袁 博 孫向超 游 冉 劉福會(huì) 李偉強(qiáng)

(寧波大學(xué)心理學(xué)系暨研究所，寧波 315211)

1 引言

信任是指建立在對(duì)他人的意向或行為的積極預(yù)期基礎(chǔ)上，敢于托付（愿意承受風(fēng)險(xiǎn)）的一種意愿（Rousseau，Sitkin，Burt，& Camerer, 1998）。信任對(duì)于個(gè)體與群體適應(yīng)以及有效地進(jìn)行政府、組織與經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)管理都起著重要作用（Bazerman，1994;Donaldson, 2001），其產(chǎn)生與運(yùn)作機(jī)制一直是心理學(xué)領(lǐng)域的研究熱點(diǎn)。在以往研究中，常常將信任看作是一種不確定情境下的風(fēng)險(xiǎn)決策行為，決策的主要目的是降低決策風(fēng)險(xiǎn)，獲得最大收益。因此，從理性認(rèn)知的角度來看，個(gè)體是否信任他人主要決定于對(duì)托付他人的風(fēng)險(xiǎn)與所獲收益的權(quán)衡（Kramer, 1999）。

然而，信任行為并非完全理性的認(rèn)知加工過程的產(chǎn)物，情緒也是影響信任的重要因素（嚴(yán)瑜,吳霞, 2016）。情緒是一種復(fù)雜的心理活動(dòng)，包括效價(jià)、指向性、確定度、投入度以及結(jié)果評(píng)價(jià)等多個(gè)維度（Smith & Ellsworth, 1985）。其中，情緒的效價(jià)（正性、負(fù)性）是研究者們關(guān)注的一個(gè)重要維度。大量的研究表明，不同效價(jià)的情緒會(huì)影響個(gè)體的道德判斷、風(fēng)險(xiǎn)感知以及決策行為。例如，負(fù)性情緒在一定程度上會(huì)增加個(gè)體對(duì)他人的道德判斷的嚴(yán)苛程度；積極情緒會(huì)提高個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)情境中合作對(duì)象的正向感知，從而促使他們做出更積極的決策行為（Bless & Fiedler, 2006;Bodenhausen, Mussweiler, Gabriel, & Moreno, 2001;Clore, Schwarz, & Conway, 1994）。

情緒往往被認(rèn)為是一種非理性的“沖動(dòng)性產(chǎn)物”，然而作為心理過程的重要組成部分，情緒與個(gè)體的理性認(rèn)知加工之間的關(guān)系密不可分。關(guān)于情緒如何影響個(gè)體的決策行為（包括信任），研究者們主要持有兩種不同觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為情緒信息會(huì)直接附加于認(rèn)知進(jìn)而影響個(gè)體決策行為。如連接語義網(wǎng)絡(luò)模型（Bower, 1981）認(rèn)為，個(gè)體在對(duì)當(dāng)前信息進(jìn)行編碼和提取時(shí)，會(huì)對(duì)與當(dāng)前情緒信息一致的部分表現(xiàn)的更敏感，即“心境一致性”效應(yīng)（Winkielman, Knutson, Paulus, & Trujillo,2007）。積極的情緒使個(gè)體傾向于對(duì)他人與社會(huì)事件做出更為積極的判斷，增加對(duì)他人的信任；而消極的情緒體驗(yàn)則會(huì)產(chǎn)生相反的作用。有研究發(fā)現(xiàn)，高興、感恩等積極情緒可以促進(jìn)合作行為與利他行為的產(chǎn)生，提高對(duì)親密他人的一致感，增加對(duì)他人的信任（Forgas, 1998; 韓香香, 2013）；而憤怒、悲傷等消極情緒則會(huì)降低人際信任水平（Dunn & Schweitzer, 2005）。

雖然有很多研究支持“心境一致性”假說，但也存在另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，情緒對(duì)決策行為的影響是復(fù)雜的，個(gè)體的認(rèn)知加工過程會(huì)調(diào)節(jié)情緒對(duì)決策行為的影響。如情感滲透模型（Forgas, 1995）認(rèn)為，情緒對(duì)決策行為的影響是復(fù)雜而非直接的，心境一致性效應(yīng)的出現(xiàn)需要一定的條件。面對(duì)不同的目標(biāo)線索信息，個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出不同程度的情感滲透策略。近年來有關(guān)情緒與社會(huì)判斷關(guān)系的研究支持了這一觀點(diǎn)。如Dunn和Schweitzer（2005）的研究表明，當(dāng)個(gè)體面對(duì)熟悉的受信者時(shí)，相對(duì)于中性情緒，積極情緒對(duì)信任起到了促進(jìn)作用；而對(duì)于陌生的受信者，情緒狀態(tài)對(duì)信任的影響并不顯著，即信任行為會(huì)受到信任者的情緒狀態(tài)以及受信者特征的共同影響。由此可見，信任目標(biāo)線索（如受信者的熟悉度）可能會(huì)調(diào)節(jié)情緒對(duì)信任等社會(huì)判斷的影響。

在考察情緒對(duì)信任的影響時(shí)，情緒的誘發(fā)方式是較為重要的一個(gè)因素。以往的研究中，對(duì)于情緒的誘發(fā)方式主要包含以下兩種：（1）材料啟動(dòng)。包括圖像類材料誘發(fā)（如視頻、圖片）以及文字材料誘發(fā)（如詞語、情境故事閱讀），具體包括如情緒圖片啟動(dòng)法（Lang & Bradley, 2000）、Velten情緒啟動(dòng)法（情緒語句啟動(dòng)法）（Velten, 1968）等。（2）直接書寫任務(wù)（directed-writing task）。要求被試認(rèn)真思考并寫下一定數(shù)量與目標(biāo)情緒相關(guān)的事物或曾經(jīng)經(jīng)歷的情境，以此誘發(fā)被試的情緒狀態(tài)。以往研究發(fā)現(xiàn)，被試在不同的誘發(fā)方式下產(chǎn)生的情緒效價(jià)水平并不一致。如袁婉秋（2010）的研究結(jié)果顯示，圖像材料與詞語材料對(duì)正性情緒與中性情緒的喚醒效果存在顯著差異。因此，實(shí)驗(yàn)過程中情緒的不同誘發(fā)方式可能作為影響情緒與信任關(guān)系研究結(jié)果一致性的調(diào)節(jié)因素之一。

此外，信任的測(cè)量方法的不同也可能會(huì)調(diào)節(jié)情緒對(duì)信任的影響?；谛湃蔚亩x，對(duì)于信任的測(cè)量主要包含兩種：?jiǎn)柧矸ㄅc行為游戲法。問卷法用于測(cè)量個(gè)體的信任傾向與信任信念，是針對(duì)個(gè)體對(duì)他人或特定對(duì)象是否值得信任的一種心理期待的評(píng)估（何振芬, 2014）。行為游戲法主要以被試在游戲中的合作行為為信任的指標(biāo)。目前Berg，Dickhaut和McCabe（1995）設(shè)計(jì)的信任游戲被廣泛應(yīng)用于信任研究中，游戲以個(gè)體在游戲中對(duì)伙伴分配或投資的錢數(shù)作為信任的指標(biāo)。關(guān)于上述兩種測(cè)量方法之間測(cè)量的信任結(jié)果一致性仍存在一定爭(zhēng)議。例如，有研究對(duì)比了信任博弈游戲與問卷法測(cè)量的信任一致性，結(jié)果表明兩種方法測(cè)量出的信任水平不存在顯著的正相關(guān)（Glaeser,Laibson, Scheinkman, & Soutter, 2000）。而 Capra，Lanier和Meer （2008）的研究發(fā)現(xiàn)，采用GGS綜合社會(huì)調(diào)查測(cè)量出的信任得分對(duì)于信任博弈游戲中的投資行為具有較好的正向預(yù)測(cè)作用。

綜上所述，不同效價(jià)的情緒是否會(huì)對(duì)個(gè)體的信任產(chǎn)生影響，以及這種影響是否會(huì)受到情緒誘發(fā)方式、信任測(cè)量方法以及信任目標(biāo)信息（如信任對(duì)象的熟悉度）等因素的調(diào)節(jié)，尚待進(jìn)一步探討。針對(duì)上述問題，本研究采用元分析的方法對(duì)情緒與信任的關(guān)系進(jìn)行探討，并在此基礎(chǔ)上，探討信任對(duì)象的熟悉度、情緒的誘發(fā)方式以及信任測(cè)量方法等因素的調(diào)節(jié)作用。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)搜集

本研究全面搜索了相關(guān)研究的中文與英文文獻(xiàn)。中文文獻(xiàn)使用了CNKI數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、中國(guó)科技期刊數(shù)據(jù)庫、中國(guó)優(yōu)秀碩士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫以及博士學(xué)位論文全文數(shù)據(jù)庫，以“情緒”、“情緒狀態(tài)”、“情緒效價(jià)”分別與“信任”、“信任行為”、“信任傾向”、“合作行為”、“合作傾向”為關(guān)鍵詞進(jìn)行搜索。此外，也在Google學(xué)術(shù)中對(duì)相應(yīng)關(guān)鍵詞進(jìn)行了搜索。英文文獻(xiàn)使用了PsycINFO，Springer，Elsevier以及ProQuest博碩士論文全文數(shù)據(jù)庫。以mood，emotion,feeling 分別與 trust，trust behavior，trust intention，trustworthiness為關(guān)鍵詞進(jìn)行搜索。同時(shí)也在Google學(xué)術(shù)中對(duì)相應(yīng)關(guān)鍵詞進(jìn)行了搜索。對(duì)于搜索到的，但沒有報(bào)告結(jié)果內(nèi)容的文獻(xiàn)記錄，盡量通過可以尋找到的聯(lián)絡(luò)方式給作者發(fā)送電子郵件以獲取全文或研究結(jié)果部分。

2.2 文獻(xiàn)納入的標(biāo)準(zhǔn)

對(duì)于搜索到的相關(guān)研究，按照以下標(biāo)準(zhǔn)決定是否將其納入元分析：（1）必須是報(bào)告了數(shù)字結(jié)果的實(shí)證研究，排除綜述性、純理論性的研究。（2）研究中探討的因變量必須是信任領(lǐng)域的，非信任領(lǐng)域的實(shí)證研究將被排除。（3）研究中被試的效價(jià)情緒必須是在一定條件下誘發(fā)產(chǎn)生的，非誘發(fā)情緒的相關(guān)研究將被排除。（4）如果僅僅只報(bào)告某一種效價(jià)情緒（積極/消極）對(duì)信任的影響，沒有進(jìn)一步與基線控制組（前后測(cè)不屬于控制組）進(jìn)行比較的研究將被排除。文獻(xiàn)檢索、納入及排除流程如圖1所示。最終，我們得到符合元分析要求的文獻(xiàn)21篇，中文文獻(xiàn)13篇，公開發(fā)表的文獻(xiàn)13篇。其中，來自何曉麗的兩篇文獻(xiàn)（何曉麗, 王振宏, 王克靜, 2011; 何曉麗, 2013）雖然出自同一課題組，但兩個(gè)研究分別采用了不同的被試群體，同時(shí)在研究方法與變量的選擇上也并不相同，因此最終用于元分析的數(shù)據(jù)并沒有重疊。

2.3 變量編碼

圖 1 文獻(xiàn)檢索、納入及排除流程

對(duì)納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：文獻(xiàn)信息（作者名+文獻(xiàn)時(shí)間），情緒的誘發(fā)方式（直接書寫任務(wù)、視頻誘發(fā)、文本材料誘發(fā)），信任對(duì)象的熟悉性（熟悉、不熟悉），信任測(cè)量工具類型（問卷測(cè)量、行為游戲）。對(duì)每一個(gè)獨(dú)立樣本，計(jì)算得到一個(gè)效應(yīng)量。如果一篇文獻(xiàn)中包含多個(gè)獨(dú)立樣本，則對(duì)應(yīng)進(jìn)行多次編碼。由于部分文獻(xiàn)可能包含多項(xiàng)實(shí)驗(yàn)，而部分實(shí)驗(yàn)有可能包含多種不同條件，為了避免單篇文獻(xiàn)生成過多效應(yīng)量而占用過大權(quán)重，從而可能產(chǎn)生一定的結(jié)果偏差。我們對(duì)部分文獻(xiàn)的條目進(jìn)行合并處理，合并條目的具體原則是：若一項(xiàng)研究同時(shí)報(bào)告了多種條件下的信任水平，且這些條件（如被試年齡、測(cè)量項(xiàng)目）并非本研究關(guān)注的調(diào)節(jié)變量，則將其平均為一個(gè)合并效應(yīng)量（pooled effect size）；但如果該變量為本研究關(guān)注的調(diào)節(jié)變量（如信任對(duì)象的熟悉性、情緒的誘發(fā)方式等），則不進(jìn)行合并。最終共得到70個(gè)獨(dú)立的效應(yīng)量。其中，積極情緒對(duì)信任影響的獨(dú)立效應(yīng)量有47個(gè)，消極情緒對(duì)信任影響的獨(dú)立效應(yīng)量有23個(gè)，具體見表1、表2。

表 1 元分析中納入的原始研究（積極情緒對(duì)信任的影響）

（續(xù)表1）

表 2 元分析中納入的原始研究（消極情緒對(duì)信任的影響）

2.4 元分析過程

2.4.1 效應(yīng)量計(jì)算

元分析的主要目的是將已有研究進(jìn)行綜合統(tǒng)一，獲得一個(gè)客觀的平均效應(yīng)量（effective size）。為了考察情緒對(duì)信任的影響，需要比較積極（或消極）情緒條件與中性情緒條件下，信任水平的差異。因此，在效應(yīng)量計(jì)算時(shí)采用Cohen's d作為效應(yīng)量，對(duì)于研究中報(bào)告了樣本量、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差的原始數(shù)據(jù)，采用Cohen's d的公式進(jìn)行計(jì)算。針對(duì)研究中報(bào)告原始數(shù)據(jù)r值、F值、t值、χ2值等則根據(jù)相應(yīng)的公式進(jìn)行效應(yīng)量的轉(zhuǎn)換。

2.4.2 模型的選定

元分析主要采用固定效應(yīng)模型（fixed-effects model）或隨機(jī)效應(yīng)模型（random-effects model），這兩者最主要的區(qū)別在于權(quán)重成分的不同。固定效應(yīng)模型假設(shè)元分析中所有研究背后只存在一個(gè)真效應(yīng)量，而每個(gè)研究效應(yīng)量的不同是由抽樣誤差引起的。隨機(jī)效應(yīng)模型則認(rèn)為每個(gè)研究的真效應(yīng)量都是不同的，每個(gè)研究效應(yīng)量的不同是由真效應(yīng)量的不同和抽樣誤差共同引起的（Borenstein,Hedges, Higgins, & Rothstein, 2009）。兩個(gè)模型的不同假設(shè)會(huì)導(dǎo)致元分析中平均效應(yīng)量的顯著性檢驗(yàn)、區(qū)間估計(jì)以及調(diào)節(jié)變量的顯著性檢驗(yàn)方法不同（Hunter & Schmidt, 2000）。在模型的選定上，Borenstein等人建議主要考慮元分析的研究是否擁有一個(gè)共同的效應(yīng)量以及元分析的目的。具體來說，如果認(rèn)為元分析中的研究在功能上是相同的，而元分析得到的總效應(yīng)量只是針對(duì)包含的研究所涉及的總體，不推廣到其它總體，應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。相反，如果元分析中包含的研究中被試群體、測(cè)量工具不同，并且有理由相信這種不同會(huì)影響結(jié)果時(shí)，使用隨機(jī)效應(yīng)模型更加合理（Borenstein et al., 2009）。

在最終確定的21篇研究文獻(xiàn)中，情緒與信任的測(cè)量工具不同，被試的樣本涉及到不同的文化群體，不適合采用固定效應(yīng)模型。此外，本研究的元分析也將探討情緒誘發(fā)方式、測(cè)量方法以及信任對(duì)象的熟悉性的調(diào)節(jié)作用，因此隨機(jī)效應(yīng)模型更適合本元分析。在后面的元分析中，將進(jìn)一步采用異質(zhì)性檢驗(yàn)來驗(yàn)證我們的模型選擇。

2.4.3 發(fā)表偏差

當(dāng)發(fā)表的研究文獻(xiàn)不能系統(tǒng)性地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體時(shí)，就認(rèn)為產(chǎn)生了發(fā)表偏差（Rothstein, Sutton, & Borenstein, 2005）。發(fā)表偏差會(huì)導(dǎo)致某一領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)不完整，這會(huì)嚴(yán)重影響元分析的結(jié)果，因?yàn)樗赡軙?huì)導(dǎo)致最終得到的效應(yīng)高于真實(shí)值（Kuppens, Laurent, Heyvaert, & Onghena,2013）。針對(duì)發(fā)表偏差的問題，我們首先在文獻(xiàn)搜索階段盡可能獲取沒有發(fā)表的文獻(xiàn)。在后面的元分析過程中，我們還會(huì)采用漏斗圖（funnel plot）、Egger's檢驗(yàn)以及剪補(bǔ)法（trim and fill method）來評(píng)估本元分析的發(fā)表偏差。

漏斗圖可以從主觀的角度初步檢查發(fā)表偏差，若漏斗圖的效應(yīng)量左右分布均勻，則說明元分析無發(fā)表偏倚性，反之則有發(fā)表偏倚性（Rothstein et al., 2005）。Egger線性回歸檢驗(yàn)采用線性回歸法檢驗(yàn)發(fā)表偏差，一般先求出線性回歸方程的截距（Egger's intercept）及其95%CI，再對(duì)該截距是否為0進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，如果不顯著，則表明不存在發(fā)表偏差（Egger, Smith, Schneider, & Minder, 1997）。剪補(bǔ)法主要通過先剪后補(bǔ)的方式使得各研究在平均效應(yīng)量的左右兩邊盡量對(duì)稱分布，并重新估計(jì)合并效應(yīng)量的真實(shí)值（Duval & Tweedie, 2000），若剪補(bǔ)后的效應(yīng)量未發(fā)生顯著變化，則可認(rèn)為不存在發(fā)表偏差（吳鵬, 劉華山, 2014）。

2.4.4 數(shù)據(jù)分析及處理程序

應(yīng)用Excel進(jìn)行前期的文獻(xiàn)整理與編碼，通過R語言的Metafor程序包進(jìn)行元分析效應(yīng)量的計(jì)算、發(fā)表偏差檢驗(yàn)以及調(diào)節(jié)效應(yīng)分析（Viechtbauer, 2010）。

3 研究結(jié)果

3.1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

分別對(duì)積極情緒以及消極情緒對(duì)信任影響的元分析數(shù)據(jù)進(jìn)行了異質(zhì)性檢驗(yàn)（heterogeneity test），Q檢驗(yàn)表明，積極情緒（Q（46）=290.09, p＜0.001,I2=84.35%）與消極情緒（Q（22）=84.12, p＜0.001,I2=74.05%）各項(xiàng)研究中的效應(yīng)量是異質(zhì)的。根據(jù)Borenstein等人（2009）對(duì)I2的解釋，說明在本研究中有84.35%（74.05%）的觀察變異是由兩者關(guān)系中真正差異所造成的。異質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，選定隨機(jī)效應(yīng)模型來進(jìn)行元分析是準(zhǔn)確的。

3.2 發(fā)表偏差檢驗(yàn)

首先，通過漏斗圖來檢查本元分析的發(fā)表偏差，如圖2所示，橫軸是效應(yīng)量d，縱軸為其標(biāo)準(zhǔn)差。從漏斗圖來看，涉及本研究的元分析文獻(xiàn)基本均勻分布于總效應(yīng)量?jī)蓚?cè)，這一分布特點(diǎn)表明，本研究的元分析數(shù)據(jù)存在發(fā)表偏差可能較小。為了更準(zhǔn)確的檢驗(yàn)發(fā)表偏差，我們進(jìn)行了Egger's檢驗(yàn)。Egger's檢驗(yàn)表明，積極情緒對(duì)信任影響的元分析存在發(fā)表偏差的可能性，z=3.06，p=0.002。消極情緒對(duì)信任影響的元分析不存在發(fā)表偏差，z=0.15，p=0.881。

進(jìn)一步采用Duval和Tweedie提出的剪補(bǔ)法檢驗(yàn)發(fā)表偏差對(duì)元分析結(jié)果造成的影響（Duval &Tweedie, 2000）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，剪粘研究文獻(xiàn)后，采用隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)積極情緒以及消極情緒影響信任的元分析進(jìn)行總體效應(yīng)檢驗(yàn)，兩個(gè)元分析的總體效應(yīng)依然顯著（積極情緒: 剪補(bǔ)前z=4.59, p＜0.001, d=0.41, 剪補(bǔ)后 z=1.97, p=0.049, d=0.19; 消極情緒: 剪補(bǔ)前 z=–2.08, p=0.037, d=–0.23, 剪補(bǔ)后z=–2.08, p=0.037, d=–0.23）。此外，最終進(jìn)行元分析的文獻(xiàn)中，未發(fā)表的文獻(xiàn)占38%，這一比例已經(jīng)很大。綜合以上結(jié)果表明，本研究的元分析存在發(fā)表偏差的可能較小。

圖 2 涉及積極情緒與消極情緒對(duì)信任影響研究的漏斗圖

3.3 主效應(yīng)

分別對(duì)積極情緒和消極情緒影響信任的研究進(jìn)行主效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，積極情緒對(duì)信任影響的主效應(yīng)顯著，z=4.59，p＜0.001，效應(yīng)量為0.41。消極情緒對(duì)信任影響的主效應(yīng)顯著，z=–2.08，p=0.037，效應(yīng)量為–0.23。根據(jù)Cohen （1992）的標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)效應(yīng)量d為0.2，0.5，0.8時(shí)，分別對(duì)應(yīng)效應(yīng)量小、中、大的界限，積極情緒對(duì)信任影響的效應(yīng)量基本屬于中等效應(yīng)量（見圖3），消極情緒對(duì)信任影響的效應(yīng)量基本屬于較小的效應(yīng)量。

圖 3 積極情緒對(duì)信任影響的效應(yīng)量分布圖

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

對(duì)積極情緒影響信任的隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)情緒誘發(fā)方式（QB（2）=2.87, p=0.238）、信任對(duì)象的熟悉性（QB（1）=2.35, p=0.125）以及信任測(cè)量工具（QB（1）=0.90,p=0.343）的調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著，見表3。

表 3 積極情緒對(duì)信任影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

對(duì)消極情緒影響信任的隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)情緒誘發(fā)方式（QB（2）=3.41, p=0.182）、信任對(duì)象的熟悉性（QB（1）=2.00, p=0.157）以及信任測(cè)量工具（QB（1）=0.60,p=0.438）的調(diào)節(jié)效應(yīng)均未達(dá)到顯著，見表4。

表 4 消極情緒對(duì)信任影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)（隨機(jī)效應(yīng)模型）

4 討論

本研究采用元分析方法探討了情緒對(duì)信任的影響，并在此基礎(chǔ)上，探討了情緒的誘發(fā)方式、信任的測(cè)量方法以及信任對(duì)象的熟悉性的調(diào)節(jié)作用。元分析的結(jié)果表明，積極情緒對(duì)個(gè)體的信任具有一定的促進(jìn)作用，呈中等效應(yīng)量；而消極情緒對(duì)個(gè)體信任則起到一定的抑制作用，呈較小效應(yīng)量。

總體而言，本元分析的結(jié)果在一定程度上支持了“心境一致效應(yīng)”（Winkielman et al., 2007）。積極的情緒傾向于使個(gè)體對(duì)他人與社會(huì)事件做出更積極的判斷，增加對(duì)他人的信任；而消極情緒狀態(tài)更容易使個(gè)體對(duì)他人做出消極的評(píng)價(jià)，從而降低信任水平。以往很多研究也支持了上述觀點(diǎn)，如有研究發(fā)現(xiàn)，高興、感恩等積極情緒可以促進(jìn)合作行為與利他行為的產(chǎn)生，提高對(duì)親密他人的一致感，并且能夠增加對(duì)他人的信任；而消極情緒則會(huì)增加個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感性與規(guī)避行為，降低對(duì)他人的合作傾向與信任（Forgas，1998;Bartlett & DeSteno, 2006; 韓香香, 2013; 李常洪, 高培霞, 韓瑞婧, 宋志紅, 2014）。雖然有研究提出在積極情緒狀態(tài)下，會(huì)促使個(gè)體更多地運(yùn)用環(huán)境中的信息，并影響他們隨后的社會(huì)判斷，從而可能削弱積極情緒的直接作用（Bodenhausen, 1993）。但后續(xù)的研究發(fā)現(xiàn)，在積極情緒條件下，被試可能并不會(huì)過多考慮他人的信息，而更多的依賴他們?cè)谇榫w效價(jià)影響下的“第一感覺”對(duì)他人進(jìn)行評(píng)價(jià)（Bodenhausen, Kramer, & Süsser, 1994）。因此，在本元分析中，積極情緒對(duì)個(gè)體的信任水平整體還是呈現(xiàn)促進(jìn)的效應(yīng)。

消極情緒對(duì)人際信任影響的結(jié)果也對(duì)“心境一致效應(yīng)”提供了一定支持，即在消極情緒狀態(tài)下，個(gè)體對(duì)他人的信任會(huì)處于相對(duì)較低的水平，但其效應(yīng)量小于積極情緒下的效應(yīng)量。相比積極情緒，消極情緒對(duì)信任的影響可能會(huì)更加復(fù)雜。在消極情緒狀態(tài)下，個(gè)體在進(jìn)行社會(huì)判斷時(shí)更加謹(jǐn)慎，往往會(huì)對(duì)情境中的各種信息進(jìn)行比較深入的思考與分析，更少的借助已有的知識(shí)經(jīng)驗(yàn)（Fiedler, 2001; Bless & Fiedler, 2006）。此外，消極情緒對(duì)個(gè)體的優(yōu)勢(shì)認(rèn)知加工具有抑制作用（金靜,胡金生, 2015）。優(yōu)勢(shì)認(rèn)知加工是大腦中指向當(dāng)前任務(wù)的、主導(dǎo)的、可及性最高的信息加工過程（Huntsinger, Sinclair, Dunn, & Clore, 2010）。如當(dāng)信任方初始對(duì)受信方產(chǎn)生“可信任”的印象作為優(yōu)勢(shì)認(rèn)知加工時(shí)，消極的情緒狀態(tài)會(huì)抑制這種印象，從而減少個(gè)體的信任；但如果信任方對(duì)受信方產(chǎn)生“不可信任”的印象作為優(yōu)勢(shì)認(rèn)知加工時(shí)，消極情緒同樣會(huì)抑制這種印象，從而可能增加個(gè)體的信任水平。而在眾多有關(guān)消極情緒與信任關(guān)系的研究中，信任雙方的初始優(yōu)勢(shì)認(rèn)知加工很少作為可能存在的干擾因素被控制。因此消極情緒在雙方信任建立過程中所起作用的正負(fù)性具有不確定性，從而可能影響其效應(yīng)量的大小。

雖然，從整體來看，積極情緒與消極情緒對(duì)信任有一定的促進(jìn)或抑制作用，但也有一些研究并沒有發(fā)現(xiàn)上述效應(yīng)（Lount, 2010; 鄭信軍, 何佳娉,2011）?；仡櫼延形墨I(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)有關(guān)情緒與信任之間關(guān)系的研究在變量的操縱上存在一定差異。比如情緒與信任的測(cè)量方式、信任目標(biāo)線索的類型等，為此我們對(duì)這些可能存在的調(diào)節(jié)因素進(jìn)行了探討。首先，調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，情緒誘發(fā)方式的調(diào)節(jié)作用不顯著。直接書寫任務(wù)與材料啟動(dòng)是當(dāng)前兩種主要的情緒誘發(fā)方式。其中材料啟動(dòng)又劃分為圖像材料與文字材料兩種，具體包括如情緒圖片啟動(dòng)法（Lang & Bradley, 2000）、Velten情緒啟動(dòng)法（情緒語句啟動(dòng)法）（Velten, 1968）等。以往的情緒相關(guān)研究中發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在不同誘發(fā)方式下產(chǎn)生的情緒效價(jià)水平存在差異（袁婉秋,2010）。雖然本元分析中情緒誘發(fā)方式的調(diào)節(jié)作用不顯著，但相對(duì)于直接書寫任務(wù)，兩種材料啟動(dòng)誘發(fā)方式下積極情緒對(duì)信任的促進(jìn)效應(yīng)有更好的趨勢(shì)。這表明在相同的實(shí)驗(yàn)情境下，不同情緒誘發(fā)方式可能會(huì)導(dǎo)致被試情緒狀態(tài)產(chǎn)生差異，進(jìn)而影響其信任水平。因此在研究情緒對(duì)信任的影響時(shí)，情緒的誘發(fā)方式是需要嚴(yán)格控制的重要實(shí)驗(yàn)條件之一。

其次，信任的測(cè)量方式的調(diào)節(jié)作用不顯著。當(dāng)前，對(duì)信任的測(cè)量方式主要包括問卷法與行為游戲法兩種。問卷法主要通過問卷測(cè)量個(gè)體的信任傾向與信任信念，是針對(duì)個(gè)體對(duì)他人或特定對(duì)象是否值得信任的一種心理期待的評(píng)估（何振芬,2014），其中Mayer和Davis （1999）設(shè)計(jì)的信任量表被研究者們廣泛認(rèn)可，該量表從能力、善意和正直三個(gè)維度對(duì)信任進(jìn)行測(cè)量。行為游戲法主要以被試在游戲中的合作行為為信任的指標(biāo)，目前以Berg等（1995）設(shè)計(jì)的信任游戲應(yīng)用最為廣泛。從已有的實(shí)證研究來看，無論是采用行為游戲法還是問卷法，對(duì)不同信任維度的測(cè)量都具有較高的信度和效度（Kim, Ferrin, Cooper, & Dirks,2004; De Cremer, van Dijk, & Pillutla, 2010; Thomson,Adams, Filardo, DeWit & Flear, 2012; Haesevoets et al.,2016），因此測(cè)量工具類型的調(diào)節(jié)作用不顯著。但也有研究者發(fā)現(xiàn)，信任游戲與問卷法測(cè)量的信任存在不一致性（Glaeser et al., 2000）。行為游戲法是以被試在游戲中的合作行為作為信任的指標(biāo)，因此通過該方法測(cè)量的信任更多的是一種狀態(tài)性的信任，更可能會(huì)受到情境信息的影響；而問卷法則是測(cè)量個(gè)體對(duì)于社會(huì)中某類特定人群的信任傾向與信任信念，其測(cè)量結(jié)果更傾向于一種相對(duì)穩(wěn)定的特質(zhì)性信任。兩種信任的測(cè)量方式雖然針對(duì)同一種心理活動(dòng)，但原理與適用的研究范圍存在一定的差異。這也提示我們?cè)谝院笱芯恐?，?duì)于信任的測(cè)量方式需要謹(jǐn)慎選擇。

最后，信任對(duì)象熟悉性的調(diào)節(jié)作用也不顯著。根據(jù)情感滲透模型的觀點(diǎn)，情緒對(duì)社會(huì)判斷的影響會(huì)受到目標(biāo)線索的干擾，面對(duì)不同的目標(biāo)信息，個(gè)體會(huì)采取不同程度情感注入的認(rèn)知策略（Forgas, 1995）。以情緒與信任的關(guān)系為例，當(dāng)受信方的背景信息暗示其信任時(shí)，積極情緒會(huì)增加信任；當(dāng)背景暗示不要信任時(shí)，積極情緒反而可能會(huì)降低信任水平。以往研究表明，當(dāng)被試面對(duì)熟悉的受信者時(shí)，感知到的目標(biāo)信息線索更多的傾向于積極的、可信的，積極情緒對(duì)信任起到了促進(jìn)作用；而面對(duì)陌生的受信者時(shí)，他們感知到的目標(biāo)信息傾向于未知與不確定，因此積極情緒與信任之間的關(guān)系并不明確（Dunn & Schweitzer,2005; 何曉麗等, 2011）。本研究并沒有發(fā)現(xiàn)信任對(duì)象的熟悉度對(duì)積極情緒與信任之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。可能的原因如下：（1）從以往研究來看，情緒對(duì)信任影響的線索效應(yīng)還會(huì)受到信任情境信息、群體信息等多種因素的影響（Lount, 2010; 何曉麗, 2013）。多數(shù)情緒與信任關(guān)系的研究都未對(duì)這些變量進(jìn)行嚴(yán)格統(tǒng)一的控制，進(jìn)而可能使兩種線索下的信任水平受到更多因素的干擾。（2）從本研究來看，選取的文獻(xiàn)樣本中，多數(shù)研究以陌生人為信任對(duì)象（n=38/n=19），使得兩種條件的樣本量失衡，從而導(dǎo)致兩種線索下的信任水平差異不顯著。

本元分析在一定程度上揭示了情緒與信任之間的關(guān)系，但仍存在一定的不足。首先，在最初的文獻(xiàn)篩選過程中，由于許多文章提供的數(shù)據(jù)不足，導(dǎo)致部分相關(guān)研究無法用于元分析而被剔除；其次，不同效價(jià)的情緒的具體類型也可能會(huì)影響情緒對(duì)信任的作用。比如有研究發(fā)現(xiàn)，憤怒與悲傷同屬于消極情緒，但他們對(duì)信任的影響程度是有差異的（李常洪等, 2014），這可能是由不同類型情緒之間其他維度的差異（如強(qiáng)度、指向性、確定度等）所導(dǎo)致。但由于只有少部分文獻(xiàn)對(duì)情緒的具體類型進(jìn)行了劃分或闡述，在本元分析中無法將其作為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行考察。因此有關(guān)情緒類型在情緒與信任關(guān)系之間的作用，未來研究中有待進(jìn)一步探討。最后，本元分析中關(guān)于信任線索調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)只局限于信任目標(biāo)的熟悉度，然而從已有的相關(guān)研究來看，信任線索還包括如情境信息以及受信方的可信度信息等，這些線索都有可能影響情緒與信任之間的關(guān)系。因此，對(duì)信任線索在情緒與信任關(guān)系中起到的調(diào)節(jié)作用還有待深入探討。

信任作為人與人之間關(guān)系的一種心理契約，是合作關(guān)系的起點(diǎn)、前提和基礎(chǔ)，也是人際資源的重要組成部分。近年來的研究發(fā)現(xiàn)，信任不僅受到認(rèn)知的影響，也會(huì)受到情緒與情感的影響。積極的情緒體驗(yàn)會(huì)使個(gè)體更多的感知到外界與他人積極的信息，從而提高個(gè)體對(duì)他人判斷的積極性，增加人際信任；消極情緒則會(huì)使個(gè)體更多的感知到外界與他人消極的信息，從而削弱個(gè)體對(duì)他人判斷的積極性，降低人際信任。然而從已有研究來看，上述過程可能會(huì)受到如目標(biāo)信息、情境背景信息等諸多因素的影響。此外，研究中實(shí)驗(yàn)的具體操縱如變量的誘發(fā)與測(cè)量方式等也可能會(huì)影響到情緒與信任關(guān)系結(jié)果的一致性。未來研究需要繼續(xù)拓展與情緒和信任相關(guān)的實(shí)驗(yàn)范式，盡量減少實(shí)驗(yàn)因素對(duì)最終結(jié)果的影響；同時(shí)要明確各種可能存在的干擾變量并加以控制，更加嚴(yán)謹(jǐn)、系統(tǒng)地探索情緒對(duì)信任的影響及其內(nèi)在機(jī)制。

5 結(jié)論

本元分析發(fā)現(xiàn)積極情緒對(duì)個(gè)體的信任具有一定的促進(jìn)作用，呈中等效應(yīng)量；消極情緒對(duì)個(gè)體信任起到一定的抑制作用，呈較小效應(yīng)量。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，情緒的誘發(fā)方式、信任對(duì)象熟悉性以及信任測(cè)量方式的調(diào)節(jié)作用均不顯著。