青少年合作感及相关因素的结构方程模型分析*

孙 卉卢家楣王宏海张 田

青少年合作感及相关因素的结构方程模型分析*

孙 卉1卢家楣2王宏海1张 田3△

目的探讨青少年大五人格中的宜人性、生活满意度、共情能力与其合作感之间的关系，为青少年合作感的培养提供一定的依据。方法使用青少年合作感问卷以及国际人格项目题库、共情能力问卷和生活满意度量表对上海和南京两地的563名初中学生进行相关的测试。结果（1）青少年合作感现状总体良好，但仍有进一步提升的必要；（2）青少年合作感存在性别、年级、学业成绩的显著差异；（3）人格因素中的宜人性能够有效地预测青少年的合作感水平；（4）在宜人性对于青少年合作感的影响中，共情能力是中介因素，生活满意度是调节因素，四者之间的关系是一个有中介的调节关系。结论宜人性和青少年合作感之间是有中介的调节效应。

青少年 合作感 问卷

青少年的合作感是青少年情感素质体系中的一种情感。研究发现，青少年情感素质包含道德情感、理智情感、审美情感、生活情感、人际情感和情感能力六大种类。其中，合作感属于人际情感［1］，受到很多因素的影响。Ross和Rausch发现，大五人格中的宜人性较高的人表现出更多的合作倾向［2］。还有研究发现，在东方文化背景下，合作创造力的发展与个体的共情能力有关［3］。同时，积极心理学之父Seligman认为主观健康的人能够充分发挥人格的积极因素，而高生活满意度正是主观健康的一个重要指标［4］。因此，本研究拟探讨人格因素、共情和生活满意度对青少年合作感的影响。其中，人格是个体较稳定的特质，故将其作为因变量。同时假设在人格对合作感的影响中，共情起中介作用，生活满意度起调节作用（如图1）。

图1 研究的假设模型

对象与方法

1．对象

采用整群抽样的方法，利用自修课时间，在上海、南京两地三所中学发放问卷600份，收回有效问卷563份，有效率为93．83%。其中男生256人，女生307人；被试年龄在15～19岁之间，平均年龄15．6岁。

2．工具

（1）国际人格项目题库（international personality item pool，IPIP）

该量表由Goldberg编制，用于测试大五人格，包含50个项目。每个项目包含从“非常不符合”到“非常符合”5级评分，共有五个维度，分别是外倾性（extraversion）、宜人性（agreeableness）、尽责性（conscientiousness）、情绪稳定性（emotional stability）和智力／想象性（intellect／imagination）。该量表在以往的研究中被证明有较好的信效度，在本研究中，五个维度的内部一致性系数分别是0．861、0．817、0．729、0．621、0．598。

（2）共情能力问卷

使用潘孝富等人［5］编制的共情能力问卷，该问卷分为识别自己的情绪和识别他人的情绪两个维度，包含13个项目，从“非常不符合”到“非常符合”5级评分。在本研究中，问卷的内部一致性系数为0．802，两个维度的内部一致性系数分别为0．779和0．763。验证性因素分析结果显示，χ2／df＝5．08，RMSEA＝0．982，CFI、GFI、AGFI、NNFI在0．86～0．95之间，说明问卷结构良好。

（3）青少年合作感问卷

采用作者自编的青少年合作感问卷，包含15个项目，从属单一维度。每个项目从“非常符合”到“非常不符合”六级评分，15个项目总分表示合作感得分，得分越高表示合作感越高。问卷结构效度良好，验证性因素分析显示，χ2（90）＝451．53、CFI＝0．954、GFI＝0．907、AGFI＝0．876、NNFI＝0．947、RMSEA＝0．078。内部一致性系数为0．729。

（4）生活满意度量表

采用王宇中和时松和编制的针对在校学生使用的生活满意度量表［6］。量表包含6个项目，采用7点计分。总分代表对生活的满意程度，总分越高表示生活满意度越高。研究显示，该量表有较高的信效度，适合作为在校学生生活满意度的评定工具［6］。在本研究中，量表的内部一致性系数为0．681。

3．数据整理与分析

利用SPSS16．0进行数据录入及统计分析，包括描述性统计、显著性检验、探索性因素分析等，同时利用AOMS16．0进行验证性因素分析，用结构方程模型技术分析变量间的关系。

结 果

1．青少年合作感的现状特点

合作感得分的描述性统计显示，青少年的合作感均分为4．1819±0．496，处于问卷选项4“有点符合”和问卷选项5“基本符合”之间。其中，女生的合作感得分为4．407±0．340，高于男生的3．943±0．523，差异有统计学意义；不同年级得分差异有统计学意义（F＝ 64．662，P＜0．001），初二学生的合作感得分（4．512± 0．399）最高，与初一学生得分（4．054±0．456）和初三学生得分（4．031±0．478）差异有统计学意义；自评学业成绩不同的学生，其合作感差异也有统计学意义（F＝17．582，P＜0．001），学业成绩“较好”的学生其合作感水平最高，而学业成绩“较差”和“很差”的学生合作感最低。

2．不同变量之间的相关分析

Pearson相关结果显示（表1），共情能力的两个维度与合作感呈显著正相关（r自己＝0．181，r他人＝0．215）；人格因素的五个维度与合作感都有显著正相关，相关系数在0．102～0．442之间，其中宜人性与合作感的相关程度最高（r＝0．442）；此外，生活满意度与合作感的相关也达到显著水平（r＝0．241）。

表1 各变量之间的相关

3．有中介的调节作用分析

检验有中介的调节作用需首先对数据做中心化处理，之后做分层回归：第一步做因变量对自变量、调节变量、自变量与调节变量的乘积项的回归，如果乘积项系数有统计学意义，说明调节作用有统计学意义；第二步做中介变量对自变量、调节变量、自变量与调节变量的乘积项的回归；第三步做因变量对自变量、调节变量、自变量与调节变量的乘积项以及中介变量的回归，中介变量的系数应有统计学意义，如果乘积项的系数无统计学意义，说明调节效应是完全通过中介变量起作用的。本研究的分层回归结果如表2所示。

为进一步分析生活满意度的调节作用，对生活满意度和宜人性以高于均值一个标准差为高分组，低于均值一个标准差为低分组，三者之间的关系如图2。在高生活满意度组，随着宜人性的提高，合作感水平也显著提升；相反，在低生活满意度组，随着宜人性的变化，合作感变化不大。

表2 有中介的调节作用的分层回归检验

4．数据的拟合与验证

进一步使用结构方程模型技术检验有中介的调节作用，并建立结构方程模型（图3），拟合结果显示，χ2（3）＝14．322、RMESA＝0．086、CFI＝0．976、GFI＝0．991、AGFI＝0．936、NNFI＝0．879，除NNFI略低于0．9、RMESA略高于0．08，其他指标均达到要求，表明数据拟合较好。

图2 生活满意度的调节作用图

图3 有中介的调节模型

讨 论

1．青少年合作感的特点

青少年合作感整体良好，处于六级评分的四分（有点符合）与五分（基本符合）之间，但是离“基本符合”尚有一定的距离，说明青少年的合作感还有待进一步加强。该结果与全国范围内的研究结果一致［1］。

此外，对于性别、年级、自评学业成绩不同的个体，其合作感水平差异有统计学意义。（1）男生的合作感低于女生，Jackson等人认为，女性的人际情感能力要高于男性［7］。此外，对于进入青春期的男生，更愿意通过个人的表现来彰显个性，因此不愿与他人合作。（2）初二学生的合作感最高。这可能是因为初一学生刚进入中学阶段，尚未形成稳定的同伴关系，既不能从同伴处获得合作的榜样，也没有恰当的合作对象；初三学生面临较多的学业压力，课堂教学也围绕中考展开［8］，缺少必要的合作训练。（3）自评学业成绩较好的学生，其合作感水平也较高。一方面可能是学业成绩的优劣确实是影响合作感的因素之一，另一方面也许是因为合作感的不同，才导致了学业成绩的差异。如Ames和Murray发现，合作小组的学生能够在小组中相互交流学习的经验，从而获得一种“过程获得”的感受，并在这种感受中发现新方法，进而提高学习成绩［9］。还有研究认为，合作感较高的个体在合作学习的情境中能更多地使用元认知策略，并能更快速将注意力集中到问题的概念和解决上去［10］。

2．中介性调节作用分析

在影响青少年合作感的因素中，共情能力、宜人性以及个体的生活满意程度可以有效预测其合作感，其中宜人性对于合作感的影响是通过共情能力起作用的。同时，这种作用机制还受生活满意度的调节作用。

首先，人格因素中的宜人性对于个体的共情能力有显著的影响［11］。宜人性较高的个体更愿意去亲近他人，在与人亲近的过程中，个体也更容易体会到他人的内心，更愿意设身处地地为他人着想，即产生共情。当个体对他人产生共情时，便能从对方的角度去思考他的需要，从而增加合作感水平。其次，这种中介作用还受到生活满意度的调节，在高生活满意度群体中，宜人性对于合作感的影响更明显。如前所述，Seligman从积极心理学的角度指出，主观健康的人能够充分发挥人格的积极因素，其中高生活满意度正是主观健康的一个重要指标。因此，与低生活满意度的个体相比，高生活满意度的个体更能够发挥人格的积极因素，通过宜人性等人格因素有效促进个体合作感的水平。

［1］卢家楣，刘伟，贺雯，等．我国当代青少年情感素质现状调查．心理学报，2009，41（12）：1142-1164．

［2］Ross R，Rauscg M．Competition and cooperation in the five-factor model：Individual differences in achievement orientation．JPsychol，2003，137（4）：323-337．

［3］王亚男，张景焕．创造力研究的新领域：合作创造力．心理科学进展，2010，18（1）：84-90．

［4］Seligman MEP．Positive health．Appl Psychol：Int Rev，2008，57（S1）：3-18．

［5］潘孝富，孔康，赵斌强，等．大学生共情能力结构及其问卷编制．心理研究，2010，3（5）：73-78．

［6］王宇中，时松和．“大学生生活满意度评定量表（CSLSS）”的编制．中国行为医学科学，2003，12（2）：199-201．

［7］Jackson LA，Zhao Y，Qiu W，et al．Cultural difference in morality in the real and virtual worlds：A comparison of Chinese and U．S．youth．Cyber Psychol Behav，2008，11（3）：279-286．

［8］邱海棠，罗庆华，傅一笑，等．中国西南地区青少年家庭满意度现况及影响因素．中国卫生统计，2013，30（4）：540-542．

［9］Ames GJ，Murray FB．When two w rongs make a right：Promoting cognitive change by social conflict．Dev Psychol，1982，18（6）：894-897．

［10］Laughlin PR．Selection strategies in concept attainment as a function of number of persons and stimulus display．JExp Psychol，1962，70（3）：323-327．

［11］Graziano WG，Habashi MM，Sheese BE，et al．Agreeableness，empathy，and helping：A person×situation perspective．J Pers Soc Psychol，2007，93（4）：583-599．

（责任编辑：邓 妍）

江苏省教育厅高校哲学社会科学研究基金项目（编号：2013SJB190001）；江苏省普通高校研究生科研创新计划项目（编号：CXZZ13＿0367）；南京理工大学引进人才启动基金资助项目。

1．江苏经贸职业技术学院国际教育学院（211168）；

2．上海师范大学教育学院；

3．南京理工大学社会学系

△通信作者：张田，E-mail：zhangtian＿psy＠126．com