人際憤怒的利與弊：來(lái)自元分析的證據(jù)*

王旭東 何雅吉 范會(huì)勇 羅揚(yáng)眉 陳煦海

·元分析(Meta-Analysis)·

人際憤怒的利與弊：來(lái)自元分析的證據(jù)*

王旭東?1何雅吉?1范會(huì)勇2羅揚(yáng)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(duì)接收者的影響有爭(zhēng)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(píng)價(jià)指標(biāo)、參照對(duì)象和應(yīng)用場(chǎng)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(duì)67篇文獻(xiàn), 總樣本量為15462人的185個(gè)效應(yīng)值進(jìn)行了分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：人際憤怒會(huì)讓接收者讓步更多、親社會(huì)行為減少、問(wèn)題解決行為提升, 同時(shí)情境不公平感增加, 對(duì)憤怒表達(dá)者的態(tài)度和能力評(píng)價(jià)均降低, 這些效應(yīng)受接收者文化背景和相對(duì)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(duì)表達(dá)者的消極評(píng)價(jià), 應(yīng)視情景謹(jǐn)慎使用。

憤怒, 行為表現(xiàn), 主觀評(píng)價(jià), 文化背景, 社會(huì)權(quán)力

1 引言

憤怒是因愿望不能實(shí)現(xiàn)、目標(biāo)達(dá)成受挫或個(gè)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(huì)因嫉妒而憤怒(Legerstee et al., 2010), 人們大多經(jīng)歷過(guò)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(dòng)心理資源以促進(jìn)行為糾正”的演化價(jià)值, 表達(dá)憤怒即意味著某個(gè)環(huán)節(jié)出現(xiàn)了問(wèn)題, 需要做出適當(dāng)改變以解決問(wèn)題(Berkowitz & Harmon-Jones, 2004)。

通過(guò)表情等形式表現(xiàn)出來(lái)作為一種社會(huì)信息傳達(dá)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(dá)者認(rèn)為目標(biāo)達(dá)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(dá)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(dá), 也可能是誘發(fā)憤怒的無(wú)意識(shí)流露, 但其實(shí)只是涉及表達(dá)者發(fā)出信息和接收者識(shí)別信息的交互過(guò)程。相較于個(gè)人情緒強(qiáng)調(diào)個(gè)體體驗(yàn)、表達(dá)和對(duì)表達(dá)者自身的影響, 人際憤怒強(qiáng)調(diào)對(duì)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(duì)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(gè)體視角的局限, 將表達(dá)者和接收者作為一個(gè)整體進(jìn)行考量, 更符合社會(huì)現(xiàn)實(shí)(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(dá)信號(hào)讓雙方直面問(wèn)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(diǎn)認(rèn)為人際憤怒的弊端很大, 個(gè)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(dá)憤怒會(huì)降低下屬對(duì)領(lǐng)導(dǎo)工作能力和領(lǐng)導(dǎo)力的評(píng)價(jià)(Shao, 2019b), 并降低下屬的工作績(jī)效(Johnson & Connelly, 2014), 當(dāng)領(lǐng)導(dǎo)為女性時(shí)尤為如此(Brescoll & Uhlmann, 2008; Lewis, 2000; Motro et al., 2021)。相反, 另一種觀點(diǎn)認(rèn)為作為一種承載極強(qiáng)演化價(jià)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(dá)憤怒會(huì)使得對(duì)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(huì)提升下屬的努力程度(Sy et al., 2005)、工作動(dòng)機(jī)和團(tuán)隊(duì)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(shí)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(dá)憤怒對(duì)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(huì)有分歧呢？

首先, 可能源于評(píng)價(jià)指標(biāo)不同。人際情緒傳遞著表達(dá)者的人格特征和行為傾向等信息(Niedenthal & Brauer, 2012), 會(huì)影響情緒接收者的感知評(píng)價(jià)和實(shí)際行為(van Kleef & Lelieveld, 2022)。在“人際憤怒的影響”研究中, 一些研究的評(píng)價(jià)指標(biāo)是憤怒接收者的感知評(píng)價(jià), 包括對(duì)憤怒表達(dá)者的信任度、能力和行為滿意度, 以及對(duì)情境特征的評(píng)價(jià)(Shao & Martin, 2020)。這些評(píng)價(jià)指標(biāo)只涉及接受者主觀評(píng)估, 是個(gè)人的內(nèi)在感受, 往往無(wú)需實(shí)際付出, 甚至不必讓情緒表達(dá)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(dá)者的評(píng)價(jià)。而另一些研究的評(píng)價(jià)指標(biāo)是憤怒接收者的實(shí)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(jī)效(van Doorn et al., 2014; Koning & van Kleef, 2015), 捐贈(zèng)情景的捐款金額(van Doorn et al., 2015)等。這些評(píng)價(jià)指標(biāo)關(guān)注的是利益攸關(guān)方的實(shí)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(shí)際利益采取行為。比如, 下屬可能對(duì)領(lǐng)導(dǎo)表達(dá)的憤怒感到不悅, 但仍會(huì)迫于壓力做出行為改變, 乃至重構(gòu)領(lǐng)導(dǎo)表達(dá)憤怒的動(dòng)機(jī)。因此, 我們假設(shè)：

H1：人際憤怒的影響在感知評(píng)價(jià)和行為改變兩大指標(biāo)上會(huì)出現(xiàn)分離, 人際憤怒可能引起消極的感知評(píng)價(jià), 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(píng)價(jià)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(píng)價(jià)指標(biāo)來(lái)看, 既包含對(duì)情緒表達(dá)者能力、可信度(Mendzheritskaya & Hansen, 2019; Motro et al., 2021)和權(quán)力(Hareli & David, 2017)的評(píng)價(jià), 也包括對(duì)憤怒表達(dá)情景公平性的評(píng)價(jià)(Hillebrandt & Barclay, 2017a)。在這些感知評(píng)價(jià)中, 已有研究發(fā)現(xiàn)接受者會(huì)認(rèn)為憤怒表達(dá)者態(tài)度較差(Belkin & Rothman, 2017), 情境公平性低(Hillebrandt & Barclay, 2017a), 但就對(duì)方能力進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)既有相對(duì)較高(Wang et al., 2018), 也有相對(duì)更低(Mendzheritskaya & Hansen, 2019)。就行為改變來(lái)看, 評(píng)價(jià)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(tuán)隊(duì)表現(xiàn)(van Kleef et al., 2010)、軍隊(duì)中的訓(xùn)練效果(Lindebaum & Fielden, 2011; Lindebaum et al., 2016), 還有親社會(huì)行為中的捐贈(zèng)數(shù)量(Heerdink et al., 2019)等。談判中的人際憤怒代表著表達(dá)者的強(qiáng)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(duì)低權(quán)力者的訓(xùn)斥(van Kleef et al., 2010), 這些情景均帶有強(qiáng)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(huì)情景中個(gè)體的行為往往基于自愿原則, 不具備強(qiáng)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(hào)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(duì)表達(dá)者態(tài)度和情境公平性的評(píng)分, 但對(duì)表達(dá)者能力評(píng)價(jià)趨勢(shì)不一; 帶有強(qiáng)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(dá)者的行為, 但非強(qiáng)制性情景中的人際憤怒減少利于表達(dá)者的行為。

再次, 可能源于人際憤怒的場(chǎng)景特征的差異。除了上一段細(xì)分行為時(shí)提到的場(chǎng)景的強(qiáng)制性, 人際憤怒的表達(dá)者與接收者的特征都會(huì)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(shí)施元分析的變量之一是雙方相對(duì)權(quán)力的高低。高權(quán)力者表達(dá)的人際憤怒課強(qiáng)迫對(duì)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(gè)變量是人際憤怒的文化背景。集體主義文化提倡抑制個(gè)體的情緒表達(dá)以維持良好人際關(guān)系(劉影等, 2016), 而個(gè)體主義文化提倡自由表達(dá)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(dá)者的人際憤怒意味著觸及其底線, 而個(gè)體主義文化下的表達(dá)者的人際憤怒可能是自然表達(dá), 并不包含觸及底線的信息, 故人們對(duì)前者讓步更多, 對(duì)后者讓步較少。綜合來(lái)看, 人際憤怒情景的特征會(huì)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(dá)者和接受者的相對(duì)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(huì)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(jìn)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(diǎn)是不同的。以“中性”為參照是為了設(shè)置一個(gè)無(wú)情緒的條件以凸顯憤怒的影響, 憤怒與中性的對(duì)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(jià)的另一極, 同時(shí)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(wèn)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(lái)看, 本研究的假設(shè)模型如圖1實(shí)線箭頭所示：人際憤怒的影響可能在感知評(píng)價(jià)和行為改變兩個(gè)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(shí)這種影響會(huì)受到參照情緒、情景特征(文化背景)和憤怒表達(dá)者與接收者的特征(相對(duì)權(quán)力)的調(diào)節(jié)。為了驗(yàn)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(xiàn), 定量地說(shuō)明不同評(píng)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(bào)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(kuò)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(shí)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?xiàng)l件效應(yīng)不顯著; 虛線代表未來(lái)研究需關(guān)注的問(wèn)題。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索

以“人際情緒” “人際憤怒” “憤怒情緒”和“憤怒表達(dá)”為主題詞或關(guān)鍵詞檢索中文數(shù)據(jù)庫(kù)(CNKI、維普期刊網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)), 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(kù)(PsycInfo, ProQuest, Web of Science, ScienceDirect, EBSCO, MEDLINE, Wiley, Springer Link, SAGE Journals), 檢索時(shí)間限定為1990至2022年。然后基于已檢索出的論文的參考文獻(xiàn)對(duì)二次文獻(xiàn)進(jìn)一步篩選。未報(bào)告描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果的論文, 聯(lián)系作者獲得數(shù)據(jù)。

2.2 文獻(xiàn)納入與排除標(biāo)準(zhǔn)

參照Moher等人(2009)提出的元分析文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn), 基于如下步驟進(jìn)一步篩選文獻(xiàn)：(1)應(yīng)為實(shí)驗(yàn)研究, 排除綜述等其他非實(shí)驗(yàn)研究; (2)應(yīng)考察人際憤怒的社會(huì)效應(yīng), 以接受憤怒反饋后的主觀評(píng)價(jià)或行為改變?yōu)橐蜃兞? (3)以中性或高興作為對(duì)照組; (4)需包含可計(jì)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(duì)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(duì)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(yàn), 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(duì)照納入考慮。

文獻(xiàn)檢索、納入及排除流程如圖2所示。部分文獻(xiàn)除了以中性和高興為參照外, 還對(duì)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(jì)算。部分文獻(xiàn)在進(jìn)行研究時(shí)將中性和高興對(duì)照, 由于兩對(duì)照組為兩個(gè)模型分別計(jì)算, 因此不會(huì)因樣本量重復(fù)使用對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。

2.3 文獻(xiàn)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(dú)立提取和編碼文獻(xiàn)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(xiàn)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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)、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(duì)照組時(shí)都很高。最終納入元分析的文獻(xiàn)67篇, 其中中文文獻(xiàn)7篇, 英文文獻(xiàn)60篇。共得到185個(gè)獨(dú)立效應(yīng)量?？倶颖玖繛?5462人。文獻(xiàn)編碼信息見網(wǎng)絡(luò)版附表1至4。

2.4 效應(yīng)量的計(jì)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(wú)偏估計(jì)效應(yīng)量。Hedge’s通過(guò)輸入憤怒組與對(duì)照組(中性和高興)的樣本量、測(cè)量均值和標(biāo)準(zhǔn)差, 使用Comprehensive Meta-Analysis Version 2.0 (CMA 2.0)計(jì)算獲得; 若缺少均值或標(biāo)準(zhǔn)差, 則選用、等參數(shù)進(jìn)行計(jì)算。Hedge’s的評(píng)價(jià)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(xiàn)篩選、納入流程圖

2.5 模型選定

由于本研究納入的文獻(xiàn)中并不包含所有社會(huì)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(jī)效應(yīng)模型對(duì)效應(yīng)量進(jìn)行估計(jì)。

2.6 異質(zhì)性檢驗(yàn)

本研究用異質(zhì)性分析(heterogeneity test)進(jìn)一步驗(yàn)證模型選擇的合理性。采用和2對(duì)納入研究進(jìn)行異質(zhì)性評(píng)價(jià), 當(dāng)顯著且2≥ 75% 時(shí), 說(shuō)明研究間存在不可忽視的異質(zhì)性, 表明應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析(Huedo-Medina et al., 2006)。

2.7 發(fā)表偏倚評(píng)估

采用漏斗圖與失安全系數(shù)法(fail-safe Number,fs)初步評(píng)估發(fā)表偏倚風(fēng)險(xiǎn)(Khoury et al., 2013), 并結(jié)合線性回歸法進(jìn)一步檢驗(yàn)。當(dāng)線性回歸得到的截距接近0且不顯著時(shí), 則說(shuō)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(gè)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(shí), 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(shí), 采用剪補(bǔ)法對(duì)效應(yīng)量進(jìn)行修正, 若經(jīng)過(guò)剪補(bǔ)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(píng)估

參考張亞利(2019)等人編制的相關(guān)類元分析文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)量表, 包括：

(1)被試的選取。隨機(jī)選取計(jì)2分, 非隨機(jī)選取計(jì)1分, 未報(bào)告計(jì)0分;

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

(3)刊物級(jí)別。按級(jí)別CSSCI (含擴(kuò)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(jì)2分、1分和0分。

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

3 結(jié)果

3.1 文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估

文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)的均值為5.07 (= 0.76), 僅一篇文章的評(píng)價(jià)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(duì)照組的分析結(jié)果如表1所示, 從失安全系數(shù)(Rosenthal'sN)來(lái)看, 除問(wèn)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(jì)結(jié)果均不存在顯著的發(fā)表偏倚。從線性回歸檢驗(yàn)來(lái)看, 各分類別均可能存在發(fā)表偏倚狀況, 但經(jīng)過(guò)剪補(bǔ)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(duì)照組內(nèi)不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚現(xiàn)象。

表1 中性對(duì)照組的發(fā)表偏倚修正情況

以高興為對(duì)照組的分析結(jié)果如表2所示, 從失安全系數(shù)(Rosenthal'sN)來(lái)看, 除情緒接收者報(bào)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(jì)結(jié)果均不存在顯著的發(fā)表偏倚。從線性回歸檢驗(yàn)來(lái)看, 各分類別均可能存在發(fā)表偏倚狀況, 但經(jīng)過(guò)剪補(bǔ)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(duì)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(yàn)

檢驗(yàn)和2檢驗(yàn)進(jìn)行。結(jié)果顯示：如表3和表4所示：以中性和高興為參照時(shí), 人際憤怒引起的主觀評(píng)價(jià)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(píng)價(jià)= 647.36,< 0.001; 高興：行為改變= 722.81,< 0.001,主觀評(píng)價(jià)= 711.22,< 0.001), 提示需要細(xì)分因變量指標(biāo)做進(jìn)一步分析。故我們參考可納入研究數(shù)量(≥ 3), 拆解主觀評(píng)價(jià)和行為改變的具體內(nèi)容進(jìn)一步分析。

3.4 綜合效應(yīng)檢驗(yàn)

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(duì)方的實(shí)際行為, Hedge’s= 0.05,= 0.222, 但會(huì)讓對(duì)方對(duì)憤怒表達(dá)者的主觀評(píng)價(jià)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(duì)方的實(shí)際行為, Hedge’s= 0.00,= 0.990, 但會(huì)讓對(duì)方對(duì)憤怒表達(dá)者做出更為消極的主觀評(píng)價(jià), Hedge’s= ?1.02,< 0.001。

表2 高興對(duì)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(gè)數(shù);表示樣本個(gè)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(yàn)報(bào)告了值; Q異質(zhì)性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(yàn)顯著性和失安全系數(shù)用來(lái)評(píng)估發(fā)表偏差嚴(yán)重程度(當(dāng)≤ 2時(shí), 不能進(jìn)行檢驗(yàn))

***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(dá)憤怒會(huì)使得表達(dá)者的讓步行為增加(Hedge’s= 0.31,< 0.001); 接收者的問(wèn)題解決行為變好(Hedge’s= 0.50,< 0.001), 親社會(huì)行為更少(Hedge’s= ?0.34,= 0.035)。同時(shí), 相較于表達(dá)中性情緒, 人們對(duì)表達(dá)者的態(tài)度評(píng)價(jià)(Hedge’s= ?0.91,< 0.001)和能力評(píng)價(jià)(Hedge’s= ?0.36,= 0.014)均顯著降低。表達(dá)憤怒也會(huì)讓對(duì)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(bào)復(fù)欲也會(huì)增強(qiáng)(Hedge’s= 0.59,< 0.001)。

以高興為參照結(jié)果如表4所示, 表達(dá)憤怒會(huì)使得表達(dá)者的讓步行為增加(Hedge’s= 0.57,< 0.001), 接收者的親社會(huì)行為更少(Hedge’s= ?0.55,= 0.001), 實(shí)際工作學(xué)習(xí)變好(Hedge’s= 2.07,= 0.058)。同時(shí), 相較于表達(dá)高興情緒, 表達(dá)憤怒使得人們對(duì)表達(dá)者的態(tài)度評(píng)價(jià)降低(Hedge’s= ?1.35,< 0.001), 同時(shí)更傾向于認(rèn)為表達(dá)者已經(jīng)達(dá)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(huì)行為等結(jié)果變量的異質(zhì)性檢驗(yàn)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(huì)效應(yīng)的因素包含表達(dá)者的特征和表達(dá)情境的特征等。由于受納入文獻(xiàn)數(shù)量限制, 本研究?jī)H對(duì)有足夠文獻(xiàn)數(shù)量的文化背景、社會(huì)權(quán)力兩個(gè)因素進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

3.6.1 文化背景

以中性為參照時(shí), 文化背景顯著調(diào)節(jié)了人際憤怒對(duì)親社會(huì)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(gè)體(Hedge’s= ?1.01,< 0.001)比東方文化背景的個(gè)體(Hedge’s= ?0.55,< 0.001)認(rèn)為憤怒表達(dá)者的態(tài)度更低(B= 8.60,= 0.003), 同時(shí)在西方文化背景下(Hedge’s= 0.33,< 0.001)表達(dá)憤怒比東方文化背景下 (Hedge’s= ?0.13,= 0.662)在參與競(jìng)爭(zhēng)行為時(shí), 對(duì)方讓步更多(B= 3.95,= 0.047)。以高興為參照時(shí), 沒有發(fā)現(xiàn)文化背景對(duì)人際憤怒的社會(huì)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(dá)(與中性情緒表達(dá)相比)的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

3.6.2 社會(huì)權(quán)力

以中性為參照時(shí)(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(shí), 低權(quán)力的表達(dá)者(Hedge’s= ?0.65,= 0.004)表達(dá)的憤怒比高權(quán)力的表達(dá)者(Hedge’s= 0.787,= 0.001)引起對(duì)方更少的讓步(B= 19.42,< 0.001)。以高興為參照時(shí), 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(huì)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(dá)到顯著性水平(s > 0.05; 見表6)。

3.6.3 高興、中性對(duì)照

當(dāng)以高興為參照時(shí)(Hedge’s= ?1.66,< 0.001), 情緒接收者對(duì)表達(dá)者的態(tài)度評(píng)價(jià)要比中性參照時(shí)(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(duì)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(huì)效應(yīng)?？傮w來(lái)看, 不論是以中性還是高興為參照, 人際憤怒均不能引起對(duì)方積極的行為改變, 但會(huì)讓對(duì)方的主觀評(píng)價(jià)更為消極, 證實(shí)了H1。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn), 人際憤怒會(huì)讓對(duì)方在競(jìng)爭(zhēng)時(shí)讓步更多、親社會(huì)行為減少、問(wèn)題解決行為增加。同時(shí), 人際憤怒會(huì)讓接收者認(rèn)為當(dāng)前情境更加不公平, 并降低對(duì)憤怒表達(dá)者的態(tài)度和能力的評(píng)價(jià)。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(duì)親社會(huì)行為和讓步行為的影響。

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

表7 人際憤怒表達(dá)不同對(duì)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(duì)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(wèn)題解決情景中有促進(jìn)作用, 卻削弱親社會(huì)行為, 符合H2。這提示, 從總體上看, 表達(dá)憤怒并不是促進(jìn)對(duì)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(dá)者的讓步行為。這與前人研究結(jié)論一致。例如, 在談判過(guò)程中, 憤怒反饋可以使得對(duì)方做出更多讓步(Hillebrandt & Barclay, 2017a; Tng & Au, 2014; van Kleef et al., 2006), 也會(huì)使得對(duì)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(duì)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(jìng)爭(zhēng)情景下, 表達(dá)憤怒能夠促進(jìn)對(duì)方的讓步, 證明憤怒確有促成對(duì)方改變的價(jià)值。

人際憤怒會(huì)降低情緒接收者的親社會(huì)行為, 如合作(Tortosa et al., 2013)、信任(Ewing et al., 2019)、獨(dú)裁者博弈中的分配金額(Wang et al., 2018)等。與談判等競(jìng)爭(zhēng)性情景具有一定的強(qiáng)制性不同, 親社會(huì)行為不具備強(qiáng)制性, 若競(jìng)爭(zhēng)性情景中遭遇憤怒后的讓步是受外力脅迫, 那親社會(huì)情景無(wú)需受他人的脅迫。同時(shí)還可能因遭遇人際憤怒而降低對(duì)表達(dá)者的主觀評(píng)價(jià), 更不愿做出親社會(huì)行為。

人際憤怒會(huì)促進(jìn)情緒接收者的問(wèn)題解決和工作學(xué)習(xí)。與競(jìng)爭(zhēng)性情景相似, 工作和學(xué)習(xí)情景具有一定的強(qiáng)制性, 遭遇人際憤怒確實(shí)可能意味著自己行為失當(dāng), 理應(yīng)做出改進(jìn), 這是人際憤怒有積極效應(yīng)的原因之一。同時(shí), 這兩種情景往往是領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬, 老師對(duì)學(xué)生表達(dá)憤怒, 這種高權(quán)力者的憤怒表達(dá)更易改變對(duì)方行為(Koning & van Kleef, 2015; Miron?Spektor et al., 2011; van Doorn et al., 2015)。但是, 這種促進(jìn)效應(yīng)可能受情緒接收者的認(rèn)知?jiǎng)訖C(jī)的調(diào)節(jié), 高認(rèn)知?jiǎng)訖C(jī)者會(huì)基于對(duì)方的憤怒做認(rèn)知推斷, 進(jìn)而提升工作學(xué)習(xí)效率, 但低認(rèn)知?jiǎng)訖C(jī)者則會(huì)動(dòng)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(píng)價(jià)改變

不管是中性還是以高興為參照, 人際憤怒均讓對(duì)方的主觀評(píng)價(jià)更為消極, 提示表達(dá)憤怒很難塑造自己的積極形象。與行為改變類似, 主觀評(píng)價(jià)也有顯著的異質(zhì)性, 說(shuō)明人際憤怒導(dǎo)致的主觀評(píng)價(jià)因評(píng)價(jià)內(nèi)容不同而不同。拆解評(píng)價(jià)指標(biāo)后發(fā)現(xiàn), 人際憤怒會(huì)降低接收者對(duì)表達(dá)者態(tài)度和能力的評(píng)價(jià), 但人際憤怒對(duì)能力評(píng)價(jià)的削弱程度從效應(yīng)量上看, 遠(yuǎn)小于對(duì)態(tài)度的, 并且能力評(píng)價(jià)的異質(zhì)性也較高。已有研究發(fā)現(xiàn), 憤怒情緒表達(dá)會(huì)使得個(gè)體認(rèn)為表達(dá)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(huì)信息模型(van Kleef, 2009; van Kleef et al., 2010), 個(gè)體接收到人際情緒后, 既可能自動(dòng)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(jìn)而影響自身的行為。比如有研究發(fā)現(xiàn)個(gè)體會(huì)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(gè)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(huì)提高個(gè)體的評(píng)價(jià), 相反則降低該評(píng)價(jià)。領(lǐng)導(dǎo)的憤怒會(huì)使得下屬對(duì)其認(rèn)知評(píng)價(jià)提升, 因?yàn)樗麄冋J(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(dá)形式, 同時(shí), 主觀評(píng)價(jià)是一種內(nèi)在的態(tài)度, 現(xiàn)實(shí)情景中并不會(huì)外化以讓對(duì)方看到, 即使行為上讓步, 給出消極評(píng)價(jià)也不損害當(dāng)前局面, 所以人際憤怒在主觀評(píng)價(jià)上的社會(huì)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(dá)憤怒并不是塑造個(gè)人形象的良好策略。

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

文化背景和社會(huì)權(quán)力可以調(diào)節(jié)憤怒表達(dá)的社會(huì)效應(yīng), 符合H3。西方文化背景下的個(gè)體, 相比于東方文化下的個(gè)體, 在面對(duì)憤怒表達(dá)后會(huì)認(rèn)為表達(dá)者的態(tài)度更差, 也就更加不愿意做出親社會(huì)行為。西方文化背景下的個(gè)體多崇尚個(gè)體主義, 更追求獨(dú)立自主(梁燕芳, 謝天, 2021), 而東方文化下的個(gè)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(gè)體不將情緒表達(dá)者視為內(nèi)群體者, 也無(wú)需隱藏自己的情緒; 相反, 東方文化背景下的個(gè)體仍將情緒表達(dá)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(píng)價(jià), 而且更可能從積極歸因視角解讀對(duì)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(huì)效應(yīng)趨勢(shì)是一致的, 這說(shuō)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(shí)關(guān)注共性與差異性才能更好地理解人際憤怒社會(huì)效應(yīng)的文化差異。

相對(duì)于低社會(huì)權(quán)力的個(gè)體, 高社會(huì)權(quán)力的個(gè)體表達(dá)憤怒會(huì)使得對(duì)方讓步更多; 相反, 高社會(huì)權(quán)力的個(gè)體為情緒接收者, 相較低社會(huì)權(quán)力的個(gè)體會(huì)做出更少的讓步。社會(huì)權(quán)力是社會(huì)等級(jí)的基礎(chǔ), 是影響人們決策過(guò)程的重要因素, 例如高社會(huì)等級(jí)的最后通牒博弈接收者相較低等級(jí)者更傾向于拒絕不公平的分配方案(Hu et al., 2016)。社會(huì)地位可以影響個(gè)體對(duì)公平的感知, 當(dāng)個(gè)體面對(duì)憤怒反饋時(shí), 也會(huì)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(huì)權(quán)力的個(gè)體對(duì)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(dá)憤怒需要考量自己在人際互動(dòng)中的相對(duì)權(quán)力地位。

4.4 中性與高興對(duì)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(píng)價(jià)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(duì)照時(shí), 中性可被認(rèn)為是無(wú)情緒表達(dá)(Mendzheritskaya & Hansen, 2019; Adam & Brett, 2018; Belkin & Rothman, 2017), 人際憤怒效應(yīng)主要源于情緒表達(dá); 而以高興參照時(shí), 高興與憤怒是效價(jià)維度的兩極, 人際憤怒效應(yīng)則主要源于情緒效價(jià)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(shuō)明差異源于效價(jià)所負(fù)載的社會(huì)意義而不是表達(dá)本身。此外, 中性表達(dá)在某些情況下也會(huì)被賦予情緒屬性, 比如不同背景顏色會(huì)改變個(gè)體對(duì)中性面孔的效價(jià)感知(顧子貝等, 2016), 正性或負(fù)性啟動(dòng)詞后的中性詞均會(huì)出現(xiàn)負(fù)啟動(dòng)效應(yīng)(王軍妮, 王勇慧, 2019)。所以, 以高興和中性為參照并無(wú)差異可能源于其效應(yīng)的來(lái)源不一。但是, 在對(duì)表達(dá)者的態(tài)度評(píng)價(jià)上, 因效價(jià)對(duì)比而產(chǎn)生的效應(yīng)顯著大于情緒表達(dá)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(píng)價(jià)和行為改變來(lái)考察人際憤怒的社會(huì)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(píng)價(jià)可以作為行為改變的中介變量, 人際憤怒是否通過(guò)了感知評(píng)價(jià)來(lái)中介行為表現(xiàn)還不得而知(見圖1斜線部分)。其次, 受文獻(xiàn)數(shù)量限制, 本文僅考察了文化背景和社會(huì)權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng), 對(duì)人際憤怒的表達(dá)情景(教育和軍事情景)和情緒本身特征(強(qiáng)度和真假)等因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)未作分析; 同時(shí), 本研究?jī)H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?jī)H關(guān)注了憤怒表達(dá)的文化背景, 對(duì)于憤怒表達(dá)情境的競(jìng)爭(zhēng)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(lái)研究可基于情緒即信息模型, 進(jìn)一步拆解人際憤怒發(fā)揮社會(huì)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(píng)價(jià)結(jié)果對(duì)最終行為影響的差異, 以及不同評(píng)價(jià)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(huì)增加接收者對(duì)表達(dá)者和人際情景的消極評(píng)價(jià)：人際憤怒會(huì)讓接收者讓步更多、親社會(huì)行為減少、問(wèn)題解決行為提升, 認(rèn)為當(dāng)前情境更加不公平, 并降低對(duì)憤怒表達(dá)者的態(tài)度和能力的評(píng)價(jià); 人際憤怒對(duì)親社會(huì)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(shí)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(dá)者的目的和相對(duì)權(quán)力大小, 以及表達(dá)情景的文化背景。

帶*為元分析編碼文獻(xiàn)

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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(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(20BSH138)。

? 為共同第一作者

陳煦海, E-mail: shiningocean@snnu.edu.cn

B842.6