母教养能力感对二胎出生和儿童共情能力关系的调节作用

采用层次回归分析，检验父母教养能力感对二胎出生和儿童共情能力关系的调节作用，在进行层次回归分析之前，已经对调节变量父母教养能力感进行了中心化处理。模型第一层进入儿童性别、年龄以及父母性别，第二层进入二胎出生，第三层进入父母教养能力感，第四层进入二胎出生与父母教养能力感的交互项，预测变量的进入方式全部采取Enter 方式。

由表2 可知，在控制了儿童性别、年龄以及父母性别后，二胎出生对儿童共情能力有显著的正向预测作用，父母教养能力感对儿童共情能力的预测作用不显著。二胎出生与父母教养能力感的交互作用能显著负向预测儿童共情能力，即父母教养能力感对二胎出生与儿童共情能力的调节作用显著。

为进一步分析和探讨父母教养能力感的具体调节作用，采取K-Means 聚类分析将父母教养能力感划分为高低组，进行简单斜率检验。聚类分析结果显示，高、低父母教养能力感组人数分别为348、297。对父母教养能力感在高低组上进行t 检验，结果表明高父母教养能力感组的得分显著高于低父母教养能力感组的得分，t（643）= −24.41，p ＜ 0.001。同时，绘制父母教养能力感在二胎出生与儿童共情能力之间的回归线，如图1 所示。

对父母教养能力感调节作用进行的简单斜率检验表明：对于高父母教养能力感组的被试而言，二胎出生无法预测儿童共情能力，B = −0.01，t = −0.07，p ＞ 0.05；而对于低父母教养能力感组的被试，二胎出生能显著正向预测儿童共情能力，B =0.28，t = 5.36，p ＜ 0.001。图1 用回归线来表示父母教养能力感调节作用的具体情况：对于高父母教养能力感组的被试而言，二胎出生并不影响儿童共情能力的发展，当被试属于低父母教养能力感组时，二胎出生能促进儿童共情能力的发展。因此，父母教养能力感在二胎出生和儿童共情能力的关系中起调节作用。

3.5 父母教养能力感对性别和儿童共情能力关系的调节作用

由表2 中层次回归分析结果可知，性别对儿童共情能力的预测作用显著，可能存在父母教养能力感对性别和儿童共情能力关系的调节作用。在进行层次回归分析之前，对调节变量父母教养能力感进行了中心化处理。模型第一层进入儿童年龄以及父母性别，第二层进入儿童性别，第三层进入父母教养能力感，第四层进入儿童性别与父母教养能力感的交互项，预测变量的进入方式全部采取Enter 方式。结果如表3 所示。

由表3 可知，在控制了儿童年龄以及父母性别后，性别对儿童共情能力有显著的正向预测作用，儿童性别与父母教养能力感的交互作用能显著负向预测儿童共情能力，即父母教养能力感对性别与儿童共情能力关系的调节作用显著。

为进一步分析和探讨父母教养能力感的具体调节作用，进行简单斜率检验。同时，绘制父母教养能力感在性别与儿童共情能力之间的回归线，如图2 所示。对父母教养能力感调节作用进行的简单斜率检验表明：对于高父母教养能力感组的被试而言，性别能显著正向预测儿童共情能力，B = 0.15，t = 2.63，p ＜ 0.01；对于低父母教养能力感组的被试，性别也能显著正向预测儿童共情能力，B = 0.32，t = 6.27，p ＜ 0.001。图2 用回归线来表示父母教养能力感的调节作用具体情况：性别能显著正向预测儿童共情能力，但是对低父母教养能力感组的被试而言，性别对儿童共情能力的影响更为显著，父母教养能力感在性别和儿童共情能力的关系中起调节作用。

表 3 父母教养能力感对性别、儿童共情能力的回归分析结果

4 讨论

4.1 儿童共情能力的性别差异

关于儿童共情能力的性别差异分析显示，女生的共情能力高于男生，这与以往研究结果一致（陈武英, 卢家楣, 刘连启, 林文毅, 2014）。这种差别可能与社会文化对不同性别的角色期待有关。性别图式理论指出，社会强调性别差异，个体会以与自身性别相适应的图式参与社会活动（Starr &Zurbriggen, 2017）。在我国社会文化背景下，男孩被强调要独立、勇敢，并不重视共情能力；女孩则被鼓励理解和照顾他人，需要较高的共情能力，因而儿童的共情能力出现了性别差异。此外，在本研究的被试中女孩的比例偏高，这可能会对研究结果造成偏差，即儿童共情能力存在性别差异可能是由被试性别因素造成的。未来的研究可以在平衡被试性别比例的基础上来探讨二者之间的关系。

4.2 二胎出生与父母教养能力感的关系

t 检验结果表明，二胎家庭中的父母和独生儿童家庭中的父母，其教养能力感存在显著差别，即二胎家庭中父母的教养能力感显著高于独生儿童家庭的。这可能是因为教养能力感较高的父母对有效应对二胎出生带来的压力更有信心，从而选择生育二胎，而教养能力感低的父母更多不选择生二胎。以往研究发现影响父母教养能力感高低的因素主要是父母个体因素（如父母情绪、父母健康等）和社会因素（如父母职业、朋友支持等）（叶妍等, 2014），并且这些因素同样影响父母是否生育二胎的意愿。情绪稳定、身体健康、家庭支持力量大的父母，其教养能力感较高，对自己能够胜任父母角色更有信心，在教养活动中的表现更为积极，这能够促进父母生育二胎的意愿，反之亦然（石智雷, 杨云彦, 2014），因而二胎家庭中父母的教养能力感显著高于独生儿童家庭。

4.3 二胎出生与儿童共情能力的关系

研究结果与研究预期一致，二胎出生对儿童共情能力有显著的正向预测作用，即二胎家庭中头胎儿童的共情能力显著高于独生儿童的共情能力。转折点理论认为，二胎出生是个体生活中的重大转变，改变了个体所处的家庭环境，头胎儿童共情能力的发展势必受到影响（Rutter, 1996）。在这一转变和适应的过程中，一方面，儿童学会理解父母的处境和弟弟/妹妹的需要，甚至承担部分照顾弟弟/妹妹的责任，通过与父母之间的情绪共享，共情能力得以发展（Harper et al., 2016）。另一方面，在中国传统观点中，独生儿童处在家庭的中心，待人处世可能常以自我为中心，较难从他人角度来体会他人的情绪和情感；而头胎儿童在与弟弟/妹妹相处的过程中，产生更多的情绪共享，在此基础上，处理问题时一般会考虑弟弟/妹妹的情绪和情感，共情能力得到了很好的锻炼（Batson et al., 1996）。因此，较独生儿童而言，头胎儿童的共情能力更高。

4.4 父母教养能力感对二胎出生和儿童共情能力关系的调节作用

父母教养能力感在二胎出生和儿童共情能力的关系中起调节作用的假设也得到了验证，即在高、低父母教养能力感群体中二者的作用关系是不同的。在高父母教养能力感的家庭中，头胎儿童与独生儿童的共情能力不存在显著差异；而在低父母教养能力感的家庭中，头胎儿童较独生儿童的共情能力更高。

对高父母教养能力感的群体而言，头胎儿童与独生儿童的共情能力不存在显著差异。根据Bronfenbrenner 和Morris（2006）的家庭系统理论，家庭环境分为软环境（如亲子关系、教养方式、父母教养能力感等）和硬环境（如家庭资源、父母职业状况等），家庭软环境的作用比硬环境要大得多。高教养能力感的父母在养育过程中能够为儿童提供积极的家庭情感氛围（Jenkins, Rasbash,Leckie, Gass, & Dunn, 2012），即使在独生儿童家庭中也能够促进儿童的人际理解，进而有意无意中增加了儿童情绪共享的机会，有助于儿童共情能力发展（Moser & Jacob, 2002; Ross & Lazinski, 2014）。

而对于低父母教养能力感的群体来说，二胎出生能显著正向预测儿童共情能力，头胎儿童的共情能力比独生儿童的高。研究发现，低教养能力感的父母往往存在健康状况差、情绪不稳定或者家庭支持力量少、经济基础薄弱等问题（叶妍等, 2014）。家庭中二胎出生后，头胎儿童的作用日益凸显，一方面，根据情绪共享理论，头胎儿童曾经历过类似的教养过程，更加深刻理解父母以及弟弟/妹妹的需求和情绪；另一方面，头胎儿童愿意在照料方面积极主动为家庭提供支持和帮助（Song & Volling, 2015）。因而，头胎儿童在积极参与家庭活动的过程中，共情能力得以在实践中发展。

4.5 父母教养能力感对性别和儿童共情能力关系的调节作用

本研究结果显示父母教养能力感在性别和儿童共情能力关系中起调节作用，相比于高父母教养能力感组的被试，在低父母教养能力感群体中性别对儿童共情能力的影响更为显著。依据性别图式理论，女孩和男孩在成长过程中会形成不同的性别角色倾向（Starr & Zurbriggen, 2017）。研究表明女性角色倾向与共情直接相关，而男性角色倾向与共情无关（Karniol, Grosz, & Schorr, 2003）。

在高父母教养能力感群体中，父母会鼓励孩子关心他人，特别是鼓励儿童间的情绪共享。无论是男孩女孩，其共情能力均得到较好地发展，且由于男女性别角色倾向不同，女孩的共情能力的发展好于男孩。而在低父母教养能力感群体中，儿童共情能力出现显著的性别差异，男孩的共情能力显著低于女孩。这可能是因为低父母教养能力感群体中的男孩一方面缺少父母的共情教养，另一方面在社会化过程中，男孩也较少被鼓励共情，因而共情能力较低；而女孩则不同，在其社会化的过程中，共情是被接受和鼓励的，这在低父母教养能力感群体中是极其需要的，同时这种被需要会进一步促进女孩共情能力的发展。

需要指出的是，本研究考察了二胎出生与头胎儿童共情能力的即时性关系。未来研究需采用追踪设计，以探讨二胎出生后在不同阶段个体共情能力的发展特点、影响因素及作用机制。此外，本研究只探讨了父母教养能力感在二者关系中的调节作用，而家庭系统也包括其他重要因素，如父母心理状态、夫妻关系、亲子关系等。未来研究可以进一步探讨这些因素对个体共情能力发展的影响。

本研究的发现对科学培养儿童共情能力提供了理论支持。在培养儿童共情能力的过程中，一方面，家长要相信儿童的内在成长力，鼓励儿童在生活中多考虑他人的感受和需要，促进儿童共情能力在实践中发展；另一方面，父母要主动学习和交流教养儿童的知识和技能，提升教养能力感，努力为儿童创建积极的家庭情感氛围，助力儿童共情能力的提升。

5 结论

本研究得出以下结论：（1）二胎出生能够促进头胎儿童共情能力的发展，二胎家庭中头胎儿童的共情能力高于独生儿童的共情能力。（2）父母教养能力感能够调节二胎出生与头胎儿童共情能力的关系：对于父母教养能力感高的群体而言，二胎出生对头胎儿童共情能力的发展没有影响；对于父母教养能力感低的群体而言，头胎儿童的共情能力比独生儿童的高。

参 考 文 献

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