王協(xié)順 蘇彥捷

摘?要?以中國10～15歲青少年為樣本修訂Reniers等（2011）的認(rèn)知和情感共情量表。探索性（N=620）和驗證性（N=480）因子分析表明，三因子的結(jié)構(gòu)最適合當(dāng)前樣本。修訂后的量表共保留17個條目，分為觀點采擇、在線模擬和情緒響應(yīng)三個維度（內(nèi)部一致性信度系數(shù)依次為0.79，0.71和0.76）。該量表不僅與格里菲斯共情量表具有良好的相關(guān)，而且還可以預(yù)測被試的親社會傾向。綜上，經(jīng)修訂，此量表具有較好的信效度，適合作為評估我國青少年共情能力的工具。

關(guān)鍵詞?中國青少年; 認(rèn)知共情; 情感共情; 親社會傾向

分類號?B841.7

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2019.09.003

1?引言

共情（empathy）是一項重要的社交技能（Baron-Cohen & Wheelwright， 2004），在過去30年里，越來越多研究者致力于探究共情的內(nèi)部機制問題。共情的測量，最簡單和常用的方法是使用自我報告量表。多年以來，研究者開發(fā)了多種共情量表，例如，霍根共情量表（Hogan Empathy Scale， HES; Hogan， 1969），沖動-冒險-共情量表（Impulsiveness-Venturesomeness-Empathy Inventory， IVE; Eysenck & Eysenck， 1978）中的共情子量表，人際反應(yīng)指針量表（Interpersonal Reactivity Index， IRI; Davis， 1980， 1983），共情商數(shù)量表（Empathy Quotient， EQ; Baron-Cohen & Wheelwright， 2004），基本共情量表（Basic Empathy Scale， BES; Jolliffe & Farrington， 2006），格里菲斯共情量表（Griffith Empathy Measure， GEM; Dadds et al.， 2008），多倫多共情量表（Toronto Empathy Questionnaire， TEQ; Spreng， McKinnon， Mar， & Levine， 2009）。在這些共情測量工具中，研究者們對共情的理解和定義存在很大差異。

盡管共情的具體定義目前還存在一定分歧，但是多數(shù)研究者認(rèn)為共情是多維的，至少可以分為認(rèn)知共情和情感共情兩個維度（Cohen & Strayer， 1996; Decety & Jackson， 2004; Eisenberg & Eggum， 2009; Lawrence， Shaw， Baker， Baron-Cohen， & David， 2004; Shamay-Tsoory， 2011; Zaki & Ochsner， 2012）。在上面所提到的幾個常用共情量表中，BES、IRI和GEM均采用了多維度設(shè)計。BES和GEM兩個量表將共情分為認(rèn)知和情感兩個維度。而IRI量表對這兩個共情維度做了進一步細(xì)分，其中認(rèn)知共情分為觀點采擇和幻想兩個維度，情感共情分為共情關(guān)注和個人悲傷兩個維度（Davis， 1980， 1983）。因此，相比于BES和GEM量表，IRI量表對共情的測量相對來說更加細(xì)致和全面。然而需要注意的是，IRI量表中對共情的定義似乎與同情（sympathy）這一概念發(fā)生了混淆（Baldner & McGinley， 2014; Jolliffe & Farrington， 2004）。關(guān)于共情和同情兩個概念的區(qū)別，是共情研究中的一個常見話題（顏志強， 蘇金龍， 蘇彥捷， 2018）。同情被認(rèn)為是個體對共情對象做出的一種反應(yīng)性回應(yīng)（Cuff， Brown， Taylor， & Howat， 2016）。有研究者指出，共情與同情的最大不同在于：共情是他人指向的，反映的是個體對他人狀態(tài)的感受和理解，而同情是自我指向的，反映了個體自身對他人產(chǎn)生的某種關(guān)切（Hein & Singer， 2008），需要個體對共情對象的情緒感受進行額外的認(rèn)知評估（Eisenberg & Strayer， 1987; Jolliffe & Farrington， 2006）。

認(rèn)知與情感共情量表（Questionnaire of Cognitive and Affective Empathy， QCAE）是2011年由Reniers等人基于成年典型發(fā)展群體開發(fā)的一個共情測量工具（Reniers， Corcoran， Drake， Shryane， & Vllm， 2011）。該量表基于共情多維度的觀點，并重點與同情這一概念進行區(qū)分的基礎(chǔ)上，從IRI，IVE，EQ和HES四個常用共情量表中抽取信效度較好的條目整合而成。因此，QCAE量表兼顧了這四個量表的優(yōu)點，近年來開始逐漸被共情研究者所關(guān)注并使用。QCAE量表采用李克特4點計分（1非常不同意，2不同意，3同意，4非常同意），包括31個條目，其中6個條目來自IRI量表，8個條目來IVE量表中的共情子量表，15個條目來自EQ量表，2個條目來自HES量表。量表共分為五個維度：觀點采擇（Perspective Taking; 10個條目），在線模擬（Online Simulation; 9個條目），情緒傳染（Emotion Contagion; 4個條目），近端響應(yīng)（Proximal Responsivity; 4個條目）和遠(yuǎn)端響應(yīng)（Peripheral Responsivity; 4個條目）。在這五個維度中，觀點采擇和在線模擬兩個維度測量的是認(rèn)知共情，情緒傳染、近端響應(yīng)和遠(yuǎn)端響應(yīng)三個維度測量的是情感共情。表1呈現(xiàn)了QCAE量表的作者對量表中各維度的定義。

2.2.3?中文版青少年親社會傾向量表

中文版青少年親社會傾向量表（寇彧等， 2007）是Carlo等（2003）編制的青少年親社會傾向量表（Carlo， Hausmann， Christiansen， & Randall， 2003）在中國青少年樣本中的修訂。該量表采用李克特5點計分（1完全不相符，2不相符，3不確定，4符合，5完全符合），共包含26個條目，分為公開的、匿名的、利他的、依從的、情緒性和緊急的六個維度。本研究選取了依從的（5個條目）和情緒性（5個條目）兩維度，其內(nèi)部一致性信度系數(shù)分別為0.79和0.76。

2.3?統(tǒng)計方法

我們將1109名被試隨機分為兩部分，第一部分620名被試（平均年齡12.6歲， SD=0.59; 女生310名）作為探索性因子分析的樣本，第二部分489名被試（平均年齡12.6歲， SD=0.45; 女生221名）作為驗證性因子分析的樣本。探索性因子分析采用SPSS 21.0軟件進行，驗證性因子分析采用AMOS 24.0軟件進行。

2.4?修訂過程

本研究包括兩次修訂。第一次修訂是針對量表所有條目進行探索性因子分析，之后采用驗證性因子分析驗證量表的結(jié)構(gòu)。第二次修訂是在第一次修訂的基礎(chǔ)上，篩查出內(nèi)部一致性信度較低的條目。之后，再次進行探索性因子和驗證性因子分析，最終使量表各維度及其所包含條目具有良好模型擬合、內(nèi)部一致性信度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度。

3?結(jié)果

3.1?第一次修訂

3.1.1?探索性因子分析

利用探索性因子分析，通過主軸因子法和直接斜交轉(zhuǎn)軸法抽取初始因子。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與QCAE量表在中國成年群體中的修訂結(jié)果一致（Liang et al.， 2019），有六個因子的特征值大于1（分別為5.69，3.26，2.39，1.68，1.24和1.12），解釋的總方差變異為49.62%。然而，量表條目在聚合效果上十分混亂，與原量表的理論構(gòu)念差異較大。參考Liang等（2019）的研究，我們分別限定抽取五因子和四因子對量表重新進行探索性因子分析，并橫向比較不同模型中各條目的聚合效果。在五因子模型中（解釋總方差變異46.00%），各條目的聚合效果雖有較大優(yōu)化，但是第五個因子僅包含兩個條目，且均為雙載荷。若刪除這兩個條目，則模型實際上僅剩四個因子。相比于五因子模型，在四因子模型中（解釋總方差變異41.99%），各條目的聚合效果進一步優(yōu)化，不再有雙載荷條目。隨后，針對四因子模型，去除三個載荷系數(shù)小于0.30的條目（Q1，Q17和Q28）之后，我們對剩下的28個條目重新進行四因子探索性因子分析，KMO值為 0. 86，Bartlett 球形檢驗值為4636.13， df=378， p<0. 001，說明適合進行探索性因子分析。累計方差解釋率為45.10%，各個因子的特征值均顯著大于1（分別為5.48，3.10，2.31和1.64）。各條目在其對應(yīng)因子上的載荷系數(shù)如表1所示。與Liang等（2019）的研究一致，觀點采擇（因子一）和在線模擬（因子三）兩維度下條目的聚合效果與原量表一致，但是原量表中情緒傳染和近端響應(yīng)兩個維度中的條目（Q8-Q14）被穩(wěn)定地聚為同一個因子（因子二）。分析因子二的條目發(fā)現(xiàn)，其考察的問題所反映地均是個體因觀察他人情緒，其自身情緒狀態(tài)的變化（例如：“看到身邊的人緊張，我也容易緊張”“看到別人擔(dān)心和驚慌，也會讓我擔(dān)心”）。因此，本研究將因子二命名為“情緒響應(yīng)”。而對于因子四，除了條目Q17被刪除，剩余的三個條目均來自原量表中的遠(yuǎn)端響應(yīng)維度。這三個條目均是考察被試對影視或戲劇作品中人物的情感及其所處情景的卷入程度，因此本研究將因子四命名為“情景卷入”。

3.1.2?驗證性因子分析

在上述探索性因子分析中，我們通過比較不同模型中條目的聚合效果，最終選擇了四因子模型。在此，我們利用AMOS 24.0對該四因子模型進行驗證性因子分析。模型參數(shù)估計方法選擇極大似然估計，模型擬合指標(biāo)選取χ2值（自由度），近似均方根誤差（Root Mean Square Error of Approximation， RMSEA），相對擬合指數(shù)（Comparative Fit Index， CFI），擬合優(yōu)度指數(shù)（Goodness-of-fit Index， GFI），Tucker-Lewis指數(shù)（Tucker-Lewis Index， TLI），以及AIC指數(shù)（Akaike's Information Criterion， AIC）和BIC指數(shù)（Bayesian Information Criterion， BIC）。 經(jīng)驗證，各擬合指標(biāo)分別為： χ2（320）=957.2， p<0.001; RMSEA=0.064; CFI=0.81， GFI=0.87， TLI=0.81; AIC=1031， BIC=1282。通過這些指標(biāo)可以看出，該四因子模型在擬合效果上不是很理想，尤其是CFI和TLI兩個指標(biāo)均不足0.85。

為了進一步分析可能導(dǎo)致模型擬合效果不理想的原因，我們計算了各個維度的內(nèi)部一致性信度系數(shù)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，觀點采擇、在線模型和情緒響應(yīng)三個維度的內(nèi)部一致性信度系數(shù)均接近或高于0.8（依次為0.85， 0.85和0.80），而情景卷入維度的內(nèi)部一致性信度系數(shù)僅為0.45。這與Liang等（2019）基于中國成年群體的修訂結(jié)果是一致的。說明情景卷入這一維度的條目可能的確不適合中國被試。因此，我們接下來考慮刪除這一維度的條目，對剩余的條目重新進行修訂。

3.2?第二次修訂

根據(jù)第一次修訂后的內(nèi)部一致性信度檢驗，我們刪除了情景卷入這一維度。接下來，我們對剩余的條目重新進行了探索性因子和驗證性因子分析。除此之外，我們還檢驗了最終的量表結(jié)構(gòu)是否具有跨性別穩(wěn)定性，以及被試在量表總分和各個維度得分上是否具有性別差異。

3.2.1?探索性因子分析

在不限定因子數(shù)量情況下，探索性因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，特征值顯著大于1的因子有且僅有三個（特征值分別為3.73，2.57和1.64），解釋的總方差變異為46.71%。表2呈現(xiàn)了此次分析中各條目在每個因子上的載荷系數(shù)。

3.2.2?驗證性因子分析

如圖1所示，我們對上述三因子模型進行了驗證性因子分析。從表3中所呈現(xiàn)的各個擬合指標(biāo)來看，相比于第一次修訂的四因子模型，三因子模型在各個擬合指標(biāo)上均有很大改善，尤其是CFI，GFI和TLI三個指標(biāo)均達(dá)到0.9及以上，AIC指數(shù)和BIC指數(shù)也顯著減小。此外，為了進一步檢驗此模型的跨性別穩(wěn)定性，我們還按照性別將489個驗證性因子分析中的樣本分為兩半（男267人，女221人），然后在兩個樣本中分別檢驗了模型的擬合效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，該三因子模型在男生和女生樣本中的擬合效果與總體樣本的類似，各個擬合指標(biāo)均符合標(biāo)準(zhǔn)，CFI，GFI和TLI三個指標(biāo)均在0.9及以上（見表3）。這說明，此次修訂的量表結(jié)構(gòu)及其條目比較適合目前的青少年樣本，而且具有跨性別穩(wěn)定性。

3.2.3?量表得分上的性別差異檢驗

我們基于489個驗證性因子分析的樣本，比較了男生和女生在量表總分和各個維度得分上的差異。獨立樣本t檢驗結(jié)果表明，男生和女生在各個維度得分以及量表總分上（見表4），均沒有顯著性差異（ps>0.70）。

3.2.4?內(nèi)部一致性信度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗

基于489個驗證性因子分析的樣本，修訂后QCAE量表的各維度和量表總體的內(nèi)部一致性信度系數(shù)均在0.70以上：觀點采擇為0.80，在線模擬為0.71，情緒響應(yīng)為0.76，量表總體為0.80。表5呈現(xiàn)了修訂后QCAE量表的各維度得分和量表總分與中文版GEM量表的各維度得分和量表總分之間的相關(guān)，以及與中文版青少年親社會傾向量表中依從的和情緒性兩個維度得分的相關(guān)。首先，我們利用SPSS 21.0軟件對各個變量之間的相關(guān)系數(shù)（r）進行了傳統(tǒng)的基于頻率統(tǒng)計的差異性檢驗。其次，由于在大樣本的情況下，傳統(tǒng)的基于頻率統(tǒng)計的差異性檢驗效力可能有所下降 （Rouder， Morey， Speckman， & Province， 2012），因此我們利用JASP 0.9.1.0軟件進行了相關(guān)系數(shù)的貝葉斯因子（Bayes Factor， BF）檢驗。BF10表示給定的樣本數(shù)據(jù)支持備擇假設(shè)（H1）的概率與支持零假設(shè)（H0）概率的比率（Dienes， 2011）。BF10的值越大表示樣本數(shù)據(jù)越支持備擇假設(shè)，一般在3～10之間表示中等程度支持備擇假設(shè)，10以上表示非常支持備擇假設(shè)（Lee & Wagenmakers， 2013）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，除了QCAE量表中的情緒響應(yīng)維度和中文版GEM量表中的認(rèn)知共情維度相關(guān)不顯著之外，其他變量之間的相關(guān)系數(shù)均顯著大于0。以上結(jié)果表明，修訂后的QCAE量表在信效度方面均符合標(biāo)準(zhǔn)。

4?討論

在中國青少年群體（10～15歲）中修訂QCAE共情量表。不同于原版QCAE量表（Reniers et al.， 2011）的五因子結(jié)構(gòu)，經(jīng)過兩次修訂，我們發(fā)現(xiàn)三因子結(jié)構(gòu)更加適合中國青少年群體。修訂后的量表共有17個條目（見附錄），分為觀點采擇、在線模擬和情緒響應(yīng)三個維度。量表在總體以及各個維度上均具有良好的內(nèi)部一致性信度，Cronbach's α都在0.70以上。同時，結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗表明，修訂后的QCAE量表不僅與中文版GEM量表具有較好的相關(guān)性，同時也可以預(yù)測被試的親社會傾向。

4.1?第一次修訂—四因子結(jié)構(gòu)

在第一次修訂中，探索性因子分析發(fā)現(xiàn)，原QCAE量表中的情緒傳染和近端響應(yīng)兩個維度的條目被聚為同一個因子。最近Liang等（2019）在中國18～44歲成年人群體中修訂QCAE量表時，其探索性因子分析也得到了與我們類似的結(jié)果（Liang et al.， 2019）。雖然兩個維度在原量表中被認(rèn)為測量的是不同的共情能力，情緒傳染測量個體“自發(fā)地分享他人的感受”的能力（例如“看到別人擔(dān)心和驚慌，也會讓我擔(dān)心”），近端響應(yīng)測量個體“對與自己具有相似社會背景群體的情緒做出的情感反應(yīng)”（例如“看到身邊的人緊張，我也容易緊張”）（Reniers et al.， 2011），但是仔細(xì)分析這兩個維度下條目所描述的內(nèi)容，本質(zhì)上反映地均是被試觀察到他人情緒后，自身情緒狀態(tài)的變化。不管是泛指的“別人”，還是與自己比較親近或熟悉的“身邊的人”，可能在中國語言文化習(xí)慣下，被試在回答這些問題時對二者區(qū)分并不是太明顯。在我們的研究中，根據(jù)這一因子下條目的特點，我們將其命名為“情緒響應(yīng)”。

然而，盡管四因子探索性因子分析表明，各條目的聚合效果還比較理想，每個因子中均無低載荷和雙載荷條目，但是隨后的驗證性因子分析表明，四因子結(jié)構(gòu)并不適合本研究中的青少年群體，CFI和TLI兩個模型擬合指標(biāo)均不及0.85。經(jīng)檢查發(fā)現(xiàn)，第四個因子（即“情景卷入”維度）中的條目均來自原量表的遠(yuǎn)端響應(yīng)維度，它們的內(nèi)部一致性信度系數(shù)太低。這一結(jié)果在Liang等（2019）的研究中也得到了驗證。因此，我們刪除了因子四，重新對量表的結(jié)構(gòu)進行了分析和驗證。

4.2?第二次修訂—三因子結(jié)構(gòu)

在第二次修訂中，我們剔除了第一次修訂中因子四的三個條目之后發(fā)現(xiàn)，不管是探索性因子分析中各條目的聚合效果，還是驗證性因子分析中模型的擬合效果，一個三因子結(jié)構(gòu)要遠(yuǎn)比原先的四因子結(jié)構(gòu)更合適。此外，這個三因子結(jié)構(gòu)不管是在模型擬合效果上還是在被試具體行為表現(xiàn)上均無顯著的性別差異。最終，根據(jù)結(jié)果，我們接受了三因子結(jié)構(gòu)。三個因子分別為觀點采擇、在線模擬和情緒響應(yīng)，其中觀點采擇和在線模擬兩個維度下的條目來自于原量表中的認(rèn)知共情維度，情緒響應(yīng)維度下的條目來自原量表中的情感共情維度。實際上，在四因子模型中，情景卷入維度下的條目類似IRI共情量表中的幻想維度，考察的是被試對影視、戲劇或小說中虛構(gòu)人物的情感或其所處情景的卷入程度，因此有許多研究者認(rèn)為IRI量表中的幻想維度反映地并不是真正的共情能力（Baldner & McGinley， 2014; Jolliffe & Farrington， 2004），以至于在一些研究中直接被忽略不用（Conway， Lee， Ojaghi， Catmur， & Bird， 2017; Nielsen， Slade， Levy， & Holmes， 2015）。從理論上講，這種情況可能也與青少年時期共情發(fā)展的特點有關(guān)。有研究表明，青少年在認(rèn)知共情上已經(jīng)與成年人處于相同水平，但是在情感共情上，水平尚不及成年人（黃翯青， 蘇彥捷， 2012）。而情景卷入這一維度屬于情感共情，因此青少年在回答該維度條目時表現(xiàn)并不理想，從而導(dǎo)致其內(nèi)部一致性信度較低，模型的擬合度下降。此外，以往研究表明，共情不僅僅是一種短暫的情緒反應(yīng)狀態(tài)， 也是一種穩(wěn)定的人格特質(zhì)，其與個體的具身模仿、情感加工以及情緒理解三種能力存在密切的關(guān)聯(lián)（岳童， 黃希庭， 2016）。De Waal（2008）也認(rèn)為共情主要包含三個方面：一是受他人情緒狀態(tài)影響和分享他人情緒的能力，二是評估他人情緒狀態(tài)背后原因的能力，三是識別并采納他人觀點的能力，其中第一個方面是個體自發(fā)地受他人情緒影響而做出的反應(yīng)，后兩方面需要個體對他人狀態(tài)做出一定的認(rèn)知性評估（De Waal， 2008）。很明顯，我們修訂后量表的三個維度，與這種觀點是一致的。

在結(jié)構(gòu)效度檢驗中，傳統(tǒng)的基于頻率統(tǒng)計的差異性檢驗和貝葉斯因子檢驗結(jié)果均表明，修訂后QCAE量表中的情緒響應(yīng)維度的得分與中文版GEM量表中情感共情和行為共情兩個維度的得分均存在顯著正相關(guān)，而與其認(rèn)知共情維度得分相關(guān)不顯著。這可能是由于中文版GEM量表中行為共情的條目主要是從原版GEM量表中的情感共情維度分出來的，因此出現(xiàn)這種相關(guān)結(jié)果不僅并不奇怪，反而從側(cè)面說明修訂后的QCAE量表中的情緒響應(yīng)維度與觀點采擇和在線模型兩個維度測量的的確是不同方面的共情能力。以往大量研究證據(jù)表明，個體的共情水平可以顯著預(yù)測其親社會行為（安連超， 張守臣， 王宏， 馬子媛， 趙建芳， 2018; 丁鳳琴， 陸朝暉， 2016; 肖鳳秋， 鄭志偉， 陳英和， 2014; Harrington & O'Connell， 2016; Telle & Pfister， 2016），在本研究的效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度檢驗中，我們的結(jié)果再次支持了這一結(jié)論， 修訂后QCAE量表的各個維度得分以及量表總分和中文版青少年親社會傾向量表中依從的和情緒性兩個維度的得分之間均存在顯著正相關(guān)。

4.3?局限與展望

經(jīng)過修訂，此青少年版的QCAE量表的內(nèi)部一致性信度、結(jié)構(gòu)效度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度雖然均符合標(biāo)準(zhǔn)，但是在第一次修訂時發(fā)現(xiàn)的情景卷入因子，盡管其信度不佳，探索性因子分析卻發(fā)現(xiàn)其各個條目的因子載荷量均比較高。這說明，情景卷入因子中的條目所考察的問題的確與其他因子不同，只是目前這些條目所描述的問題可能并不適于青少年群體的理解。在未來研究中，應(yīng)該根據(jù)青少年群體的特點，編制一些符合他們生活經(jīng)驗的條目。

5?結(jié)論

在10～15歲的中國青少年中修訂QCAE量表。經(jīng)修訂，量表最終保留了17個條目，分為觀點采擇、在線模擬和情緒響應(yīng)三個維度?？偟膩碚f，量表的題量比較適中，且無反向計分條目（量表題目及其計分方式見附錄），各種指標(biāo)均表明，不同于成年人群體的四因子或五因子結(jié)構(gòu)，三因子結(jié)構(gòu)更加適合青少年群體。該量表可以作為評估我國青少年共情能力的一個工具。

參考文獻

安連超， 張守臣， 王宏， 馬子媛， 趙建芳 （2018）. 共情對大學(xué)生親社會行為的影響： 道德推脫和內(nèi)疚的多重中介作用. 心理學(xué)探新， 38（4）， 350-355.

丁鳳琴， 陸朝暉 （2016）. 共情與親社會行為關(guān)系的元分析. 心理科學(xué)進展， 24（8）， 1159-1174.

黃翯青， 蘇彥捷 （2012）. 共情的畢生發(fā)展： 一個雙過程的視角. 心理發(fā)展與教育， 28（4）， 434-441.

寇彧， 洪慧芳， 譚晨， 李磊 （2007）. 青少年親社會傾向量表的修訂.心理發(fā)展與教育， 23（1）， 112-117.

王妍 （2015）. 共情研究述評. 心理技術(shù)與應(yīng)用， 4（3）， 13-16.

肖鳳秋， 鄭志偉， 陳英和 （2014）. 共情對親社會行為的影響及神經(jīng)基礎(chǔ). 心理發(fā)展與教育， 30（2）， 208-215.

顏志強， 蘇金龍， 蘇彥捷 （2018）. 共情與同情： 詞源、概念和測量. 心理與行為研究， 16（4）， 433-440.

岳童， 黃希庭 （2016）. 共情特質(zhì)的神經(jīng)生物學(xué)基礎(chǔ). 心理科學(xué)進展， 24（9）， 1368-1376.

Allemand， M.， Steiger， A. E.， & Fend， H. A. （2015）. Empathy development in adolescence predicts social competencies in adulthood. Journal of Personality， 83（2）， 229-241.

Baldner， C.， & McGinley， J. J. （2014）. Correlational and exploratory factor analyses （EFA） of commonly used empathy questionnaires： New insights. Motivation and Emotion， 38（5）， 727-744.

Baron-Cohen， S.， & Wheelwright， S. （2004）. The empathy quotient： An investigation of adults with asperger syndrome or high functioning autism， and normal sex differences. Journal of Autism and Developmental Disorders， 34（2）， 163-175.

Bart， L.， & Beatriz， L. （2018）. Adolescence as a neurobiological critical period for the development of higher-order cognition. Neuroscience & Biobehavioral Reviews， 94， 179-195.

Blakemore， S. J.， & Mills， K. L. （2014）. Is adolescence a sensitive period for sociocultural processing？ Annual review of psychology， 65， 187-207.

Burnett， S.， Bird， G.， Moll， J.， Frith， C.， & Blakemore， S. （2009）. Development during adolescence of the neural processing of social emotion. Journal of Cognitive Neuroscience， 21（9）， 1735-1750.

Hein， G.， & Singer， T. （2008）. I feel how you feel but not always： The empathic brain and its modulation. Current Opinion in Neurobiology， 18（2）， 153-158.

Hogan， R. （1969）. Development of an empathy scale. Journal of Consulting and Clinical Psychology， 33， 307-316.

Jolliffe， D.， & Farrington， D. P. （2004）. Empathy and offending： A systematic review and meta-analysis. Aggression and Violent Behavior， 9（5）， 441-476.

Jolliffe， D.， & Farrington， D. P. （2006）. Development and validation of the basic empathy scale. Journal of Adolescence， 29（4）， 589-611.

Kilford， E.， Garrett， E.， & Blakemore， S. （2016）. The development of social cognition in adolescence： An integrated perspective. Neuroscience and Biobehavioral Reviews， 70， 106-120.

Lawrence， E. J.， Shaw， P.， Baker， D.， Baron-Cohen， S.， & David， A. S. （2004）. Measuring empathy： Reliability and validity of the empathy quotient. Psychological Medicine， 34（5）， 911-920.

Lee， M. D.， & Wagenmakers， E. （2013）. Bayesian cognitive modeling： A practical course. Cambridge University Press.

Liang， Y. S， Yang， H. X.， Ma， Y. T， Lui， Simon. S. Y.， Cheung， E. F. C.， Wang， Y.， & Chan， R. C. K. （2019）. Validation and extension of the questionnaire of cognitive and affective empathy in the Chinese setting. PsyCh Journal， in press.

Nielsen， M. K.， Slade， L.， Levy， J. P.， & Holmes， A. （2015）. Inclined to see it your way： Do altercentric intrusion effects in visual perspective taking reflect an intrinsically social process？ The Quarterly Journal of Experimental Psychology， 68（10）， 1931-1951.

Rouder， J. N.， Morey， R. D.， Speckman， P. L.， & Province， J. M. （2012）. Default bayes factors for ANOVA designs. Journal of Mathematical Psychology， 56（5）， 356-374.

Reniers， Renate L. E. P， Corcoran， R.， Drake， R.， Shryane， N. M.， & Vllm， B. A. （2011）. The QCAE： A questionnaire of cognitive and affective empathy. Journal of Personality Assessment， 93（1）， 84-95.

Shamay-Tsoory， S. G. （2011）. The neural bases for empathy. The Neuroscientist， 17， 18-24.

Spreng， R. N.， McKinnon， M. C.， Mar， R. A.， & Levine， B. （2009）. The toronto empathy questionnaire： Scale development and initial validation of a factor-analytic solution to multiple empathy measures. Journal of Personality Assessment， 91（1）， 62-71.

Telle， N.， & Pfister， H. （2016）. Positive empathy and prosocial behavior： A neglected link. Emotion Review， 8（2）， 154-163.

Zaki， J.， & Ochsner， K. （2012）. The neuroscience of empathy： Progress， pitfalls and promise. Nature Neuroscience， 15（5）， 675-680.

Zhang， Q.， Wang， Y.， Lui， S. S. Y.， Cheung， E. F. C.， Neumann， D. L.， Shum， D. H. K.， & Chan， R. C. K. （2014）. Validation of the griffith empathy measure in the Chinese context. Brain Impairment， 15（1）， 10-17.