王旭東 何雅吉 范會勇 羅揚眉 陳煦海

·元分析(Meta-Analysis)·

人際憤怒的利與弊：來自元分析的證據(jù)*

王旭東?1何雅吉?1范會勇2羅揚眉1陳煦海1

(1陜西師范大學(xué)心理學(xué)院, 西安 710000) (2渤海大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院, 遼寧 錦州 121013)

憤怒是因愿望落空、目標(biāo)受挫或邊界被犯而產(chǎn)生的負(fù)性情緒, 指向他人的憤怒即為人際憤怒。人際憤怒對接收者的影響有爭議, 有人認(rèn)為人際憤怒弊端極大, 有人認(rèn)為人際憤怒是可資利用的工具。這種分歧可能源于評價指標(biāo)、參照對象和應(yīng)用場景的不同, 有必要用元分析系統(tǒng)考察人際憤怒的利與弊。本研究對67篇文獻, 總樣本量為15462人的185個效應(yīng)值進行了分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人際憤怒會讓接收者讓步更多、親社會行為減少、問題解決行為提升, 同時情境不公平感增加, 對憤怒表達者的態(tài)度和能力評價均降低, 這些效應(yīng)受接收者文化背景和相對權(quán)力大小的調(diào)節(jié)。這提示人際憤怒利弊相依, 能改變憤怒接收者的某些行為, 卻增加對表達者的消極評價, 應(yīng)視情景謹(jǐn)慎使用。

憤怒, 行為表現(xiàn), 主觀評價, 文化背景, 社會權(quán)力

1 引言

憤怒是因愿望不能實現(xiàn)、目標(biāo)達成受挫或個人邊界被侵犯而產(chǎn)生的負(fù)性情緒, 在認(rèn)知上希望終止負(fù)面刺激, 行為上伴隨著攻擊意向(Berkowitz, 1999; Chakravarti, 2014; Lerner & Keltner, 2001)。憤怒發(fā)端于兒童早期, 3月齡的嬰兒就會因嫉妒而憤怒(Legerstee et al., 2010), 人們大多經(jīng)歷過從輕度到中度的憤怒, 頻率從一天幾次到一周幾次不等(Averill, 1982)。作為一種基本情緒, 憤怒具有“調(diào)動心理資源以促進行為糾正”的演化價值, 表達憤怒即意味著某個環(huán)節(jié)出現(xiàn)了問題, 需要做出適當(dāng)改變以解決問題(Berkowitz & Harmon-Jones, 2004)。

通過表情等形式表現(xiàn)出來作為一種社會信息傳達給他人并影響他人的憤怒即人際憤怒。人際憤怒意味著表達者認(rèn)為目標(biāo)達成受阻的原因在他人, 他人應(yīng)作出道歉、讓步或改變舉止等遵從表達者意愿的行為(van Kleef et al., 2010)。人際憤怒既可能是有意圖的指向性表達, 也可能是誘發(fā)憤怒的無意識流露, 但其實只是涉及表達者發(fā)出信息和接收者識別信息的交互過程。相較于個人情緒強調(diào)個體體驗、表達和對表達者自身的影響, 人際憤怒強調(diào)對接收者的影響。人際憤怒廣泛存在于組織、談判和教育等情景中(Lindebaum & Geddes, 2016; Shao & Guo, 2020; van Kleef & C?té, 2018; 馮彩玲, 2019), 對于組織行為、談判博弈和教育教學(xué)等具有重要意義。一方面人際憤怒跨越了個體視角的局限, 將表達者和接收者作為一個整體進行考量, 更符合社會現(xiàn)實(Rimé et al., 2020); 另一方面, 人際憤怒避免了怒氣的內(nèi)向郁積, 傳達信號讓雙方直面問題(Butler et al., 2018; Fischer & Roseman, 2007; Meloy-Miller et al., 2018)。

已有許多研究考察人際憤怒的影響, 但其效應(yīng)是否積極仍存在分歧。一種觀點認(rèn)為人際憤怒的弊端很大, 個體應(yīng)予以控制(Ellis & Tafrate, 1998)。比如有研究發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)向下屬表達憤怒會降低下屬對領(lǐng)導(dǎo)工作能力和領(lǐng)導(dǎo)力的評價(Shao, 2019b), 并降低下屬的工作績效(Johnson & Connelly, 2014), 當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)為女性時尤為如此(Brescoll & Uhlmann, 2008; Lewis, 2000; Motro et al., 2021)。相反, 另一種觀點認(rèn)為作為一種承載極強演化價值的基本情緒, 人際憤怒可以作為一種策略使用(Shao & Guo, 2020; van Knippenberg & van Kleef, 2016; Xiao & Houser, 2005)。比如在談判中表達憤怒會使得對手做出更多讓步(Sinaceur & Tiedens, 2006; van Kleef et al., 2004b), 組織行為中領(lǐng)導(dǎo)憤怒會提升下屬的努力程度(Sy et al., 2005)、工作動機和團隊表現(xiàn)(van Kleef et al., 2010)。顯然, 這種分歧局限了人際憤怒的使用。但是, 憤怒的客觀現(xiàn)實性決定了它在談判、組織行為、親密關(guān)系和教育情境中的不可回避性, 適宜地表達憤怒對于人們的工作和生活具有重要意義。因此有必要厘清人際憤怒利弊分歧的原因, 獲取具有一定普遍性的研究結(jié)果以指導(dǎo)生活。

已有研究在“人際憤怒的利弊”上為什么會有分歧呢？

首先, 可能源于評價指標(biāo)不同。人際情緒傳遞著表達者的人格特征和行為傾向等信息(Niedenthal & Brauer, 2012), 會影響情緒接收者的感知評價和實際行為(van Kleef & Lelieveld, 2022)。在“人際憤怒的影響”研究中, 一些研究的評價指標(biāo)是憤怒接收者的感知評價, 包括對憤怒表達者的信任度、能力和行為滿意度, 以及對情境特征的評價(Shao & Martin, 2020)。這些評價指標(biāo)只涉及接受者主觀評估, 是個人的內(nèi)在感受, 往往無需實際付出, 甚至不必讓情緒表達者知曉(Motro et al., 2021; Shao, 2019a), 這就可能讓憤怒接受者基于自己的感受, 甚至夸大自己的感受, 給出不利于表達者的評價。而另一些研究的評價指標(biāo)是憤怒接收者的實際行為, 比如談判情景的合作比率(van Kleef et al., 2006), 學(xué)習(xí)情景的學(xué)習(xí)表現(xiàn)(Miron-Spektor et al., 2011), 工作情景的任務(wù)績效(van Doorn et al., 2014; Koning & van Kleef, 2015), 捐贈情景的捐款金額(van Doorn et al., 2015)等。這些評價指標(biāo)關(guān)注的是利益攸關(guān)方的實際投入, 且行為結(jié)果雙方即刻知曉, 這就可能讓憤怒接受者更為理性, 更多基于實際利益采取行為。比如, 下屬可能對領(lǐng)導(dǎo)表達的憤怒感到不悅, 但仍會迫于壓力做出行為改變, 乃至重構(gòu)領(lǐng)導(dǎo)表達憤怒的動機。因此, 我們假設(shè)：

H1：人際憤怒的影響在感知評價和行為改變兩大指標(biāo)上會出現(xiàn)分離, 人際憤怒可能引起消極的感知評價, 卻可能有積極的行為改變。

順著如上思路再深入一層, “人際憤怒的利弊”的感知評價和行為改變標(biāo)準(zhǔn)仍可以細(xì)分, 在不同細(xì)分標(biāo)準(zhǔn)上的表現(xiàn)也可能是不同的。就感知評價指標(biāo)來看, 既包含對情緒表達者能力、可信度(Mendzheritskaya & Hansen, 2019; Motro et al., 2021)和權(quán)力(Hareli & David, 2017)的評價, 也包括對憤怒表達情景公平性的評價(Hillebrandt & Barclay, 2017a)。在這些感知評價中, 已有研究發(fā)現(xiàn)接受者會認(rèn)為憤怒表達者態(tài)度較差(Belkin & Rothman, 2017), 情境公平性低(Hillebrandt & Barclay, 2017a), 但就對方能力進行評價時既有相對較高(Wang et al., 2018), 也有相對更低(Mendzheritskaya & Hansen, 2019)。就行為改變來看, 評價的指標(biāo)也是多元的, 有談判中的讓步表現(xiàn)(Sinaceur & Tiedens, 2006; van Kleef et al., 2004a)、組織行為中的努力程度(Sy et al., 2005)和團隊表現(xiàn)(van Kleef et al., 2010)、軍隊中的訓(xùn)練效果(Lindebaum & Fielden, 2011; Lindebaum et al., 2016), 還有親社會行為中的捐贈數(shù)量(Heerdink et al., 2019)等。談判中的人際憤怒代表著表達者的強硬態(tài)度 (van Kleef et al., 2004; Sinaceur & Tiedens, 2006; van Dijk et al., 2008; van Kleef & De Dreu, 2010), 組織中領(lǐng)導(dǎo)的人際憤怒代表著高權(quán)力者對低權(quán)力者的訓(xùn)斥(van Kleef et al., 2010), 這些情景均帶有強制性, 可能迫使接受者從利益角度的考慮做出讓步(Sinaceur & Tiedens, 2006; van Kleef et al., 2004a)和改變(Sy et al., 2005; van Kleef et al., 2010)。而親社會情景中個體的行為往往基于自愿原則, 不具備強制性, 人際憤怒甚至被解讀為謀求私利的不當(dāng)情緒表現(xiàn), 從而降低憤怒信號接收者的幫助意愿(Heerdink et al., 2019; van Kleef & Lelieveld, 2022)。所以我們假設(shè)：

H2：人際憤怒可能降低接收者對表達者態(tài)度和情境公平性的評分, 但對表達者能力評價趨勢不一; 帶有強制性的情景(談判、組織)中的人際憤怒可促使接收者做出更多利于表達者的行為, 但非強制性情景中的人際憤怒減少利于表達者的行為。

再次, 可能源于人際憤怒的場景特征的差異。除了上一段細(xì)分行為時提到的場景的強制性, 人際憤怒的表達者與接收者的特征都會影響人際憤怒的效果, 包括性別、種族、權(quán)力、地位、宜人性、調(diào)節(jié)定向、權(quán)力距離導(dǎo)向等(陳璟, 汪為, 2013; 劉小禹, 付靜宇, 2022)。這些特征探討較多, 足以實施元分析的變量之一是雙方相對權(quán)力的高低。高權(quán)力者表達的人際憤怒課強迫對方改變行為(van Kleef & Lelieveld, 2022), 而低權(quán)力者的人際憤怒與自身地位不匹配, 難以影響高權(quán)力接收者, 甚至起反作用(Lelieveld et al., 2012)。另一個變量是人際憤怒的文化背景。集體主義文化提倡抑制個體的情緒表達以維持良好人際關(guān)系(劉影等, 2016), 而個體主義文化提倡自由表達自我, 追求積極情緒最大化和消極情緒最小化(Kitayama et al., 2000)。因此, 集體主義文化下的表達者的人際憤怒意味著觸及其底線, 而個體主義文化下的表達者的人際憤怒可能是自然表達, 并不包含觸及底線的信息, 故人們對前者讓步更多, 對后者讓步較少。綜合來看, 人際憤怒情景的特征會調(diào)節(jié)其效果, 我們假設(shè)：

H3：人際憤怒的效果受憤怒表達者和接受者的相對權(quán)力大小和文化背景的調(diào)節(jié)。

最后, 可能源于參照標(biāo)準(zhǔn)的不同?？疾烊穗H憤怒社會效應(yīng)的優(yōu)劣需要以另一種情緒為參照, 已有研究作為參照的情緒有中性、高興、厭惡和悲傷等等(Shao & Guo, 2020)。其中以厭惡和悲傷做參照的研究很少, 不足以進行元分析。以中性和高興為參照的研究較多, 但這種兩種參照的出發(fā)點是不同的。以“中性”為參照是為了設(shè)置一個無情緒的條件以凸顯憤怒的影響, 憤怒與中性的對比也可能得到更為純凈的憤怒效應(yīng), 在邏輯上頗具合理性。而以“高興”為參照是引入情緒效價的另一極, 同時憤怒和高興均是人際行為中用以影響他人的關(guān)鍵情緒信息, 前者是直面問題的信息傳遞, 后者是以增加人際和諧為先的迂回戰(zhàn)術(shù)(van Kleef & Lelieveld, 2022)。故此, 我們假設(shè)：

H4：人際憤怒的影響可能因參照情緒不同而不同, 以中性為參照的效應(yīng)更穩(wěn)定。

綜合來看, 本研究的假設(shè)模型如圖1實線箭頭所示：人際憤怒的影響可能在感知評價和行為改變兩個指標(biāo)上分離, 不同的細(xì)分指標(biāo)也有不同的表現(xiàn), 同時這種影響會受到參照情緒、情景特征(文化背景)和憤怒表達者與接收者的特征(相對權(quán)力)的調(diào)節(jié)。為了驗證這些假設(shè), 本研究采用元分析方法分析了近30年的文獻, 定量地說明不同評判標(biāo)準(zhǔn)和不同情景下人際憤怒的利弊。由于元分析能突破單一研究不能定量報告差異的局限, 并突破單一研究的生態(tài)效度局限性, 可以大大擴展研究結(jié)果的普遍性(Moher et al., 2009), 本元分析可在理論上厘清人際憤怒的利弊, 也可為日常生活中的人際憤怒的使用提供參考。

圖1 元分析研究假設(shè)、結(jié)果與展望模型圖。實線代表研究理論假設(shè); 斜體表示元分析結(jié)果, “+”為正向影響, “?”為負(fù)向影響, “√”代表調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, “ns”代表條件效應(yīng)不顯著; 虛線代表未來研究需關(guān)注的問題。

2 研究方法

2.1 文獻檢索

以“人際情緒” “人際憤怒” “憤怒情緒”和“憤怒表達”為主題詞或關(guān)鍵詞檢索中文數(shù)據(jù)庫(CNKI、維普期刊網(wǎng)、萬方數(shù)據(jù)庫), 以“interpersonal anger” “anger” “angry” “interpersonal emotion” “emotion expression” “anger expression” “face expression”為主題詞或關(guān)鍵詞檢索英文數(shù)據(jù)庫(PsycInfo, ProQuest, Web of Science, ScienceDirect, EBSCO, MEDLINE, Wiley, Springer Link, SAGE Journals), 檢索時間限定為1990至2022年。然后基于已檢索出的論文的參考文獻對二次文獻進一步篩選。未報告描述統(tǒng)計結(jié)果的論文, 聯(lián)系作者獲得數(shù)據(jù)。

2.2 文獻納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

參照Moher等人(2009)提出的元分析文獻納入標(biāo)準(zhǔn), 基于如下步驟進一步篩選文獻：(1)應(yīng)為實驗研究, 排除綜述等其他非實驗研究; (2)應(yīng)考察人際憤怒的社會效應(yīng), 以接受憤怒反饋后的主觀評價或行為改變?yōu)橐蜃兞? (3)以中性或高興作為對照組; (4)需包含可計算元分析效應(yīng)量的完整數(shù)據(jù), 如：樣本量、平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、值、值等。

本研究中僅納入中性和高興作為對照組, 一方面由于前人研究考察人際憤怒的效應(yīng)以高興和中性為對照組居多, 樣本量較為充足; 另一方面, 也有研究者指出各種消極體驗, 如煩惱、厭惡等, 都不是完全分離的類型, 而是沒有明顯區(qū)別的變體(Berkowitz, 2012), 因此未將其他類型的情緒對照納入考慮。

文獻檢索、納入及排除流程如圖2所示。部分文獻除了以中性和高興為參照外, 還對比憤怒與愧疚、委屈、失望等情緒的效果差異, 但這類研究數(shù)量較少, 故沒有納入效應(yīng)量計算。部分文獻在進行研究時將中性和高興對照, 由于兩對照組為兩個模型分別計算, 因此不會因樣本量重復(fù)使用對結(jié)果產(chǎn)生影響。

2.3 文獻編碼內(nèi)容及結(jié)果

參照前人研究(Borenstein et al., 2009), 由兩位作者獨立提取和編碼文獻的特征和結(jié)果數(shù)據(jù), 有異議者與通訊作者協(xié)商后確定最終編碼。文獻特征編碼包括：作者(年份)、總樣本量、年齡、性別占比、平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、各組樣本量大小、實驗設(shè)計、調(diào)節(jié)變量及因變量類型。兩名編碼者的編碼一致性在中性(= 0.97)和高興(= 0.96)作為對照組時都很高。最終納入元分析的文獻67篇, 其中中文文獻7篇, 英文文獻60篇。共得到185個獨立效應(yīng)量?？倶颖玖繛?5462人。文獻編碼信息見網(wǎng)絡(luò)版附表1至4。

2.4 效應(yīng)量的計算

參照前人研究(Borenstein et al., 2009), 本研究以校正后的標(biāo)準(zhǔn)化均值差Hedge’s作為無偏估計效應(yīng)量。Hedge’s通過輸入憤怒組與對照組(中性和高興)的樣本量、測量均值和標(biāo)準(zhǔn)差, 使用Comprehensive Meta-Analysis Version 2.0 (CMA 2.0)計算獲得; 若缺少均值或標(biāo)準(zhǔn)差, 則選用、等參數(shù)進行計算。Hedge’s的評價標(biāo)準(zhǔn)為：0.2為小效應(yīng)量; 0.5為中等效應(yīng)量; 0.8為大效應(yīng)量(Kallapiran et al., 2015)。

圖2 文獻篩選、納入流程圖

2.5 模型選定

由于本研究納入的文獻中并不包含所有社會情境, 為了有助于將結(jié)果推廣到其他情境中去(Carrero et al., 2019), 故采用隨機效應(yīng)模型對效應(yīng)量進行估計。

2.6 異質(zhì)性檢驗

本研究用異質(zhì)性分析(heterogeneity test)進一步驗證模型選擇的合理性。采用和2對納入研究進行異質(zhì)性評價, 當(dāng)顯著且2≥ 75% 時, 說明研究間存在不可忽視的異質(zhì)性, 表明應(yīng)選擇隨機效應(yīng)模型進行統(tǒng)計分析(Huedo-Medina et al., 2006)。

2.7 發(fā)表偏倚評估

采用漏斗圖與失安全系數(shù)法(fail-safe Number,fs)初步評估發(fā)表偏倚風(fēng)險(Khoury et al., 2013), 并結(jié)合線性回歸法進一步檢驗。當(dāng)線性回歸得到的截距接近0且不顯著時, 則說明出現(xiàn)發(fā)表偏倚的可能性較低(Egger et al., 1997)。fs是讓現(xiàn)有結(jié)論“不顯著”的研究個數(shù)的最小值,fs越大, 出現(xiàn)發(fā)表偏倚的可能性越小; 當(dāng)fs< 5+ 10 (為原始研究數(shù)目)時, 發(fā)表偏倚應(yīng)引起警惕(Rothstein et al., 2005)。當(dāng)線性回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)可能存在發(fā)表偏倚時, 采用剪補法對效應(yīng)量進行修正, 若經(jīng)過剪補法修正后的效應(yīng)量未發(fā)生顯著變化, 則可認(rèn)為不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚(Duval & Tweedie, 2000)。

2.8 原始研究質(zhì)量的評估

參考張亞利(2019)等人編制的相關(guān)類元分析文獻質(zhì)量評價量表, 包括：

(1)被試的選取。隨機選取計2分, 非隨機選取計1分, 未報告計0分;

(2)數(shù)據(jù)有效率。數(shù)據(jù)有效率在0.9及以上計2分, 介于0.8～0.9之間計1分, 0.8以下及未報告的計0分;

(3)刊物級別。按級別CSSCI (含擴展版)及SSCI期刊>北大核心期刊>普通期刊及未公開發(fā)表的論文分別計2分、1分和0分。

最終計算每條文獻的總分, 介于0～6之間, 得分越高表明文獻質(zhì)量越好。

3 結(jié)果

3.1 文獻質(zhì)量評估

文獻質(zhì)量評價分?jǐn)?shù)的均值為5.07 (= 0.76), 僅一篇文章的評價分?jǐn)?shù)低于理論均值3分。具體得分見網(wǎng)絡(luò)版附表5。

3.2 發(fā)表偏倚分析

以中性為對照組的分析結(jié)果如表1所示, 從失安全系數(shù)(Rosenthal'sN)來看, 除問題解決外, 其余類別的失安全系數(shù)均大于“5+ 10”, 據(jù)此, 該分類下的統(tǒng)計結(jié)果均不存在顯著的發(fā)表偏倚。從線性回歸檢驗來看, 各分類別均可能存在發(fā)表偏倚狀況, 但經(jīng)過剪補法修正效應(yīng)量后, 修正后的95%置信區(qū)間仍不包含0, 因此可以認(rèn)為中性對照組內(nèi)不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚現(xiàn)象。

表1 中性對照組的發(fā)表偏倚修正情況

以高興為對照組的分析結(jié)果如表2所示, 從失安全系數(shù)(Rosenthal'sN)來看, 除情緒接收者報復(fù)欲外, 其余類別的失安全系數(shù)均大于“5+ 10”, 據(jù)此, 該分類下的統(tǒng)計結(jié)果均不存在顯著的發(fā)表偏倚。從線性回歸檢驗來看, 各分類別均可能存在發(fā)表偏倚狀況, 但經(jīng)過剪補法修正效應(yīng)量后, 修正后的95%置信區(qū)間仍不包含0, 因此可以認(rèn)為高興對照組內(nèi)不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚現(xiàn)象。

3.3 異質(zhì)性檢驗

檢驗和2檢驗進行。結(jié)果顯示：如表3和表4所示：以中性和高興為參照時, 人際憤怒引起的主觀評價和行為改變均具有顯著的異質(zhì)性(中性：行為改變= 261.11,< 0.001,主觀評價= 647.36,< 0.001; 高興：行為改變= 722.81,< 0.001,主觀評價= 711.22,< 0.001), 提示需要細(xì)分因變量指標(biāo)做進一步分析。故我們參考可納入研究數(shù)量(≥ 3), 拆解主觀評價和行為改變的具體內(nèi)容進一步分析。

3.4 綜合效應(yīng)檢驗

以中性為參照結(jié)果如表3和圖1斜體部分所示, 人際憤怒并不能顯著改變對方的實際行為, Hedge’s= 0.05,= 0.222, 但會讓對方對憤怒表達者的主觀評價更為消極, Hedge’s= ?0.35,< 0.001。以高興為參照結(jié)果如表4所示, 人際憤怒也不能顯著改變對方的實際行為, Hedge’s= 0.00,= 0.990, 但會讓對方對憤怒表達者做出更為消極的主觀評價, Hedge’s= ?1.02,< 0.001。

表2 高興對照組的發(fā)表偏倚修正情況

表3 人際憤怒與中性比較的元分析結(jié)果

注：表示效應(yīng)值個數(shù);表示樣本個數(shù); Hedge's表示效應(yīng)量; 95%置信區(qū)間為基于修正的總體效果量的95%置信區(qū)間; 雙尾檢驗報告了值; Q異質(zhì)性檢驗統(tǒng)計量;2反映異質(zhì)性部分在效應(yīng)量總變異中所占的比重;檢驗顯著性和失安全系數(shù)用來評估發(fā)表偏差嚴(yán)重程度(當(dāng)≤ 2時, 不能進行檢驗)

***代表< 0.001; **代表< 0.01; *代表< 0.05。下同

表4 人際憤怒與高興比較的元分析結(jié)果

3.5 細(xì)分變量分析

以中性為參照結(jié)果如表3所示, 表達憤怒會使得表達者的讓步行為增加(Hedge’s= 0.31,< 0.001); 接收者的問題解決行為變好(Hedge’s= 0.50,< 0.001), 親社會行為更少(Hedge’s= ?0.34,= 0.035)。同時, 相較于表達中性情緒, 人們對表達者的態(tài)度評價(Hedge’s= ?0.91,< 0.001)和能力評價(Hedge’s= ?0.36,= 0.014)均顯著降低。表達憤怒也會讓對方覺得當(dāng)前情景更不公平(Hedge’s= ?0.52,< 0.001), 情緒接收者的報復(fù)欲也會增強(Hedge’s= 0.59,< 0.001)。

以高興為參照結(jié)果如表4所示, 表達憤怒會使得表達者的讓步行為增加(Hedge’s= 0.57,< 0.001), 接收者的親社會行為更少(Hedge’s= ?0.55,= 0.001), 實際工作學(xué)習(xí)變好(Hedge’s= 2.07,= 0.058)。同時, 相較于表達高興情緒, 表達憤怒使得人們對表達者的態(tài)度評價降低(Hedge’s= ?1.35,< 0.001), 同時更傾向于認(rèn)為表達者已經(jīng)達到了其忍耐的極限(Hedge’s= 0.55,< 0.001)。結(jié)果部分如圖1斜體部分所示。

3.6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

以態(tài)度、讓步行為和親社會行為等結(jié)果變量的異質(zhì)性檢驗結(jié)果(、2)顯著(見表3、表4), 提示存在潛在的調(diào)節(jié)變量。根據(jù)Shao等人(2020)的研究, 影響人際憤怒社會效應(yīng)的因素包含表達者的特征和表達情境的特征等。由于受納入文獻數(shù)量限制, 本研究僅對有足夠文獻數(shù)量的文化背景、社會權(quán)力兩個因素進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.6.1 文化背景

以中性為參照時, 文化背景顯著調(diào)節(jié)了人際憤怒對親社會行為和讓步行為的效應(yīng)(見表5)：在遭遇人際憤怒后, 西方文化背景下的個體(Hedge’s= ?1.01,< 0.001)比東方文化背景的個體(Hedge’s= ?0.55,< 0.001)認(rèn)為憤怒表達者的態(tài)度更低(B= 8.60,= 0.003), 同時在西方文化背景下(Hedge’s= 0.33,< 0.001)表達憤怒比東方文化背景下 (Hedge’s= ?0.13,= 0.662)在參與競爭行為時, 對方讓步更多(B= 3.95,= 0.047)。以高興為參照時, 沒有發(fā)現(xiàn)文化背景對人際憤怒的社會效應(yīng)有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)(s > 0.05; 見表6)。

表5 人際憤怒表達(與中性情緒表達相比)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

3.6.2 社會權(quán)力

以中性為參照時(見表5), 低權(quán)力的接收者(Hedge’s= 0.88,< 0.001)在遭遇人際憤怒后比高權(quán)力的接收者(Hedge’s= ?0.03,= 0.848)做出更多的讓步(B= 20.68,< 0.001); 同時, 低權(quán)力的表達者(Hedge’s= ?0.65,= 0.004)表達的憤怒比高權(quán)力的表達者(Hedge’s= 0.787,= 0.001)引起對方更少的讓步(B= 19.42,< 0.001)。以高興為參照時, 相比于高權(quán)力的接收者(Hedge’s= 0.24,= 0.225), 低權(quán)力的接收者(Hedge’s= 1.10,< 0.001)會做出更多的讓步(B= 9.91,= 0.002)。其余變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)沒有達到顯著性水平(s > 0.05; 見表6)。

3.6.3 高興、中性對照

當(dāng)以高興為參照時(Hedge’s= ?1.66,< 0.001), 情緒接收者對表達者的態(tài)度評價要比中性參照時(Hedge’s= ?0.43,= 0.011)更低(B= 16.66,< 0.001)。其余結(jié)果變量均未發(fā)現(xiàn)顯著情緒對照組調(diào)節(jié)效應(yīng)(s < 0.05) (見表7)。結(jié)果表示如圖1 (斜體部分)所示。

4 討論

本研究用元分析定量考察了人際憤怒的社會效應(yīng)。總體來看, 不論是以中性還是高興為參照, 人際憤怒均不能引起對方積極的行為改變, 但會讓對方的主觀評價更為消極, 證實了H1。進一步分析發(fā)現(xiàn), 人際憤怒會讓對方在競爭時讓步更多、親社會行為減少、問題解決行為增加。同時, 人際憤怒會讓接收者認(rèn)為當(dāng)前情境更加不公平, 并降低對憤怒表達者的態(tài)度和能力的評價。此外, 情緒接收者的文化背景和權(quán)力大小可以調(diào)節(jié)人際憤怒對親社會行為和讓步行為的影響。

表6 人際憤怒表達(與高興情緒表達相比)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

表7 人際憤怒表達不同對照組的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

4.1 人際憤怒引起的行為改變

不管以中性或是高興作為參照, 人際憤怒均不能導(dǎo)致對方顯著的行為改變, 但結(jié)果異質(zhì)性很高, 細(xì)分行為指標(biāo)發(fā)現(xiàn), 人際憤怒在談判和問題解決情景中有促進作用, 卻削弱親社會行為, 符合H2。這提示, 從總體上看, 表達憤怒并不是促進對方適應(yīng)性行為的有效手段, 至少需要依情況而定。

細(xì)分行為指標(biāo)的分析發(fā)現(xiàn), 人際憤怒增加了表達者的讓步行為。這與前人研究結(jié)論一致。例如, 在談判過程中, 憤怒反饋可以使得對方做出更多讓步(Hillebrandt & Barclay, 2017a; Tng & Au, 2014; van Kleef et al., 2006), 也會使得對方減少所提出的條件(Pietroni et al., 2009; Steinel et al., 2008; van Kleef et al., 2004a; van Kleef et al., 2013; van Kleef et al., 2015)。憤怒承載的演化意義在于促使對方行為按自己的意圖改變行為。本研究發(fā)現(xiàn), 在明確的競爭情景下, 表達憤怒能夠促進對方的讓步, 證明憤怒確有促成對方改變的價值。

人際憤怒會降低情緒接收者的親社會行為, 如合作(Tortosa et al., 2013)、信任(Ewing et al., 2019)、獨裁者博弈中的分配金額(Wang et al., 2018)等。與談判等競爭性情景具有一定的強制性不同, 親社會行為不具備強制性, 若競爭性情景中遭遇憤怒后的讓步是受外力脅迫, 那親社會情景無需受他人的脅迫。同時還可能因遭遇人際憤怒而降低對表達者的主觀評價, 更不愿做出親社會行為。

人際憤怒會促進情緒接收者的問題解決和工作學(xué)習(xí)。與競爭性情景相似, 工作和學(xué)習(xí)情景具有一定的強制性, 遭遇人際憤怒確實可能意味著自己行為失當(dāng), 理應(yīng)做出改進, 這是人際憤怒有積極效應(yīng)的原因之一。同時, 這兩種情景往往是領(lǐng)導(dǎo)對下屬, 老師對學(xué)生表達憤怒, 這種高權(quán)力者的憤怒表達更易改變對方行為(Koning & van Kleef, 2015; Miron?Spektor et al., 2011; van Doorn et al., 2015)。但是, 這種促進效應(yīng)可能受情緒接收者的認(rèn)知動機的調(diào)節(jié), 高認(rèn)知動機者會基于對方的憤怒做認(rèn)知推斷, 進而提升工作學(xué)習(xí)效率, 但低認(rèn)知動機者則會動用情感反應(yīng)路徑, 未必提高工作學(xué)習(xí)效率(van Kleef et al., 2009)。

4.2 人際憤怒引起的主觀評價改變

不管是中性還是以高興為參照, 人際憤怒均讓對方的主觀評價更為消極, 提示表達憤怒很難塑造自己的積極形象。與行為改變類似, 主觀評價也有顯著的異質(zhì)性, 說明人際憤怒導(dǎo)致的主觀評價因評價內(nèi)容不同而不同。拆解評價指標(biāo)后發(fā)現(xiàn), 人際憤怒會降低接收者對表達者態(tài)度和能力的評價, 但人際憤怒對能力評價的削弱程度從效應(yīng)量上看, 遠(yuǎn)小于對態(tài)度的, 并且能力評價的異質(zhì)性也較高。已有研究發(fā)現(xiàn), 憤怒情緒表達會使得個體認(rèn)為表達者自身能力不足(Shao, 2019b)或是人格上存在缺陷(Shao et al., 2018), 并且存在性別刻板印象(Motro et al., 2021)。根據(jù)情緒即社會信息模型(van Kleef, 2009; van Kleef et al., 2010), 個體接收到人際情緒后, 既可能自動化地產(chǎn)生類似的情緒, 也可能整合多種信息做出認(rèn)知推斷, 進而影響自身的行為。比如有研究發(fā)現(xiàn)個體會根據(jù)當(dāng)前情境判斷自身行為是否符合道德(Shao, 2019a; Wang et al., 2018), 推斷反饋者個人特質(zhì)(Shao et al., 2018), 判斷該情緒是否符合當(dāng)前情境(Koning & van Kleef, 2015), 若符合則會提高個體的評價, 相反則降低該評價。領(lǐng)導(dǎo)的憤怒會使得下屬對其認(rèn)知評價提升, 因為他們認(rèn)為領(lǐng)導(dǎo)的憤怒能夠幫助他們更好地完成任務(wù)(Lindebaum & Fielden, 2011; Lindebaum et al., 2016)。人際憤怒本身就意味著把責(zé)任歸于他人, 不是友好態(tài)度的表達形式, 同時, 主觀評價是一種內(nèi)在的態(tài)度, 現(xiàn)實情景中并不會外化以讓對方看到, 即使行為上讓步, 給出消極評價也不損害當(dāng)前局面, 所以人際憤怒在主觀評價上的社會效應(yīng)是消極的。同理, 遭遇人際憤怒也促使人們認(rèn)為情景公平性更低。這些結(jié)果表明, 除非情況特殊, 表達憤怒并不是塑造個人形象的良好策略。

4.3 文化背景與社會權(quán)力調(diào)節(jié)人際憤怒的社會效應(yīng)

文化背景和社會權(quán)力可以調(diào)節(jié)憤怒表達的社會效應(yīng), 符合H3。西方文化背景下的個體, 相比于東方文化下的個體, 在面對憤怒表達后會認(rèn)為表達者的態(tài)度更差, 也就更加不愿意做出親社會行為。西方文化背景下的個體多崇尚個體主義, 更追求獨立自主(梁燕芳, 謝天, 2021), 而東方文化下的個體更注重集體主義(Menon et al., 1999)。這可能意味著西方文化背景下的個體不將情緒表達者視為內(nèi)群體者, 也無需隱藏自己的情緒; 相反, 東方文化背景下的個體仍將情緒表達者視為內(nèi)群體成員, 為增加集體主義而隱忍了自己的情緒和負(fù)面評價, 而且更可能從積極歸因視角解讀對方的憤怒情緒。但值得注意的是, 雖有顯著文化差異存在, 但兩種文化背景下的人際憤怒社會效應(yīng)趨勢是一致的, 這說明東、西方文化下的被試既有普遍性, 又有差異性(Gaertner et al., 2012), 同時關(guān)注共性與差異性才能更好地理解人際憤怒社會效應(yīng)的文化差異。

相對于低社會權(quán)力的個體, 高社會權(quán)力的個體表達憤怒會使得對方讓步更多; 相反, 高社會權(quán)力的個體為情緒接收者, 相較低社會權(quán)力的個體會做出更少的讓步。社會權(quán)力是社會等級的基礎(chǔ), 是影響人們決策過程的重要因素, 例如高社會等級的最后通牒博弈接收者相較低等級者更傾向于拒絕不公平的分配方案(Hu et al., 2016)。社會地位可以影響個體對公平的感知, 當(dāng)個體面對憤怒反饋時, 也會知覺當(dāng)前情境為不公平(de Cremer et al., 2008; Harinck & van Kleef, 2012; Hillebrandt & Barclay, 2017b)。也有研究者發(fā)現(xiàn), 低社會權(quán)力的個體對憤怒情緒刺激具有更高的早期敏感性(張恩濤等, 2020)。這些結(jié)果提示, 表達憤怒需要考量自己在人際互動中的相對權(quán)力地位。

4.4 中性與高興對照的異同

以高興和中性為參照的人際憤怒效應(yīng)的差異僅出現(xiàn)在態(tài)度評價上：以高興為參照的效應(yīng)大于以中性為參照。當(dāng)以中性對照時, 中性可被認(rèn)為是無情緒表達(Mendzheritskaya & Hansen, 2019; Adam & Brett, 2018; Belkin & Rothman, 2017), 人際憤怒效應(yīng)主要源于情緒表達; 而以高興參照時, 高興與憤怒是效價維度的兩極, 人際憤怒效應(yīng)則主要源于情緒效價差異。例如Heerdink (2015)等人發(fā)現(xiàn)快樂相較中性和憤怒誘發(fā)更多包容, 而憤怒相較中性和高興則引發(fā)更多排斥, 這說明差異源于效價所負(fù)載的社會意義而不是表達本身。此外, 中性表達在某些情況下也會被賦予情緒屬性, 比如不同背景顏色會改變個體對中性面孔的效價感知(顧子貝等, 2016), 正性或負(fù)性啟動詞后的中性詞均會出現(xiàn)負(fù)啟動效應(yīng)(王軍妮, 王勇慧, 2019)。所以, 以高興和中性為參照并無差異可能源于其效應(yīng)的來源不一。但是, 在對表達者的態(tài)度評價上, 因效價對比而產(chǎn)生的效應(yīng)顯著大于情緒表達的效應(yīng)。

4.5 研究不足與展望

本研究雖首次用元分析定量揭示了人際憤怒的利與弊, 但仍有一些局限值得關(guān)注。首先, 本文將效應(yīng)指標(biāo)分為感知評價和行為改變來考察人際憤怒的社會效應(yīng), 發(fā)現(xiàn)了二者效應(yīng)的分離, 但根據(jù)EASI模型, 感知評價可以作為行為改變的中介變量, 人際憤怒是否通過了感知評價來中介行為表現(xiàn)還不得而知(見圖1斜線部分)。其次, 受文獻數(shù)量限制, 本文僅考察了文化背景和社會權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng), 對人際憤怒的表達情景(教育和軍事情景)和情緒本身特征(強度和真假)等因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)未作分析; 同時, 本研究僅分析了以中性和高興情緒作為參照的效應(yīng), 以悔恨、羞愧和失望等情緒為參照的研究也不足以完成元分析。最后, 本研究僅關(guān)注了憤怒表達的文化背景, 對于憤怒表達情境的競爭性和合作性(van Kleef & Lelieveld, 2022)沒有具體探討(見圖1斜線部分)。所以, 未來研究可基于情緒即信息模型, 進一步拆解人際憤怒發(fā)揮社會效應(yīng)的兩條路徑：情感反應(yīng)與認(rèn)知推斷, 考察同一路徑下不同評價結(jié)果對最終行為影響的差異, 以及不同評價間的相互影響。

5 結(jié)論

人際憤怒可改變情緒接收者的某些行為, 但會增加接收者對表達者和人際情景的消極評價：人際憤怒會讓接收者讓步更多、親社會行為減少、問題解決行為提升, 認(rèn)為當(dāng)前情境更加不公平, 并降低對憤怒表達者的態(tài)度和能力的評價; 人際憤怒對親社會行為和讓步行為的影響受接收者文化背景和權(quán)力大小的調(diào)節(jié)。這提示人際憤怒確實利弊相依, 既可作為策略使用, 又需要作為不當(dāng)行為控制, 這具體取決于表達者的目的和相對權(quán)力大小, 以及表達情景的文化背景。

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The advantages and disadvantages of interpersonal anger: Evidence from meta-analysis

WANG Xudong1, HE Yaji1, FAN Huiyong2, LUO Yangmei1, CHEN Xuhai1

(1School of Psychology, Shaanxi Normal University, Xi’ an 710000, China)(2School of Educational Sciences, Bohai University, Jinzhou 121013, China)

Anger is a negative emotion caused by the failure of wishes, frustration with goals, or the violation of boundaries. The anger directed at others is called interpersonal anger. The social effect of interpersonal anger is controversial. Some researchers think that interpersonal anger is extremely harmful, while others think that interpersonal anger is a tool that can be used. These differences may be due to the differences in evaluation indicators, the type of control groups, and application scenarios. It is necessary to use the meta-analysis method to systematically investigate the advantages and disadvantages of interpersonal anger. In this study, 185 effect values of 67 kinds of literature with a sample size of 15462 people were analyzed. The results showed that: Interpersonal anger can lead to more concession, less prosocial behavior, and more problem-solving behavior. Meanwhile, the recipients think the situation is more unfair, and the attitude and ability evaluations are lower than the control group. These effects were moderated by the recipients’ cultural background and relative social power. We suggest that interpersonal anger can change some behaviors of the recipient of anger, but increase the negative evaluation of the expresser. Interpersonal anger should be used carefully according to the situation.

anger, behavior, subjective evaluation, cultural background, social power

2022-05-07

*國家社會科學(xué)基金項目(20BSH138)。

? 為共同第一作者

陳煦海, E-mail: shiningocean@snnu.edu.cn

B842.6