小学生共情与攻击的关系

刘君妍 杨春柳 屈泽悦 吴南

〔摘要〕为研究小学生共情与攻击的关系，对326名4-6年级小学生进行调查。结果发现：（1）攻击行为存在显著的性别差异，男生的攻击行为高于女生;在身体攻击和关系攻击两个维度上，男生的攻击行为更多;在言语攻击上，男女生差异不明显。（2）共情能力存在显著的性别差异，女生的共情能力更高。随着年龄的增长，个体的共情能力也会随之增强。（3）情绪共情能显著预测小学生的言语攻击，认知共情能显著预测小学生的关系攻击;对于身体攻击，情绪共情和认知共情都能起到抑制作用。

〔关键词〕攻击行为;共情能力;小学生

〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2021）10-0007-06

一、问题提出

攻击性行为是指个体故意对他人身体和精神造成严重伤害，并且不被社会规范所允许的行为[1]。攻击性行为主要包括三个维度：身体攻击，包括打、砸等直接对他人身体造成伤害的攻击行为;言语攻击，主要包括咒骂别人、嘲笑别人、给别人起外号等;关系攻击，主要有恶意疏远他人、散布他人坏话、群体排斥等[2]。校园中的攻击性行为会造成如校园欺凌等严重的恶性事件。数据显示，挪威、英国、意大利等国约25%到30%的中小学生经受了欺凌，我国也有约32.2%的小学生遭受校园欺凌[3]。近年来，校园欺凌事件日益增多，严重影响了学生的身心健康和教学秩序。

更进一步研究发现，小学期间攻击行为的影响会持续至成年期，经常遭受校园欺凌的孩子在步入中年后有更大概率的抑郁、焦虑及自杀风险，到50岁时认知功能也会更差[4]。一项纵向研究发现，14岁时欺凌他人的学生到32岁时，仍有18%的人会欺凌他人，60%的人具有高度侵略性，20%的人会走上暴力犯罪的道路[3]。因而，深入研究小学生攻击行为的影响因素迫在眉睫。大量研究发现提高个体的共情能力可以显著改善校园欺凌行为。

共情是通过辨别他人情绪情感状态，依据此判断来推测他人内部情绪状态，最后产生出与他人相似的情感体验的能力[5]。共情主要包含了两大成分，情绪共情以及认知共情。情绪共情即对他人情绪的情绪性反应，也就是产生和他人相似的情绪体验，聚焦于他人时称为共情关注，聚焦于自己时则为个人忧伤。认知共情是指理解他人情绪状态产生的原因。由于这一过程需要辨认他人情绪并进行分析、加工，所以认知共情所必备的技能有观点采择以及想象。观点采择即个体能够推断他人的观点，设身处地理解他人的思想、动机、意图等认知技能[6]。大量研究表明，共情与攻击之间存在显著负相关。个体高共情水平能够减少并防止攻击性行为[7]。其中较高的观点采择能力可以抑制肢体做出攻击行为[8]。此外，小学生共情能力的提高可以很好地认识到自身的攻击性行为给他人带来的负面影响，在这种情况下会启动自己的共情机制，感受到他人情绪后，减少攻击性行为[9]。

共情对不同形式的攻击行为有着不同的影响，Salmvalli 等[10]研究发现，儿童共情能力与身体攻击和言语攻击具有显著正相关，但和关系攻击不存在相关。由于情绪共情和认知共情的发展并不同步，因此情绪共情与认知共情对攻击的影响也有着巨大差异。研究表明，情绪共情与言语攻击显著相关，认知共情与关系攻击显著相关[7]。

关于攻击影响因素的文献多为对初高中生以及职业学校这些高年龄段学生的研究，对于小学生群体及其共情和攻击性行为的研究很少。因此，本研究主要探究小学生的共情及不同因素与攻击行为的具体关系。

二、研究方法

（一）被试

从北京的某小学选取4-6年级被试375名，被试具有基本的识读能力。发放共情和攻击问卷375份，收回有效问卷326份，约占87%。具体信息见表1。

（二）工具

1.攻击量表（Buss，1992）

该量表由20个题目组成，包括3个维度：身体攻击、言语攻击和关系攻击。量表采用5点评分，被试的分数越高，其攻击性也就越强[11]。问卷三个因子的内部一致性系数在0.67～0.79之间，整体内部一致性系数为0.87[12]。本研究中三个因子的内部一致性系数是0.611～0.851，问卷的内部一致性系数是0.826。

2.IRI共情量表（Davis，1980）

人际反应指针问卷（IRI）由4个分量表组成，共包含28个题目，采用5点计分。四个分量表分别为观点采择、幻想、共情关注和个人忧伤。其中，观点采择和幻想属于共情的认知部分，共情关注和个人忧伤属于共情的情感部分。其中，4个分量表的内部一致性系数在0.71～0.77之间，重测信度为0.62～0.71。在本研究中这4个分量表的内部一致性系数在0.50～0.67之间，问卷的内部一致性系数为0.75。

（三）數据处理

研究中将所得的数据用Excel 和SPSS17.0 软件进行系统的数据分析以及处理工作。分析方法有方差分析、相关分析、回归分析等。

三、研究结果

（一）共同方法偏差检验

采用Harman单因子检验法进行共同方法偏差检验。从攻击和共情量表中的所有题目提取13个成分，未旋转得到的13个因子特征根都大于1，且第一个因子解释的变异量为19.828%，小于40%，表明本研究不存在明显的共同方法偏差。

（二）攻击的描述性统计

从表2中可以看出，四、五、六年级在攻击各个维度上的均值和标准差，四年级的攻击总分M=56.91，SD=23.40，五年级的攻击总分M=58.18，SD=20.12，六年级的攻击总分M=57.38，SD=20.27。

（三）攻击的性别和年级差异

经过二因素方差分析表明，在攻击总分及各维度上没有交互作用及年级主效应，因此只呈现在攻击总分以及攻击各维度方面的性别主效应。图1为性别主效应在攻击不同维度的差异，图2为性别主效应在攻击总分的差异。

由图1、图2可知：男女生在攻击总分上有显著差异，F（1，325）=4.03，p=0.046，2=0.012;在身体攻击上也存在显著性别差异，F（1，325）=4.60，p=0.033，2=0.014;男女生在关系攻击上存在显著差异，F（1，325）=3.45，p=0.002，2=0.011;不同性别的被试在言语攻击上无显著差异，F（1，325）=0.14，p=0.712，2<0.001。这表明，除言语攻击外，男生在攻击总分、身体攻击和关系攻击上得分均高于女生。

（四）共情各维度与攻击各维度以及性别之间的相关分析

对性别、攻击个维度以及共情各维度进行相关分析，结果见表3。

由表3可以看出，身体攻击和共情两维度均相关，相关系数分别为-0.12（认知共情），0.17（情绪共情）。言语攻击和情绪共情、共情总分及身体攻击存在显著相关，r=0.14（情绪共情），0.11（共情总分），0.43（身体攻击）。关系攻击和身体攻击、言语攻击及认知共情显著相关，相关系数分别为0.45（身体攻击），0.55（言语攻击），-0.19（认知共情）;攻击总分和攻击三维度及情绪共情显著相关，r=0.87（身体攻击），0.74（言语攻击），0.79（关系攻击），0.12（情绪共情）。

（五）共情与攻击的回归分析

将身体攻击作为因变量，第一层将性别作为自变量，第二层再加入认知共情、情绪共情两个自变量。由表4可知：第一层放入性别时，回归方程显著，R2=0.032，adjusted R2=0.029，F=10.87，p<0.001。性别对身体攻击的预测显著，β=-0.174，t=3.30，p<0.001。第二层再放入认知共情、情绪共情后，回归方程仍然显著，R2=0.103，adjusted R2=0.094，F=12.569，p<0.001。认知共情对身体攻击的预测显著，β=-0.210，t=-3.570，p<0.001;情绪共情对身体攻击的预测显著，β=0.273，t=4.686，p<0.01。

表5以言语攻击为因变量，第一层将性别作为自变量，第二层再加入情绪自变量。结果显示：第一层放入性别时，回归方程显著，R2=0.001，adjusted R2=-0.002，F=2.63，p=0.609。性别对言语攻击的预测不显著，β=-0.028，t=-0.513，p=0.609。第二层再放入情绪共情后，回归方程显著，R2=0.020，adjusted R2=0.014，F=3.312，p=0.038，说明情绪共情对言语攻击预测显著。

将关系攻击作为因变量，第一层放入性别，第二层加入认知共情和情绪共情。结果显示（见表6）：第一层放入性别时，回归方程显著，R2=0.028，adjusted R2=0.025，F=9.360，p=0.002。性别对关系攻击的预测显著，β=0.028，t=-0.059，p=0.002。

第二层再放入认知共情和情绪共情后，回归方程仍然显著，R2=0.039，adjusted R2=0.030，F=1.829，p=0.002。具体而言，认知共情对关系攻击的预测显著，β=-0.152，t=-3.059，p<0.001;情绪共情对关系攻击预测作用不显著，β=0.012，t=0.201，p=0.840。

（六）共情上的性别和年级差异

以性别（男、女）为自变量，共情总分以及认知共情和情绪共情分别为因变量进行方差分析，如图3所示。

以性别为自变量，共情总分及共情两维度为因变量进行方差分析，发现，在共情总分上，男生（M=92.96，SD=1.06）女生（M=97.01，SD=1.10）存在显著差异，F（1，324）=7.12，p=0.008。在认知共情上，男生（M=48.4，SD=0.68）女生（M=50.71，SD=0.70）存在显著差异，F（1，324）=7.54，p=0.006。在情绪共情上，男生（M=44.91，SD=0.58）女生（M=46.29，SD=0.60）不存在显著差异，F（1，324）=2.78，p=0.096。

进一步以四、五、六三个年级为自变量，共情两维度（认知共情、情绪共情）分别为因变量进行方差分析，结果如图4所示。

以四、五、六三个年级为自变量，共情两维度为因变量进行方差分析，发现在情绪共情维度，五年级和四年级存在显著差异，F（2，323）=4.742，p=0.009;五年的情绪共情（M=47.3，SD=0.78）显著高于四年级（M=44.5，SD=1.02）。认知共情维度三个年级差异不显著（ps>0.05）。

四、 讨论

（一）小学生共情和攻击的关系

研究发现，共情各成分与攻击各个维度之间存在不同程度的負相关。除个人忧伤与攻击各维度之间存在较高的正相关，共情的其他维度都与攻击存在着较高的负相关。也就是说共情能力越高，其攻击性越低，反之亦然。

首先，观点采择与身体攻击、关系攻击以及攻击总分之间均存在显著负相关。Vaish一项对2岁左右儿童的研究表明，通过观点采择，儿童产生的情感共情可以抑制攻击行为的出现[13]。Rose等研究发现，小学阶段的学生随着认知共情能力的提高，同伴之间的受欢迎性及同伴接纳也会发生变化，当同伴接纳程度越低，小学生越会通过关系攻击的方式提高在群体中的显要地位[14]，因此认知共情能显著预测关系攻击。结合本研究，被试为4到6年级的小学生，大部分人已经具有观点采择的能力，当他能够站在他人的角度考虑问题，则会减少攻击行为。其次，个人忧伤与攻击的各维度之间存在显著的正相关。个人忧伤程度越高，个体产生攻击性行为的可能性越高，这与以往的研究相一致[15]。再次，共情关注这一维度与身体攻击及攻击总分之间均存在显著负相关。研究表明，对他人有较高悲伤反应的人不太可能有攻击性行为[12]。共情关注能力高的人能够主动对他人情绪进行关注，能够感知他人情绪的变化，所以共情关注对攻击行为有抑制作用。

共情和攻击之间的相关也会受到性别的调节。国外研究发现，男孩更容易进行身体上的攻击，女孩则会选用关系攻击，而言语攻击上没有性别差异。通过数据分析可以看出男生的攻击性大于女生的攻击性，而女生的共情能力要强于男生的共情能力。在相关的研究中，考察性别这一变量时，前人的结果均为男性的攻击行为多于女生。究其原因，女生比男生具有更高的共情能力，所以在攻击行为将产生时更多地被抑制住了，而男生相对共情能力弱，所以在将产生攻击行为时没有抑制因子，从而产生了攻击性行为。因此，可以看出在加入性别这一变量后，凸显出了共情能力对攻击具有抑制的作用。

（二）小学生攻击行为的性别差异和年级差异

研究结果显示，在攻击总分方面，男生的攻击得分显著高于女生。性别能显著预测关系攻击和身体攻击，对言语攻击的预测不明显。

首先，男女生在身体攻击上有明显差异，研究表明男孩的身体攻击显著高于女孩。受中国传统文化的影响，男女生的社会性别角色不同。因此，女孩的身体攻击行为更少，相对地，男生的身体攻击更多[8]。

其次，在关系攻击上，男女生存在显著的差异，但与以往研究“女生更容易使用关系攻击”的结果不一致。在本研究中，结果相反，男生的关系攻击更强。随着青春期的开始，性意识等性特征开始发育，身心发展开始出现失衡，男生比女生更多地表现出利用攻击行为作为替代性的发泄方式[16]。但也有研究能支持本研究的结果，即男生关系攻击强于女生。男女生在关系攻击方面的差异还需在后续的研究中反复证实。

（三）小学生共情的性别和年级差异

研究结果表明，在共情能力上，女生明显强于男生。共情的性别差异有一定的先天原因，例如，生物学因素及生理特点（如激素水平）。父母和其他家庭成员对男生和女生的共情影响不同。最近的研究表明，母亲更多影响着子女共情中的情绪成分，而父亲影响子女共情中的认知成分。此外，共情的代际传递过程，也是造成共情的性别差异的一大原因[17]，因此男生和女生的情绪共情和认知共情方面是存在差异的。男性和女性在信息加工能力与心理特点的差异方面也造成了两性的共情水平差异，女性在社会性刺激和非社会性刺激，如情绪和疼痛，都表现出更大的敏感性，这都会导致女性能够对他人的情绪和疼痛感等有更加强烈的体验，因此女性共情水平高于男性[18]。

本研究发现，五年级的共情关注得分显著高于四年级的共情关注得分。由于随着年龄的增长，儿童的自我意识水平和认知水平会不断提高[8]。因此，儿童共情能力随着年龄的发展而有所增长的。

五、结论

本研究探讨了小学生共情和攻击行为的关系，发现男生的身体攻击和关系攻击多于女生，女生的共情能力高于男生。共情可以作为小学生攻击行为的保护性因素，具体来讲，情绪共情能显著预测小学生的言语攻击，认知共情能显著预测小学生的关系攻击;而对于身体攻击，情绪共情和认知共情都能起到抑制作用。

注：本文受到北京市社科基金项目（18JYC027）、北京联合大学人才强校项目（BPHR2017CS05）资助。通讯作者为吴南。

参考文献

[1]高蕾，高晓雷.小学生攻击行为研究进展[J].科教文汇（中旬刊），2009（11）：90.

[2]赵建华.小学生攻击性行为的心理分析及对策研究[J].心理科学，2005（4）：965-968.

[3]任海涛.“校园欺凌”的概念界定及其法律责任[J]. 华东师范大学学报（教育科学版），2017，35（2）：43-50，118.

[4]肖凤秋，郑志伟，陈英和.共情对亲社会行为的影响及神经基础[J]. 心理发展与教育，2014（2）：208-215.

[5]解方舟，吴姗姗，杨平，等. 共情能力的作用及其培养[J]. 中国健康心理学杂志，2016，24（9）：1425-1432.

[6]陈武英，卢家楣，刘连启，等. 共情的性别差异[J]. 心理科学进展，2014，22（9）：1423-1434.

[7]李小芳，卞晨阳，陈艳琳，等.青少年移情发展特点及其与攻击行为的关系[J].中国心理卫生杂志，2015，29（9）：708-713.

[8]刘莹.小学生观点采择的发展及教育建议[J].中小学心理健康教育，2019（25）：48-50.

[9]史晓露. 小学生共情能力及其培养策略[J]. 中小学心理健康教育，2018（36）：58-60.

[10]Salmivalli C，Kaukiainen A，Voeten M. Anti-bullying intervention：implementation and outcome[J]. British Journal of Educational Psychology，2005，75（3）：465-487.

[11]邵嵘，王云强.攻击规范信念量表在中学生群体中的信效度检验[J].中国临床心理学杂志，2017，25（6）：1035-1038.

[12]Li L.A study on reliability and validity of aggression questionnaire and city norm of hubei province in wuhan[D].Wuhan：Huazhong UniveRsity of Science and Technology，2008.

[13]赵欢欢，张和云，王福兴，等.儿童依恋、移情与攻击性行为的关系[J].心理研究，2012，5（3）：34-39，77.

[14]赵冬梅，周宗奎.儿童同伴交往中的攻击行为：文化和性别特征[J]. 心理科学，2010（1）：144-146.

[15]Xiu H，Y Bo，The differences between two types of adolescent violent offenders in empathy[J].Journal of Henan Judicial Police Vocational College，2012，10（1）：57-60.

[16]应贤慧，戴春林.中学生移情与攻击行为：攻击情绪与认知的中介作用[J].心理发展与教育，2008（2）：73-78.

[17]苏彦捷，黄翯青.共情的性别差异及其可能的影响因素[J].西南大学学报（社会科学版），2014，40（4）：77-83，183.

[18]颜志强，苏彦捷.共情的性别差异：来自元分析的证据[J].心理发展与教育，2018，34（2）：129-136.

（作者单位：1.北京联合大学师范学院，北京，100101;2.北京联合大学儿童及青少年学习与心理发展研究所，北京，100101）

编輯/卫 虹 终校/张国宪