1 引言

助人行为(helping behavior)是指个体基于自愿动机(钟毅平, 杨子鹿, 范伟, 2015)和无私利他动机(Batson, Coke, & Pych, 1983; Campbell, Gulas, & Gruea, 1999)对他人实施帮助和关心的行为。作为亲社会行为的一个重要组成部分(Jackson & Tisak, 2001; 赵章留, 寇彧, 2006)，助人行为有助于提升个体积极情绪和主观幸福感(Sin & Lyubomirsky, 2009; Lyubomirsky, Dickerhoof, Boehm, & Sheldon, 2011)、促进人际适应与人际和谐(Campbell et al., 1999; 寇彧, 唐玲玲, 2004)、增强社会美德风尚和社会公益意识(Godfrey, 2005)。因此，助人行为的重要价值已得到了研究者的普遍重视。

长期以来，中国儒家文化一直强调，“赠人玫瑰，手留余香”、“我为人人，人人为我”、“帮助别人，快乐自己”等等，这些彰显中华儒家美德和精神宝库的助人佳句已深植人心并广为流传。然而，事实果真如此吗？近年来，随着社会非法“碰瓷儿”现象的增多，许多因助人而被诬陷的事件使公众对助人行为逐渐产生畏惧心理(夏勉, 王远伟, 2015)；国内媒体近年来不断曝光的诸如“弯弯遇袭无人救助”、“老人倒地无人扶助”等事件更是挑战了社会的助人风尚和助人意识；另据腾讯网对近13万网民的调查显示，如果遇见老人摔倒，有62.54%的网友选择“绝对不扶，怕惹麻烦”，而仅有4.01%的网友认为“出于社会公德应该去扶”。综合以上现象我们就会发现，一方面，儒家文化积极倡导和鼓励个体的助人美德和助人行为；另一方面，现实生活中，个体助人意识相对匮乏和淡漠，助人行为不容乐观，表现出了助人行为“应然”和“实然”的分离，其背后的原因机制确实令人深思和反省。那么，作为未来社会发展主体的大学生，其助人行为背后的原因机制又如何？以往国内研究者仅仅考察了情境因素(惠秋平, 何安明, 刘华山, 2015)和群体因素(俞睿玮, 刘文, 张中敏, 2015; 孙炳海, 苗德露, 李伟健, 张海形, 徐静逸, 2011)对大学生助人行为的影响，鲜有研究基于大学生内在心理机制进行探讨。而大学生助人行为内在影响机制的探讨，既是做好大学生道德教育的内在需要，也是促进社会道德风尚形成与和谐社会建构的客观需要。

在助人行为的众多研究中，感恩受到研究者的广泛关注。感恩(gratitude)是指个体采用感激情绪体验回报他人帮助行为，并由此衍生出对日常生活心怀感激而形成的积极情感特质(McCullough, Emmons, & Tsang, 2002; Wood, Froh, & Geraghty, 2010)。“滴水之恩，将涌泉相报”、“投桃报李”、“受人点滴还人茱萸”、“施恩勿念，受恩勿忘”、“鸦有反哺之义，羊知跪乳之恩”等等，均表达了感恩的中华美德和文明理念，也表明感恩是重要且被高度称赞的人类情感。随着积极心理学的兴起，感恩也成为国外研究者关注的焦点(McCullough et al., 2002; Grant & Gino, 2010)。而更为主要的是，感恩作为一种重要的人类美德，具有道德激发和道德强化功能(McCullough, Kilpatrick, Emmons, & Larson, 2001)。研究表明，感恩不但在个体助人行为领域中发挥着积极作用(Tsang, 2006; Grant & Gino, 2010; Bartlett, Condon, Cruz, Baumann, & Desteno, 2012; 张敏, 王乐乐, 刘静, 2014; 惠秋平等, 2015)，而且还能抑制个体破坏性行为的发生(Baron, 1984)。可见，感恩是个体非道德行为的抑制因素，也是个体助人行为的促进因素。然而，仅仅证实感恩与助人行为之间的简单对应关系还不足以揭示感恩影响助人行为的内在发生机制。

近年来，共情反应(Empathy concern)的相关研究为理解感恩与助人行为的内在发生机制提供了新的研究视角。首先，共情反应与助人行为关系密切，如共情反应不但与助人行为存在显著的正相关(Eisenberg, Eggum, & Giunta, 2010; Stocks, Lishner, Waits, & Downum, 2011)，而且还能直接促进助人行为的产生(Eisenberg et al., 2010; Stocks et al., 2011; Batson, Eklund, Chermok, Hoyt, & Ortiz, 2007)。其次，共情反应对助人行为具有中介作用，如共情反应是道德强度和助人意愿之间的中介因素(丁凤琴, 纳雯, 2015)；大学生观点采择通过共情反应的中介作用对助人行为产生影响(孙炳海等, 2011)；共情反应在人格宜人性和助人行为之间具有完全中介效应(定险峰, 刘华山, 2012)。最后，感恩和共情反应均是助人行为的动力源，如感恩和共情反应相互影响(Fredrickson, 2004; Lazarus & Lazarus, 1994)，二者存在显著正相关，共同促进助人行为的产生(Rosenberg, 1998)；高感恩特质的个体更容易对他人不幸事件产生感同身受的共情反应，并进而增强其助人的行为活动(Tsang, 2006; Emmons, McCullough, Tsang, 2003)；感恩的个体共情反应也更为强烈，其自我报告和同伴报告的助人行为也更多(McCullough et al., 2002)。由此可知，强化个体的感恩特质、增强个体的共情反应均是提升个体助人行为的重要策略。然而，从已有研究来看，有关感恩和共情反应共同影响助人行为的探讨依然非常有限，而共同作用成分将比独立成分所描绘的助人行为更为丰富、全面和合理。因此，考察感恩和共情反应共同影响助人行为的研究将更有实际意义和社会价值。依据以上文献，我们推测，感恩可能通过共情反应的中介对大学生的助人行为产生间接影响。

此外，共情反应中介作用的性别差异也是我们比较感兴趣的问题。社会性别理论(social gender theory)强调，由于社会文化规范和社会要求的不同，使得男女两性在感恩特质和共情反应方面产生了明显的差异(Singer & Lamm, 2009; 潘彦谷, 刘衍玲, 冉光明, 雷浩, 马建苓, 滕召军, 2013)。具体而言，相比于女性，男性的感恩能力较低(孙配贞, 郑雪, 余祖伟, 2010; 张敏等, 2014; Sommers & Kosmitzki, 1988)，对感恩的情境评估也较为复杂与不确定(Kashdan, Mishra, Breen, & Froh, 2009)；相比于男性，女性在共情方面更有优势(Preti, Vellante, Baron-Cohen, Zucca, Petretto, & Masala, 2011; 丁凤琴, 纳雯, 2015; Kret & Gelder, 2012)，女性以关注他人为导向，共情反应较强，男性以关注公平公正为导向，共情反应较低(Lam, Solmeyer, & McHale, 2012; Karniol, Grosz, & Schorr, 2003; 陈武英, 卢家楣, 刘连启, 林文毅, 2014)。但已有研究只是分别证实了感恩和共情反应的性别差异，并未考虑两个变量之间内在联系的性别差异。而感恩和共情反应可能并非相互独立，如Kashdan等人(2009)研究发现，在感恩的激发下，女性比男性体验到更多的共情反应，与此同时，Sun和Kong(2013)却得出了完全相反的结论。究其原因，可能很大程度上在于没有深入考察性别在影响二者关系中的调节作用。以往也鲜有研究从感恩影响共情反应中介作用的性别差异来进行助人行为的解释，致使难以真正阐释助人行为的实质。据此我们推测，感恩通过共情反应的中介影响助人行为，共情反应中介作用的性别差异可能也蕴含在该模型中。基于此，本研究将探讨共情反应在感恩与助人行为之间的中介效应及其性别差异，即男女大学生感恩特质是否不同，共情反应的激发亦是否有所不同，以及这种可能的不同是否会进一步造成助人行为的差异。

综上，本研究假设：感恩不仅可以直接影响助人行为，而且可以通过共情反应的中介间接影响助人行为，而性别则调节着感恩与共情反应的关系，即共情反应的中介效应存在性别差异。拟建立的假设模型如图 1：

2 研究方法 2.1 被试

采用整班施测和个别施测相结合的方式，从某大学选取666名大学生为研究对象，筛选后的有效被试为629名，有效率为94.4%。其中，男生252名，女生377名；大一148名，大二258名，大三113名，大四110名；城市179名，农村450名；被试平均年龄为20.89岁(SD=1.24)。

2.2 测量工具 2.2.1 感恩特质问卷

采用McCullough等人(2002)编制的感恩特质问卷(The Gratitude Questionnaire-6，GQ-6)，共6个条目，采用7点计分，从“非常不同意”到“非常同意”分别记1~7分，分数越高表示感恩特质越强。本研究借鉴叶宝娟和温忠麟(2011)的方法，基于验证性因子分析，采用合成信度和Detal法分别估计问卷的合成信度及其置信区间。本次测量的感恩特质问卷的合成信度为0.78，用Detal法估计的其95%的置信区间为[0.74，0.82]。

2.2.2 共情反应问卷

参照Oswald(2002)和孙炳海等人(2011)修订的共情反应量表(Empathy concern index)进行测量，问卷由1个情境故事和5个情感性词汇构成。本研究对已有情境故事进行了改编，改编为家庭经济困难情境故事：小北家住贫困山区，他以优异的成绩考上了一所大学，可是由于家庭经济困难，父母实在难以支付他昂贵的学费和生活费，为此他非常痛苦。要求被试阅读完家庭经济困难情境故事，然后判断自己在“担忧的、关心的、产生共鸣的、感到同情的、被感动的”五个情感性词汇上对家庭经济困难主人公体验的程度，采用5点计分，从“完全没有体验”到“体验非常深刻”分别记1~5分，分数越高表示共情反应越强。本次测量的共情反应问卷的合成信度为0.80，用Detal法估计的其95%的置信区间为[0.76，0.84]。

2.2.3 助人行为独裁者游戏

采用独裁者游戏(Dictator Game)进行助人行为的测量：参照以往研究(Cialdini, Brown, Lewis, Luce, & Neuberg, 1997)进行助人情境故事的改编，告知被试“目标人物B是你不认识的陌生人，但由于目标人物B家庭经济困难，需要学费和生活费的支援”，接着我们来玩一个游戏，游戏中有A和目标人物B共2个角色，如果你随机成为游戏中的A角色，另一个人则是和你配对的目标人物B。假如你现在有2000元人民币，你需要分配一些给目标人物B，当你决定送X元人民币给目标人物B时，他或她将会获得3X的人民币，也就是你送出的人民币的3倍。例如，如果你决定送300元钱给目标人物B，他或她将会得到900元，你还剩1700元。请你回答，你愿意给对方多少钱？对方得到了多少钱？你还剩下多少钱？以被试愿意给目标人物B的捐助额度作为助人行为的指标。

2.3 共同方法偏差检验

本研究采用被试自我报告的形式来收集数据资料，变量间的关系可能受同一被试所采用的共同方法偏差(common method biases)的影响。依据以往理论(Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003; 周浩, 龙立荣, 2004)，本研究分别控制问卷调查程序和统计分析方法来减少共同方法偏差的影响。首先，随机混合排列问卷的题目顺序，并采取正向和反向题作答方式以及强调问卷回答无对错原则进行调查；其次，采用Harman单因子检验方法，将问卷所有项目放在一起进行因子分析，问卷项目的KMO=0.87，Bartlett值为2347.81，p < 0.001，适合进行因素分析，旋转后得到特征根大于1的公因子有3个，第一个公因子解释的变异量为21.93%，小于40%的临界点。因此，不存在共同方法偏差的影响。

2.4 数据处理与检验思路

采用SPSS 20.0软件和SPSS PROCESS宏程序(2.15版本)进行数据处理。PROCESS宏程序基于回归分析的思路，不仅能够分析各种中介模型、调节模型以及它们之间的组合模型，而且可以报告在不同分组取值情况下调节变量的条件间接效应(conditional indirect effect)，即有调节的中介效应(Preacher, Rucker, & Hayes, 2007; Hayes, 2013)。此外，Hayes(2015)进一步提出了通过bootstrap法进行有调节的中介效应检验的判定指标INDEX，这种方法比分组条件间接效应更具明显优势。本研究采用以上方法对数据进行检验。具体思路如下：(1) 对各变量进行描述性统计和相关分析。(2) 采用Hayes(2015)开发的PROCESS程序中的模型4检验共情反应在感恩与助人行为之间的中介作用，并通过抽取5000个样本，采用偏差校正的百分位Bootstrap法估计95%的置信区间进行中介效应检验。(3) 采用Hayes(2015)开发的PROCESS程序中的模型7检验有条件间接过程模型，首先估计自变量(感恩)对因变量(助人行为)的总体效应；接着估计自变量(感恩)对中介变量(共情反应)的预测效应；最后估计调节变量(性别)通过自变量(感恩)对中介变量(共情反应)的调节效应，并采用判定指标INDEX对有调节的中介效应进行检验。

3 研究结果 3.1 描述统计分析

首先，对男女大学生感恩、共情反应和助人行为进行比较(表 1)，独立样本平均数差异检验结果显示，女生感恩(M=5.67, SD=0.93) 显著高于男生(M=5.47, SD=0.94)，t=2.54，p < 0.05；女生共情反应(M=3.92, SD=0.67) 显著高于男生(M=3.56, SD=0.69)，t=6.41，p < 0.01；女生捐助额度(M=467.48, SD=247.48) 显著高于男生(M=422.10, SD=273.71)，t=2.16，p < 0.05。

然后，对大学生感恩、共情反应和助人行为进行Pearson相关分析(表 1)，结果表明，大学生感恩、共情反应和助人行为两两之间均存在显著相关，说明大学生感恩越强，共情反应越高，助人行为也越多。

3.2 共情反应在感恩与助人行为之间的中介效应检验

为了检验共情反应在感恩与助人行为之间的中介作用，采用Hayes(2015)开发的PROCESS程序中的模型4进行共情反应中介效应的回归分析(表 2)。结果表明，在控制性别后，感恩能显著正向预测共情反应，b=0.26，p < 0.001；在控制性别后，感恩和共情反应均能显著正向预测助人行为，b=0.18，p < 0.001；b=0.29，p < 0.001；由于感恩对助人行为的直接预测作用显著，b=0.25，p < 0.001，因此，共情反应在感恩对助人行为的影响中起部分中介作用。偏差校正的百分位Bootstrap方法检验表明，共情反应在感恩与助人行为之间的中介效应显著，95%的置信区间为[0.05, 0.11]，不包含0。中介效应为0.07，占总效应的29.23%。

3.3 共情反应中介效应的性别差异检验

采用Hayes(2015)开发的PROCESS程序中的模型7进行条件中介过程回归分析，结果表明，性别和感恩的交互项对助人行为存在正向关系(b=0.17, p < 0.05)。PROCESS程序进一步得到在调节变量不同取值下的条件中介效应，具体从表 3左边部分显示的结果可以看出，对于男生而言，感恩通过共情反应影响助人行为的中介效应为0.035，Bootstrap检验95%的置信区间为[0.001, 0.073]，不包含0；对于女生而言，感恩通过共情反应影响助人行为的中介效应为0.086，Bootstrap检验95%的置信区间为[0.051, 0.128]，也不包含0。说明无论对于男生还是女生，感恩通过共情反应对助人行为的中介效应都是显著的。在这种情况下，仅仅依靠条件中介效应的分析不足以判定是否存在有调节的中介效应，还需通过判定指标INDEX对有调节的中介效应进行进一步检验(Hayes, 2015)。表 3右边部分报告了根据PROCESS运算得到的判定指标INDEX。从表中可以看出，性别对感恩影响共情反应中介效应的调节判定指标为0.051，Bootstrap检验95%的置信区间为[0.005, 0.109]，不包含0，说明这个有调节的中介效应是显著的，即共情反应中介效应存在显著的性别差异。

为了更直观形象地描述共情反应中介效应的性别差异，根据Dearing和Hamilton(2006)的方法，对不同性别大学生感恩正负一个标准差的值绘制交互效应图。简单斜率(图 2)检验发现，对于男生而言，随着感恩的增加，共情反应表现出显著的上升趋势(β=0.13, t=2.02, p < 0.05)；对于女生而言，随着感恩的增加，共情反应表现出更显著的上升趋势(β=0.32, t=6.47, p < 0.001)，说明性别对感恩和共情反应之间关系的调节效应显著。

4 讨论 4.1 大学生感恩、共情反应和助人行为的性别差异

本研究显示，女生在感恩倾向、共情反应以及助人行为上的得分均显著高于男生，与以往理论观点吻合，也与以往研究结果一致。社会性别理论强调，社会文化规范和社会要求在性别知觉上的差异使得男女两性有着不同的感恩倾向和共情反应(Singer & Lamm, 2009; 潘彦谷等, 2013)。已有研究也表明，女性的感恩显著高于男性(Sommers & Kosmitzki, 1988)；女性在共情反应方面也更有优势(Preti et al., 2011; Kret & Gelder, 2012)。而导致男女两性心理反应倾向差异的最直接根源是社会化过程的差异(苏彦捷, 黄翯青, 2014)。众所周知，社会文化和教育更期待女性“关系自我”的性别角色，这就使得女性在长期的社会化过程中更加重视人际关系的亲密性，与身边的人有着更高频率、更加密集的交往模式，逐渐学会凭借环境线索和人际线索认识和体验他人所处情境，分析和理解他人行为，感同身受他人内心世界和心理状态，共情敏感性和共情知觉能力较高，容易被情境所触动并对他人善举产生感激之情，并由此逐渐形成了高感恩特质和高共情识别力、感受性和反应性的特点；而男性被期待“独立自我”的性别角色，被鼓励和允许更多的自主性、独立探索和自由发展，他们更可能就事论事，体验问题解决的公平公正和规范，感激感受能力及其易感性较低，其感恩水平和共情反应自然也低于女性。此外，由于感恩特质与共情反应作为助人行为的两个重要影响因素，能够直接促进个体助人行为的产生(Rosenberg, 1998)。助人行为的性别差异很可能源于感恩特质和共情反应的性别差异。鉴于女生感恩水平与共情反应显著高于男生这一事实，女生助人行为高于男生已不言而喻。

4.2 共情反应在大学生感恩和助人行为之间的中介作用

本研究表明，大学生感恩与助人行为存在显著正相关，并且感恩对助人行为也有显著的正向预测作用，这与以往研究结果一致。以往研究表明，感恩具有道德强化和道德动机的功能，是助人行为的催化剂(McCullough et al., 2001)；感恩不但可以预测助人行为的产生(Tsang, 2006; Grant & Gino, 2010; Bartlett et al., 2012; 张敏等, 2014; 惠秋平等, 2015)，还可以抑制个体产生破坏性行为(Baron, 1984)。所以，感恩作为一种持久而稳定的积极特质，是个体助人行为的促发因素，这再次证实了感恩强化是个体助人行为的重要内因和源泉。因此，对当代大学生进行德育教育时要重视其感恩对助人行为的积极作用，注重其感恩教育和感恩水平的建构与提升。

然而，相比之下，探讨感恩影响大学生助人行为的内在机制更具生态学效度，而中介效应分析可进一步揭示二者之间关系的内在本质(丁凤琴, 纳雯, 2015)。以往研究表明，共情是影响助人行为的直接因素(Eisenberg et al., 2010; Stocks et al., 2011; Batson et al., 2007)，也是影响助人行为的中介因素(定险峰, 刘华山, 2012; 丁凤琴, 纳雯, 2015; 孙炳海等, 2011)。本研究也发现，感恩和共情反应均对大学生助人行为产生显著的正向预测作用，并且感恩还可以通过共情反应的中介作用促进大学生的助人行为，这在一定程度上揭示了感恩、共情反应和助人行为三者之间的内在作用机制。即个体的感恩越强，共情反应越高，其助人行为也越多，并且感恩作为一种积极人格特质，不仅可以直接影响助人行为，也可以通过共情反应的间接作用影响助人行为。具体而言，个体越拥有感恩的积极特质和感恩的道德品质，越能诱发其感恩回报和知恩图报的积极主客观经历和体验，也就越能感同身受地对他人不幸事件产生共情反应，因而表现出更强的助人意识和更多的助人行为；相反，个体感恩的积极特质越低，越难以对他人的帮助行为产生感激之情和感恩之心，感恩图报的主客观经历和体验越低，越难以激发其对他人不幸经历的共情反应，也就越不能对他人伸出援助之手，助人行为自然降低。已有研究也表明，感恩特质是个体共情反应的源泉(Lazarus & Lazarus, 1994)，高感恩个体容易对他人不幸事件产生强烈的共情反应进而增强其助人行为(Tsang, 2006; Emmons et al., 2003; McCullough et al., 2002)。所以，那些具有较高感恩特质的个体，更可能以己之心体验和感悟他人之心，并增强对他人的共情反应和共情关注，进而做出更多的帮助行为。因此，感恩对大学生助人行为不仅起到直接驱动的作用，而且也可以通过共情反应的中介作用增强其助人行为。而作为助人行为的两个动力源，共情反应与感恩特质也密切相关(Rosenberg, 1998)。为此，在后续关于助人行为内在影响机制的研究中，需同时考虑这两个不可分离的因素，尤其在进行大学生慈善教育和助人意识的干预时，要积极建构和提升大学生的感恩水平，同时应辅之以感同身受的共情训练。

4.3 大学生共情反应中介作用的性别差异

本研究还考察了性别对共情反应中介效应的调节作用。结果发现，性别在感恩与共情反应之间的调节效应显著，即大学生共情反应的中介效应存在显著的性别差异，具体而言，共情反应对感恩和助人行为的中介效应在女生样本中要比在男生样本中更强，证实了本研究的基本假设。可能的原因是，首先，男性比女性更不容易表达感恩之情(Kashdan et al., 2009)，并且更倾向于隐藏自己的感恩和感激体验(Sommers & Kosmitzki, 1988)。其次，女性更注重与他人的关系，感同身受的共情反应较强，男性更注重公平公正，共情反应自然较低(Lam et al., 2012; Karniol et al., 2003; 陈武英等, 2014)。最后，在感恩的影响下，女性比男性体验到更多的共情反应(Kashdan et al., 2009)。因此，女性更容易对他人产生感激之情，对于他人的不幸经历和感受也更为关注，且能更为强烈地体验他人的内心状态和内在情绪，感恩感激的识别力和感受性也更高，在感恩的激发下共情反应也更强，进而能促进更多的助人行为；而男性则倾向于隐藏自己的感恩体验，对他人的感激之情表达不敏感，共情反应也较弱，再加之具有独立自我的认知倾向，公正公平的认知需要更为强烈，感恩和共情反应的激发功能降低，相应地，助人行为也相对减弱。总之，大学生共情反应的中介效应受到性别的调节，即大学生共情反应对于感恩和助人行为的中介效应随性别的不同而不同。性别调节机制的研究，不但可以丰富性别差异相关领域的研究，还可以为预测和干预大学生助人行为提供更加具体真实的性别差异的参考依据。

4.4 本研究启示与未来展望

本研究揭示了大学生感恩影响其助人行为的内在机制，对通过强化感恩教育，激发共情反应以促进其助人行为具有教育启示。

首先，学校德育应注重大学生的感恩意识，中国传统感恩文化的学习、潜移默化的感恩示范、日常生活的感恩反思、大力宣扬身边感恩事例、频繁组织学生社区服务等均是提升大学生感恩水平的有效策略；其次，学校应通过有效的共情训练来培养大学生感同身受的共情反应，并以此将共情教育和训练现实化和实践化；再次，在学校德育教育中，应该更加注重对男生的感恩教育和共情训练，进而促进他们的助人行为；最后，学校一方面可通过公益服务、义工活动、校园志愿等实践途径增强大学生的助人行为，另一方面也要整合感恩和共情反应，从两个方面共同去提升大学生的助人行为，为社会道德风尚和伦理文化奠定基础。

本研究也存在一些局限，需要在未来的研究中加以改进。首先，本研究的共情反应情境故事基于家庭经济困难情境，设置的情境过于单一，使得研究结果具有很大的情境针对性，未来研究应采用多种情境进行重复测量，在更加普遍的情境下考察和分析大学生的共情反应。另外，大学生助人行为是在模拟情境游戏中进行，模拟情境能否真正反映大学生的助人行为还有待考量，未来研究应该在现实情境中考查大学生的助人行为。第三，本研究考察了共情反应中介效应的性别差异，但并未考虑跨情境下共情反应的性别差异，未来研究应设置多情境故事以希寻找更为准确和普遍的相互印证的研究结果。

5 结论

(1) 女大学生感恩特质、共情反应和助人行为均显著高于男大学生；

(2) 共情反应在大学生感恩对助人行为的影响关系中起了部分中介作用，即感恩不但可以直接影响大学生的助人行为，而且可以通过共情反应对大学生的助人行为产生间接影响；

(3) 共情反应对感恩和助人行为的中介作用存在性别差异，相对于男大学生，女大学生共情反应对感恩和助人行为的中介效应更强。