羞愧對親社會行為影響的三水平元分析*

郭 英 田 鑫 胡 東 白書琳 周蜀溪

·元分析(Meta-Analysis)·

羞愧對親社會行為影響的三水平元分析*

郭 英 田 鑫 胡 東 白書琳 周蜀溪

(四川師范大學(xué)心理學(xué)院, 成都 610066)

羞愧是一種典型的道德情緒, 其對親社會行為的作用在既往研究中并不一致。本研究首次采用三水平元分析技術(shù)整合相關(guān)實(shí)證研究, 檢驗(yàn)羞愧對親社會行為的影響及調(diào)節(jié)變量在二者關(guān)系中的作用。通過文獻(xiàn)檢索和篩選, 共計(jì)納入26篇文獻(xiàn), 85個(gè)效應(yīng)量, 總樣本量為5823人。主效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 羞愧組比控制組表現(xiàn)出更多的親社會行為, 羞愧能夠促進(jìn)親社會行為的產(chǎn)生。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 暴露情境比掩蔽情境更能誘發(fā)羞愧對親社會行為的促進(jìn)作用, 親社會行為的產(chǎn)生情境(暴露情境或掩蔽情境)調(diào)節(jié)作用顯著, 但年齡、文化背景、羞愧誘發(fā)方法、羞愧類型及親社會行為類型等變量的調(diào)節(jié)作用不顯著。本研究使用三水平元分析方法保證了納入文獻(xiàn)信息的完整性, 從而就羞愧對親社會行為的影響及調(diào)節(jié)變量在兩者關(guān)系中的作用得出更為全面可靠的研究結(jié)論, 有助于拓展人們對于羞愧與親社會行為關(guān)系及調(diào)節(jié)機(jī)制的認(rèn)識。后續(xù)研究可深入探討認(rèn)知因素和個(gè)體特征在羞愧對親社會行為影響中的作用, 考察羞愧與其他道德情緒對親社會行為影響的差異。

羞愧, 親社會行為, 三水平元分析, 調(diào)節(jié)效應(yīng)

1 引言

當(dāng)你撒謊卻被他人識破時(shí), 你可能會臉紅, 感到丟臉、難受, 甚至想找個(gè)地洞鉆進(jìn)去, 這些生理反應(yīng)和心理感受或許是由于羞愧。羞愧(shame), 又稱羞恥, 是個(gè)體在失敗或道德失誤后引發(fā)的道德情緒(Tangney et al., 2007), 也是近年道德情緒研究的焦點(diǎn)。經(jīng)歷羞愧時(shí), 個(gè)體會進(jìn)行自我反思和自我評價(jià), 將錯誤歸因于自我, 因而更易對整體自我形成消極評價(jià)(Lewis, 1971), 并進(jìn)一步削弱力量感和自信心, 生發(fā)自卑感與無價(jià)值感(俞國良, 趙軍燕, 2009; Miceli & Castelfranchi, 2018)。羞愧與內(nèi)疚同屬于道德情緒, 但二者的評價(jià)對象和行為導(dǎo)向性不同。羞愧更多涉及對自我的評價(jià), 具有破壞性(內(nèi)化或外化攻擊)和建設(shè)性(親社會行為與自我提升)兩種導(dǎo)向(王煜, 李夢菊, 2020); 內(nèi)疚更多涉及對特定行為的評價(jià), 一般具有建設(shè)性導(dǎo)向(Tangney et al., 2014)。

早期研究普遍認(rèn)為羞愧作為一種負(fù)性情緒, 對包括親社會行為在內(nèi)的個(gè)體行為具有消極影響(de Hooge et al., 2007; Johnson et al., 1989)。近年來, 羞愧也被發(fā)現(xiàn)具有社會修復(fù)的作用(van Kleef & Lelieveld, 2022), 能夠促進(jìn)親社會行為的產(chǎn)生(丁芳等, 2013; 姚薇等, 2019; Gausel et al., 2016)?？梢? 目前國內(nèi)外研究雖考察了羞愧對親社會行為的影響, 但結(jié)論并不一致, 表明羞愧對親社會行為的作用可能受到某些因素的潛在影響。元分析的突出貢獻(xiàn)在于整合已有研究, 歸納共同效應(yīng), 并通過調(diào)節(jié)效應(yīng)分析揭示導(dǎo)致研究結(jié)果異質(zhì)性的原因, 為未來研究提供新的視角(Cheung, 2019)。因而有必要使用元分析整合既往研究, 進(jìn)一步理清羞愧對親社會行為的影響及調(diào)節(jié)變量在二者關(guān)系中的作用。

1.1 羞愧對親社會行為的影響

早期, 研究者多關(guān)注羞愧的消極影響。如羞愧的歸因理論認(rèn)為羞愧在本質(zhì)上是不適應(yīng)社會的情緒(Tangney & Dearing, 2003)。一項(xiàng)持續(xù)6個(gè)月的縱向研究發(fā)現(xiàn), 羞愧預(yù)示著后續(xù)親社會行為的減少(Roos et al., 2014)。此外, Johnson等人(1989)的研究發(fā)現(xiàn), 中國、美國及埃及大學(xué)生的羞愧與幫助行為呈負(fù)相關(guān)。在意外傷害他人后, 羞愧會抑制幫助行為的產(chǎn)生(Drummond et al., 2017)。研究顯示, 羞愧也會通過增強(qiáng)對金錢的渴望而削弱金錢欲望高者的捐贈行為(Wang et al., 2012), 降低個(gè)體對不了解自己羞愧經(jīng)歷者的捐助金額(杜靈燕, 2012)。

隨著研究的推進(jìn), 學(xué)者們逐漸意識到關(guān)注羞愧作為道德情緒的積極功能是必要的, 尤其是對親社會行為的促進(jìn)作用(Leach & Cidam, 2015; van Kleef & Lelieveld, 2022)。從進(jìn)化的視角來看, 違反社會規(guī)范會引發(fā)群體排斥, 而羞愧能促進(jìn)個(gè)體與群體成員的合作與順從, 滿足社會歸屬需要, 維系人際和諧(Sznycer et al., 2012)。羞愧的信息威脅理論(the Information Threat Theory of Shame)整合了進(jìn)化心理學(xué)家的觀點(diǎn), 認(rèn)為羞愧可以處理因負(fù)面信息導(dǎo)致社會貶值給個(gè)體帶來的威脅, 當(dāng)感知到社會貶值后, 羞愧會動員個(gè)體對環(huán)境做出適應(yīng)性改變(Sznycer et al., 2016)。功能主義者則認(rèn)為任何情緒都具有一定積極功能, 包括羞愧。當(dāng)自我受到威脅后, 羞愧能夠調(diào)動個(gè)體產(chǎn)生修復(fù)自我的動機(jī), 激發(fā)親社會行為, 以達(dá)到保護(hù)自我的目的(Lickel et al., 2014)。另一方面, 大量實(shí)證研究也支持羞愧對親社會行為的積極作用。如羞愧與尋求寬恕呈正相關(guān)(Riek & DeWit, 2018), 羞愧可以預(yù)測個(gè)體給予內(nèi)群體受害者的補(bǔ)償行為(Gausel et al., 2012)。經(jīng)歷羞愧后, 個(gè)體會增加捐贈的金額, 也會表現(xiàn)出助人行為(李賽琦, 王柳生, 2020; Jacquet et al., 2011; Nunney et al., 2022)。

由于羞愧對親社會行為影響的研究結(jié)論存在爭議, 國外學(xué)者進(jìn)行了少量整合性分析。Leach和Cidam (2015)通過元分析發(fā)現(xiàn), 當(dāng)失敗的可修復(fù)性較高時(shí), 狀態(tài)羞愧對建設(shè)性取向的親社會行為具有較小的促進(jìn)作用。然而Tignor和Colvin (2017)的元分析結(jié)果卻顯示, 特質(zhì)羞愧與親社會行為取向呈較低的負(fù)相關(guān)。兩篇文獻(xiàn)在一定程度上探析了羞愧與親社會行為的關(guān)系, 但仍存在以下不足：(1)未考慮年齡、文化背景、羞愧類型、親社會行為類型、親社會行為產(chǎn)生情境等因素的不同影響; (2)均采用傳統(tǒng)元分析方法。相比傳統(tǒng)元分析, 三水平元分析能解釋研究內(nèi)的相關(guān), 最大限度地利用原始文獻(xiàn)的效應(yīng)量(Assink & Wibbelink, 2016)。鑒于此, 本研究采用三水平元分析技術(shù), 更為全面、準(zhǔn)確地揭示羞愧對親社會行為影響的性質(zhì)和強(qiáng)度, 以澄清現(xiàn)有理論及研究結(jié)果間的爭議。同時(shí), 在分析納入文獻(xiàn)、參照已有元分析研究的基礎(chǔ)上, 首次考察了與研究樣本有關(guān)的年齡、文化背景(即樣本特征)及與實(shí)驗(yàn)設(shè)置有關(guān)的羞愧類型、羞愧誘發(fā)方法、親社會行為類型、親社會行為的產(chǎn)生情境(即實(shí)驗(yàn)特征)對羞愧與親社會行為關(guān)系的影響, 彌補(bǔ)已有元分析的不足, 推進(jìn)親社會行為的理論研究。

1.2 羞愧與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

1.2.1 年齡

研究表明, 羞愧在一定程度上對青少年親社會行為的發(fā)生及持續(xù)有負(fù)向預(yù)測作用(Ortiz Baron et al., 2018; Roos et al., 2014)。但羞愧卻能增加成人的補(bǔ)償傾向(Ghorbani et al., 2013)。面對自己與他人的利益, 成人在羞愧后更多滿足他人而犧牲自己的利益, 做出更多的利他行為(廖紅玲, 趙冬梅, 2020)。因此, 年齡可能是影響羞愧與親社會行為關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)變量。

1.2.2 文化背景

文化背景對于理解情緒與道德行為的關(guān)系是必要的。研究表明, 在東方文化中, 自己與重要他人的不當(dāng)言行誘發(fā)的羞愧均能促進(jìn)親社會行為, 且二者的促進(jìn)效應(yīng)一致(姚薇等, 2019)。儒家文化作為典型的東方文化, 其精神內(nèi)核是知廉恥, 常懷羞愧之心(王煜, 李夢菊, 2020)。在儒家文化背景下, 高尚者具有羞愧感且能據(jù)此約束自己(Kitayama et al., 1995), 如“無羞惡之心, 非人也”。因此, 羞愧在東方文化中被認(rèn)為具有建設(shè)性功能或積極意義。然而, 羞愧在西方文化中被視為與隱私相關(guān)的負(fù)性情緒, 常與回避、憤怒等防御性反應(yīng)相聯(lián)(Kitayama et al., 1995; Sheikh, 2014), 與親社會行為相關(guān)性不高(Myyry et al., 2021), 甚至對其存在負(fù)面影響(Ibanez & Roussel, 2021)?？梢? 文化背景的不同或許會導(dǎo)致羞愧對親社會行為的影響不同。

1.2.3 羞愧誘發(fā)方法

羞愧的誘發(fā)方法主要包括實(shí)驗(yàn)啟動(包括想象、回憶和真實(shí)情景啟動) (高學(xué)德, 2013)和自我報(bào)告(包括自我意識情感測驗(yàn)、羞愧體驗(yàn)量表等) (Giner-Sorolla et al., 2011)。Wang等人(2020)使用兩種不同的想象情境誘發(fā)羞愧, 發(fā)現(xiàn)與中性情緒相比, 羞愧情緒下個(gè)體的助人意愿更強(qiáng)。Ibanez和Roussel (2021)通過回憶自身經(jīng)歷誘發(fā)羞愧后發(fā)現(xiàn), 羞愧條件下個(gè)體對非政府環(huán)境組織的捐贈金額少于控制條件下。de Hooge等人(2008)采用真實(shí)情景啟動的簡單任務(wù)失敗范式進(jìn)行研究, 在被試完成智力測試后給予其能力不如他人的虛假反饋, 以達(dá)到誘發(fā)羞愧的目的。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 當(dāng)與知道自己測試結(jié)果的同伴互動時(shí), 被試表現(xiàn)出更多的親社會行為。自我報(bào)告多采用自我意識情感測驗(yàn)(the Test of Self-Conscious Affect, TOSCA)。自我意識情感測驗(yàn)是一種情景模擬技術(shù), 可用于誘發(fā)并評估特質(zhì)羞愧(Giner-Sorolla et al., 2011; Tangney, 1996)。測驗(yàn)通過向被試呈現(xiàn)一系列能夠誘發(fā)羞愧的情境來評估羞愧情緒, 每個(gè)情境都會涉及關(guān)于羞愧的簡要描述, 被試則根據(jù)自身情況對描述進(jìn)行5點(diǎn)評分(Tangney, 1996)。Ortiz Baron等人(2018)采用自我意識情感測驗(yàn)進(jìn)行研究, 發(fā)現(xiàn)羞愧與親社會行為呈負(fù)相關(guān)。因此, 羞愧的不同誘發(fā)方法可能會影響其與親社會行為的關(guān)系。

1.2.4 羞愧類型

羞愧可以分為特質(zhì)羞愧和狀態(tài)羞愧。特質(zhì)羞愧是個(gè)體身上穩(wěn)定的反應(yīng)傾向與情感特征, 主要由心理測驗(yàn)進(jìn)行測量; 狀態(tài)羞愧是個(gè)體直接的感覺和體驗(yàn), 主要由實(shí)驗(yàn)誘發(fā)(Cohen et al., 2011; Lewis, 1971)。研究發(fā)現(xiàn), 相比控制條件, 個(gè)體在因“弄壞”電腦而體驗(yàn)到的狀態(tài)羞愧下更可能為主試提供幫助(Dempsey & Mann, 2017)。Carlo等人卻發(fā)現(xiàn)特質(zhì)羞愧與利他行為傾向呈負(fù)相關(guān)(Carlo et al., 2012)?？梢? 不同羞愧類型對親社會行為的影響也不一致。這可能是穩(wěn)定的羞愧體驗(yàn)使個(gè)體產(chǎn)生了高度的自我保護(hù)動機(jī), 導(dǎo)致其更傾向于從事退縮或回避行為(de Hooge et al., 2010)。而狀態(tài)羞愧下, 情緒只是被短暫喚醒, 更易引發(fā)個(gè)體包含親社會行為在內(nèi)的積極行為(郝娜, 崔麗瑩, 2022)。

1.2.5 親社會行為類型

目前, 學(xué)術(shù)界對親社會行為內(nèi)涵的界定未達(dá)成共識。本研究選取更為普遍的親社會行為概念, 特指一切有益于他人或社會的行為(Dovidio et al., 2017), 包括合作、捐助、助人、分享、安慰等(Carlo, 2014)。研究發(fā)現(xiàn), 羞愧引發(fā)捐助行為的可能性似乎高于合作與助人行為(Wang et al., 2020)。無論在實(shí)驗(yàn)情境還是日常情境, 想象、回憶或真實(shí)情景誘發(fā)的羞愧都難以引發(fā)合作行為或助人行為(de Hooge et al., 2007; Dempsey & Mann, 2017), 但有助于引發(fā)捐助行為(Wang et al., 2020)。因此, 親社會行為的類型也可能調(diào)節(jié)羞愧對親社會行為的影響。

1.2.6 親社會行為的產(chǎn)生情境

羞愧對親社會行為的影響也會因親社會行為的產(chǎn)生情境而存在差異。羞愧負(fù)向預(yù)測日常情境下的利他主義行為傾向(Carlo et al., 2012), 但卻能夠增加個(gè)體在實(shí)驗(yàn)中的捐贈金額(Jacquet et al.,2011), 使其在金錢分配游戲中給他人分配更多金錢(廖紅玲, 趙冬梅, 2020)。這似乎說明羞愧更有可能對短期實(shí)驗(yàn)情境下的親社會行為產(chǎn)生積極影響。

此外, 行為是否暴露于人際互動中也會影響羞愧對親社會行為的作用。Declerck等人使用同時(shí)囚徒困境與繼時(shí)囚徒困境比較羞愧對親社會行為的不同影響(Declerck et al., 2014)。在同時(shí)囚徒困境(即掩蔽情境)中, 被試不知道他人的選擇, “背叛”行為源自多種動機(jī); 而在繼時(shí)囚徒困境(即暴露情境)中, 被試知道他人的選擇, “背叛”變成了其他被試自私的結(jié)果。研究表明, 同時(shí)囚徒困境中誘發(fā)的羞愧并不會增強(qiáng)合作行為, 但繼時(shí)囚徒困境下的被試會為掩飾自己而選擇合作(Declerck et al., 2014)。因此, 當(dāng)行為暴露于人際互動時(shí), 羞愧似乎更能促進(jìn)親社會行為。

1.3 研究目的

鑒于目前研究對羞愧能否促進(jìn)親社會行為仍存在分歧, 且既往使用傳統(tǒng)元分析方法進(jìn)行的整合研究尚未明確年齡、文化背景、羞愧類型、羞愧誘發(fā)方法、親社會行為類型、親社會行為產(chǎn)生情境等因素能否調(diào)節(jié)二者的關(guān)系。本研究旨在采用三水平元分析整合已有文獻(xiàn), 全面考察羞愧對親社會行為的影響, 揭示上述潛在調(diào)節(jié)變量的具體作用, 拓展人們對羞愧與親社會行為關(guān)系的認(rèn)識, 推進(jìn)親社會行為的理論研究。

2 方法

本研究按照系統(tǒng)評價(jià)和元分析首選報(bào)告項(xiàng)目(Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-Analysis Protocols, PRISMA-P)進(jìn)行操作(Moher et al., 2015), 并在Open Science Framework (OSF)進(jìn)行預(yù)注冊(注冊號：10.17605/OSF.IO/ YJ4F3)。

2.1 文獻(xiàn)檢索

使用中文和英文數(shù)據(jù)庫進(jìn)行文獻(xiàn)搜索。中文檢索使用中國知網(wǎng)期刊全文數(shù)據(jù)庫(CNKI)、中國優(yōu)秀碩博士論文數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫, 分別在標(biāo)題和摘要中進(jìn)行關(guān)鍵詞檢索。羞愧的關(guān)鍵詞為“羞愧”或“羞恥”, 親社會行為的關(guān)鍵詞為“親社會行為” “助人行為” “利他行為” “合作” “捐助” “補(bǔ)償” “分享” “安慰”。英文檢索使用PubMed、Web of Science、Elsevier、EBSCO、ProQuest數(shù)據(jù)庫, 并通過Google Scholar進(jìn)行文獻(xiàn)補(bǔ)查, 分別在標(biāo)題和摘要中進(jìn)行關(guān)鍵詞檢索。羞愧的關(guān)鍵詞為“shame”, 親社會行為的關(guān)鍵詞為“prosocial behavior”或“helping behavior”或“altruistic behavior”或“cooperation”或“donation”或“compensation”或“share”或“consolation”。同時(shí), 采用文獻(xiàn)回溯法, 通過論文的參考文獻(xiàn)查漏補(bǔ)缺。截止至2022年2月, 共檢索到文獻(xiàn)1355篇, 文獻(xiàn)檢索的時(shí)間范圍為1973年2月～2022年2月。

2.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)如下：(1)實(shí)證研究, 不包含綜述、元分析等; (2)語言為英語和中文, 排除其他語言的文獻(xiàn); (3)研究對象為正常人, 排除有身體疾病或臨床心理疾病的群體; (4)明確報(bào)告測量工具; (5)排除特定領(lǐng)域和情境下的羞愧(如：身體羞愧、工作羞愧); (6)提供可計(jì)算的效應(yīng)量, 包括均值、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量、值、值、c2值, 不包括回歸分析、結(jié)構(gòu)方程模型等統(tǒng)計(jì)方法獲得的數(shù)據(jù); (7)若研究采用實(shí)驗(yàn)法, 需包含實(shí)驗(yàn)組(羞愧情緒)與控制組(中性情緒)的對比, 排除不含控制組和控制組不是中性情緒的文獻(xiàn)。PRISMA流程圖見圖1, 此步驟由兩位作者單獨(dú)進(jìn)行, 若出現(xiàn)分歧則與通訊作者討論后決定。對于未提供完整數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)(=5), 其中2篇為學(xué)位論文且未提供作者聯(lián)系方式, 另外3篇為已發(fā)表文獻(xiàn), 聯(lián)系作者后未收到回復(fù), 據(jù)此上述5篇文獻(xiàn)均被排除。最終納入元分析的文獻(xiàn)共計(jì)26篇, 其中英文20篇, 中文6篇, 共5823個(gè)樣本量, 效應(yīng)量85個(gè)。

2.3 文獻(xiàn)編碼及效應(yīng)值提取

對納入文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼：(1)文獻(xiàn)信息(作者名、發(fā)表時(shí)間); (2)被試年齡(青少年或成人); (3)實(shí)驗(yàn)組與控制組被試量; (4)文化背景(東方文化或西方文化); (5)羞愧類型(特質(zhì)羞愧或狀態(tài)羞愧); (6)羞愧誘發(fā)方法(想象、回憶、真實(shí)情景啟動、自我報(bào)告); (7)親社會行為類型(合作、捐助、助人、利他、總體、其它); (8)親社會行為的產(chǎn)生情境(實(shí)驗(yàn)情境或日常情境、暴露情境或掩蔽情境)。

編碼遵循如下原則：(1)每個(gè)獨(dú)立樣本編碼為一個(gè)效應(yīng)值, 若一篇文章報(bào)告多個(gè)獨(dú)立樣本, 則分別編碼。(2)未提供單獨(dú)組別樣本量時(shí), 參考Quarmley等人(2022)的方法, 將總樣本量除以組數(shù)視作各獨(dú)立組的樣本量。(3)數(shù)據(jù)重復(fù)時(shí), 選取提供更多信息的文獻(xiàn)。(4)若研究為縱向研究, 只編碼第一次結(jié)果。為避免編碼錯誤, 兩位作者單獨(dú)進(jìn)行編碼, 一致性如下：(1)年齡(Kappa=0.93); (2)文化背景(Kappa=1.00); (3)羞愧類型(Kappa=1.00); (4)羞愧誘發(fā)方法(Kappa=1.00); (5)親社會行為的產(chǎn)生情境(實(shí)驗(yàn)情境或日常情境, Kappa=0.98; 暴露情境或掩蔽情境, Kappa=0.95); (6)親社會行為類型(Kappa=0.97)。

圖1 PRISMA流程圖

注：代表文獻(xiàn)數(shù)量,代表效應(yīng)量個(gè)數(shù)

2.4 文獻(xiàn)質(zhì)量評估

使用觀察隊(duì)列和橫斷研究質(zhì)量評估工具(Quality Assessment Tool for Observational Cohort and Cross-Sectional Studies)評估文獻(xiàn)質(zhì)量(NIH, 2018)。此評估工具共14項(xiàng)目, 每個(gè)項(xiàng)目包含是、否、無法確定、未報(bào)告、不適用五種選擇。計(jì)分標(biāo)準(zhǔn)為“是”計(jì)1分, 其余不計(jì)分。文獻(xiàn)質(zhì)量的評分標(biāo)準(zhǔn)為好(總分 > 7)、一般(總分5～7)和差(總分 < 5)。兩位作者單獨(dú)進(jìn)行編碼, 一致性為Kappa=0.93。

2.5 元分析過程

2.5.1 效應(yīng)量計(jì)算

本研究使用Hedge’s值作為效應(yīng)量, 小、中、大效應(yīng)的Hedge’s值為0.20、0.50、0.80(Cohen, 1992)。多數(shù)研究通過均值、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量計(jì)算效應(yīng)量的大小, 少量研究將值、值、c2值轉(zhuǎn)換為Hedge’s(Harrer et al., 2021)。

本研究納入了部分文獻(xiàn)的多個(gè)效應(yīng)量。原因是納入文獻(xiàn)使用多種羞愧或親社會行為的測量方法進(jìn)行評估、文獻(xiàn)報(bào)告多個(gè)結(jié)果變量等, 這與傳統(tǒng)元分析方法認(rèn)為效應(yīng)量相互獨(dú)立的假設(shè)不相符(Cheung, 2014), 不適宜使用傳統(tǒng)元分析方法。而三水平元分析作為對傳統(tǒng)元分析方法的擴(kuò)展, 通過增加一個(gè)中間水平來考慮效應(yīng)量之間的依賴性(Cheung, 2014), 可以解釋三個(gè)方差來源：抽樣方差(水平1)、研究內(nèi)方差(水平2)、研究間方差(水平3) (Hox et al., 2017; van den Noortgate et al., 2013)。這解決了傳統(tǒng)元分析效應(yīng)量不獨(dú)立的問題, 保留了信息的完整性并提高了統(tǒng)計(jì)效率(Cheung, 2019)。這也是本研究采用三水平元分析方法的價(jià)值所在。

2.5.2 數(shù)據(jù)處理與分析

本研究采用R X64 4.1.1-win版本的metafor包(Viechtbauer, 2010)和esc包(Lüdecke, 2019)進(jìn)行三水平元分析, 同時(shí)參照Harrer等人(2021)、Assink和Wibbelink (2016)的教程改編R語法。

2.5.3 出版偏倚

由于高效應(yīng)量的研究比低效應(yīng)量的研究更可能被發(fā)表, 導(dǎo)致已發(fā)表研究文獻(xiàn)的效應(yīng)量偏高, 進(jìn)一步使元分析中的合并效應(yīng)量高于真實(shí)效應(yīng)量, 從而產(chǎn)生發(fā)表偏差(Rothstein et al., 2005)。本研究通過漏斗圖(Funnel plot)、Egger’s回歸檢驗(yàn)、Rosenthal失安全系數(shù)檢驗(yàn)發(fā)表偏倚問題。漏斗圖可以較為直觀的初步檢驗(yàn)發(fā)表偏倚, 當(dāng)漏斗圖中的數(shù)據(jù)左右對稱分布、集中在中上部時(shí)則不存在嚴(yán)重發(fā)表偏倚(Wei et al., 2017)。Egger’s回歸檢驗(yàn)中值不顯著, 則不存在嚴(yán)重發(fā)表偏倚(Egger et al., 1997)。Rosenthal失安全系數(shù)大于5×+ 10 (為效應(yīng)量數(shù)量), 則可以忽略發(fā)表偏倚(Rothstein et al., 2005)。若存在發(fā)表偏倚, 采用剪補(bǔ)法(Trim and fill method)進(jìn)行偏倚校正(Duval & Tweedie, 2000)。

3 結(jié)果

3.1 研究特征

通過文獻(xiàn)檢索, 最終確定26篇適合元分析的文獻(xiàn), 其中英文文獻(xiàn)20篇, 中文文獻(xiàn)6篇。效應(yīng)量共85個(gè), 共計(jì)5823名被試。在同一研究中, 效應(yīng)量數(shù)最少的為1個(gè), 最多的為16個(gè)。納入文獻(xiàn)的發(fā)表時(shí)間為1973年2月～2022年1月(詳見表1)。各調(diào)節(jié)變量中的研究數(shù)和效應(yīng)量數(shù)詳見表2。文獻(xiàn)質(zhì)量評估顯示, 納入文獻(xiàn)的質(zhì)量被評為好(=19)或一般(=7)。

3.2 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

漏斗圖中, 效應(yīng)量基本均勻分布于中上部及總效應(yīng)量兩側(cè), 直觀地表明不存在嚴(yán)重發(fā)表偏倚。其次, Egger’s檢驗(yàn)結(jié)果不顯著,=–0.01,=0.996, 截距為–0.01, 95% CI為[–1.84, –1.82]; Rosenthal失安全系數(shù)為7088, 大于5×+ 10 (=85)。綜上, 本研究不存在嚴(yán)重發(fā)表偏倚, 無需采用剪補(bǔ)法進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3.3 主效應(yīng)分析和異質(zhì)性檢驗(yàn)

主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明, 羞愧組與控制組在親社會行為上的差異具有較小的效應(yīng)量(=0.33, 95% CI [0.12, 0.53])。總方差來源中, 抽樣方差(水平1)為7.96%, 研究內(nèi)方差(水平2)為36.12%, 研究間方差(水平3)為55.92%。單側(cè)對數(shù)似然比檢驗(yàn)的結(jié)果表明, 研究內(nèi)方差(水平2) (< 0.001)和研究間方差(水平3) (< 0.001)均存在顯著差異。因此, 研究間異質(zhì)性顯著, 可以進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)(Assink & Wibbelink, 2016; Hunter & Schmidt, 1990)。

表1 納入研究的特征

續(xù)表

注：W=西方文化, E=東方文化; A=青少年, Ad=成人; S=狀態(tài)羞愧, T=特質(zhì)羞愧; I=想象, R=回憶, P=真實(shí)情景, SR=自我報(bào)告; EX=實(shí)驗(yàn)情境, DA=日常情境; MS=掩蔽情境, ES=暴露情境; C=合作, H=助人, D=捐助, A=利他, P=總體親社會行為, O=其他。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

本研究考察年齡(青少年、成人)、文化背景(東方文化、西方文化)、羞愧類型(狀態(tài)羞愧、特質(zhì)羞愧)、羞愧誘發(fā)方法(想象、回憶、真實(shí)情景啟動、自我報(bào)告)、親社會行為類型(合作、捐助、助人、利他、其他、總體親社會行為)、親社會行為產(chǎn)生情境(實(shí)驗(yàn)情境、日常情境; 暴露情境、掩蔽情境)的調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明年齡((1, 83)=0.57,0.454)、文化背景((1, 83)=1.27,0.263)、羞愧類型((1, 83)=0.05,0.821)、羞愧誘發(fā)方法((3, 81)=0.17,0.916)、親社會行為類型((5, 79)=0.91,0.482)的調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著。就親社會行為的產(chǎn)生情境而言, 實(shí)驗(yàn)情境或日常情境不影響羞愧對親社會行為的作用((1, 83)=0.09,=0.762)。但掩蔽情境或暴露情境的影響顯著((1, 83)=6.90,0.010), 相比掩蔽情境(=0.20, 95% CI [–0.85, –0.12]), 羞愧在暴露情境下更容易誘發(fā)親社會行為(=0.69, 95% CI [0.36, 1.02]) (見表2)。因?yàn)橹挥幸粋€(gè)調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, 本研究未考察調(diào)節(jié)變量間的多重共線性(Assink & Wibbelink, 2016)。

表2 羞愧對親社會行為影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

注：, 研究數(shù)量; #, 效應(yīng)量數(shù)量; CI, 置信區(qū)間;1, 估計(jì)回歸系數(shù); Var. level 2, 研究內(nèi)方差; Var. level 3, 研究間方差。*< 0.05, **< 0.01, ***< 0.001。

4 討論

本研究首次采用三水平元分析方法定量整合了26篇原始文獻(xiàn)的結(jié)果, 證實(shí)了羞愧組比控制組表現(xiàn)出更多的親社會行為, 羞愧對親社會行為有積極促進(jìn)作用。同時(shí), 考察一系列調(diào)節(jié)變量后發(fā)現(xiàn)掩蔽情境或暴露情境的調(diào)節(jié)作用顯著, 相比掩蔽情境, 暴露情境下羞愧更能促進(jìn)親社會行為。其結(jié)論有助于深化并拓展人們對羞愧與親社會行為關(guān)系的認(rèn)識, 也為后續(xù)該領(lǐng)域的研究提供了新的借鑒與參考。

4.1 羞愧對親社會行為的影響

羞愧能夠促進(jìn)親社會行為的產(chǎn)生, 可以結(jié)合羞愧的信息威脅理論和功能主義的觀點(diǎn)予以解釋。羞愧的信息威脅理論認(rèn)為羞愧是為了避免社會貶值而演變來的(Robertson et al., 2018; Sznycer et al., 2016)。Sznycer等人(2018)發(fā)現(xiàn)羞愧在15個(gè)不同地區(qū)具有一致性, 這意味著羞愧是一種人類普遍的適應(yīng)模式。同時(shí), 在人類發(fā)展早期, 殘酷的環(huán)境要求個(gè)體必須與群體內(nèi)的成員合作, 以達(dá)到生存繁衍、延續(xù)基因的目的(Fessler, 2004)。個(gè)體一旦違反社會規(guī)范, 在群體成員眼中的價(jià)值就會降低, 并且面臨群體排斥的風(fēng)險(xiǎn)。為回避可能導(dǎo)致貶值的行為, 羞愧會促使個(gè)體在面臨不利信息時(shí)選擇合作、安撫等行為以維系人際和諧(Sznycer et al., 2016)。

功能主義則認(rèn)為羞愧致力于對自我的保護(hù), 其本身具有建設(shè)性意義, 當(dāng)個(gè)體的失敗或社會形象難以修復(fù)時(shí)才會出現(xiàn)破壞性行為(Leach & Cidam, 2015)。在功能主義者看來, 積極的自我觀是人類的基本動機(jī)(Alexander & Knight, 1971)。但在體驗(yàn)羞愧情緒后, 個(gè)體會將錯誤歸因于自我, 對整體自我產(chǎn)生消極評價(jià), 并體驗(yàn)到痛苦感(Tangney & Dearing, 2003; Tangney et al., 2007)。而羞愧的作用在于激發(fā)個(gè)體對自我的保護(hù), 修復(fù)受損的自我, 釋放消極情緒, 發(fā)揮此作用的過程則會表現(xiàn)出親社會行為(如助人、補(bǔ)償?shù)? (de Hooge et al., 2008; de Hooge et al., 2010)。在此過程中, 自我控制起著重要作用。既往研究表明, 羞愧可以提高自我控制能力(范偉等, 2019), 這源于維護(hù)良好自我的需要。個(gè)體在羞愧后常常會產(chǎn)生擺脫羞愧情緒的強(qiáng)烈需求, 并試圖通過后續(xù)行為恢復(fù)良好的自我形象, 這就需要調(diào)動更多的自我控制資源。因此, 自我控制可以抑制利己的欲望, 增加親社會行為(DeWall et al., 2008)。而當(dāng)自我控制資源匱乏時(shí), 個(gè)體會表現(xiàn)出欺騙行為(范偉等, 2019), 也會對利他行為產(chǎn)生不利影響(費(fèi)定舟等, 2016)。綜上, 羞愧的作用可表現(xiàn)為通過調(diào)動自我控制資源對親社會行為產(chǎn)生積極影響。

總之, 羞愧的信息威脅理論認(rèn)為羞愧引發(fā)的親社會行為旨在降低社會貶值的可能性, 功能主義則堅(jiān)信羞愧后從事親社會行為可以修復(fù)自我, 維護(hù)積極的自我形象, 釋放消極情緒。據(jù)此, 也就不難理解為什么羞愧能夠促進(jìn)親社會行為產(chǎn)生了。

4.2 羞愧與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 親社會行為產(chǎn)生情境(暴露情境或掩蔽情境)的調(diào)節(jié)作用顯著, 暴露情境比掩蔽情境更能誘發(fā)羞愧對親社會行為的積極作用。這在一定程度上反映了羞愧體驗(yàn)強(qiáng)度的影響。Scheff和Retzinger (1991)認(rèn)為個(gè)體在暴露情境中更容易體驗(yàn)到羞愧。實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn), 將被試在蜈蚣博弈中的行為告知其他參與者后, 被試會體驗(yàn)到更高的羞愧強(qiáng)度(Nunney et al., 2022)?？梢? 已經(jīng)誘發(fā)的羞愧體驗(yàn)強(qiáng)度在暴露情境中會進(jìn)一步提升。根據(jù)情緒滲透模型(the Affect Infusion Model, AIM), 情緒會滲透并影響個(gè)體在人際互動中對無關(guān)目標(biāo)的認(rèn)知和判斷(Forgas, 1995)。而情緒體驗(yàn)強(qiáng)度會影響情緒滲透程度, 進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體采取不同的認(rèn)知加工策略, 最終表現(xiàn)出決策結(jié)果的差異(陳璟等, 2014; Forgas, 1995)。掩蔽情境下羞愧體驗(yàn)強(qiáng)度低, 滲透程度較小, 個(gè)體基于動機(jī)驅(qū)動的加工策略進(jìn)行決策, 羞愧情緒較少作用于決策。此情境下的決策更多涉及利益, 即遠(yuǎn)離親社會行為能夠獲得短期的及時(shí)回報(bào)(如節(jié)省時(shí)間和金錢), 但對自己和群體的長期發(fā)展不利, 選擇親社會行為則相反(de Hooge et al., 2007; Declerck et al., 2014)。此時(shí), 人類原始的自私欲望使得即時(shí)獎勵比長期利益更具有吸引力, 羞愧者基于渴望獲得即時(shí)獎勵的動機(jī)而傾向于遠(yuǎn)離親社會行為。暴露情境下羞愧體驗(yàn)強(qiáng)度高, 滲透程度較大, 個(gè)體基于啟發(fā)式加工進(jìn)行決策, 且羞愧情緒可以直接作用于決策。此情境下的決策不僅涉及利益, 還會影響自我形象。當(dāng)行為暴露于人際互動中時(shí), 拒絕從事親社會行為會被貼上自私和貪婪的標(biāo)簽, 進(jìn)而引發(fā)他人對個(gè)體自我形象和聲譽(yù)的負(fù)面評價(jià), 最終激活羞愧的防御機(jī)制。此時(shí), 維護(hù)自我形象和聲譽(yù)的渴望強(qiáng)于獲得短期利益的自私欲望, 從而更傾向于從事親社會行為(de Hooge et al., 2007; Declerck et al., 2014)。該結(jié)果作為本研究的重要發(fā)現(xiàn), 首次從情境因素方面為羞愧對親社會行為影響的邊界條件提供了有益證據(jù), 也提示今后對該主題的研究需要結(jié)合情境因素進(jìn)行審視和解讀, 從多方面探索造成羞愧與親社會行為關(guān)系研究結(jié)論差異的原因。

年齡的調(diào)節(jié)作用不顯著, 這是因?yàn)樵诔砷L過程中, 10歲左右的個(gè)體已具備了體驗(yàn)和理解羞愧的能力, 且羞愧也能夠預(yù)測他們的助人和捐助行為(Wang et al., 2020)。盡管對羞愧的理解程度隨年齡的增長而加深, 但對青少年和成年人而言, 羞愧均能夠促進(jìn)親社會行為。需要指出的是, 因涉及兒童的文獻(xiàn)數(shù)量未達(dá)到最低要求(van Eldik et al., 2020), 本研究的對象只包括青少年和成年人, 羞愧能否誘發(fā)10歲以下兒童的親社會行為還需進(jìn)一步驗(yàn)證。

文化背景的調(diào)節(jié)作用也未達(dá)到顯著水平。不僅是東方文化, 西方文化下的羞愧對親社會行為也具有促進(jìn)作用, 二者的關(guān)系具有一定跨文化穩(wěn)定性。盡管道德情緒與道德行為的關(guān)系受文化差異影響已成為共識, 但仍有研究能夠支持本研究結(jié)果。如Ghorbani和Liao (2014)通過對中國人(東方文化背景下)與在加拿大的華裔(從小生活在西方文化背景下或移民加拿大6年以上)進(jìn)行的跨文化研究發(fā)現(xiàn), 文化適應(yīng)過程并不能調(diào)節(jié)羞愧與補(bǔ)償行為間的關(guān)系。這可能是因?yàn)樵趶?qiáng)調(diào)集體主義的東方文化下, 個(gè)體將集體看得比自己更重要, 更加注重集體需求并保持集體內(nèi)部的和諧, 也更容易體驗(yàn)到羞愧(Bedford & Hwang, 2003; Fessler, 2004)。一旦做了錯事或違反社會規(guī)范, 個(gè)體就會覺得在他人面前丟掉了面子, 從事親社會行為可以恢復(fù)丟失的“面子”。而在西方文化中, 雖有研究者將羞愧看作消極情緒, 認(rèn)為個(gè)體在羞愧情緒下傾向于誘發(fā)回避與退縮行為。但近年越來越多的研究發(fā)現(xiàn), 羞愧實(shí)際上是人類生物學(xué)的基本組成部分, 起源于自然選擇, 而非不同文化演變的產(chǎn)物(Sznycer et al., 2018)。羞愧的信息威脅理論也認(rèn)為羞愧實(shí)質(zhì)上是避免他人對自己形成負(fù)面評價(jià)的一種進(jìn)化適應(yīng)(Robertson et al., 2018)。因此, 在不同文化下, 羞愧均能服務(wù)于人類生存, 表現(xiàn)出適應(yīng)性與建設(shè)性功能。本研究雖顯示文化背景的調(diào)節(jié)作用不顯著, 但相比不區(qū)分文化背景或單一文化背景下進(jìn)行的元分析研究更為客觀, 更具有說服力。這也為后續(xù)進(jìn)一步從文化的視角開展羞愧對親社會行為影響的理論與實(shí)證研究提供了啟示, 為該主題本土化研究的理論構(gòu)建提供了借鑒。

羞愧類型的調(diào)節(jié)作用不顯著, 特質(zhì)羞愧也能促進(jìn)親社會行為, 這可能與道德認(rèn)同及共情有關(guān)。特質(zhì)羞愧的產(chǎn)生依賴于對道德規(guī)范的認(rèn)同(Kingsford et al., 2022), 道德認(rèn)同感能有效預(yù)測親社會行為, 增強(qiáng)參與親社會行為的意愿(Hertz & Krettenauer, 2016)。此外, 特質(zhì)羞愧也與共情呈正相關(guān)(Gambin & Sharp, 2018), 而共情是一種典型的親社會性特質(zhì)(Silke et al., 2018)。因此, 特質(zhì)羞愧對親社會行為的產(chǎn)生也具有積極作用。

羞愧誘發(fā)方法的調(diào)節(jié)作用也不顯著。在實(shí)際誘發(fā)中, 羞愧與內(nèi)疚常相伴而生, 但內(nèi)疚比羞愧更能促進(jìn)親社會行為的產(chǎn)生(Tignor & Colvin, 2017)。在羞愧的定義中, 拒絕感和自卑感也常被概念化為羞愧的一部分, 常見的誘發(fā)方式會同時(shí)誘發(fā)羞愧、拒絕感和自卑感。但在控制拒絕感和自卑感后, 羞愧比內(nèi)疚更能夠促進(jìn)親社會行為(Gausel et al., 2012)。由于羞愧誘發(fā)的不純粹性, 不同方式誘發(fā)的羞愧具有一定程度的相關(guān), 且其他感覺和情緒也可能影響研究結(jié)果。因此, 未來研究需要進(jìn)一步關(guān)注羞愧誘發(fā)方式的純粹性, 排除其他潛在因素的影響。

親社會行為產(chǎn)生情境(實(shí)驗(yàn)情境或日常情境)的調(diào)節(jié)作用不顯著。一種可能的解釋是, 親社會行為是一種符合社會規(guī)范的適應(yīng)性行為, 在社會中廣受贊賞。因此, 無論是在實(shí)驗(yàn)情境還是日常情境中, 羞愧者都能表現(xiàn)出親社會行為(de Hooge et al., 2008)。

親社會行為類型的調(diào)節(jié)作用也不顯著, 說明羞愧對親社會行為的促進(jìn)作用不因親社會行為的類型而異。這與李賽琦和王柳生(2020)的研究結(jié)果一致, 無論是借給他人資料還是向受災(zāi)群眾捐款, 羞愧均能增加被試的助人意愿和捐助意愿?？梢? 羞愧者在犯錯后從事親社會行為是為了彌補(bǔ)過錯, 他們不關(guān)注采用何種類型的親社會行為, 只在乎是否能達(dá)到補(bǔ)償過失的目的。

綜上, 除親社會行為的產(chǎn)生情境(暴露情境或掩蔽情境)外, 其余調(diào)節(jié)效應(yīng)均不顯著, 表明羞愧對親社會行為的影響具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性。

5 研究的理論貢獻(xiàn)、不足與展望

首先, 本研究證實(shí)了羞愧對親社會行為具有較低程度的促進(jìn)作用(=0.33), 揭示了羞愧對親社會行為影響的性質(zhì)與強(qiáng)度, 回應(yīng)了該主題現(xiàn)有研究結(jié)果之間的爭議, 也為羞愧促進(jìn)親社會行為的相關(guān)理論(如信息威脅理論等)提供了支持。其次, 本研究發(fā)揮三水平元分析技術(shù)的獨(dú)有優(yōu)勢, 通過調(diào)節(jié)效應(yīng)分析從多方面揭示了羞愧對親社會行為影響異質(zhì)性的原因。首次將年齡、文化背景、羞愧類型、羞愧誘發(fā)方法、親社會行為類型、親社會行為產(chǎn)生情境作為二者關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)變量進(jìn)行考察, 且證實(shí)暴露情境比掩蔽情境更能誘發(fā)羞愧對親社會行為的積極作用。這為已有二者關(guān)系研究不一致的結(jié)論提供了新的協(xié)調(diào)視角或理論解讀, 也提示今后對該主題的研究需要結(jié)合情境因素進(jìn)行審視, 推進(jìn)了該領(lǐng)域已有的元分析研究, 對學(xué)者們考察羞愧對親社會行為的影響提供了一個(gè)整合性的研究框架。再次, 對比Leach和Cidam (2015)、Tignor和Colvin (2017)的元分析文獻(xiàn), 本研究首次納入了東方文化背景的樣本, 拓展了對東方文化下羞愧對親社會行為影響的理解, 有助于該主題本土化研究的理論構(gòu)建。

本研究存在以下有待后續(xù)完善的不足：第一, 由于納入文獻(xiàn)的局限, 本研究僅考察了部分樣本特征及實(shí)驗(yàn)特征在羞愧對親社會行為影響中的調(diào)節(jié)作用。未來研究可以深入拓展包括認(rèn)知因素(如羞愧對內(nèi)群體或外群體成員親社會行為的影響)及個(gè)體自身特征(如自我控制能力)對其關(guān)系的影響。第二, 本研究僅納入控制組為中性情緒的文獻(xiàn), 未納入將羞愧與內(nèi)疚、驕傲等道德情緒進(jìn)行對比的文獻(xiàn)。后續(xù)研究可以考慮納入其他道德情緒的對照性文獻(xiàn), 更全面的探討羞愧對親社會行為的影響。第三, 部分調(diào)節(jié)變量的亞樣本效應(yīng)值數(shù)量不平衡, 可能對調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果產(chǎn)生一定影響。第四, 本研究考察了狀態(tài)羞愧和特質(zhì)羞愧的不同影響。按照與決策情境中的行為是否相關(guān), 羞愧還可以分為內(nèi)源性羞愧與外源性羞愧, 相比外源性羞愧, 內(nèi)源性羞愧更能夠促進(jìn)親社會行為(李賽琦, 王柳生, 2020; de Hooge et al., 2008)。但目前對內(nèi)源性羞愧的研究較少, 待后續(xù)研究加強(qiáng)后可進(jìn)一步探討內(nèi)源性羞愧與外源性羞愧的不同影響。最后, 需要指出的是, 本研究結(jié)果雖顯示羞愧對親社會行為具有促進(jìn)作用, 但并不意味著羞愧導(dǎo)向破壞性行為的觀點(diǎn)是錯誤的, 羞愧對親社會及破壞性兩種行為影響的差異還需進(jìn)一步探明。

6 結(jié)論

本研究通過三水平元分析發(fā)現(xiàn), 羞愧對親社會行為具有促進(jìn)作用; 二者關(guān)系受親社會行為產(chǎn)生情境(暴露情境或掩蔽情境)的影響, 但不受年齡、文化背景、羞愧誘發(fā)方法、羞愧類型、親社會行為產(chǎn)生情境(實(shí)驗(yàn)情境或日常情境)、親社會行為類型的影響, 具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性。

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The effects of shame on prosocial behavior: A systematic review and three-level meta-analysis

GUO Ying, TIAN Xin, HU Dong, BAI Shulin, ZHOU Shuxi

(School of Psychology, Sichuan Normal University, Chengdu 610066, China)

Shame is a typical moral emotion, and its effects on prosocial behavior have been inconsistent in previous studies. In this study, a three-level meta-analysis technique was used for the first time to integrate relevant empirical studies to examine the effects of shame on prosocial behavior and the moderating variables in the relationship. Through literature search and screening, a total of 26 literatures with 85 effect sizes were included, and the total sample size was 5823 participants. The main effect test found that the shame group showed more prosocial behavior than the control group, which means shame can promote the generation of prosocial behavior. The moderating effect test showed that the moderating effect of generation situation of prosocial behavior (exposure situation or masking situation) was significant, that is, shame could promote more prosocial behavior in the exposure situation than in the masking situation. While the moderating effects of those variables including age, cultural background, shame-induced method, the type of shame, and the type of prosocial behavior were not significant. The use of three-level meta-analysis in this study ensured the integrity of the included literature information, so as to draw more comprehensive and reliable conclusions on the effects of shame on prosocial behavior and the role of moderating variables in the relationship between the two. This contributes to a deeper understanding of the relationship between shame and prosocial behavior and the moderating mechanisms. Subsequent research could further explore the role of cognitive factors and individual characteristics in the influence of shame on prosocial behavior, and investigate the differences between the effects of shame and other moral emotions on prosocial behavior.

shame, prosocial behavior, three-level meta-analysis, moderating effect

2022-07-07

*四川省哲學(xué)社會科學(xué)規(guī)劃“重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目” (SC19EZD052), 四川應(yīng)用心理學(xué)研究中心項(xiàng)目(CSXL- 212A07)。

郭英, E-mail: guoying517@163.com

B849: C91