1 引言

共情是指个体理解和分享他人的情绪体验，并且能够对此做出适当行为反应的能力(Decety, Bartal, Uzefovsky, & Knafo-Noam, 2016; Decety & Svetlova, 2012; 黄翯青, 苏彦捷, 2010; 刘聪慧, 王永梅, 俞国良, 王拥军, 2009)。在当代复杂的人际社会网络中，较高的共情能力更有利于其处理人际关系，更好的适应和生存。研究者们普遍认为共情存在两种基本成分——认知共情和情绪共情(Davis, 1983; de Waal, 2008; Shamay-Tsoory, Aharon-Peretz, & Perry, 2009; 丁凤琴, 陆朝晖, 2016; 黄翯青, 苏彦捷, 2010)，情绪共情是指个体能够对他人的情绪感受产生共鸣，认知共情是指个体能够识别他人的情绪，理解他人的观点。无论是灵长类(de Waal & Suchak, 2010)，还是啮齿类(Langford et al., 2006)动物，都能够对同伴的痛苦产生共情反应，并表现出帮助行为。de Waal等人指出，共情基于内含适应性和互惠利他服务于个体的生存和种族的繁衍(de Waal, 2008; de Waal & Preston, 2017)，对社会性动物的群居生活具有非常重要的影响。

在共情研究的众多结果中，共情的性别差异一直受到研究者们的关注(Christov-Moore et al., 2014; 苏彦捷, 黄翯青, 2014)，来自生活中的经验以及科学的研究似乎都表明女性的共情能力要高于男性。从理论的角度而言，共情是以情绪共鸣为基础的一种能力(de Waal, 2008)，而无论是情绪识别、情绪记忆还是情绪易感性，女性都更加具有优势(袁加锦, 汪宇, 鞠恩霞, 李红, 2010)。但是这个结果并没有得到研究者们的一致认可，Eisenberg和Lennon(1983)在回顾共情的性别差异的相关研究时指出，在实验室情境下进行的反射性哭泣和自我报告式的测量中都发现了女性的共情反应要强于男性，但是生理方面的测量和对他人情绪状态的非言语反应的无干扰观察却较少发现性别差异。

因此，共情的性别差异并不稳定，该结果可能受到其他因素的影响。最先受到研究者们关注的因素是年龄。Hoffman(1977)认为，至少在儿童期，共情的性别差异可能是不存在的。陈武英，卢家楣，刘连启和林文毅(2014)在回顾已有研究时也指出，目前的研究证据尚不能表明学前阶段的儿童在共情上存在性别差异。通过比较现有的共情研究中比较重要的理论模型，我们发现无论是共情演化的俄罗斯套娃模型(de Waal & Preston, 2017)还是共情的发展模型(Decety & Svetlova, 2012)，共情最底层和最基础的能力应该是情绪共鸣，而以情绪共鸣为基础的传染性哈欠研究也没有发现性别差异(Gallup & Massen, 2016)。

第二个因素是测量工具。测量工具的编制依赖于研究者对概念的界定，由于共情的维度问题并没有得到统一，因此共情的测量工具在概念上会存在一些差别。例如梅拉比安情绪共情量表(Mehrabian & Epstein, 1972)和平衡的情绪共情量表(Mehrabian, 1997)用于测量情绪共情，而人际反应指针(Davis, 1983)和基本共情量表(Jolliffe & Farrington, 2006)则分别测量了认知共情和情绪共情。鉴于女性在情绪识别、情绪记忆和情绪易感性上的优势，相对于认知共情，在情绪共情上的性别差异可能更大。其次，共情的性别差异可能来源于测量的方式(Eisenberg, Lennon, 1983)。直接的、明显的测量方式更有可能发现性别差异，而比较隐晦的以及生理性的测量方式则较少发现共情存在性别差异。换句话说，实验测量中所发现的共情的性别差异可能源于实验的参与者知道他们正在评估与自己共情能力相关的信息，又或是他们存在共情相关的性别角色期望。有研究者认为，共情相关的测量所得出的性别差异可能更多的来自参与者的动机而非参与者的真实能力(Ickes, Gesn, & Graham, 2000)。Klein和Hodges(2001)通过操纵实验者的共情动机发现，当提供金钱作为共情反馈时，共情的性别差异就消失了。另外，虽然也有脑成像的研究发现共情存在性别差异(Rueckert & Naybar, 2008)，但是一项有关疼痛共情的脑成像研究的元分析结果表明(Lamm, Decety, & Singer, 2011)，在疼痛共情上并不存在脑区激活的性别差异。

查阅现有文献，目前有关共情的元分析均未关注共情的性别差异(Sened et al., 2017; 丁凤琴, 陆朝晖, 2016)，也尚未有研究者采用元分析的方法汇总和聚合现有的研究结果来探讨共情是否存在稳定的性别差异。因此，应用元分析技术探讨共情与性别之间的关系和影响因素就显得十分必要。

2 方法 2.1 文献筛选

综合使用中、英文文献数据库对相关的文献进行检索。中文文献数据库包括中国知网(CNKI)、万方数据库、维普数据库、优秀硕士博士论文数据库，由于empathy在国内的中文翻译较多(颜志强, 苏彦捷, 2017)，为了使得搜索更加全面和聚合，选取了“共情”和“empathy”作为主题检索词，性别的检索词为“性别”。英文文献数据库包括Web of Science、PsycARTICLES和Psychology and Behavior Science Collection数据库，共情的英文检索词为“empathy”，性别的检索词为“gender”和“sex”。在已经收集得到的文献的基础上，再逐一参照已搜索出的文献的参考文献进行查找(见图 1)。检索日期为2017年7月10日。

文献筛选标准：(1)必须是涉及共情的性别差异的实证研究，数据完整，样本大小明确；(2)所涉及的被试为正常群体；(3)指明测量工具且有据可查，数据重复发表的只取其一；(4)被试为随机取样；(5)语言为中文或英语；(6)详细报告了r值或可以转化为r值的F值、t值或χ2值，排除运用结构方程模型、回归分析及其它统计方法获得的数据。最终得到符合要求的文献175篇，独立效应量数为186。其中，中文文献数为47，英文文献数为128。由于元分析所涉及的论文过多，部分引用文献以*标注在文末，全部论文请参见附录。

2.2 文献编码

根据所要探讨的问题对文献数据进行编码：(1)第一作者名和发表年份；(2)总样本量和各性别(男为1，女为2)样本量；(3)被试的发展阶段(学前期、儿童中期、青春期、成年期)；(4)维度分数(认知共情、情绪共情)，仅选取同时报告认知共情和情绪共情分数的研究进行维度分数编码；(5)测量工具类型。

文献编码的有效性通过采用一名编码者进行两次编码的编码者一致性系数来进行评估(苏彦捷, 孙芳芳, 2014)。编码者为基础心理学专业发展心理学方向的博士生，其研究方向为疼痛共情，间隔时间为1个月，编码者一致性系数为0.85，该结果表明文献编码是比较准确的。针对不一致的地方，进行了再次核对。

2.3 数据处理与分析

效应量的转换采用CMA 2.0(Comprehensive Meta-analysis 2.0)进行，以相关系数r作为元分析的计算值。此外，一些研究只报告了共情各维度分数和性别的关系，未报告共情总分和性别的关系，因此，采用相关系数合成的方法(r-Fisher Z)获取共情总分与性别的相关系数(吴鹏, 刘华山, 2014; 张厚粲, 徐建平, 2004)。

3 研究结果 3.1 异质性检验

异质性分析发现，共情总分的各个研究之间不同质(Q_b=2984.46, p < 0.001，df=185)，I-squared值为93.80，说明由效应值的真实差异造成的变异量占总变异的93.80%(下同，Borenstein, Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009)，Tau-squared值为0.02，说明研究间的变异有2%可用于计算权重(下同)。分维度进行检验的结果发现，认知共情的各个研究之间不同质(Q_b=11549.12, p < 0.001，df=74)，I-squared值为99.36，Tau-squared值为0.27。情绪共情的各个研究之间不同质(Q_b=36915.84, p < 0.001，df=74)，I-squared值为99.80，Tau-squared值为0.84。异质性检验的结果表明，选择随机效应模型(Random Effect Model)进行元分析更加合适。此外，各研究的效应量位于总效应量的两端，效应量间的变异也较大，这意味着该效应可能受到一些调节变量的影响(Cooper, 1998; 吴鹏, 刘华山, 2014)。

3.2 发表偏差检验

发表偏差检验主要用于探测研究者所选取的文献是否具有全面性和代表性，局部性和主观性的文献检索可能会使得元分析的结果高于真实值。本研究选取了漏斗图(Funnel Plot)、失安全系数(fail-safe N)和剪贴法(Trim and Fill)来评估发表偏差(丁凤琴, 陆朝晖, 2016; 吴鹏, 刘华山, 2014)。

从漏斗图来看(见图 2)，研究基本上都集中于三角形的顶端，并且较为均匀地分布在中线的两侧，这说明所选取的文献比较具有代表性。从fail-safe N来看，fail-safe N分别为176090、21078、77835，均满足大于5k+10的标准(Becker, 2005)。采用Duval和Tweedie(2000)提出的剪贴法(Trim and Fill)进行了进一步的发表偏差检验，结果发现总效应仍然显著(r=-0.27, CI =-0.29~-0.24, p < 0.05, 见图 3)。漏斗图、失安全系数和剪贴法的结果表明数据并不存在较大的发表偏差，主要结果应该是准确的。

3.3 主效应检验

元分析共包含186个独立样本，共179546名被试，随机效应模型的结果显示，共情与性别之间的相关系数r为-0.23(CI=-0.25~-0.21, Z=-20.33, p < 0.001)。置信区间不包括零，因此相关系数为0的零假设被拒绝，说明共情总分与性别呈显著相关，女性的共情总分显著高于男性。

对共情进行了维度划分的共有75个独立样本，共46543名被试。认知共情与性别之间的相关系数r为-0.14(CI=-0.25~-0.02, Z=-2.31, p < 0.05)，说明认知共情与性别呈显著相关，女性的认知共情分数显著高于男性。情绪共情与性别之间的相关系数r为-0.27(CI=-0.45~-0.07, Z=-2.6, p < 0.05)，说明情绪共情与性别呈显著相关，女性的情绪共情分数高于男性。

3.4 调节效应检验

调节效应分析的结果显示(见表 1)，共情的测量工具(Q_b=87.18, p < 0.001)和被试发展阶段(Q_b=36.80, p < 0.001)都会影响共情与性别的关系。认知共情的调节效应分析的结果显示，被试发展阶段(Q_b=4.18, p > 0.05)对认知共情与性别关系的影响不显著。情绪共情的调节效应分析的结果显示，被试发展阶段(Q_b=21.04, p < 0.001)会影响情绪共情与性别的关系。

3.5 不同发展阶段下共情的性别差异

为了进一步的评估不同发展阶段共情性别差异的强度(基本数据见表 2)，利用r-fisher Z转换将相关系数转换成Z分数(Hedges & Olkin, 1985)，并利用Z分数进行相关系数的差异检验(Cohen, 2007)，见公式1，计算结果见表 3和表 4。

就现有的数据而言，虽然共情的双维度划分方式是主流观点，但是大部分研究者仍采用的是单维度的分法。鉴于已有研究中共情维度划分的不一致，对共情总分、认知共情和情绪共情的性别差异的强度进行了检验，结果表明情绪共情的性别差异强于共情总分和认知共情，共情总分的性别差异强于认知共情。对不同发展阶段下共情总分、认知共情和情绪共情的性别差异的强度检验的结果表明，在共情总分的性别差异中，青春期的差异最大，其次为成年期、儿童中期和学前期；在认知共情的性别差异中，学前期的性别差异最小，其他阶段无显著性差异；在情绪共情的性别差异中，成年期的性别差异最大，其次是青春期，儿童中期与学前期无显著性差异。此外，尽管成年期的性别差异与认知、情绪共情的相关系数较高，但是其置信区间包括零，即成年期个体仅在共情总分水平上存在显著的性别差异。

(公式1)

4 讨论 4.1 共情的性别差异

通过元分析发现情绪共情的性别差异程度强于共情总分和认知共情，而共情总分的性别差异强度强于认知共情。由此可见，共情的性别差异确实存在，这与以往的研究结果相似。通过区分共情的两个维度，可以表明共情总分的性别差异主要源自于情绪共情的性别差异。

苏彦捷和黄翯青(2014)认为，共情的性别差异的产生主要有三方面的原因。其一，个体的生理基础。研究发现人体内的激素水平，尤其是睾丸酮和催产素的水平与个体的共情表现有着密切联系。具体而言，男性体内的睾丸酮水平较高，而睾丸酮水平与共情表现存在负相关关系(Chapman et al., 2006; 刘金婷等, 2013)；女性体内的催产素水平较高，而催产素水平与共情表现存在正相关关系(Abu-Akel, Palgi, Klein, Decety, & Shamay-Tsoory, 2015; 吴南, 苏彦捷, 2012)。其二，个体的社会化过程。无论是家庭还是社会都对个体的性别角色存在着一定的刻板印象。例如，父母在对待自己的子女时会因为子女性别的不同而改变教育方式(Fagot, 1978)。其三，共情的心理加工特点。共情的性别差异可能源自一般性的情绪性反应(Rueckert, Branch, & Doan, 2011)。共情是对他人情绪的共鸣和理解，对情绪信号越敏感的个体往往共情水平也越高。现有的一些研究发现(Wang, 2013; Wang et al., 2016)，与男性相比，女性对情绪性刺激更加敏感、阈限更低。

此外，情绪共情较强的性别差异可能源自遗传基础。黄翯青和苏彦捷(2012)认为情绪共情可能是天生的，而认知共情则是后期发展出来的。一项采用双生子为被试的遗传学研究发现，在共情的两个成分中情绪共情的遗传率为52%至57%，而认知共情则小于27%(Melchers, Montag, Reuter, Spinath, & Hahn, 2016)。该结果表明，情绪共情具有较强的遗传学基础，即个体的共情反应在认知能力发展成熟之前都主要依赖于情绪共情。随着个体年龄的增长，不但其认知能力开始逐渐发展，社会和文化的影响开始逐渐显现。

4.2 共情性别差异的调节效应 4.2.1 发展阶段

调节效应分析的结果表明，发展阶段的调节效应显著。青春期被试的共情分数与性别的相关最大，学前期儿童则不显著。相关系数差异检验的结果显示，在青春期，共情和性别的相关最强，其次是成年期、儿童中期和学前期。对共情子维度进行分析发现，学前期的儿童无论是认知共情还是情绪共情都与性别没有关系。在认知共情方面，其余三个发展阶段并不存在差异，在情绪共情方面，学前期与儿童中期没有差异，成年期共情与性别的相关最大，青春期略低于成年期。但是，元分析的结果表明成年期认知共情、情绪共情与性别的相关均不显著，其相关系数的大小可能缺乏实际意义。

学前期是个体发展的重要时期，在这个阶段，与共情相关的能力得到快速发展，例如执行功能和心理理论(苏彦捷, 于晶, 2015; 颜志强, 苏彦捷, 2017)。根据Decety和Svetlova (2012)的观点，学前期的儿童开始初步发展情绪理解和情绪调节的能力，而这个能力将有可能在青春期达到顶峰(黄翯青, 苏彦捷, 2012)。青春期是个体从童年期向成年期转变的过渡时期，个体可能在生理和心理上都产生剧烈地变化(苏彦捷, 姜玮丽, 魏祺, 尚思源, 2017)。到成年期时，个体各项能力的发展都趋向于稳定。因此，结合元分析的结果来看，我们可以认为共情的性别差异并非是生而有之，从学前期到青春期随着发展而逐渐产生和加强，在由青春期过渡到成年期时，共情与性别之间的关系开始降低。现有的研究表明，青春期是个体在生理水平上产生巨变的一个时期，是个体发育的另一个快速发展阶段。在这个时期，个体内部的下丘脑-垂体-性腺系统被激活，该系统会刺激生成促性腺激素释放激素，促性腺激素会促进女性的卵巢发育，使之分泌雌激素、孕激素，会刺激男性睾丸的生精上皮发育，并促进间质细胞分泌睾酮(苏彦捷等, 2017)。雌性体内所分泌的催产素能够增强个体的共情反应，雄性体内的睾丸酮则会减弱个体的共情反应。

另外，从外界环境的视角来看，随着个体的成长，社会化的程度不断加深，主流社会价值观对其产生的影响也在不断扩大(桑标, 邓欣媚, 2010)。正如黄翯青和苏彦捷(2012)所提到的，共情的动态发展能够使得个体对社会生活保有最大的适应性。元分析的结果表明从青春期过渡到成年期个体的共情总分与性别的相关开始下降，且认知共情与情绪共情均与性别无关，这表明，成年期个体的共情与性别的关系可能开始受到一些其他因素的影响。

4.2.2 共情的测量工具

元分析所纳入的文献在测量共情时多采用问卷，如IRI(Davis, 1983)、EQ(Baron-Cohen & Wheelwright, 2004)、QMEE(Mehrabian & Epstein, 1972)等，较少有研究采用实验的方式，如RMET(Baron-Cohen, Wheelwright, Hill, Raste, & Plumb, 2001)和ECSS(Strayer, 1993)进行测量。

调节效应分析的结果表明，测量工具的调节效应显著。在学前期儿童研究中使用较为频繁的测量工具包括ECSS(Strayer, 1993)和CSS(Zhou, Valiente, Eisenberg, 2003)。从概念上而言，前者测量了儿童的认知、情绪共情，而后者则偏向于情绪共情。与ECSS相比，CSS所测得的性别差异是显著的。另外，在其他发展阶段被试中所使用的测量工具中测得的共情与性别的相关程度都较高，如Bryant(1982)所编制的IECA(r=-0.38)、Mehrabian和Epstein(1972)所编制的QMEE(r=-0.34)和Mehrabian(1997)编制的BEES(r=-0.31)，而IECA和BEES都是改编自QMEE，可以说三者在本质上是相同的。Mehrabian和Epstein(1972)认为共情是知觉到的他人的情绪体验的一种替代性的情绪反应，也就是说，从维度上来看的话，IECA、QMEE和BEES所测量的共情在概念上更加偏向于情绪共情。正如我们在4.2.1部分共情的性别差异可能的影响因素中所提到的，女性对情绪刺激更加敏感，因此，在情绪反应上，女性可能更加具有优势。而在概念上偏向认知共情的眼中读心任务中，性别差异则相对较小。这表明，除学前期儿童外，情绪共情对共情性别差异的贡献量更大，测量工具的共情构念越偏向情绪共情越容易出现性别差异。

4.2.3 不足与展望

研究尚存在一些不足。(1)虽然纳入了一些实验式的共情测量方式，例如ECSS和RMET，但是所纳入的文献主要为自我报告式的问卷测量，评价方式具有较大的偏向性；(2)对比不同发展阶段的研究可以发现，学前期儿童和儿童中期的研究数据较少，受限于测量的方式和难度，这类研究的被试数都很少，需要更多的数据进行确认；(3)虽然按照个体的发展阶段对被试进行了年龄上的编码，但是并没有进一步的对成年期进行详细区分，例如成年早期、成年中期和成年晚期；(4)所纳入的文献为中文或英文发表的文章，由数据来源所带来的语言偏差和文化代表性问题仍然存在；(5)试图利用已有的文献数据对共情的性别差异的发展情况进行了探讨，但是数据之间所跨的年限较长。

建议今后从以下方面进行深入探索。(1)对共情的概念进行整理和区分(颜志强, 苏彦捷, 2017)，共情的定义会影响到测量工具编制的全面性和准确性；(2)目前的研究方法比较单一，大多采用主观报告，这种自我报告的问卷可能不足以测量统一的、一致的共情结构(Baldner & Mcginley, 2014)，今后的研究可能需要尝试对不同方法测得的数据进行归纳总结；(3)今后的研究者可以试图以纵向研究为基础进行进一步的分析和总结。

5 结论

应用元分析技术发现，共情存在明显的性别差异，即女性的共情要好于男性。在个体的发展过程中，学前期没有共情的性别差异，共情的性别差异在儿童中期开始出现，从儿童中期到青春期共情的性别差异逐渐扩大，在青春期达到最高，成年期又稍有下降。这个结果除了生理和社会因素以外，还可能与共情的测量方式有关。