助人行为影响因素的多群组结构方程模型分析

陈友庆，金洁琼，宋恩赐

河海大学教育与心理学研究所（中国南京 210098）

人与人之间应相互关心、相互帮助，如果越了解助人行为的心理机制，助人行为的频率便会增加［1］，这对个体成长和社会适应都具有积极作用。助人行为是积极心理学的一个重要主题，对维持心理健康、保持良好的群体与社交关系都有重要的意义。近些年，对于他人所遇困境漠不关心或挺身而出的话题事件日渐引起人们重视，那到底是什么影响着助人呢？助人行为指个体基于自愿动机对他人实施帮助和关心的行为［2］。互动主义提出要注重探索外在环境变量与个人内在特征的结 合［3］，因此有必要同时考察内外因素对助人行为的作用机制。

已有不少研究从外在环境角度来考察学生的助人行为，无论是个体的家庭环境、学校教育，还是个体所处的情境安全性，都是影响助人行为的主要因素［3-6］。可见社会环境系统对个体成长发展有重要影响，而上述因素都与社会支持紧密相关，这表明社会支持是个体的外在资源环境的关键变量［7］。Cohen［8］提出，社会支持是指为了帮助个体有效地应对压力，对个体提供心理支持和物质资源。感恩互惠理论认为，当我们受到他人支持与帮助后，其帮助他人的意愿也会随之提 升［9］，助人行为的互动就可以传播至整个社会群体［10］。因此，本研究假设：青年学生的社会支持会正向预测助人行为。

个体的内在特质也在助人行为中发挥重要作用。胡发稳等［11］的研究为我们提供了一个重要的变量——自尊，他认为低自尊个体的亲社会行为会显著减少。早在个体的幼儿期，自尊就可以正向预测儿童的亲行为［12］。到了高中和大学时期，个体的自尊感依然对助人行为具有良好的预测作用［11,13］。 Rosenberg等［14］提出，自尊是社会支持的结果，良好的外部环境支持为个体提供成长资源，有利于个体形成良好品质，发展出高自尊。既然自尊和助人行为有密切联系，而良好的社会支持又会影响自尊，那么自尊是否在其两者之间起到某种中介 作用呢？

移情也与助人行为密切相关，即具有高移情能力者的帮助行为、合作行为就越多［15］。移情包括认知移情和情感移情［16］，认知移情是指识别他人情绪、理解他人观点的能力；情感移情是对他人的情绪感受产生共鸣。实验证明，当被试被诱导增加更多同理心时（如被要求想象处于困难境中他人的感受），会产生更多的助人行为（如执行募捐任务等）［17］。同时移情能力也会受到社会支持的影响，移情是通过个体在处理自我和他人之间关系时而得以体现的，有研究［18］发现，缺乏支持的青少年会对同伴表现出较少的同情。可见社会支持对移情具有预测作用，移情与社会支持存在紧密联系，对个体的移情及社会支持进行同时干预能有效促进个体助人行为的产生［19］。也就是说，移情在社会支持和助人行为之间很有可能具有重要的中介作用。

青年早期（高中阶段，15～18岁）与青年中期 （大学阶段，18～25岁）是道德品质发展的加速期与过渡期［20］。不同年龄阶段的个体其亲社会行为的发展水平也不同［21］,不同发展阶段的自尊与移情能力都可能对助人行为产生影响。有研究指出，共情会以中介作用的形式影响高中生的助人行 为［22］，高中生的自尊水平越高，则会表现出更强的亲社会行为能力［23］。而对于大学生群体，社会支持和共情会影响大学生的利他行为［24］。但是成年期阶段的研究常常被忽略，以高中生和大学生作为研究对象，可以弥合个体纵向发展规律的缝隙［25］。针对不同学段下助人行为影响因素的分析仍缺乏系统性研究，其影响是否具有差异，都尚未有明确的答案。因此，本研究将进一步比较高中生和大学生的助人行为影响 因素。

综上所述，有不少研究关注助人行为与移情和自尊两两之间的关系，但将社会支持作为个体的外在资源环境变量，并结合移情和自尊这两个个体内在特质，来探讨助人行为背后的影响因素的研究结果尚不明确。同时，为了弥补前人发展阶段性研究的缺失，本研究还将探讨不同学段的差异，选取高中生和大学生作为研究对象，开展助人行为、移情能力、自尊感以及社会支持调查，通过结构方程模型（structure equation model, SEM）来探讨其内在逻辑，并进一步采用多群组比较来考察高中生与大学生的中介效应模型是否存在 差异。

1 对象与方法

1.1 研究对象

对江苏省、安徽省和浙江省的2所高中与9所大学的在校生进行匿名问卷调查。高中生被试采用纸质问卷形式，由同一主试在早晚读时间进行问卷的发放。大学生被试的问卷采用问卷星的形式网上发放。共回收1 983份问卷，剔除呈 规律性作答、网络作答时间过短和漏选的问卷，得到1 791份有效问卷，合格率94.61%。其中，男生761人（42.5%），女生1 030人（57.5%）；高中生818人（45.7%），平均年龄为（16.04±1.05）岁；大学生973人（54.3%），平均年龄为（19.39± 1.42）岁。

1.2 研究工具

1.2.1 亲社会倾向量表 学生的助人行为调查参考寇彧等［26］修订后的亲社会倾向量表（prosocial tendencies measure, PTM）。本研究选取了匿名性、公开性和依从性这3个特性来考察学生助人情况。量表共11题，采用5级计分，从1“非常不符合”到5“非常符合”，得分越高则表明被试在助人行为倾向方面的可能性越高。为使SEM分析达到更优的模型适配度，进行验证性因素分析，删除载荷量过低的题项，最终保留7题，各题载荷量以及信效度见表1。

1.2.2 人际反应指针量表 学生移情能力调查参考张凤凤等［27］修订的人际反应指针量表（interpersonal reactivity index, IRI）。本研究为了与当下主流的多维取向移情的概念定义更为贴合，重点选取观点采择和同情关怀2个维度特性来代表学生的移情能力。观点采择与同情关怀分别有5道和6道题项，分别代表了认知与情感移情，采用5级计分，从1“不恰当”到5“很恰当”，得分越高则表明被试的移情能力越高。对量表进行验证性因素分析，删除载荷量过低的题项，最终保留4题，各题载荷量及信效度见表1。

1.2.3 自尊量表 学生自尊感调查使用了自尊量表（self-esteem scale, SES）［28］。SES是单维测验，共有10个题项，原为4级计分，为了后期的SEM达到更好的模型适配度，将问卷设计成5级计分，从1“很不符合”到5“非常符合”。得分越高其自尊程度越高。对量表进行验证性因素分析，删除载荷量过低的题项，最终保留4题，各题载荷量及信效度见表1。

1.2.4 社会支持评定量表 学生的社会支持调查，使用了刘陈陵［29］修订的社会支持评定量表（social support rating scale, SSRS），共10题，包含利用度、客观支持和主观支持3个维度。该量表的得分越高，即获得的社会支持越多。为使后期的SEM分析达到更优的模型适配度，进行验证性因素分析，删除载荷量过低的题项，保留3题，各题载荷量及信效度见表1。

本研究所使用问卷经过验证性因素分析，删除了适配度不佳的题项。收敛次数小于50不为1，各潜变量的组成信度值皆在0.6以上，平均变异萃取量标准值大于0.36，本研究工具的各项指标均符合要求［30-31］，删减后题目依旧具有良好的指标代表助人行为、移情、自尊和社会支持这4个潜在变量。

表1 各潜变量的载荷量、组成信度及平均变异抽取量

1.3 统计学分析

采用SPSS 20.0和AMOS 23.0对有效数据进行统计学分析。P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 共同方法偏差

采用自我报告法收集数据可能导致共同方法偏差效应，故用Harman单因子检验对其进行检 验［32］。结果发现：特征值大于1的因子总数为5个，第一个因子解释的变异量为28.62%，小于40%的临界标准，表明本研究数据不存在显著的共同方法偏差。

2.2 各变量相关分析

各变量的描述性统计和相关分析结果详见表2。Pearson相关分析结果显示：助人行为与自尊、社会支持、移情能力呈显著正相关（r=0.3～0.6），社会支持与自尊、移情能力也呈显著正相关（r=0.2～0.4）。各变量的相关性符合中介效应检验条件，为后续的中介模型检验奠定了基础。

表2 观测变量描述性统计和相关分析

2.3 社会支持与助人行为的关系：自尊与移情中介模型的验证

由于本研究涉及多个变量，故采用结构方程建模的方法对自尊和移情能力的中介作用进行检验更加具有整合性。结构方程模型的评估指标如下：χ2/df＜5，GFI＞0.9，AGFI＞0.9，RMSEA＜0.05［33］。

以潜在变量助人行为为因变量，社会支持为自变量，自尊和移情能力为中介变量，建立二因子中介模型。其中助人行为的3个因子作为二阶潜在变量进入模型，二阶每个维度的题项最少为2题，助人行为的二阶验证性因子分析各 指标均符合条件（χ2/df=4.10，CFI=0.99，GFI=0.99，RMSEA=0.04）。在此基础上建构结构方程模型，结果如图1所示，该模型适配度较好。

图1 自尊和移情能力的中介作用模型

由表3可知，直接效果的上、下区间不包含0，表明直接效果显著，即社会支持正向预测助人行为；间接效果的上、下区间不包含0，表明中介效果显著，即自尊感和移情在社会支持于助人行为的关系中起到并行的中介作用；且Sobel检验总效果、直接效果和间接效果的Z值均大于1.96（P＜0.05），证明此模型中介效应显著，这表明自尊和移情能力的确在社会支持与助人行为的因果关系中起着中介作用。自尊的影响力：0.08（间接效果）/0.35（总间接效果）=21.72%，移情能力的影响力：0.16（间接效果）/ 0.35（总间接效果）=45.92%。总体而言，助人行为受社会支持的积极影响，自尊和移情能力也发挥间接性的积极作用，其中自尊影响力占21.72%，移情能力的影响力占45.92%。

表3 中介效果报告

2.4 高中生与大学生的多群组结构模型比较

本研究进一步考察在不同学段下，社会支持对自尊与移情能力之间中介关系模型的差异。首先，对高中生和大学生两群体的数据建立模型，模型拟合程度指标达到可接受水平（χ2=1 385.26，df=298，χ2/df=4.65，GFI=0.90，AGFI=0.91，RMSEA=0.045），以此为基础建构多群组结构方程模型（图2）。

高中生组的模型路径结果，95%的Bootstrap 间接效果为［0.20, 0.40］，直接效果为［0.09, 0.33］，上、下区间都不包含0；且Sobel检验总效果、直接效果和间接效果的Z值均大于1.96（P＜0.05），此模型中介效应显著；提示对于高中生而言，社会支持对于助人行为存在直接的正向预测作用，并通过移情和自尊的中介作用影响助人行为。大学生组的模型路径结果显示，95%的Bootstrap间接效果［0.13, 0.27］的上、下区间不包含0；但直接效果为［-0.02, 0.12］，该区间经过0，且Sobel检验直接效果的Z值小于1.96（P＞0.05）；提示对于大学生而言，社会支持对于助人行为不存在直接的正向预测作用，但会通过移情和自尊的完全中介作用影响助人行为。

图2 高中生与大学生的结构方程模型对比图（n=818/973）

检查3个模型的拟合优度指标，M1为基准模型，M2设置为测量权重相等模型，M3设置为结构路径相等模型。由表4可知，M2与基线模型比较差异不显著（Δχ2=0.06），说明不同学段对助人行为的载荷具有恒等性。M3与基线模型比较，发现结构路径差异显著（Δχ2＜0.01），因此进一步分析高中生和大学生组的模型评估结果以及标准化路径系数。

表4 两学段的多群组分析

3 讨论

本研究结果表明，青年学生的助人行为与社会支持显著正相关。这一结果符合间接互惠理论的观点，助人行为是“爱心传递”，个体获得的支持越多，就会有更强的动机和可能去帮助他人，表现出更多的助人行为［34］。本研究还发现，助人行为与自尊密切相关。高自尊的个体愿意通过帮助别人来证明自己的价值［35］，因此提高自尊也是改善助人行为的主要策略之一［36］。同时助人行为与移情呈中等程度相关，可见高移情者可以更好识别那些需要被帮助的人［37］。

同时，社会支持通过自尊和移情的中介作用正向预测青年学生的助人行为。中介模型分析发现，社会支持不仅能够显著预测青年学生的助人行为，还能通过自尊和移情的中介作用对助人行为产生影响。这与亲社会行为理论模型的相关研究结果一致，非紧急状况下，内在的人格因素和个体认知会决定其帮助行为的发生［38］，自尊和移情就是人格的主要因素。当学生体验到更多社会支持时，他们会有积极的情绪体验和更健康的心理，产生更高的自尊感，从而付出更多的实际行动去帮助他人。通过比较结构方程模型的效应量还发现，移情对于助人行为的中介作用更强。同时移情不仅能直接促进助人行为的产生，而且在影响帮助行为的其他因素（如本研究的社会支持因素）与助人行为之间也存在中介作用［39］。代价收益理论提出，移情无法单独判断人们是否实施帮助行为，人们对帮助行为的精力耗费与酬报的整体评估才会真正决定助人行为［40］，可见只有在获得更多社会支持的基础上，移情才会起到较大的作用，从而导致个体产生助人行为。

需要注意的是，本研究还发现，不同学段中介模型路径表现出了明显差异。与大学生相比，高中生的社会支持对助人行为具有更显著的预测作用。社会支持通过自尊和移情能力的部分中介作用影响高中生的助人行为，但大学生的助人行为受自尊和移情能力的完全中介作用影响。究其原因，大学生一般就读异地学校，逐渐走向独立，且他们一般不会主动寻求支持，对于学校的支持资源利用度也相对较低，社会支持没有办法在大学生群体中发挥作用。但是，由于其人格发展比高中生更加成熟，受到较高自尊与高移情能力的影响，设身处地为他人着想，其助人行为水平仍要高于高中生。

针对本研究结果，提出如下教育建议。第一，社会支持作为重要的影响因素之一，与我们的身心健康密切相关，更多的支持和关怀使青年学生获得正向的体验，表现出较少的问题行为和更多的助人行为，社会给予个体的支持与关怀对其成长发展必不可少。第二，自尊与移情能力作为重要的中介变量提示我们同时还要关注学生的人格发展，增加青年学生同理心，提高其自尊水平，注意对他们心理健康问题进行预防与干预。第三，针对多群组模型比较结果，大学生的社会支持显著低于高中生，且其对助人行为的影响不显著，提示我们依旧需要对大学生投入更多的关注，引导大学生增进与老师、同学之间的关系，催生更多良性发展的可能，感受更多的社会支持，助人行为才有可能被进一步推动。