王欣竹 鄒何輝 郝 娜 黃 瑤 吳 琴 崔麗瑩

(上海師范大學教育學院，上海 200234)

1 引言

尷尬是個體因處于公眾注意焦點、失禮或棘手情境時所產生的別扭、緊張、懊惱、難為情、不知所措的情緒體驗（Sabini,Siepmann,Stein,& Meyerowitz,2000）。以往研究對尷尬情緒的功能持有不同的看法。有研究發(fā)現(xiàn)，尷尬情緒是親社會行為的阻礙，尷尬的個體會擔心自己不當?shù)男袨榕c自我形象的破壞導致他人的消極評價，為了減少自身的消極感受，個體會逃避尷尬情境，抑制親社會傾向（Zoccola,Green,Karoutsos,Katona,& Sabini,2011）。但也有研究發(fā)現(xiàn)，尷尬情緒具有重要的親社會意義（Goffman,1956）。一方面，尷尬能給個體提供反饋信息，阻止不良行為并對當前行為做出積極改變（Rudolph & Tscharaktschiew,2014）；另一方面，尷尬個體還可能表現(xiàn)出助人行為，既關心他人福利，也會避免自身行為損害到他人利益（Simpson & Willer,2008）。由此可見，尷尬情緒在親社會領域具有抑制和補償?shù)碾p重功能。

作為親社會動機和行為的一種典型表現(xiàn)，合作強調促進個體或群體之間的互惠和共贏。合作傾向通常是比較穩(wěn)定的，合作行為是個體在特定情境中的行為選擇或表現(xiàn)。環(huán)境、報酬、合作伙伴，以及個體對自我、他人與情境的認知等因素都會影響個體在具體情境中的合作決策（Chatman & Barsade,1995）。尷尬情緒對合作傾向和行為的影響是抑制還是促進，現(xiàn)有的研究結論尚未達成一致。根據(jù)印象管理理論（Leary,2018），個體產生尷尬情緒后，會強烈關注自己的形象是否受損以及他人的評價，為避免形象再次受到損害，可能有回避行為傾向，因此會做出更少的合作行為（Goffman,1956）。然而近年來，尷尬情緒對社會困境中合作行為的積極影響也得到理論和實證研究的支持。例如，在囚徒困境中，處于尷尬情緒下的小學生比中性情緒下表現(xiàn)出更多的合作行為（丁芳,范李敏,張露,2016）。根據(jù)負性情緒緩沖理論（Buck,Parke,& Buck,1970），尷尬情緒通常會給個體帶來負面體驗，因此為了安撫糟糕的自我感受，個體會做出更多的親社會行為來塑造“道德”的自我形象（Feinberg,Willer,& Keltner,2012）。

青春期是自我意識發(fā)展的第二飛躍期，這一時期的青少年越來越關注周圍人對自己的評價（Ollendick & Hirshfeld-Becker,2002）。一方面，自我中心傾向會夸大個體在社交情境中的失誤，導致尷尬情緒更為強烈；另一方面，青春期面對自我同一性的壓力，更需要獲得他人認可。因此，本研究推斷，對初中生而言，尷尬與合作之間的關系可能與自尊有關。自尊是個體對自我價值的整體評價（Kernis & Goldman,2003），分為特質自尊和狀態(tài)自尊，其中狀態(tài)自尊是個體在特殊情境下自尊的暫時波動（楊國樞,陸洛,2009）。人類有維持積極社會自我的動機，而尷尬的情境給個體帶來了受到威脅的感受，如自卑，它會影響個體自尊的波動（Gruenewald,Kemeny,Aziz,& Fahey,2004）。步入青春期的初中生尤其“愛面子”，總是想展現(xiàn)自己的長處來維持正向的自我評價（石偉,黃希庭,2004），尷尬情緒可能會通過降低狀態(tài)自尊水平，進一步抑制個體的合作傾向。因此，本研究提出假設1：初中生的尷尬情緒和合作傾向存在負相關，尷尬情緒可以負向預測合作傾向，狀態(tài)自尊在尷尬情緒和合作傾向之間起中介作用。

但是在具體情境中，尷尬情緒可能發(fā)揮著重要的補償功能。從以往的文獻來看，尷尬情緒對社會行為的影響主要有兩條路徑：其一，從自我角度，尷尬情緒可以作為彌補過錯、修復社會關系的有效機制（Dijk,De Jong,& Peters,2009）；其二，從他人角度，個體的尷尬表現(xiàn)不但能作為“非語言道歉”修復社交中意外事件帶來的損害，而且可以作為親社會的信號促進社會交往（Feinberg et al.,2012）。因此，本研究推斷，產生尷尬情緒后，初中生可能采取修復策略，如做出親社會行為以挽回丟掉的“面子”，通過提高個人的公眾形象達到保護和提升自尊、維護自我概念完整性的目的（魏春麗,2018）。在特定的社會情境中，為了恢復自尊，尷尬情緒的喚起更可能增加個體后續(xù)的合作行為。因此，本研究提出假設2：尷尬情緒的喚起與初中生在特定情境中的合作行為存在正相關，尷尬情緒能夠正向預測后續(xù)的合作行為，狀態(tài)自尊的變化在尷尬情緒和合作行為間起中介作用。

2 研究1：尷尬情緒與初中生的合作傾向的關系

2.1 研究方法

2.1.1 被試

選取上海市和蘇州市兩所學校的預初（初中預備班）、初一及初二學生為被試，共發(fā)放802 份問卷，刪除無效問卷后剩余694 份，有效率為86.6%。男生348 名，女生346 名。

2.1.2 研究工具

初中生尷尬情境故事問卷。參考范李敏（2013）的小學兒童尷尬情境故事問卷自編而成。編制問卷前請上海市和山西省130 名初中生寫出親身經歷的尷尬事件，并對當時體驗到的尷尬情緒水平評分。選出尷尬情緒評分較高的6 個故事編制初中生尷尬情境故事問卷，包含注意中心、棘手事件和失禮事件3 個情境。問卷采用5 點計分，被試讀完故事后評定各項情緒體驗，尷尬情緒評分高表示產生了尷尬情緒。本研究中該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.89，注意中心、棘手事件和失禮事件三個維度的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.75、0.60 和0.71。

合作傾向評定量表。采用謝曉非、余媛媛、陳曦和陳曉萍（2006）編制的合作人格傾向量表，共13 題，包括包容性、互惠性以及合群意愿三個維度，采用5 點計分。本研究中該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.86，包容性、互惠性和合群意愿三個維度的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.75、0.73 和0.71。

狀態(tài)自尊量表。選用Heatherton 和Polivy（1991）編制、蘭興妞（2008）修訂的狀態(tài)自尊量表，分為學業(yè)表現(xiàn)、社會評價和外貌三個分量表，共20 題，采用5 點計分。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.78，學業(yè)表現(xiàn)、社會評價和外貌三個維度的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.70、0.65 和0.84。

2.1.3 研究過程與數(shù)據(jù)處理

以班級為單位統(tǒng)一施測，由心理學專業(yè)研究生擔任主試。測試前，主試對問卷進行說明，再請被試認真閱讀指導語并獨立完成問卷，測試結束后將問卷當場收回。采用SPSS20.0 軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。

2.2 結果

2.2.1 共同方法偏差檢驗

采用Harmam 單因素因子分析對共同方法偏差進行檢驗（周浩,龍立榮,2004）。結果表明，特征根大于1 的因子共有8 個，第一個因子解釋了17.05%的變異，小于40%的判斷標準。故本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2.2 初中生的尷尬情緒、狀態(tài)自尊與合作傾向的相關分析

控制性別和年級，對尷尬情緒、狀態(tài)自尊與合作傾向各維度得分進行相關分析，具體結果見表1。與以往研究結果一致的是，尷尬情緒與狀態(tài)自尊各維度呈顯著負相關；狀態(tài)自尊中的外貌維度與合作傾向各維度之間均存在顯著正相關；不一致的是，學業(yè)表現(xiàn)維度與合作傾向的包容性、合群意愿維度之間呈顯著正相關，與互惠性維度無顯著相關；注意中心和棘手情境中的尷尬情緒與合作傾向的包容性維度之間呈顯著正相關。

表1 尷尬情緒、狀態(tài)自尊與合作傾向的相關分析

2.2.3 狀態(tài)自尊在尷尬情緒與合作傾向關系中的中介作用

為控制多個項目造成的潛變量膨脹測量誤差，將初中生尷尬情緒情境故事問卷、合作傾向評定量表和狀態(tài)自尊量表打包成3 個指標。采用AMOS21.0 和結構方程模型技術，控制性別和年級后，以尷尬情緒為預測變量、合作傾向為結果變量，檢驗狀態(tài)自尊的中介作用，并考察整個模型的擬合情況。

第一步：檢驗尷尬情緒的總效應，結果顯示模型擬合良好，χ2/df=1.15，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.01，SRMR=0.03。尷尬情緒對合作傾向的預測作用不顯著（β=0.08,p>0.05），總效應不顯著可能存在遮掩效應，可以繼續(xù)進行后續(xù)的分析（溫忠麟,葉寶娟,2014）。第二步：在原有基礎上加入狀態(tài)自尊作為中介變量，整個模型擬合狀況良好，χ2/d f=2.2 5，C F I=0.9 8，T L I=0.9 8，RMSEA=0.04，SRMR=0.05。中介作用模型見圖1。尷尬情緒對合作傾向的路徑系數(shù)（β=0.1 3,p<0.0 1）、尷尬情緒對狀態(tài)自尊的路徑系數(shù)（β=?0.27,p<0.001）、狀態(tài)自尊對合作傾向的路徑系數(shù)均顯著（β=0.17,p<0.001），各路徑具體的95%CI 見表2，直接效應顯著，95%CI 為[0.01,0.25]，間接效應95%CI 為[?0.08,?0.02]，說明狀態(tài)自尊在初中生的尷尬情緒與合作傾向之間存在部分中介作用，相對中介效應為35.31%。

圖1 中介效應路徑圖

表2 各效應顯著性檢驗的Bootstrap 分析

研究1 的結果與假設1 部分一致。初中生的狀態(tài)自尊在尷尬情緒與合作傾向之間起部分中介作用，且這種間接效應關系是負向的，表明尷尬情緒通過狀態(tài)自尊所起到的作用不是促進而是抑制；在引入狀態(tài)自尊后，尷尬情緒與合作傾向之間的直接效應關系變成正向。

3 研究2：尷尬情緒與初中生公共物品困境中合作行為的關系

3.1 研究方法

3.1.1 被試

選取上海市某學校的預初學生128 名，刪除實驗過程中情緒喚起失敗和前測后測問卷中錯填、漏填的數(shù)據(jù)，共收回119 份有效數(shù)據(jù)，實驗組58 名（男生25 名），對照組61 名（男生20 名）。

3.1.2 研究設計

本研究采用2（性別：男、女）×2（組別：實驗組、對照組）×3（投資階段：前期、中期、后期）的混合實驗設計，投資階段為被試內設計，組別和性別為被試間設計。為探究實驗組和對照組在不同階段的合作水平是否存在差異，本研究將6 輪投資分為三個階段，1、2 輪為投資前期，3、4 輪為投資中期，5、6 輪為投資后期。自變量為性別和組別，組別變量為情緒啟動的不同回憶任務，因變量為公共物品困境中的合作行為。

3.1.3 研究過程

（1）狀態(tài)自尊的前測。完成狀態(tài)自尊量表（同研究1）。

（2）情緒喚起操縱。實驗組的回憶任務是回憶并寫出過去自己經歷過最尷尬的一件事，詳細描述當時的情境和感受；對照組的回憶任務是回憶并寫出教室的布局。兩組都需要對此時的情緒進行評分。

（3）狀態(tài)自尊的后測。完成狀態(tài)自尊量表（同研究1）。

（4）合作行為實驗。游戲以4 人隨機為一組，并共享一個公共賬戶。游戲開始時，每人獲得100 元游戲幣，可隨意將一定數(shù)目（0～100）的游戲幣投入到公共賬戶中。若公共賬戶的總金額大于等于200 元，所有代幣翻倍后平分給小組成員；反之，所有投入的代幣將被沒收。每一輪投資所得的報酬將作為下一輪投資的本金，共進行6 輪。

3.1.4 數(shù)據(jù)處理

將問卷和實驗數(shù)據(jù)導入SPSS20.0 進行統(tǒng)計和分析。

3.2 結果

3.2.1 尷尬情緒喚起的性別與組別差異

將性別和組別作為自變量，被試在尷尬、難過、開心、委屈、生氣和害怕情緒的得分作為因變量進行多元方差分析。結果顯示，在尷尬情緒得分上的組別差異顯著，實驗組得分顯著高于對照組，p<0.001，η=0.81，性別差異不顯著，p=0.68，性別與組別的交互作用也不顯著，p=0.38；在難過（p=0.15）、開心（p=0.90）、委屈（p=0.11）、生氣（p=0.07）、害怕（p=0.60）等5 種情緒的得分上，組別的主效應均不顯著，這表明情緒喚醒任務操作有效。

將組別作為自變量，回憶任務前后的狀態(tài)自尊水平作為因變量進行重復測量方差分析。結果發(fā)現(xiàn)實驗組和對照組在回憶任務前的自尊水平不存在顯著差異（p=0.62），回憶任務后，實驗組的自尊水平顯著下降，F(xiàn)(1,57)=4.33，p=0.04，η=0.07，對照組的自尊水平在回憶任務前后無顯著差異（p=0.12）。

3.2.2 尷尬情緒喚起對合作行為的影響

將性別、組別和投資階段作為自變量，各階段的投資額作為合作行為的測量指標，投資額越多表明合作行為水平越高。采用重復測量方差分析，描述性結果見表3。

表3 不同組別被試在各投資階段的投資額

研究發(fā)現(xiàn)，投資階段的主效應顯著，F(xiàn)(2,114)=32.68，p<0.001，η=0.36；組別的主效應顯著，F(xiàn)(1,115)=22.11，p<0.001，η=0.16；性別的主效應顯著，F(xiàn)(1,115)=7.91，p=0.01，η=0.06；投資階段、組別和性別的交互效應顯著，F(xiàn)(2,114)=3.23，p<0.05，η=0.06。簡單效應分析表明，投資前期、中期和后期男生和女生的組別效應均顯著，實驗組的投資額均高于對照組。實驗組中，投資前期的性別效應不顯著；投資中期（p<0.01）和后期（p<0.001）的性別效應顯著，男生的投資額高于女生；對照組中，投資階段的性別效應不顯著，具體結果見圖2。

圖2 不同組別和不同性別被試在不同投資階段的投資額

3.2.3 實驗組尷尬情緒與合作行為的關系

相關分析結果顯示，尷尬情緒與投資前期、中期、后期的投資額均呈顯著正相關，相關系數(shù)分別為0.44、0.49、0.43。控制性別后，以尷尬情緒為自變量、合作行為為因變量分別進行線性回歸，結果發(fā)現(xiàn)，尷尬情緒可以分別正向預測投資前期（β=0.41,p<0.01）、中期（β=0.38,p<0.01）、后期（β=0.29,p<0.05）的投資額。

為檢驗狀態(tài)自尊變化的中介作用，在控制性別和年級后，將實驗前后自尊變化的差值（后測減去前測）作為中介變量，尷尬情緒得分作為自變量，公共物品困境中各階段的投資額均值作為因變量。結果發(fā)現(xiàn)，只有在投資前期，自尊變化差值的中介作用成立（見圖3）。尷尬情緒負向預測自尊變化（β=?0.23,p<0.05），正向預測前期的投資額（β=0.41,p<0.01），自尊變化可以負向預測前期的投資額（β=?0.15,p<0.05）；運用Bootstrap對中介作用進行檢驗，自尊差值在兩者間中介效應的95%CI 為[0.01,0.10]，中介效應值為0.04。

圖3 投資前期的中介效應路徑圖

4 討論

4.1 初中生的尷尬情緒與合作傾向的關系

本研究發(fā)現(xiàn)，初中生的尷尬情緒與合作傾向之間存在顯著正相關，且尷尬情緒的喚起可以增加其在公共物品困境中的合作行為。這一結果證實了假設2，尷尬情緒的喚起能促進初中生在特定情境中的合作行為；但和假設1 不同，尷尬情緒和合作傾向之間并非存在負相關，而是在加入狀態(tài)自尊后呈正相關，表明尷尬情緒也可以正向預測初中生的合作傾向。

尷尬情緒對初中生合作傾向和行為的促進作用可以用補救說和撫慰說解釋。一方面，尷尬使個體陷入人際交往的窘境，為了修復自己的“臉面”，個體通過合作來補救短期內受到影響的個人形象和社會關系（Goffman,1971）；另一方面，尷尬是個體采取的一種適應性措施（Castelfranchi & Poggi,1990），當體驗到尷尬情緒時，心理上的不適應促使個體產生修復受損形象的動機，同時做出合作等親近他人的行為，緩解內心的不適體驗。

合作傾向與合作行為存在中等程度的相關，前者反映了個體是否愿意合作的程度，后者將意愿轉為實際的行動（龐維國,程學超,2001）。在具體情境中，當尷尬情緒被喚起后，初中生的合作行為也顯著增加，這表明尷尬的個體會通過合作來彌補自身的形象。原因可能有二。一是維護同伴關系。以往的研究發(fā)現(xiàn)，尷尬個體會通過合作等具有安撫作用的行為來維持現(xiàn)有人際關系（Keltner & Anderson,2000）。二是尷尬個體可能在互動中釋放出更多的親社會信號。尷尬情緒是一種親社會行為和信任的標志（Feinberg et al.,2012），表現(xiàn)出尷尬的人被認為更具有親社會性，這種信號會讓觀察者更信任他們并建立聯(lián)系。初中生處于人際敏感期，他們會更愿意表現(xiàn)出對他人的關注，通過與他人合作來修復自我形象。

4.2 狀態(tài)自尊的中介作用

研究1 結果表明，狀態(tài)自尊在尷尬情緒與初中生合作傾向之間起部分中介作用，且可能存在遮蔽效應：在直接作用中，尷尬情緒越高，合作傾向也越高；但在間接作用中，尷尬情緒越高，狀態(tài)自尊越低，導致合作傾向也越低。即尷尬情緒可以直接增加合作傾向，也可以通過降低自尊而減少合作傾向，兩個作用的方向不同。因為中介效應與直接效應的符號相反，可能抵消了尷尬情緒對合作傾向的直接預測力，導致沒有加入自尊變量時，尷尬情緒對合作傾向的預測作用不顯著。

研究2 結果表明，合作前期，尷尬情緒可以通過自尊變化而對合作行為產生影響，個體的尷尬喚起水平越高，自尊的降低幅度越大，初中生在公共物品困境中的合作行為就越多；但自尊變化的中介作用僅存在于合作實驗的開始階段。尷尬會使個人的自我概念和形象受威脅，導致自尊下降，為了挽回自己的形象和緩解負面體驗，個體會傾向于在社會互動中彌補，表現(xiàn)得更加合作。隨著互動的延續(xù)，小組成員間的互惠與信任增加，尷尬對合作的促進作用機制可能會發(fā)生變化。

根據(jù)尷尬的社會評價說，當個體感覺或想象到自身行為對理想社會身份產生威脅時，為了維持自己的社會角色一致性，會產生尷尬情緒（Tangney,Miller,Flicker,& Barlow,1996）。在這種消極情緒的影響之下，個體的狀態(tài)自尊會發(fā)生波動。初中生十分注重他人對自己的評價，當其身處尷尬情境中時，會認為他人都發(fā)現(xiàn)了自己的窘迫和不安，現(xiàn)實自我與理想自我產生矛盾，導致狀態(tài)自尊降低，為保持良好的自我形象，個體會采取策略提高自尊水平。尷尬情緒可以安撫和傳遞積極的自我形象（Maire & Agnoletti,2020），道德凈化效應認為，個體傾向于做出親社會行為來緩解尷尬事件給自己帶來的不適（代夢,劉鳳林,王璐瑤,李靜,鐘亦鑾,2017），所以在體驗到尷尬情緒后，初中生會表現(xiàn)出更多的合作行為。但這樣的影響只表現(xiàn)在投資的前期，可能因為在現(xiàn)實社會情境中，影響合作行為發(fā)生的因素還有很多，如情境特征、任務特征或個人特征。個體的合作行為會隨著報償?shù)脑黾佣黾?，合作后所取得的回報多少也會對合作產生復雜影響（Kagan & Knight,1984）。

4.3 不足和展望

尷尬情緒是一種具有親社會意義的情緒，了解初中生尷尬情緒及其與合作的關系，有助于在教育過程中加以引導。本研究仍存在一些不足，未來研究可以進行以下的拓展：第一，樣本數(shù)量雖然較大，但未考慮地域差異，未來研究可以進一步探討更多變量的影響；第二，研究1 采用橫斷研究，未來研究可以引入追蹤數(shù)據(jù)分析，交叉設計對因果關系的推測更具有說服力；第三，合作實驗只采用了經典的公共物品困境范式，未考察尷尬情緒對其他類型社會困境合作行為的影響，未來研究可加入對不同情境合作行為的潛變量分析，還可以探討尷尬喚起的不同時期腦活動機制的差異；第四，自尊變化差值的中介作用只在投資前期成立，未來可以更進一步探索；第五，實驗設計中缺乏合作基線的測量和對特質自尊影響的考慮，未來應完善研究設計。

5 結論

（1）初中生的尷尬情緒能正向預測合作傾向，且狀態(tài)自尊起到部分中介作用。（2）尷尬情緒的喚起能促進初中生在公共物品困境中的合作行為；實驗前后狀態(tài)自尊變化差值在尷尬情緒與前兩輪合作行為間起中介作用。結果說明，對初中生來說，尷尬情緒具有社會補償作用，它會通過狀態(tài)自尊或自尊的變化來增加初中生的合作傾向或行為。