抑制還是補(bǔ)償？尷尬情緒對初中生合作傾向和行為的影響

王欣竹 鄒何輝 郝 娜 黃 瑤 吳 琴 崔麗瑩

(上海師范大學(xué)教育學(xué)院，上海 200234)

1 引言

尷尬是個(gè)體因處于公眾注意焦點(diǎn)、失禮或棘手情境時(shí)所產(chǎn)生的別扭、緊張、懊惱、難為情、不知所措的情緒體驗(yàn)（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(gè)體會擔(dān)心自己不當(dāng)?shù)男袨榕c自我形象的破壞導(dǎo)致他人的消極評價(jià)，為了減少自身的消極感受，個(gè)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(gè)體提供反饋信息，阻止不良行為并對當(dāng)前行為做出積極改變（Rudolph & Tscharaktschiew,2014）；另一方面，尷尬個(gè)體還可能表現(xiàn)出助人行為，既關(guān)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(lǐng)域具有抑制和補(bǔ)償?shù)碾p重功能。

作為親社會動機(jī)和行為的一種典型表現(xiàn)，合作強(qiáng)調(diào)促進(jìn)個(gè)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(gè)體在特定情境中的行為選擇或表現(xiàn)。環(huán)境、報(bào)酬、合作伙伴，以及個(gè)體對自我、他人與情境的認(rèn)知等因素都會影響個(gè)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(jìn)，現(xiàn)有的研究結(jié)論尚未達(dá)成一致。根據(jù)印象管理理論（Leary,2018），個(gè)體產(chǎn)生尷尬情緒后，會強(qiáng)烈關(guān)注自己的形象是否受損以及他人的評價(jià)，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(shí)證研究的支持。例如，在囚徒困境中，處于尷尬情緒下的小學(xué)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(fù)性情緒緩沖理論（Buck,Parke,& Buck,1970），尷尬情緒通常會給個(gè)體帶來負(fù)面體驗(yàn)，因此為了安撫糟糕的自我感受，個(gè)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(shí)期的青少年越來越關(guān)注周圍人對自己的評價(jià)（Ollendick & Hirshfeld-Becker,2002）。一方面，自我中心傾向會夸大個(gè)體在社交情境中的失誤，導(dǎo)致尷尬情緒更為強(qiáng)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(rèn)可。因此，本研究推斷，對初中生而言，尷尬與合作之間的關(guān)系可能與自尊有關(guān)。自尊是個(gè)體對自我價(jià)值的整體評價(jià)（Kernis & Goldman,2003），分為特質(zhì)自尊和狀態(tài)自尊，其中狀態(tài)自尊是個(gè)體在特殊情境下自尊的暫時(shí)波動（楊國樞,陸洛,2009）。人類有維持積極社會自我的動機(jī)，而尷尬的情境給個(gè)體帶來了受到威脅的感受，如自卑，它會影響個(gè)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(jià)（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(jìn)一步抑制個(gè)體的合作傾向。因此，本研究提出假設(shè)1：初中生的尷尬情緒和合作傾向存在負(fù)相關(guān)，尷尬情緒可以負(fù)向預(yù)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(bǔ)償功能。從以往的文獻(xiàn)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(bǔ)過錯(cuò)、修復(fù)社會關(guān)系的有效機(jī)制（Dijk,De Jong,& Peters,2009）；其二，從他人角度，個(gè)體的尷尬表現(xiàn)不但能作為“非語言道歉”修復(fù)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(jìn)社會交往（Feinberg et al.,2012）。因此，本研究推斷，產(chǎn)生尷尬情緒后，初中生可能采取修復(fù)策略，如做出親社會行為以挽回丟掉的“面子”，通過提高個(gè)人的公眾形象達(dá)到保護(hù)和提升自尊、維護(hù)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(fù)自尊，尷尬情緒的喚起更可能增加個(gè)體后續(xù)的合作行為。因此，本研究提出假設(shè)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(guān)，尷尬情緒能夠正向預(yù)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(guān)系

2.1 研究方法

2.1.1 被試

選取上海市和蘇州市兩所學(xué)校的預(yù)初（初中預(yù)備班）、初一及初二學(xué)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(xué)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(jīng)歷的尷尬事件，并對當(dāng)時(shí)體驗(yàn)到的尷尬情緒水平評分。選出尷尬情緒評分較高的6 個(gè)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(gè)情境。問卷采用5 點(diǎn)計(jì)分，被試讀完故事后評定各項(xiàng)情緒體驗(yàn)，尷尬情緒評分高表示產(chǎn)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(gè)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(gè)維度，采用5 點(diǎn)計(jì)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(gè)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(xué)業(yè)表現(xiàn)、社會評價(jià)和外貌三個(gè)分量表，共20 題，采用5 點(diǎn)計(jì)分。本研究中該量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.78，學(xué)業(yè)表現(xiàn)、社會評價(jià)和外貌三個(gè)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(xué)專業(yè)研究生擔(dān)任主試。測試前，主試對問卷進(jìn)行說明，再請被試認(rèn)真閱讀指導(dǎo)語并獨(dú)立完成問卷，測試結(jié)束后將問卷當(dāng)場收回。采用SPSS20.0 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.2 結(jié)果

2.2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harmam 單因素因子分析對共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)（周浩,龍立榮,2004）。結(jié)果表明，特征根大于1 的因子共有8 個(gè)，第一個(gè)因子解釋了17.05%的變異，小于40%的判斷標(biāo)準(zhǔn)。故本研究不存在嚴(yán)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(guān)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(jìn)行相關(guān)分析，具體結(jié)果見表1。與以往研究結(jié)果一致的是，尷尬情緒與狀態(tài)自尊各維度呈顯著負(fù)相關(guān)；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(guān)；不一致的是，學(xué)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(guān)，與互惠性維度無顯著相關(guān)；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(guān)。

表1 尷尬情緒、狀態(tài)自尊與合作傾向的相關(guān)分析

2.2.3 狀態(tài)自尊在尷尬情緒與合作傾向關(guān)系中的中介作用

為控制多個(gè)項(xiàng)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(gè)指標(biāo)。采用AMOS21.0 和結(jié)構(gòu)方程模型技術(shù)，控制性別和年級后，以尷尬情緒為預(yù)測變量、合作傾向?yàn)榻Y(jié)果變量，檢驗(yàn)狀態(tài)自尊的中介作用，并考察整個(gè)模型的擬合情況。

第一步：檢驗(yàn)尷尬情緒的總效應(yīng)，結(jié)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(yù)測作用不顯著（β=0.08,p>0.05），總效應(yīng)不顯著可能存在遮掩效應(yīng)，可以繼續(xù)進(jìn)行后續(xù)的分析（溫忠麟,葉寶娟,2014）。第二步：在原有基礎(chǔ)上加入狀態(tài)自尊作為中介變量，整個(gè)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(yīng)顯著，95%CI 為[0.01,0.25]，間接效應(yīng)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(yīng)為35.31%。

圖1 中介效應(yīng)路徑圖

表2 各效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)的Bootstrap 分析

研究1 的結(jié)果與假設(shè)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(yīng)關(guān)系是負(fù)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(jìn)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(yīng)關(guān)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(guān)系

3.1 研究方法

3.1.1 被試

選取上海市某學(xué)校的預(yù)初學(xué)生128 名，刪除實(shí)驗(yàn)過程中情緒喚起失敗和前測后測問卷中錯(cuò)填、漏填的數(shù)據(jù)，共收回119 份有效數(shù)據(jù)，實(shí)驗(yàn)組58 名（男生25 名），對照組61 名（男生20 名）。

3.1.2 研究設(shè)計(jì)

本研究采用2（性別：男、女）×2（組別：實(shí)驗(yàn)組、對照組）×3（投資階段：前期、中期、后期）的混合實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)，投資階段為被試內(nèi)設(shè)計(jì)，組別和性別為被試間設(shè)計(jì)。為探究實(shí)驗(yàn)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(gè)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(wù)，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(shí)驗(yàn)組的回憶任務(wù)是回憶并寫出過去自己經(jīng)歷過最尷尬的一件事，詳細(xì)描述當(dāng)時(shí)的情境和感受；對照組的回憶任務(wù)是回憶并寫出教室的布局。兩組都需要對此時(shí)的情緒進(jìn)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(shí)驗(yàn)。游戲以4 人隨機(jī)為一組，并共享一個(gè)公共賬戶。游戲開始時(shí)，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(bào)酬將作為下一輪投資的本金，共進(jìn)行6 輪。

3.1.4 數(shù)據(jù)處理

將問卷和實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)導(dǎo)入SPSS20.0 進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和分析。

3.2 結(jié)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(jìn)行多元方差分析。結(jié)果顯示，在尷尬情緒得分上的組別差異顯著，實(shí)驗(yàn)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(yīng)均不顯著，這表明情緒喚醒任務(wù)操作有效。

將組別作為自變量，回憶任務(wù)前后的狀態(tài)自尊水平作為因變量進(jìn)行重復(fù)測量方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)驗(yàn)組和對照組在回憶任務(wù)前的自尊水平不存在顯著差異（p=0.62），回憶任務(wù)后，實(shí)驗(yàn)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(wù)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(biāo)，投資額越多表明合作行為水平越高。采用重復(fù)測量方差分析，描述性結(jié)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(yīng)顯著，F(xiàn)(2,114)=32.68，p<0.001，η=0.36；組別的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1,115)=22.11，p<0.001，η=0.16；性別的主效應(yīng)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(yīng)顯著，F(xiàn)(2,114)=3.23，p<0.05，η=0.06。簡單效應(yīng)分析表明，投資前期、中期和后期男生和女生的組別效應(yīng)均顯著，實(shí)驗(yàn)組的投資額均高于對照組。實(shí)驗(yàn)組中，投資前期的性別效應(yīng)不顯著；投資中期（p<0.01）和后期（p<0.001）的性別效應(yīng)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(yīng)不顯著，具體結(jié)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(shí)驗(yàn)組尷尬情緒與合作行為的關(guān)系

相關(guān)分析結(jié)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(guān)，相關(guān)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(jìn)行線性回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，尷尬情緒可以分別正向預(yù)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(yàn)狀態(tài)自尊變化的中介作用，在控制性別和年級后，將實(shí)驗(yàn)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(jié)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(fù)向預(yù)測自尊變化（β=?0.23,p<0.05），正向預(yù)測前期的投資額（β=0.41,p<0.01），自尊變化可以負(fù)向預(yù)測前期的投資額（β=?0.15,p<0.05）；運(yùn)用Bootstrap對中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)，自尊差值在兩者間中介效應(yīng)的95%CI 為[0.01,0.10]，中介效應(yīng)值為0.04。

圖3 投資前期的中介效應(yīng)路徑圖

4 討論

4.1 初中生的尷尬情緒與合作傾向的關(guān)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(guān)，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(jié)果證實(shí)了假設(shè)2，尷尬情緒的喚起能促進(jìn)初中生在特定情境中的合作行為；但和假設(shè)1 不同，尷尬情緒和合作傾向之間并非存在負(fù)相關(guān)，而是在加入狀態(tài)自尊后呈正相關(guān)，表明尷尬情緒也可以正向預(yù)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(jìn)作用可以用補(bǔ)救說和撫慰說解釋。一方面，尷尬使個(gè)體陷入人際交往的窘境，為了修復(fù)自己的“臉面”，個(gè)體通過合作來補(bǔ)救短期內(nèi)受到影響的個(gè)人形象和社會關(guān)系（Goffman,1971）；另一方面，尷尬是個(gè)體采取的一種適應(yīng)性措施（Castelfranchi & Poggi,1990），當(dāng)體驗(yàn)到尷尬情緒時(shí)，心理上的不適應(yīng)促使個(gè)體產(chǎn)生修復(fù)受損形象的動機(jī)，同時(shí)做出合作等親近他人的行為，緩解內(nèi)心的不適體驗(yàn)。

合作傾向與合作行為存在中等程度的相關(guān)，前者反映了個(gè)體是否愿意合作的程度，后者將意愿轉(zhuǎn)為實(shí)際的行動（龐維國,程學(xué)超,2001）。在具體情境中，當(dāng)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(gè)體會通過合作來彌補(bǔ)自身的形象。原因可能有二。一是維護(hù)同伴關(guān)系。以往的研究發(fā)現(xiàn)，尷尬個(gè)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(guān)系（Keltner & Anderson,2000）。二是尷尬個(gè)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(biāo)志（Feinberg et al.,2012），表現(xiàn)出尷尬的人被認(rèn)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(guān)注，通過與他人合作來修復(fù)自我形象。

4.2 狀態(tài)自尊的中介作用

研究1 結(jié)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(yīng)：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(dǎo)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(gè)作用的方向不同。因?yàn)橹薪樾?yīng)與直接效應(yīng)的符號相反，可能抵消了尷尬情緒對合作傾向的直接預(yù)測力，導(dǎo)致沒有加入自尊變量時(shí)，尷尬情緒對合作傾向的預(yù)測作用不顯著。

研究2 結(jié)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(chǎn)生影響，個(gè)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(shí)驗(yàn)的開始階段。尷尬會使個(gè)人的自我概念和形象受威脅，導(dǎo)致自尊下降，為了挽回自己的形象和緩解負(fù)面體驗(yàn)，個(gè)體會傾向于在社會互動中彌補(bǔ)，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(jìn)作用機(jī)制可能會發(fā)生變化。

根據(jù)尷尬的社會評價(jià)說，當(dāng)個(gè)體感覺或想象到自身行為對理想社會身份產(chǎn)生威脅時(shí)，為了維持自己的社會角色一致性，會產(chǎn)生尷尬情緒（Tangney,Miller,Flicker,& Barlow,1996）。在這種消極情緒的影響之下，個(gè)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(jià)，當(dāng)其身處尷尬情境中時(shí)，會認(rèn)為他人都發(fā)現(xiàn)了自己的窘迫和不安，現(xiàn)實(shí)自我與理想自我產(chǎn)生矛盾，導(dǎo)致狀態(tài)自尊降低，為保持良好的自我形象，個(gè)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(yīng)認(rèn)為，個(gè)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(yàn)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?yàn)樵诂F(xiàn)實(shí)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(wù)特征或個(gè)人特征。個(gè)體的合作行為會隨著報(bào)償?shù)脑黾佣黾樱献骱笏〉玫幕貓?bào)多少也會對合作產(chǎn)生復(fù)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(guān)系，有助于在教育過程中加以引導(dǎo)。本研究仍存在一些不足，未來研究可以進(jìn)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(jìn)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(shè)計(jì)對因果關(guān)系的推測更具有說服力；第三，合作實(shí)驗(yàn)只采用了經(jīng)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(shí)期腦活動機(jī)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(jìn)一步探索；第五，實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)中缺乏合作基線的測量和對特質(zhì)自尊影響的考慮，未來應(yīng)完善研究設(shè)計(jì)。

5 結(jié)論

（1）初中生的尷尬情緒能正向預(yù)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(jìn)初中生在公共物品困境中的合作行為；實(shí)驗(yàn)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(jié)果說明，對初中生來說，尷尬情緒具有社會補(bǔ)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。