The article presents the results of an empirical study of the dynamics of empathy as a professionally important quality in psychology students at different stages of university training. The sample consisted of 120 participants (60 students of the 1st–2nd years and 60 students of the 4th–5th years). The study used the V. V. Boyko Empathy Level Diagnostic Method, the Interpersonal Reactivity Index (IRI) by M. Davis adapted by N. V. Budagovskaya, S. V. Dubrovskaya and T. D. Karyagina, and the Maslach Burnout Inventory (MBI) adapted by N. E. Vodopyanova. It was found that the overall integral level of empathy does not differ significantly between groups, but the component structure undergoes significant changes: in senior years, the cognitive component of empathy (rational channel, perspective taking) is significantly higher (p<0.001, r=0.51–0.56), while the affective component (emotional channel) and personal distress are significantly lower (p<0.001, r=0.36–0.38). The reduction in personal distress moderately positively correlates with lower levels of emotional exhaustion (ρ=0.51, p<0.01), which allows us to interpret it as an adaptive mechanism of “protective detachment” rather than a deficit of professionally important quality. The practical significance of the work lies in the possibility of using the results in the development of psychological and pedagogical support programs for the professional training of psychologists, in particular training in cognitive empathy and managing personal distress.

Keywords: empathy, professionally important qualities, psychology students, cognitive empathy, affective empathy, personal distress, protective detachment, emotional burnout, comparative study.

Введение

В современной психологии эмпатия признаётся одним из центральных профессионально важных качеств специалистов помогающих профессий — психологов, психотерапевтов, социальных работников, педагогов [5; 14; 20]. Способность точно понимать внутренний мир другого человека, эмоционально откликаться на его переживания и оказывать действенную поддержку лежит в основе формирования терапевтического альянса — одного из наиболее сильных предикторов успешности психотерапевтического вмешательства [7; 8; 21].

Несмотря на признание важности эмпатии, вопрос о её динамике в процессе вузовской профессиональной подготовки остаётся недостаточно изученным. В научной литературе существуют две конкурирующие модели. Сторонники линейно-прогрессивной модели [4] утверждают, что по мере освоения теоретических знаний, развития рефлексии и прохождения практики эмпатия неуклонно возрастает от младших курсов к старшим. Приверженцы инверсионной модели [13; 19], напротив, полагают, что на старших курсах, особенно после начала активной клинической практики, может наблюдаться снижение эмпатии — в первую очередь её аффективного компонента — как защитный механизм, предотвращающий эмоциональное выгорание (феномен сострадательной усталости [9]).

Обе модели имеют эмпирические подтверждения, что указывает на необходимость более дифференцированного подхода. В последние годы всё больше исследователей приходят к выводу, что разные компоненты эмпатии — когнитивный (понимание перспективы другого), аффективный (эмпатическая забота и личный дистресс) и поведенческий — могут изменяться разнонаправленно [6; 15; 16].

Цель настоящего исследования — выявить характер и направленность изменений уровня и компонентной структуры эмпатии у студентов-психологов разных этапов обучения (сравнение младших и старших курсов) и проверить гипотезу о компонентно-специфической динамике: рост когнитивной эмпатии при снижении аффективной (особенно личного дистресса) и стабильности интегрального уровня.

Методы

Выборка

В исследовании приняли участие 120 студентов ОАНО ВО «Московский психолого-социальный университет» (МПСУ). Выборка была разделена на две группы по 60 человек:

– группа 1 (младшие курсы) — студенты 1–2-го курсов (средний возраст 19,4 ± 1,2 года; 47 женщин, 13 мужчин) с преимущественно теоретической подготовкой и незначительным опытом практики (менее 50 часов за время обучения);

– группа 2 (старшие курсы) — студенты 4–5-го курсов (средний возраст 22,9 ± 1,5 года; 49 женщин, 11 мужчин) с активной производственной практикой (стаж практики от 150 до 600 часов).

Группы были сопоставимы по полу ( χ ² = 0,18; p > 0,05) и специализации ( p > 0,05). Исследование проводилось в период с 11 мая по 14 июня 2026 года. Все участники подписали информированное согласие. Исследование одобрено этическим комитетом ОАНО ВО «МПСУ» (протокол № 12/2026 от 15.03.2026).

Методики

Для оценки эмпатии использовались три методики:

1. Методика диагностики уровня эмпатии В. В. Бойко [1]. Методика позволяет оценить рациональный (когнитивный), эмоциональный (аффективный) и интуитивный каналы эмпатии, а также интегральный уровень. Ретестовая надёжность r = 0,73...0,81 (интервал — 4 недели). В данной работе использовались шкалы рационального, эмоционального и интуитивного каналов, а также суммарный балл.

2. Шкала межличностной реактивности (Interpersonal reactivity index, IRI) М. Дэвиса в адаптации Н. А. Будаговской, С. В. Дубровской и Т. Д. Карягиной [3]. Методика включает четыре субшкалы:

– субшкала перспективы (perspective taking, PT) — когнитивная эмпатия;

– субшкала эмпатической заботы (empathic concern, EC) — аффективная эмпатия, ориентированная на другого;

– субшкала личного дистресса (personal distress, PD) — аффективная эмпатия, ориентированная на себя;

– субшкала фантазии (fantasy, FS) — контрольная шкала.

Внутренняя согласованность (альфа Кронбаха) по данным адаптации: PT = 0,72; EC = 0,76; PD = 0,79; FS = 0,68.

3. Опросник выгорания Маслач (Maslach burnout inventory, MBI) в адаптации Н. Е. Водопьяновой и Е. С. Старченковой [2]. В данной работе использовалась шкала эмоционального истощения (emotional exhaustion, EE) как контрольная переменная для проверки гипотезы о защитном отстранении.

Процедура и статистическая обработка

Исследование проводилось в групповой форме (по 15–20 человек). Заполнение опросников всех трёх методик занимало 40–45 минут. Проверка нормальности распределения (критерий Колмогорова — Смирнова с поправкой Лиллиефорса) показала его отклонение от нормального для большинства шкал ( p < 0,05), поэтому использовались непараметрические методы: U-критерий Манна — Уитни для сравнения независимых групп и коэффициент ранговой корреляции Спирмена ( ρ ) для анализа связей. Дополнительно рассчитывался размер эффекта (0,1 — малый эффект, 0,3 — средний, 0,5 — большой). Статистическая обработка проводилась с использованием программ IBM SPSS Statistics 26.0 и Microsoft Excel.

Результаты

Сравнение групп по методике Бойко

Как видно из таблицы 1, когнитивный компонент эмпатии (рациональный канал) у студентов старших курсов статистически значимо выше, чем у младших ( p < 0,001; r = 0,51 — большой эффект). Аффективный компонент (эмоциональный канал), напротив, статистически значимо ниже у старших курсов ( p < 0,001; r = 0,36 — средний эффект). Интуитивный канал и интегральный (общий) уровень эмпатии не имеют статистически значимых различий между группами ( p > 0,05).

Таблица 1

Сравнение показателей эмпатии по методике Бойко у студентов младших и старших курсов (M ± SD [1] )

Сравнение групп по методике IRI

Данные, представленные в таблице 2, подтверждают выявленные закономерности. Когнитивная эмпатия (перспектива) статистически значимо выше у старших курсов ( p < 0,001; r = 0,56 — большой размер эффекта). Личный дистресс статистически значимо ниже у старших курсов ( p < 0,001; r = 0,38 — средний размер эффекта). Эмпатическая забота также несколько ниже у старших курсов ( p = 0,013; r = 0,23 — слабый эффект), однако остаётся в пределах нормативных значений (по данным адаптации Будаговской, Дубровской и Карягиной, среднее значение для студентов — 20,5). Показатели по субшкале фантазии не различаются между группами.

Таблица 2

Сравнение показателей эмпатии по методике IRI у студентов младших и старших курсов (M ± SD)

Связь эмпатии с эмоциональным выгоранием

Корреляционный анализ методом Спирмена по всей выборке ( n = 120) выявил следующие значимые связи (таблица 3):

– личный дистресс умеренно положительно коррелирует с эмоциональным истощением ( ρ = 0,51; p < 0,01);

– когнитивная эмпатия (рациональный канал) отрицательно коррелирует с личным дистрессом ( ρ = –0,41; p < 0,01) и эмоциональным истощением ( ρ = –0,24; p < 0,05);

– эмпатическая забота не имеет статистически значимой связи с эмоциональным истощением ( ρ = 0,12; p > 0,05).

Таблица 3

Корреляции Спирмена между компонентами эмпатии и эмоциональным истощением ( n = 120)

Анализ в группах

В группе старших курсов выявлена отрицательная корреляция между стажем практики (в часах) и личным дистрессом ( ρ = –0,42; p < 0,01), а также положительная — между стажем практики и перспективой ( ρ = 0,36; p < 0,05). В группе младших курсов подобные связи отсутствуют. Это указывает на то, что именно практический опыт, а не просто факт обучения на старших курсах, является ключевым фактором трансформации эмпатии.

Обсуждение результатов

Полученные результаты позволяют уточнить представления о динамике эмпатии в процессе профессиональной подготовки психологов. Наши данные опровергают как линейно-прогрессивную модель (которая предсказывала бы рост общего уровня эмпатии), так и инверсионную модель в чистом виде (которая предсказывала бы снижение всех компонентов). Вместо этого подтверждается компонентно-специфическая модель: когнитивный компонент эмпатии растёт, аффективный (особенно личный дистресс) снижается при стабильности интегрального уровня.

Особого внимания заслуживает феномен защитного отстранения [11; 12]. Снижение личного дистресса у студентов старших курсов не сопровождается ростом эмоционального истощения — напротив, эти показатели отрицательно связаны ( ρ = –0,42 со стажем практики). Это означает, что студенты старших курсов не становятся «чёрствыми» или «циничными»; они сохраняют эмпатическую заботу на нормативном уровне, но при этом учатся не тревожиться о себе, сталкиваясь со страданиями других. Такая трансформация является адаптивным профессиональным механизмом, а не дефицитом профессионально важного качества.

Наши данные согласуются с зарубежными исследованиями, показывающими, что ключевым предиктором выгорания является не сама по себе эмпатическая забота, а личный дистресс [22; 23]. Следовательно, в программах профессиональной подготовки психологов акцент должен делаться не на снижении эмпатии, а на развитии когнитивной эмпатии и обучении управлению личным дистрессом.

Ограничения исследования

Кросс-секционный дизайн не позволяет делать однозначные выводы о причинно-следственных связях; желательно лонгитюдное исследование. Кроме того, самоотчётные методики чувствительны к влиянию социальной желательности: студенты старших курсов могут сознательно занижать показатели аффективной эмпатии, чтобы выглядеть «профессиональными». В перспективе необходимо дополнить исследование поведенческими измерениями эмпатии (например, данными экспертных шкал по видеозаписям учебных консультаций).

Заключение

1. Общий интегральный уровень эмпатии у студентов-психологов не различается на младших (1–2-й курс) и старших (4–5-й курс) этапах обучения, что маскирует глубокие компонентные изменения.

2. Когнитивный компонент эмпатии (рациональный канал по Бойко, перспектива по IRI) в старших курсах статистически значимо выше ( p < 0,001; r = 0,51...0,56 — большой эффект), что свидетельствует о развитии способности понимать точку зрения другого человека в процессе профессиональной подготовки.

3. Аффективный компонент эмпатии, особенно личный дистресс, в старших курсах статистически значимо ниже ( p < 0,001; r = 0,38 — средний эффект) при сохранении эмпатической заботы в пределах нормативных значений (незначительное снижение с 22,3 до 20,9; p = 0,013; r = 0,23 — слабый эффект).

4. Снижение личного дистресса в старших курсах умеренно положительно коррелирует с меньшим уровнем эмоционального истощения ( ρ = 0,51; p < 0,01), что позволяет интерпретировать его как адаптивный механизм защитного отстранения, а не как дефицит профессионально важного качества.

5. Фактором выявленных изменений выступает стаж практики: чем больше часов практической деятельности, тем ниже личный дистресс ( ρ = –0,42) и выше когнитивная эмпатия ( ρ = 0,36).

Полученные результаты имеют значение для психолого-педагогического сопровождения профессиональной подготовки психологов, поскольку указывают на необходимость целенаправленного развития когнитивной эмпатии (децентрация, эмпатическая точность) и обучения управлению личным дистрессом (техники заземления, супервизия) начиная с третьего курса, перед активной производственной практикой.

Литература:

1. Бойко В. В. Энергия эмоций в общении: взгляд на себя и на других. — Москва : Филинъ, 1996. — 472 с.

2. Водопьянова Н. Е., Старченкова Е. С. Синдром выгорания: диагностика и профилактика. — 3-е изд. — Москва : Юрайт, 2025. — 299 с.

3. Будаговская Н. А., Дубровская С. В., Карягина Т. Д. Адаптация многофакторного опросника эмпатии М. Дэвиса // Психологическая диагностика. — 2013. — № 1. — С. 202–227.

4. Петровский А. В., Ярошевский М. Г. Основы теоретической психологии : учебное пособие для студентов высших учебных заведений. — Москва : Инфра-М, 1998. — 528 с.

5. Роджерс К. Клиент-центрированная терапия. — Москва : Апрель-Пресс, 2002. — 512 с.

6. Рубинштейн С. Л. Бытие и сознание. Человек и мир. — Санкт-Петербург : Питер, 2003. — 512 с.

7. Холмогорова А. Б. Клиническая психология. В 4 томах. — Москва : Академия, 2010. — 464 с.

8. Шадриков В. Д. Психология деятельности человека. — Москва : Институт психологии РАН, 2019. — 464 с.

9. Davis M. H. Measuring individual differences in empathy: Evidence for a multidimensional approach // Journal of Personality and Social Psychology. — 1983. — Vol. 44, No. 1. — P. 113–126. — DOI: 10.1037/0022-3514.44.1.113.

10. Decety J., Jackson P. L. A social-neuroscience perspective on empathy // Current Directions in Psychological Science. — 2006. — Vol. 15, No. 2. — P. 54–58. DOI: 10.1111/j.0963-7214.2006.00406.x.

11. Elliott R., Bohart A. C., Watson J. C., Greenberg L. S. Empathy // Psychotherapy. — 2011. — Vol. 48, No. 1. — P. 43–49. — DOI: 10.1037/a0022187.

12. Elliott R., Bohart A. C., Watson J. C., Murphy D. Therapist empathy and client outcome: An updated meta-analysis // Psychotherapy. — 2018. — Vol. 55, No. 4. — P. 399–410. — DOI: 10.1037/pst0000175.

13. Figley C. R. (Ed.). Compassion fatigue: Coping with secondary traumatic stress disorder in Those Who Treat the Traumatized. — New York : Brunner/Mazel, 1995. — 268 p.

14. Hojat M., Vergare M. J., Maxwell K., Brainard G., Herrine S. K., Isenberg G. A., Veloski J., Gonnella J. S. The devil is in the third year: A longitudinal study of erosion of empathy in medical school // Academic Medicine. — 2009. — Vol. 84, No. 9. — P. 1182–1191. — DOI: 10.1097/ACM.0b013e3181b17e55.

15. Ickes W. (Ed.). Empathic accuracy. — New York : Guilford Press, 1997. — 276 p.

16. Kohut H. How does analysis cure? — Chicago : University of Chicago Press, 1984. — 240 p.

17. Maslach C., Jackson S. E., Leiter M. P. Maslach Burnout Inventory Manual. — 4th ed. — Palo Alto, CA : Consulting Psychologists Press, 2016. — 72 p.

18. Neumann M., Edelhäuser F., Tauschel D., Fischer M. R., Wirtz M., Woopen C., Haramati A., Scheffer C. Empathy decline and its reasons: A systematic review of studies with medical students // Academic Medicine. — 2011. — Vol. 86, No. 8. — P. 996–1009. — DOI: 10.1097/ACM.0b013e318221e615.

19. Rizzolatti G., Craighero L. The mirror-neuron system // Annual Review of Neuroscience. — 2004. — Vol. 27. — P. 169–192. — DOI: 10.1146/annurev.neuro.27.070203.144230.

20. Rogers C. R. A way of being. — Boston : Houghton Mifflin, 1980. — 395 p.

21. Shamay-Tsoory S. G. The neural bases for empathy // The Neuroscientist. — 2011. — Vol. 17, No. 1. — P. 18–24. — DOI: 10.1177/1073858410379268.

22. Singer T., Lamm C. The social neuroscience of empathy // Annals of the New York Academy of Sciences. — 2009. — Vol. 1156, No. 1. — P. 81–96. — DOI: 10.1111/j.1749-6632.2009.04418.x.

23. Thomas M. R., Dyrbye L. N., Huntington J. L., Lawson K. L., Novotny P. J., Sloan J. A., Shanafelt T. D. How do distress and well-being relate to medical student empathy? A multicenter study // Journal of General Internal Medicine. — 2007. — Vol. 22. — No. 2. — P. 177–183. — DOI: 10.1007/s11606-006-0039-6.

[1] M — среднее значение, SD — стандартное (среднеквадратическое) отклонение.