抑制还是补偿？尴尬情绪对初中生合作倾向和行为的影响

王欣竹 邹何辉 郝 娜 黄 瑶 吴 琴 崔丽莹

(上海师范大学教育学院，上海 200234)

1 引言

尴尬是个体因处于公众注意焦点、失礼或棘手情境时所产生的别扭、紧张、懊恼、难为情、不知所措的情绪体验（Sabini,Siepmann,Stein,& Meyerowitz,2000）。以往研究对尴尬情绪的功能持有不同的看法。有研究发现，尴尬情绪是亲社会行为的阻碍，尴尬的个体会担心自己不当的行为与自我形象的破坏导致他人的消极评价，为了减少自身的消极感受，个体会逃避尴尬情境，抑制亲社会倾向（Zoccola,Green,Karoutsos,Katona,& Sabini,2011）。但也有研究发现，尴尬情绪具有重要的亲社会意义（Goffman,1956）。一方面，尴尬能给个体提供反馈信息，阻止不良行为并对当前行为做出积极改变（Rudolph & Tscharaktschiew,2014）；另一方面，尴尬个体还可能表现出助人行为，既关心他人福利，也会避免自身行为损害到他人利益（Simpson & Willer,2008）。由此可见，尴尬情绪在亲社会领域具有抑制和补偿的双重功能。

作为亲社会动机和行为的一种典型表现，合作强调促进个体或群体之间的互惠和共赢。合作倾向通常是比较稳定的，合作行为是个体在特定情境中的行为选择或表现。环境、报酬、合作伙伴，以及个体对自我、他人与情境的认知等因素都会影响个体在具体情境中的合作决策（Chatman & Barsade,1995）。尴尬情绪对合作倾向和行为的影响是抑制还是促进，现有的研究结论尚未达成一致。根据印象管理理论（Leary,2018），个体产生尴尬情绪后，会强烈关注自己的形象是否受损以及他人的评价，为避免形象再次受到损害，可能有回避行为倾向，因此会做出更少的合作行为（Goffman,1956）。然而近年来，尴尬情绪对社会困境中合作行为的积极影响也得到理论和实证研究的支持。例如，在囚徒困境中，处于尴尬情绪下的小学生比中性情绪下表现出更多的合作行为（丁芳,范李敏,张露,2016）。根据负性情绪缓冲理论（Buck,Parke,& Buck,1970），尴尬情绪通常会给个体带来负面体验，因此为了安抚糟糕的自我感受，个体会做出更多的亲社会行为来塑造“道德”的自我形象（Feinberg,Willer,& Keltner,2012）。

青春期是自我意识发展的第二飞跃期，这一时期的青少年越来越关注周围人对自己的评价（Ollendick & Hirshfeld-Becker,2002）。一方面，自我中心倾向会夸大个体在社交情境中的失误，导致尴尬情绪更为强烈；另一方面，青春期面对自我同一性的压力，更需要获得他人认可。因此，本研究推断，对初中生而言，尴尬与合作之间的关系可能与自尊有关。自尊是个体对自我价值的整体评价（Kernis & Goldman,2003），分为特质自尊和状态自尊，其中状态自尊是个体在特殊情境下自尊的暂时波动（杨国枢,陆洛,2009）。人类有维持积极社会自我的动机，而尴尬的情境给个体带来了受到威胁的感受，如自卑，它会影响个体自尊的波动（Gruenewald,Kemeny,Aziz,& Fahey,2004）。步入青春期的初中生尤其“爱面子”，总是想展现自己的长处来维持正向的自我评价（石伟,黄希庭,2004），尴尬情绪可能会通过降低状态自尊水平，进一步抑制个体的合作倾向。因此，本研究提出假设1：初中生的尴尬情绪和合作倾向存在负相关，尴尬情绪可以负向预测合作倾向，状态自尊在尴尬情绪和合作倾向之间起中介作用。

但是在具体情境中，尴尬情绪可能发挥着重要的补偿功能。从以往的文献来看，尴尬情绪对社会行为的影响主要有两条路径：其一，从自我角度，尴尬情绪可以作为弥补过错、修复社会关系的有效机制（Dijk,De Jong,& Peters,2009）；其二，从他人角度，个体的尴尬表现不但能作为“非语言道歉”修复社交中意外事件带来的损害，而且可以作为亲社会的信号促进社会交往（Feinberg et al.,2012）。因此，本研究推断，产生尴尬情绪后，初中生可能采取修复策略，如做出亲社会行为以挽回丢掉的“面子”，通过提高个人的公众形象达到保护和提升自尊、维护自我概念完整性的目的（魏春丽,2018）。在特定的社会情境中，为了恢复自尊，尴尬情绪的唤起更可能增加个体后续的合作行为。因此，本研究提出假设2：尴尬情绪的唤起与初中生在特定情境中的合作行为存在正相关，尴尬情绪能够正向预测后续的合作行为，状态自尊的变化在尴尬情绪和合作行为间起中介作用。

2 研究1：尴尬情绪与初中生的合作倾向的关系

2.1 研究方法

2.1.1 被试

选取上海市和苏州市两所学校的预初（初中预备班）、初一及初二学生为被试，共发放802 份问卷，删除无效问卷后剩余694 份，有效率为86.6%。男生348 名，女生346 名。

2.1.2 研究工具

初中生尴尬情境故事问卷。参考范李敏（2013）的小学儿童尴尬情境故事问卷自编而成。编制问卷前请上海市和山西省130 名初中生写出亲身经历的尴尬事件，并对当时体验到的尴尬情绪水平评分。选出尴尬情绪评分较高的6 个故事编制初中生尴尬情境故事问卷，包含注意中心、棘手事件和失礼事件3 个情境。问卷采用5 点计分，被试读完故事后评定各项情绪体验，尴尬情绪评分高表示产生了尴尬情绪。本研究中该问卷的Cronbach’s α系数为0.89，注意中心、棘手事件和失礼事件三个维度的Cronbach’s α 系数分别为0.75、0.60 和0.71。

合作倾向评定量表。采用谢晓非、余媛媛、陈曦和陈晓萍（2006）编制的合作人格倾向量表，共13 题，包括包容性、互惠性以及合群意愿三个维度，采用5 点计分。本研究中该量表的Cronbach’s α系数为0.86，包容性、互惠性和合群意愿三个维度的Cronbach’s α 系数分别为0.75、0.73 和0.71。

状态自尊量表。选用Heatherton 和Polivy（1991）编制、兰兴妞（2008）修订的状态自尊量表，分为学业表现、社会评价和外貌三个分量表，共20 题，采用5 点计分。本研究中该量表的Cronbach’s α 系数为0.78，学业表现、社会评价和外貌三个维度的Cronbach’s α 系数分别为0.70、0.65 和0.84。

2.1.3 研究过程与数据处理

以班级为单位统一施测，由心理学专业研究生担任主试。测试前，主试对问卷进行说明，再请被试认真阅读指导语并独立完成问卷，测试结束后将问卷当场收回。采用SPSS20.0 软件对数据进行统计分析。

2.2 结果

2.2.1 共同方法偏差检验

采用Harmam 单因素因子分析对共同方法偏差进行检验（周浩,龙立荣,2004）。结果表明，特征根大于1 的因子共有8 个，第一个因子解释了17.05%的变异，小于40%的判断标准。故本研究不存在严重的共同方法偏差。

2.2.2 初中生的尴尬情绪、状态自尊与合作倾向的相关分析

控制性别和年级，对尴尬情绪、状态自尊与合作倾向各维度得分进行相关分析，具体结果见表1。与以往研究结果一致的是，尴尬情绪与状态自尊各维度呈显著负相关；状态自尊中的外貌维度与合作倾向各维度之间均存在显著正相关；不一致的是，学业表现维度与合作倾向的包容性、合群意愿维度之间呈显著正相关，与互惠性维度无显著相关；注意中心和棘手情境中的尴尬情绪与合作倾向的包容性维度之间呈显著正相关。

表1 尴尬情绪、状态自尊与合作倾向的相关分析

2.2.3 状态自尊在尴尬情绪与合作倾向关系中的中介作用

为控制多个项目造成的潜变量膨胀测量误差，将初中生尴尬情绪情境故事问卷、合作倾向评定量表和状态自尊量表打包成3 个指标。采用AMOS21.0 和结构方程模型技术，控制性别和年级后，以尴尬情绪为预测变量、合作倾向为结果变量，检验状态自尊的中介作用，并考察整个模型的拟合情况。

第一步：检验尴尬情绪的总效应，结果显示模型拟合良好，χ2/df=1.15，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.01，SRMR=0.03。尴尬情绪对合作倾向的预测作用不显著（β=0.08,p>0.05），总效应不显著可能存在遮掩效应，可以继续进行后续的分析（温忠麟,叶宝娟,2014）。第二步：在原有基础上加入状态自尊作为中介变量，整个模型拟合状况良好，χ2/d f=2.2 5，C F I=0.9 8，T L I=0.9 8，RMSEA=0.04，SRMR=0.05。中介作用模型见图1。尴尬情绪对合作倾向的路径系数（β=0.1 3,p<0.0 1）、尴尬情绪对状态自尊的路径系数（β=−0.27,p<0.001）、状态自尊对合作倾向的路径系数均显著（β=0.17,p<0.001），各路径具体的95%CI 见表2，直接效应显著，95%CI 为[0.01,0.25]，间接效应95%CI 为[−0.08,−0.02]，说明状态自尊在初中生的尴尬情绪与合作倾向之间存在部分中介作用，相对中介效应为35.31%。

图1 中介效应路径图

表2 各效应显著性检验的Bootstrap 分析

研究1 的结果与假设1 部分一致。初中生的状态自尊在尴尬情绪与合作倾向之间起部分中介作用，且这种间接效应关系是负向的，表明尴尬情绪通过状态自尊所起到的作用不是促进而是抑制；在引入状态自尊后，尴尬情绪与合作倾向之间的直接效应关系变成正向。

3 研究2：尴尬情绪与初中生公共物品困境中合作行为的关系

3.1 研究方法

3.1.1 被试

选取上海市某学校的预初学生128 名，删除实验过程中情绪唤起失败和前测后测问卷中错填、漏填的数据，共收回119 份有效数据，实验组58 名（男生25 名），对照组61 名（男生20 名）。

3.1.2 研究设计

本研究采用2（性别：男、女）×2（组别：实验组、对照组）×3（投资阶段：前期、中期、后期）的混合实验设计，投资阶段为被试内设计，组别和性别为被试间设计。为探究实验组和对照组在不同阶段的合作水平是否存在差异，本研究将6 轮投资分为三个阶段，1、2 轮为投资前期，3、4 轮为投资中期，5、6 轮为投资后期。自变量为性别和组别，组别变量为情绪启动的不同回忆任务，因变量为公共物品困境中的合作行为。

3.1.3 研究过程

（1）状态自尊的前测。完成状态自尊量表（同研究1）。

（2）情绪唤起操纵。实验组的回忆任务是回忆并写出过去自己经历过最尴尬的一件事，详细描述当时的情境和感受；对照组的回忆任务是回忆并写出教室的布局。两组都需要对此时的情绪进行评分。

（3）状态自尊的后测。完成状态自尊量表（同研究1）。

（4）合作行为实验。游戏以4 人随机为一组，并共享一个公共账户。游戏开始时，每人获得100 元游戏币，可随意将一定数目（0～100）的游戏币投入到公共账户中。若公共账户的总金额大于等于200 元，所有代币翻倍后平分给小组成员；反之，所有投入的代币将被没收。每一轮投资所得的报酬将作为下一轮投资的本金，共进行6 轮。

3.1.4 数据处理

将问卷和实验数据导入SPSS20.0 进行统计和分析。

3.2 结果

3.2.1 尴尬情绪唤起的性别与组别差异

将性别和组别作为自变量，被试在尴尬、难过、开心、委屈、生气和害怕情绪的得分作为因变量进行多元方差分析。结果显示，在尴尬情绪得分上的组别差异显著，实验组得分显著高于对照组，p<0.001，η=0.81，性别差异不显著，p=0.68，性别与组别的交互作用也不显著，p=0.38；在难过（p=0.15）、开心（p=0.90）、委屈（p=0.11）、生气（p=0.07）、害怕（p=0.60）等5 种情绪的得分上，组别的主效应均不显著，这表明情绪唤醒任务操作有效。

将组别作为自变量，回忆任务前后的状态自尊水平作为因变量进行重复测量方差分析。结果发现实验组和对照组在回忆任务前的自尊水平不存在显著差异（p=0.62），回忆任务后，实验组的自尊水平显著下降，F(1,57)=4.33，p=0.04，η=0.07，对照组的自尊水平在回忆任务前后无显著差异（p=0.12）。

3.2.2 尴尬情绪唤起对合作行为的影响

将性别、组别和投资阶段作为自变量，各阶段的投资额作为合作行为的测量指标，投资额越多表明合作行为水平越高。采用重复测量方差分析，描述性结果见表3。

表3 不同组别被试在各投资阶段的投资额

研究发现，投资阶段的主效应显著，F(2,114)=32.68，p<0.001，η=0.36；组别的主效应显著，F(1,115)=22.11，p<0.001，η=0.16；性别的主效应显著，F(1,115)=7.91，p=0.01，η=0.06；投资阶段、组别和性别的交互效应显著，F(2,114)=3.23，p<0.05，η=0.06。简单效应分析表明，投资前期、中期和后期男生和女生的组别效应均显著，实验组的投资额均高于对照组。实验组中，投资前期的性别效应不显著；投资中期（p<0.01）和后期（p<0.001）的性别效应显著，男生的投资额高于女生；对照组中，投资阶段的性别效应不显著，具体结果见图2。

图2 不同组别和不同性别被试在不同投资阶段的投资额

3.2.3 实验组尴尬情绪与合作行为的关系

相关分析结果显示，尴尬情绪与投资前期、中期、后期的投资额均呈显著正相关，相关系数分别为0.44、0.49、0.43。控制性别后，以尴尬情绪为自变量、合作行为为因变量分别进行线性回归，结果发现，尴尬情绪可以分别正向预测投资前期（β=0.41,p<0.01）、中期（β=0.38,p<0.01）、后期（β=0.29,p<0.05）的投资额。

为检验状态自尊变化的中介作用，在控制性别和年级后，将实验前后自尊变化的差值（后测减去前测）作为中介变量，尴尬情绪得分作为自变量，公共物品困境中各阶段的投资额均值作为因变量。结果发现，只有在投资前期，自尊变化差值的中介作用成立（见图3）。尴尬情绪负向预测自尊变化（β=−0.23,p<0.05），正向预测前期的投资额（β=0.41,p<0.01），自尊变化可以负向预测前期的投资额（β=−0.15,p<0.05）；运用Bootstrap对中介作用进行检验，自尊差值在两者间中介效应的95%CI 为[0.01,0.10]，中介效应值为0.04。

图3 投资前期的中介效应路径图

4 讨论

4.1 初中生的尴尬情绪与合作倾向的关系

本研究发现，初中生的尴尬情绪与合作倾向之间存在显著正相关，且尴尬情绪的唤起可以增加其在公共物品困境中的合作行为。这一结果证实了假设2，尴尬情绪的唤起能促进初中生在特定情境中的合作行为；但和假设1 不同，尴尬情绪和合作倾向之间并非存在负相关，而是在加入状态自尊后呈正相关，表明尴尬情绪也可以正向预测初中生的合作倾向。

尴尬情绪对初中生合作倾向和行为的促进作用可以用补救说和抚慰说解释。一方面，尴尬使个体陷入人际交往的窘境，为了修复自己的“脸面”，个体通过合作来补救短期内受到影响的个人形象和社会关系（Goffman,1971）；另一方面，尴尬是个体采取的一种适应性措施（Castelfranchi & Poggi,1990），当体验到尴尬情绪时，心理上的不适应促使个体产生修复受损形象的动机，同时做出合作等亲近他人的行为，缓解内心的不适体验。

合作倾向与合作行为存在中等程度的相关，前者反映了个体是否愿意合作的程度，后者将意愿转为实际的行动（庞维国,程学超,2001）。在具体情境中，当尴尬情绪被唤起后，初中生的合作行为也显著增加，这表明尴尬的个体会通过合作来弥补自身的形象。原因可能有二。一是维护同伴关系。以往的研究发现，尴尬个体会通过合作等具有安抚作用的行为来维持现有人际关系（Keltner & Anderson,2000）。二是尴尬个体可能在互动中释放出更多的亲社会信号。尴尬情绪是一种亲社会行为和信任的标志（Feinberg et al.,2012），表现出尴尬的人被认为更具有亲社会性，这种信号会让观察者更信任他们并建立联系。初中生处于人际敏感期，他们会更愿意表现出对他人的关注，通过与他人合作来修复自我形象。

4.2 状态自尊的中介作用

研究1 结果表明，状态自尊在尴尬情绪与初中生合作倾向之间起部分中介作用，且可能存在遮蔽效应：在直接作用中，尴尬情绪越高，合作倾向也越高；但在间接作用中，尴尬情绪越高，状态自尊越低，导致合作倾向也越低。即尴尬情绪可以直接增加合作倾向，也可以通过降低自尊而减少合作倾向，两个作用的方向不同。因为中介效应与直接效应的符号相反，可能抵消了尴尬情绪对合作倾向的直接预测力，导致没有加入自尊变量时，尴尬情绪对合作倾向的预测作用不显著。

研究2 结果表明，合作前期，尴尬情绪可以通过自尊变化而对合作行为产生影响，个体的尴尬唤起水平越高，自尊的降低幅度越大，初中生在公共物品困境中的合作行为就越多；但自尊变化的中介作用仅存在于合作实验的开始阶段。尴尬会使个人的自我概念和形象受威胁，导致自尊下降，为了挽回自己的形象和缓解负面体验，个体会倾向于在社会互动中弥补，表现得更加合作。随着互动的延续，小组成员间的互惠与信任增加，尴尬对合作的促进作用机制可能会发生变化。

根据尴尬的社会评价说，当个体感觉或想象到自身行为对理想社会身份产生威胁时，为了维持自己的社会角色一致性，会产生尴尬情绪（Tangney,Miller,Flicker,& Barlow,1996）。在这种消极情绪的影响之下，个体的状态自尊会发生波动。初中生十分注重他人对自己的评价，当其身处尴尬情境中时，会认为他人都发现了自己的窘迫和不安，现实自我与理想自我产生矛盾，导致状态自尊降低，为保持良好的自我形象，个体会采取策略提高自尊水平。尴尬情绪可以安抚和传递积极的自我形象（Maire & Agnoletti,2020），道德净化效应认为，个体倾向于做出亲社会行为来缓解尴尬事件给自己带来的不适（代梦,刘凤林,王璐瑶,李静,钟亦銮,2017），所以在体验到尴尬情绪后，初中生会表现出更多的合作行为。但这样的影响只表现在投资的前期，可能因为在现实社会情境中，影响合作行为发生的因素还有很多，如情境特征、任务特征或个人特征。个体的合作行为会随着报偿的增加而增加，合作后所取得的回报多少也会对合作产生复杂影响（Kagan & Knight,1984）。

4.3 不足和展望

尴尬情绪是一种具有亲社会意义的情绪，了解初中生尴尬情绪及其与合作的关系，有助于在教育过程中加以引导。本研究仍存在一些不足，未来研究可以进行以下的拓展：第一，样本数量虽然较大，但未考虑地域差异，未来研究可以进一步探讨更多变量的影响；第二，研究1 采用横断研究，未来研究可以引入追踪数据分析，交叉设计对因果关系的推测更具有说服力；第三，合作实验只采用了经典的公共物品困境范式，未考察尴尬情绪对其他类型社会困境合作行为的影响，未来研究可加入对不同情境合作行为的潜变量分析，还可以探讨尴尬唤起的不同时期脑活动机制的差异；第四，自尊变化差值的中介作用只在投资前期成立，未来可以更进一步探索；第五，实验设计中缺乏合作基线的测量和对特质自尊影响的考虑，未来应完善研究设计。

5 结论

（1）初中生的尴尬情绪能正向预测合作倾向，且状态自尊起到部分中介作用。（2）尴尬情绪的唤起能促进初中生在公共物品困境中的合作行为；实验前后状态自尊变化差值在尴尬情绪与前两轮合作行为间起中介作用。结果说明，对初中生来说，尴尬情绪具有社会补偿作用，它会通过状态自尊或自尊的变化来增加初中生的合作倾向或行为。