中國文化背景下接納和抑制情緒調節策略的心理生理影響

摘 要 情緒調節策略的效果具有文化特異性，為考察中國大學生群體采用接納與抑制兩種情緒調節策略的差異，將114名大學生隨機分為接納組、抑制組和對照組，在實驗的三個階段分別測量他們的主觀情緒反應、心率、呼吸頻率和皮膚電導水平。結果顯示，抑制組被試在情緒誘發階段報告的負性情緒顯著低于接納組。盡管接納組與抑制組被試的生理反應無顯著差異，但與對照組相比，抑制組被試的呼吸頻率和恢復階段的心率更低。抑制情緒調節策略能夠有效減少負性情緒及生理反應，而接納情緒調節策略可能增強即時的情緒體驗。研究結果強調了文化背景在情緒調節策略效果中的重要作用。

關鍵詞 接納；抑制；情緒調節；負性情緒；生理學指標

分類號 B842.6

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.05.003

1 引言

情緒調節是指個體管理和影響自身情緒體驗與表達的過程（Gross amp; John， 2003），其有效性與心理健康及生活幸福感密切相關（Menefee et al.， 2022）。情緒調節策略的適應性價值因文化、情境和個體差異而有所不同（Paul et al.， 2023; Pruessner amp; Altan-Atalay， 2024）。在中國文化中，情緒管理并非簡單的二元選擇，而是強調情緒的適度控制與自然流露之間的動態平衡。正如《中庸》所揭示的那樣，“喜怒哀樂之未發，謂之中；發而皆中節，謂之和。”這種平衡體現了中國文化中“致中和”的理想境界（劉昌， 2019），即情緒表達既不過度壓抑，也不過度放縱，而是恰到好處。在此背景下，接納與抑制兩種策略的對比研究顯得尤為重要。

接納代表對情緒體驗的開放態度，而抑制則側重于對情緒的控制與壓抑，二者分別位于經驗回避連續體的兩端（Hayes et al.， 1996; Kashdan et al.， 2006），共同詮釋著個體在文化規訓與心理適應間的辯證選擇。盡管西方研究已對兩者的效果差異進行了探討（Braams et al.， 2012; Campbell-Sills et al.， 2006），但在中國文化強調平衡和諧的語境中，這兩種情緒調節策略可能呈現出獨特的效果和作用機制。

抑制指的是個體試圖降低情感的內部體驗以及外部行為（Dunn et al.， 2009）。與表達抑制中只關注情緒反應的外在表現不同（Gross， 1998），本研究意圖采用的抑制策略還涵蓋對情感內部體驗的控制，這種廣泛的定義更貼近現實情境中情緒抑制的復雜性（Dunn et al.， 2009; Webb et al.， 2012）。采用經驗抽樣法的相關研究表明，壓抑負性情緒可能導致更為負面的情感體驗（Ruan， 2019）。在對生理反應的影響上，研究發現，抑制組在情緒刺激期間心率增加（Tull et al.， 2010），皮膚電反應明顯增強（Boehme et al.， 2019）。抑制內部感受和想法似乎無法降低壓力任務中的生理反應（Wilson et al.， 2014），反而會增加驚恐障礙患者的生理喚醒和焦慮體驗（Levitt et al.， 2004）。然而，抑制的實驗室研究結果并不一致。例如，Dunn等（2009）比較了抑制、接納和對照條件下被試的負性情緒和生理反應，發現抑制組的自我報告恐懼減少，但三組在皮膚電和心率上沒有差異。Braams等（2012）在疼痛情景中發現，與對照組相比，接納和抑制均降低了被試的疼痛報告和心臟防御反應。使用抑制不一定會導致不良后果，這一觀點在臨床樣本中也得到了支持（Liverant et al.， 2008， 2022）。研究人員還發現，抑制對情緒體驗或心血管反應的降低效果與認知重評相當，而且顯著優于接納策略（Boehme et al.， 2019; Germain amp; Kangas， 2015）。這些研究結果表明，抑制策略可能在短期內有效減少情緒的生理心理反應。然而，該結論是否適用于中國樣本，仍需進一步驗證。

接納意味著對內部經驗的開放，即使感到不適，也不試圖壓抑、控制或改變它們（Bordieri， 2022; Hayes et al.， 1996）。使用接納情緒調節策略與許多有利結果有關，如減少回避行為、恐懼和焦慮喚醒（Eifert amp; Heffner， 2003; Ellard et al.， 2017），以及在社會排斥情況下降低攻擊行為傾向（He et al.， 2022）。有證據表明，基于接納的干預療法與負性情緒的減少和心理健康的改善有關（Gloster et al.， 2020; Shallcross et al.， 2015）。習慣性地接納情緒和想法的人在日常生活中經歷的負性情緒較少（Catalino et al.， 2017; Ford et al.， 2017）。

雖然特質接納和長期心理健康之間呈現穩定的正向關聯，但關于接納對心理健康的短期影響，目前研究結論仍存在分歧。一些實驗室研究發現，接納組和抑制組在負性情緒上并沒有顯著差異（Asnaani et al.， 2013; Dan-Glauser amp; Gross， 2015）。另有研究顯示，盡管接納會使暴露于刺激下的被試負性情緒增加，但在隨后的恢復期或二次暴露情況下，接納組被試報告的負性情緒低于其他組別（Campbell-Sills et al.， 2006; Uusberg， 2016）。監控和接納理論（Monitor and Acceptance Theory， MAT）為此提供視角。該理論認為，正念訓練通過注意監控增加對經驗的覺察，并以非判斷、開放的態度接納產生的體驗，從而逐步改善負性情緒（Lindsay amp; Creswell， 2017）。在此過程中，監控技能的提升使個體更全面的關注所有經驗，包括負性情緒（Segal et al.， 2012）。而接納在情緒調節的注意力部署階段發揮作用（Gross， 2015; Slutsky et al.， 2017），它允許個體對情感體驗進行定向和監控，同時促進情感體驗的自然流動。有學者指出，接納的前提是將注意力錨定在情感體驗上（Quaglia et al.， 2014）。這種機制表明，接納可能無法立刻減弱產生的負性情緒，但可以通過促進個體從情緒中更快地恢復來展現其優勢。

在接納對生理反應的影響方面，諸多學者進行了廣泛的研究。研究證明，使用接納策略后，被試在負性情緒誘導以及疼痛調節過程表現出顯著的心率下降（Dan-Glauser amp; Gross， 2015; Goldin et al.， 2019; Haspert et al.， 2020）。相較于對照組，接納在減少皮膚電反應方面的表現出更明顯的積極作用（Wilson et al.， 2014; Wolgast et al.， 2011）。然而，接納對生理反應的積極效應并不穩定（Hernández-Gómez amp; Hervas， 2024）。在情緒調節背景下，多項研究均未發現接納對心率或皮膚電有顯著影響（Dunn et al.， 2009; Eifert amp; Heffner， 2003; Germain amp; Kangas， 2015; Goldin et al.， 2019）。在類似的研究中，即使對照組未接收到任何情緒調節指示，個體在面對情緒誘導時仍可能自發地使用某種形式的策略來調節自身感受（Hofmann et al.， 2009; Troy et al.， 2018）。這種自發的情緒調節行為會對研究的對比結果產生影響，需要充分探討和考量。

值得注意的是，文化因素對情緒調節策略的效果具有顯著影響。根據Hofstede（1980）的文化維度理論，中國文化屬于高水平的集體主義文化，強調群體和諧和社會秩序。以往關于接納和抑制的研究主要集中在歐美樣本，他們的文化通常更注重個人情感的自由表達，屬于個人主義文化（Soto et al.， 2005）。然而，跨文化研究表明，與個人主義文化相比，集體主義文化中的個體更傾向于壓抑情緒，而較少傾向于接納情緒（Morelen et al.， 2013; Novin et al.， 2012; Song et al， 2024; Soto et al.， 2011; Voswinckel et al.， 2019; Weiss et al.， 2022）。在中國文化背景下，個體為了有效管理社交情境中產生的情緒并避免沖突，往往會更頻繁地克制自身情緒（Butler et al.， 2007; English et al.， 2017; Gross amp; John， 2003）。這種對抑制策略的習慣性使用可能增強其短期適應性（Germain amp; Kangas， 2015）。相比之下，接納策略在中國文化中可能面臨適配性挑戰。當完全體驗情緒與文化中的平衡和諧理念相沖突時，單純的接納可能無法充分應對各種情緒情境。此時，情緒調節靈活性能夠幫助個體根據不同情境和需求，靈活選擇控制或接納策略，進而更有效地調節情緒，降低心理困擾（Monsoon et al.， 2022）。中國文化中的情緒健康可能并非依賴單一策略，而在于靈活運用多種情緒調節策略的的動態平衡（黃敏兒等， 2014）。因此，在調節中國人的負性情緒方面，抑制策略可能與接納策略具有同樣獨特的價值。

綜上所述，本研究旨在復制和擴展先前研究發現，在中國文化背景下進一步驗證和比較抑制和接納的心理生理影響。考慮到情緒調節策略的時間動態特性（Dan-Glauser amp; Gross， 2011， 2015），研究將實驗進程劃分為基線期、暴露期和恢復期（Liverant et al.， 2008; Troy et al.， 2018），以探究接納和抑制的即時效果及其動態變化。同時，為了控制潛在混雜因素的干擾，研究還測量了對照組在情緒刺激期間使用情緒調節策略的情況。本研究的總體假設是，抑制作為一種情緒調節方式，能夠有效降低負性情緒。相比之下，接納可能會導致情緒刺激期間負性情緒的短暫增加，但在恢復期下降更快。在生理指標方面，抑制水平的提高預計與生理反應的減弱有關。

2 研究方法

2.1 被試

采用G*power 3.1軟件計算樣本量，將效應量設置為0.25，顯著性水平設置為0.05（Faul et al.， 2007）。結果表明，為了達到0.95的統計檢驗力，本研究最少需要54名被試。為此，本研究招募大學生116名，排除2名真假題填錯且對指導語理解不清晰的被試，收回有效數據114份，其中男性48名，女性66名，平均年齡為21.54歲。所有被試在研究開始前均簽署了知情同意書。本研究已獲得相關倫理委員會的批準。

2.2 實驗設計

本研究采用3×3兩因素混合實驗設計，探討條件（接納、抑制、對照）和時間進程（基線期、暴露期、恢復期）對負性情緒的影響。其中，條件為被試間變量，時間進程為被試內變量。研究通過測量自我報告的負性情緒以及生理指標的變化（包括心率、呼吸頻率和皮膚電導水平），用以評估接納和抑制的不同效果。

2.3 實驗工具

2.3.1 測量量表

（1）積極情感消極情感量表

中文版的積極情感消極情感量表（Positive Affect and Negative Affect Scale， PANAS）由邱林等（2008）修訂。修訂后的量表由18個條目組成，采用5點計分，其中9個條目評估積極情緒（positive affect， PA），9個條目評估消極情緒（negative affect， NA）。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數為0.94。

（2）接納與行動問卷

我國學者曹靜等（2013）翻譯的中文版接納與行動問卷（Acceptance and Action Questi-onnaire-II， AAQ-II）包含7個題項，旨在測量特質水平的情緒不接納、經驗性回避或心理不靈活性。該問卷采用7點計分，具有良好的內部一致性，在本研究中的Cronbach’s α系數為0.87。

（3）情感風格問卷

情感風格問卷（Affective Style Question-naire， ASQ）是一個包含20個項目的工具，用于測量個體在情緒調節方面的差異（Hofmann amp; Kashdan， 2010）。我國學者劉曉穎等（2011）將其翻譯為中文版。此問卷包含隱藏、調整和容忍三個分量表，本研究采用隱藏分量表來測量被試特質水平抑制程度。該分量表共8個題項，采用5點計分，在本研究中的Cronbach’s α系數為0.82。

2.3.2 情緒刺激

本研究選擇電影《我的兄弟姐妹》中一個5分鐘的片段，作為情緒刺激的材料。該片段已被證實能夠有效誘發負性情緒（Deng et al.， 2017）。基線期則選用紀錄片《宇宙與人》中的3分鐘片段誘發中性情緒。

2.3.3 生理心理測量

在實驗過程中，被試的情緒反應通過多模態生理手環和計算機套件進行監測。其中，多模態人因感知終端PTES100能夠采集脈搏、皮膚電阻、運動加速度和角速度等生理和行為數據。邊緣計算終端PTEC100則負責實時接收來自多模態人因感知終端的原始數據，并進行預處理和特征提取。

本研究收集并分析了以往研究中較為關注的心率（heart rate， HR）、呼吸頻率（respiratory rate， Resp）和皮膚電導水平（skin conductivity level， SCL）數據，以評估被試的生理反應（Campbell-Sills et al.， 2006; Dunn et al.， 2009; Liverant et al.， 2022）。

2.4 實驗程序

在實驗正式開始前，所有被試需完成初始問卷，同時提供人口統計學信息。進入實驗室后，被試坐在電腦前的椅子上，主試為其佩戴生理記錄設備，并說明設備用途。實驗開始后，主試將位于隔壁房間。

在基線期，被試首先觀看一段時長為3分鐘的中性電影片段，并完成PANAS以評估基線情緒。此時被試反應自然，未收到任何情緒管理的指示。之后，將被試隨機分配至接納組、抑制組或對照組。主試向被試說明，他們即將觀看另一部電影剪輯，并提供相應組別的情緒調節指導語。抑制組聆聽一段3分鐘的錄音帶，內容為鼓勵他們在觀看電影時盡量控制自己的情緒反應（例如，“試著抑制或壓抑你的情緒”）。接納組聆聽一段3分鐘的錄音帶，內容為鼓勵他們盡可能充分地體驗自己的情緒，并避免改變情緒 （例如，“允許自己接納并停留在情緒中，而不是試圖擺脫它們”）。本研究中，接納組和抑制組的指導語參考了Campbell-Sills等（2006）的研究范式。對照組未接受任何情緒調節指示。隨后進入暴露期，三組被試觀看5分鐘能誘發強烈情緒的電影片段，并在觀看后完成PANAS和操縱檢查。最后，在恢復期，所有被試需閉目靜坐3分鐘，并在恢復期結束時再次完成PANAS以評估情緒恢復情況。

為驗證實驗操縱的有效性，本研究對實驗組和對照組分別進行了操縱檢查。實驗組的操縱檢查包含兩個部分：首先，通過一項真/假判斷題評估被試對指導語的理解程度（“我應該盡可能地抑制而非接納我的情緒”）。抑制組的正確答案是“真”，接納組的正確答案是“假”。其次，要求被試在0到8分的滑塊上自評其遵循指導語的程度（“你能在多大程度上成功遵循錄音指示”）。對照組的操縱檢驗則通過兩個題項測試被試是否認真觀看，例如“我一直認真仔細的觀看電影”，評分范圍為1到6分。此外，采用一道多項選擇題，測量對照組在觀看電影期間自發的情緒調節策略使用情況，選項包括接納、容忍、認知重評、問題解決、反芻、回避、情緒抑制、表達抑制、沒有使用策略以及沒有需要使用策略的情緒出現（Wittkamp et al.， 2022）。

2.5 數據處理

采用SPSS 25.0軟件進行數據分析，并將超出正負三個標準差范圍的數據視為極端值予以剔除。

3 研究結果

3.1 操縱檢查

本研究對三組被試的特質抑制（F（2， 111） =1.26， p=0.29），和特質接納進行了比較（F（2， 111） =0.68， p=0.51）。結果顯示，組間差異不顯著，隨機分組過程有效。不同組別在基線期的負性情緒上無顯著差異，F（2， 111）=1.46， p=0.24，這意味著基線期的中性電影成功調節了被試的初始情緒。

操縱檢查結果表明，實驗組被試遵循了指令，并能夠區分抑制和接納這兩種方式。基于被試對指導語的理解，剔除2名真假判斷題填寫錯誤的被試。此外，接納組和抑制組被試認為自己同樣成功的遵循了錄音指示，t（75）= -0.68， p=0.50。對照組在兩道操縱檢查題中的均值（M1=5.60， M2=4.74）均高于中間值3，表明他們認真地觀看了電影。就對照組情緒調節策略的使用情況而言，各策略出現的頻次分別為：接納（77.68%）、容忍（45.95%）、認知重評（32.43%）、回避（16.22%）、表達抑制（13.51%）、情緒抑制（10.81%）、問題解決（8.11%）、反芻（5.41%）。其中，10.81%的被試表示沒有需要使用策略的情緒出現，僅有21.62%的被試表示沒有使用策略。

問卷結果顯示，共有8名被試此前接觸過負性情緒誘導電影。不同組別中先前接觸過電影的個體所占比例并無差異，χ2（2， 114）=0.23， p=0.89。進一步分析發現，在觀影時的負性情緒及生理反應上，先前接觸過該電影的被試與未接觸過的被試無顯著差異（psgt;0.11）。因此，在后續的數據分析中，未將是否曾接觸過電影這一因素納入考量。

3.2 接納與抑制對負性情緒的影響

采用3（時間）×3（條件）的混合方差分析，以檢驗抑制策略、接納策略以及無指令對負性情緒的影響。重復測量的是基線期、暴露期和恢復期的自我報告負性情緒，條件為被試間變量。各時間段、各條件下負性情緒的均值和標準差詳見表1。

方差分析結果顯示，時間的主效應顯著，F（2， 210）=123.51， plt;0.001， η2=0.54，被試的負性情緒從基線期到暴露期增加，隨后從暴露期到恢復期減少。這表明第二部電影成功地誘發了短期負性情緒。條件的主效應不顯著，F（2， 105）=1.90， p=0.15， η2=0.04。時間與條件的交互效應顯著，F（4， 210）=3.92， p=0.004， η2=0.07。

進一步開展簡單效應分析發現，在暴露期間，抑制組報告的負性情緒顯著低于接納組（見圖1），F（2， 105）=3.20， p=0.045， η2=0.06。在基線期和恢復期，不同組別的負性情緒無顯著差異，F（2， 105）=1.42， p=0.25， η2=0.02；F（2， 105）=2.17， p=0.12， η2=0.04。這些結果表明，抑制策略能夠在刺激暴露期間有效降低個體的負性情緒體驗。

3.3 接納與抑制對生理反應的影響

采用3（時間）×3（條件）的混合方差分析評估指令條件與生理反應之間的關系。重復測量的是基線期、暴露期和恢復期的平均心率、呼吸頻率和皮膚電導水平，被試間變量為條件。各項生理測量指標的均值和標準差詳見表1。

心率的分析結果表明，時間的主效應不顯著，F（2， 204）=1.02， p=0.36， η2=0.01。條件的主效應不顯著，F（2， 102）=1.74， p=0.18， η2=0.03。但時間與條件的交互作用顯著，F（4， 204）=2.97， p=0.02， η2=0.06。進一步簡單效應分析發現，在基線期與暴露期，不同組別的心率無顯著差異，F（2， 102）=1.78， p=0.17， η2=0.03；F（2， 102）=0.71， p=0.49， η2=0.01。在恢復期，抑制組的心率顯著低于對照組，F（2， 102）=3.49， p=0.03， η2=0.06（見圖2）。

皮膚電導水平的分析結果表明，時間的主效應（F（2， 204）=0.55， p=0.58， η2=0.01）、條件的主效應（F（2， 102） =0.22， p=0.81， η2=0.01）以及時間與條件的交互作用（F（4， 204）=0.33， p=0.86， η2=0.01）均不顯著。

呼吸頻率的分析結果顯示，時間的主效應顯著，F（2， 202）=4.64， p=0.01， η2=0.04，呼吸頻率總體上從基線期到恢復期顯著降低。條件的主效應顯著，F（2， 101）=4.02， p=0.02， η2=0.07，事后檢驗表明，對照組的呼吸頻率顯著高于抑制組（p=0.02），而接納組與抑制組（p=0.76）及對照組（p=0.12）均無顯著差異。沒有發現時間與條件的交互作用，F（4， 202）=0.98， p=0.42， η2=0.02。

這些結果說明，相比對照組，抑制組表現出更低的呼吸頻率以及恢復期更低的心率。沒有觀察到接納組和抑制組在心率、呼吸頻率或皮膚電導水平的上的顯著差異。

4 討論

本研究探討了在中國文化背景下，接納和抑制兩種情緒調節策略所產生的不同影響及其動態變化。研究結果顯示，抑制策略能有效減少中國大學生在觀影期間產生的負性情緒和相關生理反應。此外，中等效應量（η2≥0.06）的結果表明，情緒調節策略的差異對情緒變化有實質影響（Cohen， 1998）。

在負性情緒調節效果方面，抑制策略相較于接納策略顯著降低了被試的負性情緒。盡管所有被試在觀影期間報告的負性情緒均有所增加，但抑制組的增加幅度顯著低于接納組。這些發現與以往研究一致，表明抑制策略在減輕負性情緒方面具有一定效果（Boehme et al.， 2019; Dunn et al.， 2009; Germain amp; Kangas， 2015）。相比之下，接納策略鼓勵個體全面體驗情緒，而非試圖降低其強度（Chambers et al.， 2009; H?lzel et al.， 2011）。這種全面的情緒體驗可能在短期內導致更強的負性情緒報告，但接納策略也能通過促進早期參與和對情緒刺激的脫離，從而減少情緒反應及持續時間（Vago amp; Nakamura， 2011）。具體而言，接納組從負性情緒中恢復得更快，恢復期自我報告的負性情緒與抑制組和對照組相當。該結果進一步驗證了接納策略在情緒誘導期間可能暫時加劇負性情緒，但以非評判的方式處理負性情緒有助于情緒恢復。此外，個體的情緒耐受度和心理靈活性可能影響恢復期的效果（Kashdan amp; Rottenberg， 2010），未來的研究可以進一步探討這些潛在變量的影響。

在生理反應方面，接納組和抑制組的心率、呼吸頻率和皮膚電均未呈現顯著差異。相較于對照組，抑制組表現出更低的呼吸頻率以及恢復期更低的心率。與以往研究（Goldin et al.， 2019; Wilson et al.， 2014）不同的是，本研究未觀察到接納策略在生理方面的顯著影響。這種差異可能源于文化對策略效果的調節作用。以往關于接納的研究大多在西方文化背景下展開，接納策略與其文化中的“情感表達自由”理念更為契合（Kitayama et al.， 2000）。但在集體主義文化語境下，接納往往易被初步解讀為對事件的被動接受。接納消極情感狀態可能并不一定會降低生理喚醒（Kohl et al.， 2012）。

相比之下，中國文化鼓勵情緒控制，抑制情緒的能力被認為是成就和成功的必備美德（Deng et al.， 2013），中國個體對情緒控制的內隱態度也更為積極（Deng et al.， 2019）。這種文化適應性可能導致抑制策略在生理層面更有效。例如，抑制組可能通過調節感知喚醒（Boehme et al.， 2019），或直接控制生理反應（Conde Pastor et al.， 2008），從而降低心率和呼吸頻率。此外，在更敏感的皮膚電上不同組別無顯著差異。這可能是因為皮膚電對即刻和快速的喚醒度變化過于敏感（Zhang et al.， 2012），存在比其他生理指標更大的干擾，未來研究需進一步檢驗。

本研究中，抑制策略有效地減少了負性情緒及生理反應，而接納策略則增強了即時的情緒體驗。這些結果表明，抑制策略的效果可能具有文化特異性，尤其是在中國集體主義文化背景下。集體主義文化提倡相互依賴的自我觀，將自我與社會中的他人緊密相連（Markus amp; Kitayama， 1991）。由于對關系的高度重視和敏感性，具有依存型自我構念的個體傾向于最小化自我的情緒以維護群體和諧（Ramzan amp; Amjad， 2017; Tsai et al.， 2006）。特別是在高依存型自我構念的個體中，抑制策略的效果也更加顯著（Kraus amp; Kitayama， 2019）。

值得注意的是，中國傳統文化中的儒家思想強調“中庸之道”，追求不偏不倚的折中狀態，倡導通過調整情緒來保持內心的平靜和安寧（劉樹升， 2017）。研究發現，中庸思想作為一種文化保護因素，可以減輕表達抑制對感知社會支持和消極情緒的負性影響（陳佩儀等， 2021; Cui et al.， 2022）。同時，中國社會的面子文化受儒家傳統文化等因素影響，促使個體在社會交往中為了維護自身社會形象，而隱藏那些被認為不恰當的情緒（姜彩芬， 2009）。這些深植于文化中的規范與價值觀，可能使得抑制策略在短期內更具功能性和適用性。

當前研究未能發現接納對主觀情緒體驗和生理反應的顯著積極影響。一個可能的解釋是，接納的積極效應并非即時顯現。理論和實證研究表明，接納策略在較長時間內可能出現不同的效果模式（Uusberg et al.， 2016）。這進一步說明了在簡短實驗范式中操縱接納策略的復雜性（Wojnarowska et al.， 2020）。與其他簡單策略相比，接納需要更多的訓練才能充分展現其效果（Baer et al.， 2012; Desbordes et al.， 2015）。在長期使用接納策略的情況下，個體的心理生理變化可能會更加明顯。此外，本研究發現，對照組中有77.68%的被試自發使用了接納策略。鑒于有意識接納可能涉及認知沖突和資源消耗，而無意識接納不存在這些不利影響（Ding et al.， 2015; Yuan et al.， 2019），這可能會對實驗結果產生混淆。未來的研究可以通過在對照組中篩選未使用情緒調節策略的個體，或者在指導語中限制被試對策略的使用，從而提升效果評估的準確性。

本研究存在若干不足。第一，本研究的被試均為中國大學生，樣本特征可能限制研究發現的適用性。未來研究需擴大樣本量，納入不同年齡、職業和文化背景的群體，以檢驗情緒調節策略的普適性和文化特異性。第二，實驗室研究雖有助于揭示因果關系，但橫斷面設計難以考察接納和抑制的長期影響。尤其對于抑制策略可能存在的長期心理成本，需通過縱向追蹤研究加以驗證。第三，中國社會集體主義價值觀正經歷動態變遷（Xu amp; Hamamura， 2014），未來研究應采用縱向設計，重點考察情緒調節策略的文化適應性演變。第四，本研究使用的悲傷電影片段僅引發中等水平的悲傷情緒（M=3），而目標情緒強度可能影響情緒調節策略的選擇和效果（Kozubal et al.， 2023）。例如，研究發現，在高壓力情境下，更高的特質接納可以預測更少的日常負性情緒。而在低壓力情境下，這種關聯則會減弱（Catalino et al.， 2017）。接納策略可能在情緒強度較高時更有效。未來研究應將情緒強度作為關鍵變量，測量接納和抑制在不同情緒強度下的效果，并探討情緒調節策略與情緒強度之間的潛在因果關系。第五，本研究沿用了經典的情緒調節指導語（Campbell-Sills et al.， 2006; Dunn et al.， 2009; Hofmann et al， 2009）。考慮到情緒調節策略的文化適應性，未來的研究也可以進一步探討如何根據不同文化背景設計更為個性化的情緒調節干預方案。這對于心理健康干預和心理治療領域具有重要意義。

總之，本研究在中國大學生樣本中發現，抑制能夠有效減少負性情緒及相關生理反應。相比之下，接納在情緒誘發階段未產生明顯有益影響。這些結果為理解中國文化背景下情緒調節策略的效果提供了更豐富的視角，凸顯了情緒調節策略需與文化背景相適配的重要性。未來研究需要更細致地探索情境因素對情緒調節策略的影響，從而為不同文化背景及不同場景下的情緒調節策略選擇提供更具針對性的指導。

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