建議者的權(quán)力和地位對(duì)決策者建議采納的影響

關(guān)鍵詞 建議采納 建議者權(quán)力 建議者地位 能力感知 熱情感知

1 問(wèn)題提出

建議采納既是決策過(guò)程也是獲取情感和社會(huì)支持的人際互動(dòng)過(guò)程，建議者的社會(huì)階層（如權(quán)力）影響其建議采納（Magee amp; Galinsky， 2008）。社會(huì)階層存在權(quán)（power）和位（status）兩個(gè)核心和根本等級(jí)維度（Blader amp; Chen， 2014; Hays et al.， 2021;Magee amp; Galinsky， 2008）。權(quán)和位雖有許多共同之處，如都是對(duì)他人產(chǎn)生影響的潛在資源（Blader amp; Chen，2014; Fiske et al.， 2007; Magee amp; Galinsky， 2008），但兩者之間亦存在本質(zhì)差異。權(quán)是指?jìng)€(gè)體通過(guò)給予或保留有價(jià)值的資源來(lái)控制他人成果的程度（Keltneret al.， 2003），高權(quán)者更少依賴他人（Anderson amp;Brion， 2014）；位則指?jìng)€(gè)體受他人尊重、欽佩和重視的程度（Tiedens， 2001），是由互動(dòng)中的他人賦予的聲譽(yù)（Blader amp; Chen， 2014; Hays et al.， 2021; Mageeamp; Galinsky， 2008）。

當(dāng)前有關(guān)社會(huì)階層對(duì)建議采納的影響研究主要聚焦于權(quán)力維度。高權(quán)者使他者懷疑自我判斷（Meng et al.， 2014）并因掌握有形資源和獎(jiǎng)懲權(quán)（Magee amp; Galinsky， 2008）而使他者易于采納其建議。雖然尚未見有研究直接關(guān)注地位與建議采納的關(guān)系，但有研究發(fā)現(xiàn)解釋水平與建議采納的正向關(guān)系借由對(duì)目標(biāo)對(duì)象的地位授予而達(dá)成，建議者的專業(yè)水平、聲譽(yù)和地位可促進(jìn)決策者的建議尋求和采納（Blunden et al.， 2019; Harvey amp; Fischer， 1997; Sollamp; Larrick， 2009）；同時(shí)，高位者更受人信任（Blueet al.， 2020），而人們傾向于通過(guò)尋求其建議獲取有用信息（Blunden et al.， 2019）。這些研究均預(yù)示著權(quán)/ 位可促進(jìn)建議者建議的采納。

假設(shè)1：建議者的權(quán)力（a）和地位（b）正向預(yù)測(cè)決策者的建議采納。

權(quán)力代表對(duì)資源的控制（Anderson amp; Brion，2014），地位代表尊重、欽佩和重視（Blue et al.，2020）。低位高權(quán)者有更多的反社會(huì)行為（Anicichet al.， 2016）、更為冷漠（Fragale et al.， 2011）、更難被他人信任（Raz et al.， 2021）、更可能出現(xiàn)辱虐行為（馬君，張銳，2022）。低位者更易受負(fù)面刻板印象的影響（Fragale et al.， 2011），高位者更能得到他人信任（Blue et al.， 2020; Raz et al.， 2021），而高權(quán)及高位者則使他人認(rèn)可其權(quán)力并評(píng)價(jià)其值得信任 （van der Toorn et al.， 2011）。因此，擁有權(quán)力的個(gè)體只有與社會(huì)地位結(jié)合其權(quán)力才可能被視為具有合法性（權(quán)力與能力的匹配），其聲譽(yù)（如值得信賴）才可能得到認(rèn)可。而建議者的能力與社會(huì)聲譽(yù)等特征是他人尋求其建議的主要社會(huì)線索（Blundenet al.， 2019）。因而，建議者權(quán)/ 位狀態(tài)對(duì)其建議采納的影響可能存在交互作用。

假設(shè)2：權(quán)力與建議采納的正向關(guān)系受到建議者地位水平的調(diào)節(jié)。對(duì)高位建議者，權(quán)力與建議采納呈正向關(guān)系；對(duì)低位建議者，權(quán)力與建議采納的正向關(guān)系被削弱。

能力（competence）和熱情（warmth）是社會(huì)認(rèn)知的兩個(gè)基本維度（Cuddy et al.， 2008）。對(duì)他人能力和熱情的評(píng)估分別代表對(duì)其能力和可信賴性的判斷（Cuddy et al.， 2011; Fiske et al.， 2007）。相較于低權(quán)者，高權(quán)/ 位者更可能被感知為有能力，但并非一定感知為有熱情（Brambilla et al.， 2010; Fiske etal.， 2002）。高位者傾向于被感知為有優(yōu)勢(shì)并具熱情，高權(quán)低位者被感知為支配而冷漠，低權(quán)低位者則被感知為缺乏能力但較為熱情（Fragale et al.， 2011）。由此可推斷，權(quán)/ 位均正向預(yù)測(cè)能力感知，但權(quán)力不能預(yù)測(cè)熱情感知，地位在一定條件下可預(yù)測(cè)熱情感知。

對(duì)建議者的社會(huì)感知影響對(duì)其建議的采納。當(dāng)建議者被感知為有能力時(shí)，如更高的專業(yè)水平（Harvey amp; Fischer， 1997）、更有經(jīng)驗(yàn)（Soll amp;Larrick， 2009），其建議更可能被采納；當(dāng)建議者被感知為熱情時(shí)其建議也更可能被采納（張艷梅等，2015；White， 2005）。結(jié)合假設(shè)2，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：能力中介權(quán)力（3a）和地位（3b）對(duì)建議采納的影響，熱情中介地位對(duì)建議采納的影響（3c）。

2 研究1 高權(quán)和高位對(duì)建議采納的影響

2.1 被試

在得到較大效應(yīng)量 .80、ɑ = .05 且檢驗(yàn)效能為.80時(shí)，每組需要21人，最終每組人數(shù)設(shè)定為30人（確保冗余）。招募90 名大學(xué)生（有社團(tuán)、實(shí)習(xí)或兼職經(jīng)歷，接受過(guò)職業(yè)生涯教育，在實(shí)驗(yàn)前不知道研究的真實(shí)意圖且未參與過(guò)類似實(shí)驗(yàn)。后續(xù)實(shí)驗(yàn)招募程序及要求均與研究1 相同）參與實(shí)驗(yàn)。最終有效被試89 人（1 人因未完成實(shí)驗(yàn)而剔除），其中男生45人（50.6%），年齡范圍為17 ～29 歲（M = 21.48 歲，SD = 2.13 歲）。

2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與程序

采用高權(quán)、高位和控制組設(shè)計(jì)，每種條件隨機(jī)分配30 人。所有程序通過(guò)E-Prime 編制，并由被試在實(shí)驗(yàn)室中單獨(dú)完成（ 后續(xù)研究均如此）。具體實(shí)驗(yàn)流程為：告知實(shí)驗(yàn)要求→被試閱讀“職場(chǎng)新手困惑”決策任務(wù)，并進(jìn)行決策→呈現(xiàn)建議者的信息及其建議→被試評(píng)估建議者的權(quán)/ 位（操縱檢驗(yàn)）→再次呈現(xiàn)“職場(chǎng)新手困惑”決策任務(wù)，并要求被試進(jìn)行第二次任務(wù)決策→收集被試的基本信并測(cè)量控制變量→結(jié)束實(shí)驗(yàn)，總時(shí)長(zhǎng)約10 分鐘。由于已有研究發(fā)現(xiàn)建議者的性別及決策者的特質(zhì)性權(quán)力影響人們的建議采納 （See et al.， 2011; Tost et al.， 2012），因此研究將決策者對(duì)建議者的性別判斷及其特質(zhì)性權(quán)力作為控制變量納入到分析中。

2.3 研究工具

2.3.1 權(quán)/ 位操縱

基于前人研究（Blader amp; Chen， 2012；Blader etal.， 2016），設(shè)置高權(quán)、高位及控制組三個(gè)實(shí)驗(yàn)條件并各用兩個(gè)題項(xiàng)檢驗(yàn)權(quán)/ 位的操縱效果。采用Likert7 點(diǎn)量表計(jì)分（1= 完全不同意，7= 完全同意），Cronbach' s ɑ 為 .70（高權(quán)）和 .87（高位）。

2.3.2 建議采納

采用預(yù)實(shí)驗(yàn)中確定的四個(gè)“職場(chǎng)新手困惑”決策任務(wù)。在決策前要求被試想象自己是某國(guó)企新入職員工，并獨(dú)立完成第一次決策，隨后程序提醒被試將收到來(lái)自該國(guó)企一位在職人士的建議，并告訴被試需要3 ～ 5s 的時(shí)間從資料庫(kù)中檢索建議者（旨在營(yíng)造建議者身份的真實(shí)性），之后系統(tǒng)給出建議者基本信息及其建議（系統(tǒng)設(shè)定且與決策者已有決策相反），被試閱讀材料并完成第二次決策。

采用WOA 公式（Yaniv et al.， 2011）計(jì)算建議采納程度：WOA=（決策者的最終選擇- 決策者的初始選擇）/（建議值- 決策者的初始選擇）。每次決策WOA 值為0 或1，最終的建議采納值為四個(gè)情境的WOA 均值，其值在0 ～ 1 之間，值越大表明建議采納程度越高。

采用1個(gè)項(xiàng)目 “我認(rèn)為建議者的性別可能是…”測(cè)量被試對(duì)建議者的性別判斷。被試的特質(zhì)性權(quán)力用個(gè)人權(quán)力感量表（Anderson et al.， 2012）測(cè)量（ɑ= .80）。

2.4 結(jié)果

權(quán)/ 位操縱有效：高權(quán)/ 位組被試對(duì)建議者權(quán)/位評(píng)分分別為M 權(quán) = 5.24（被試實(shí)際評(píng)分范圍為3 ～ 7，SD = .89）、M 位 = 5.43（被試實(shí)際評(píng)分范圍為4 ～ 7，SD = .78），均顯著高于理論中點(diǎn)值4 且差異顯著（t權(quán)（29）= 5.15，p ＜ . 001，Cohen' s d = 1.97；t 位（29）= 10.00，p ＜ . 001， Cohen' s d = 2.59）。

方差分析表明，實(shí)驗(yàn)條件在建議采納上主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （2， 87） = 3.24，p lt; .05，ηp2 = .07。多重比較發(fā)現(xiàn)，高權(quán)（M = .37， SD = .26）和高位組（M = .38，SD = .25）建議采納均顯著高于控制組 （M = .23， SD= .26; t （58） = 2.14，p lt; .05， Cohen' s d = .54 和t （58） =2.26，p lt; .05， Cohen' s d = .59）；高權(quán)（M = .37， SD= .26）和高位組（M = .38， SD = .25）建議采納無(wú)顯著差異，t （58） = -.13，p gt; .05。將控制變量納入分析時(shí)結(jié)果類似。研究1 支持了假設(shè)1，即建議者的權(quán)/位均促進(jìn)了對(duì)其建議的采納，且兩者的影響無(wú)顯著差異。

3 研究2 建議者權(quán)/ 位交互效應(yīng)及其作用機(jī)制：偏好性決策任務(wù)

研究1可能并不能完全分離權(quán)/ 位，導(dǎo)致權(quán)和位在建議采納上的效應(yīng)可能未得到有效區(qū)分。故研究2 擬對(duì)權(quán)/ 位進(jìn)行分離組合，以考察建議者的不同權(quán)/ 位對(duì)建議者建議采納的影響及其相互作用，并同時(shí)考察能力和熱情感知在以上關(guān)系中的作用。

3.1 方法

采用權(quán)2（高vs. 低）× 位2（高vs. 低）被試間設(shè)計(jì)，功效分析表明在得到中等效應(yīng)量 .5、ɑ =.05 且檢驗(yàn)效能為 .80 時(shí)，每組需要20 人，最終設(shè)定為每組30 人。招募大學(xué)生120 名，年齡為17 ～27 歲（M = 20.22 歲，SD = 1.67 歲），其中男生59人（49.17%），每種條件隨機(jī)分配30 名。除在權(quán)/位操縱檢驗(yàn)后測(cè)量被試對(duì)建議者的能力與熱情感知外，研究2 實(shí)驗(yàn)流程與研究1 完全相同，總時(shí)長(zhǎng)約10 分鐘?？刂茖?duì)建議者的性別判斷及決策者的特質(zhì)性權(quán)力。

3.2 實(shí)驗(yàn)材料

（1） 權(quán)/ 位操縱。權(quán)（ 高vs. 低） 和位（ 高vs. 低）兩兩組合共設(shè)計(jì)四種權(quán)位建議者。高權(quán)高位組建議者信息如下：

他/ 她是某國(guó)企一位正式員工。在他/ 她所從屬的部門中，他/ 她控制著更多的重要資源，能獨(dú)立對(duì)他人進(jìn)行績(jī)效評(píng)估，還有一定的人事任免權(quán)（高權(quán)）。此外，相較于其他同事，他/ 她還更受他人尊敬和欽佩，工作中人們非常重視和關(guān)注他/ 她的看法（高位）。

低權(quán)低位組建議者信息如下：

他/ 她是某國(guó)企一位正式員工。在他/ 她所從屬的部門中，他/ 她對(duì)大多數(shù)資源沒有控制權(quán)，沒有資格對(duì)他人進(jìn)行績(jī)效評(píng)估，沒有人事任免權(quán)（低權(quán)）。此外，相較于其他同事，他/ 她得不到他人尊敬和欽佩，工作中人們常常不在意或忽略他/她的看法（低位）。

以上信息高低組合則形成高權(quán)低位和低權(quán)高位的操縱文本。

權(quán)/ 位操縱效果檢驗(yàn)工具同研究1，Cronbach' sɑ 系數(shù)分別為 .90 和 .92。

（2）能力和熱情感知。采用Likert 7 點(diǎn)量表（1代表完全不同意，7 代表完全同意）各用8 個(gè)條目評(píng)估能力（ɑ = .81） 和熱情（Cronbach' s ɑ = .76） 感知（Cuddy et al.， 2008; Fiske et al.， 2002， 2007）。控制變量及其測(cè)量同研究1，特質(zhì)權(quán)力的Cronbach' sɑ 為 .71。

3.3 結(jié)果

權(quán)/ 位操縱有效：權(quán)力評(píng)分上，高（M = 5.31，SD = .89）低（M = 2.61， SD = .93）權(quán)力組差異顯著，F(xiàn) （1， 118） = 263.09， p ＜ .001， η_p²= .69，高（M = 3.88，SD = 1.69）低（M = 4.04， SD = 1.58）地位組差異不顯著，F(xiàn) （1， 118） = .31， pgt;.05；地位評(píng)分上，高（M= 4.04， SD = 1.49）低（M = 4.13， SD = 1.85）權(quán)力組差異不顯著，F(xiàn) （1， 118） = .74，p gt; .05，高（M = 5.50，SD =. 81）低（M =2.67，SD= .95）地位組差異顯著，F(xiàn) （1， 118）= 309.46，p ＜ .001，η_p² =.72。

方差分析發(fā)現(xiàn)不同組別的建議采納得分差異顯著：高權(quán)高位（M = .43， SD=.28）＞低權(quán)高位（M= .29， SD = .27）＞ 高權(quán)低位（M = .28， SD = .28）＞低權(quán)低位（M = .14， SD = .19）。權(quán)（F （1， 116） = 8.54，p lt;. 01， η_p² = .06） 和位（F （1， 116） = 9.60， p lt; .01，η_p²= .07）主效應(yīng)均顯著，相較于低權(quán)/ 位者，高權(quán)/ 位者的建議更多被采納，結(jié)果支持了假設(shè)1。權(quán)/位對(duì)建議采納的交互作用不顯著，F(xiàn) （1， 116） = .01， pgt; .05，未能支持假設(shè)2。加入控制變量后結(jié)果類似。

中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)能力完全中介權(quán)力對(duì)建議采納的影響（直接效應(yīng)為 .106， SE = .054， p gt; .05， 95%CI = [-.002， .213]；間接效應(yīng)為 .034， SE = .021， 95%CI = [.003， .083]）。能力部分中介地位對(duì)建議采納的影響（直接效應(yīng)為 .127， SE = .053， p lt; .05， 95% CI= [.022， .233]；間接效應(yīng)為 .043， SE = .019， 95% CI =[.009， .084]）。熱情感知的中介效應(yīng)均不顯著。結(jié)果支持了假設(shè)3a 和3b，未能支持假設(shè)3c。

4 研究3 建議者權(quán)/ 位交互效應(yīng)及其作用機(jī)制：事實(shí)性決策任務(wù)

研究2 采用的結(jié)構(gòu)化操縱可能使被試不能在非常精細(xì)的認(rèn)知層面上分離權(quán)/ 位，導(dǎo)致權(quán)/ 位被賦予同一對(duì)象（Blader amp; Chen， 2014）。研究3 將根據(jù)客觀存在的社會(huì)階層分布即不同職業(yè)為代表來(lái)操縱建議者的權(quán)/ 位（Fragale et al.， 2011），同時(shí)采用事實(shí)性決策任務(wù)（硬幣數(shù)量估計(jì)；改編自Dutilh amp;Rieskamp， 2016），以進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)并增加研究的外部效度。

4.1 方法

采用權(quán)2（高vs. 低）× 位2（高vs. 低）被試間設(shè)計(jì)。在得到小效應(yīng)量 .20、ɑ =.05 且檢驗(yàn)效能為 .80 時(shí)，每組需要50 人。招募200 名大學(xué)生，年齡為20～38 歲 （M = 24.19 歲， SD = 3.55 歲），男性76 人（38%）。被試被隨機(jī)分配至四種條件（四種條件下的職業(yè)劃分由前測(cè)研究確定）。能力、熱情及控制變量的測(cè)量同研究2，三者的Cronbach' sɑ 均在 .75 以上。

除兩點(diǎn)不同外，整體流程與研究2 類似：一是由對(duì)建議者職業(yè)介紹來(lái)達(dá)到操縱建議者權(quán)/ 位狀態(tài)的目的。低權(quán)低位組呈現(xiàn)的建議者信息為：您的參照答案來(lái)自園區(qū)一家公司的保潔員，TA 的日常工作是打掃清理公司的公共區(qū)域及綠化區(qū)域；二是決策任務(wù)為硬幣數(shù)量估計(jì)任務(wù)，要求被試估計(jì)器皿中1元硬幣的數(shù)量，2 次練習(xí)6 次正式估計(jì)，共計(jì)8 輪。為避免建議質(zhì)量的影響，所有建議值均為硬幣真實(shí)數(shù)量。告之被試實(shí)驗(yàn)要求后，進(jìn)入任務(wù)決策，每一輪決策的具體流程如下：向被試呈現(xiàn)裝硬幣的器皿，被試估計(jì)硬幣數(shù)量→呈現(xiàn)建議者的信息及其建議→被試評(píng)估建議者的權(quán)/ 位（操縱檢驗(yàn)）→評(píng)估對(duì)建議者的能力和熱情感知→再次呈現(xiàn)硬幣估計(jì)任務(wù)并進(jìn)行第二次硬幣估計(jì)→收集被試的基本信息并測(cè)量控制變量→結(jié)束實(shí)驗(yàn)。

4.2 結(jié)果

剔除3 次及以上硬幣估計(jì)取值在正常區(qū)間外的被試，最終有效數(shù)據(jù)181 份。對(duì)全部數(shù)據(jù)和有效數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)二者得分在各項(xiàng)分析中均無(wú)差異。①

權(quán)/ 位操縱有效：權(quán)力評(píng)分上，高（M = 5.18，SD = 1.06）低（M = 2.31， SD = 1.01）權(quán)力組差異顯著，F(xiàn) （1， 177） = 352.27， p ＜ . 001， η_p² = .66，高（M = 3.75，SD = 1.75）低（M = 3.63， SD = 1.80）地位組差異不顯著，F(xiàn) （1， 177） = .215， p gt; .05；地位評(píng)分上，高（M= 4.39， SD = 1.54）低（M = 4.24， SD = 1.81）權(quán)力組差異不顯著，F(xiàn) （1， 177） = .34， p gt; .05，高（M = 5.67，SD = .89）低（M = 3.00， SD = 1.13）地位組差異顯著，F(xiàn) （1， 177） = 324.27， p ＜ .001， η_p²= .63。

四種條件下建議采納得分從高到低依次為：高權(quán)高位（M = .67， SD = .29）＞低權(quán)高位（M = .48，SD = .29）＞高權(quán)低位（M = .46， SD = .27）＞低權(quán)低位（M = .45， SD = .31）。權(quán)（F （1， 177） = 5.34，p lt;. 01， η_p² = .03）和位（F （1， 177） = 8.03， p lt; .01，η_p² = .04）主效應(yīng)均顯著，決策者更看重高權(quán)/位者的建議，再次支持了假設(shè)1。權(quán)/ 位的交互效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 177） = 4.522， p lt; .05， η_p² = .02，權(quán)力的差異對(duì)建議采納的影響弱于地位的差異。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示（圖1）：高位時(shí)，權(quán)力正向預(yù)測(cè)建議采納程度，F(xiàn) （1， 177） = 9.65， p lt; .01， η_p² =.05，低位時(shí)，權(quán)力不影響建議采納，F(xiàn) （1， 177） =.02， p gt; .05，結(jié)果支持了假設(shè)2。納入控制變量后，結(jié)果與上述一致。

中介效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)能力完全中介權(quán)力與建議采納的關(guān)系（間接效應(yīng)為 .05， SE ＝ .011， 95%CI = [.0174，.0955]），能力也完全中介地位與建議采納的關(guān)系（間接效應(yīng)為 .14， SE =.046， 95%CI = [.048， .228]），熱情的中介效應(yīng)不顯著。結(jié)果支持了假設(shè)3a 和3b，未能支持假設(shè)3c。

5 研究4 建議者權(quán)/ 位交互效應(yīng)及其作用機(jī)制：大樣本再驗(yàn)證

研究4 旨在借由更大樣本并同時(shí)采用研究2的偏好性決策任務(wù)和研究3 的操縱程序來(lái)探索研究2和3 的不一致，以進(jìn)一步明晰和確證研究結(jié)果，并增加研究的外部效度。

5.1 方法

采用權(quán)2（高vs. 低）× 位2（高vs. 低）被試間設(shè)計(jì)，招募400 名大學(xué)生參與研究，年齡18 ～ 27歲（M = 20.12， SD = 1.83），男216 人（54%）。能力與熱情感知、控制變量的測(cè)量方式同研究2，三者的Cronbach ɑ 均在 .78 以上。操縱程序和測(cè)試流程同研究3。

5.2 結(jié)果

權(quán)力和地位操縱有效：權(quán)力評(píng)分上，高（M =4.36， SD = 1.43）低（M = 3.80， SD = 1.42）權(quán)力組差異顯著，F(xiàn) （1， 398） = 15.60， p ＜ .001， η_p² = .04，高（M= 4.13， SD = 1.54）低（M = 4.03， SD = 1.37）地位組差異不顯著，F(xiàn) （1， 398） = .52， p gt; .05；地位評(píng)分上，高（M = 4.67， SD = 1.30）低（M = 4.65， SD = 1.30）權(quán)力組差異不顯著，F(xiàn) （1， 398） =.02， pgt;.05，高（M= 5.14， SD = 1.10）低（M = 4.19， SD = 1.30）地位組差異顯著，F(xiàn) （1， 398） = 62.20， plt;.001， η_p² =.14。

方差分析表明權(quán)（F （1， 396） = 6.97， p lt; .01， η_p²=.017）和位（F （1， 396） = 5.51， plt;.05， η_p² = .014）主效應(yīng)均顯著，決策者更傾向于采納高權(quán)/ 位建議者的建議，結(jié)果再次支持了假設(shè)1。權(quán)/ 位交互作用顯著，F(xiàn) （1， 396） = 8.61， p lt; .01， η_p² = .021。簡(jiǎn)單效應(yīng)分析顯示（圖2）：建議者高位時(shí)權(quán)力正向預(yù)測(cè)建議采納程度，F(xiàn) （1， 396） = 15.54， p＜.001， η_p² = .04，建議者低位時(shí)其預(yù)測(cè)效應(yīng)消失，F(xiàn) （1， 396） = .04， p gt;.05。結(jié)果支持了假設(shè)2 并驗(yàn)證了研究3 的結(jié)果，即建議者權(quán)力對(duì)建議采納的影響受其地位的調(diào)節(jié)，高位時(shí)隨著權(quán)力的增加建議被采納的可能性亦增加，低位時(shí)權(quán)力不影響建議采納。納入控制變量后，結(jié)論仍然成立。

進(jìn)一步探索能力與熱情感知的中介效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)能力顯著中介建議者權(quán)力與建議采納的關(guān)系（中介效應(yīng)為 .003， SE = .002， 95% CI = [.001， .008]），能力對(duì)建議者地位與建議采納關(guān)系的中介效應(yīng)不顯著，熱情的中介效應(yīng)亦不顯著。結(jié)果支持了假設(shè)3a。

有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)（建議者的地位為調(diào)節(jié)變量，能力為中介變量）檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，建議者的地位調(diào)節(jié)其權(quán)力對(duì)建議采納的影響，建議者高地位時(shí)，權(quán)力正向影響建議采納（效應(yīng)量為.142， SE = .037， p lt; .001，95% CI [.068， .215]）；建議者低位時(shí)，權(quán)力不影響建議采納（效應(yīng)量為 .020， SE = .039， p gt; .05， 95% CI[-.057， .096]）。以上兩種情況下權(quán)力通過(guò)能力對(duì)建議采納的間接效應(yīng)均不顯著，即不支持有調(diào)節(jié)的能力中介效應(yīng)。建議者低位時(shí)，建議者的權(quán)力通過(guò)熱情對(duì)建議采納的間接影響顯著（中介效應(yīng)為 -.028，SE = .014， 95% CI = [-.057， -.003]）；高地位時(shí)，以上間接影響不顯著（中介效應(yīng)為 -.002， SE = .005， 95%CI = [-.012， .008]），有調(diào)節(jié)的熱情中介得到了支持（Index = .026， SE = .014， 95% CI = [.003， .057]）。

6 總討論

6.1 討論

研究從社會(huì)階層的權(quán)力和地位兩個(gè)核心成分出發(fā)，探討不同權(quán)位類型建議者對(duì)決策者建議采納的影響。研究1 探索了高權(quán)和高位建議者對(duì)建議采納的影響，發(fā)現(xiàn)建議者的高權(quán)或高位均促進(jìn)了對(duì)其建議的采納。研究2、3 和4 在研究1 的基礎(chǔ)上進(jìn)一步將權(quán)/ 位進(jìn)行分離組合，形成四種權(quán)位類型（高權(quán)高位/ 高權(quán)低位/ 低權(quán)高位/ 低權(quán)低位）以探討建議者的不同權(quán)位狀態(tài)對(duì)其建議采納的影響及其可能的心理機(jī)制。結(jié)果進(jìn)一步支持了建議者的權(quán)/ 位對(duì)決策者建議采納的積極影響。研究2、3 和4 還發(fā)現(xiàn)能力感知中介建議者權(quán)力對(duì)其建議采納的影響。而熱情感知的中介效應(yīng)有其成立的邊界條件：僅當(dāng)建議者低地位時(shí)，對(duì)建議者的熱情感知才中介其權(quán)力與建議采納的關(guān)系，這與已有研究結(jié)論一致（White，2005）。研究2 采用建議者權(quán)/ 位信息差異來(lái)操縱權(quán)/ 位和偏好性決策任務(wù)，未發(fā)現(xiàn)權(quán)/ 位對(duì)建議采納的交互效應(yīng)；研究3 采用建議者職業(yè)類別操縱權(quán)/位和事實(shí)性決策任務(wù)，研究4 采用建議者職業(yè)類別操縱權(quán)/ 位和偏好性決策任務(wù)，均發(fā)現(xiàn)權(quán)/ 位的交互作用，高地位時(shí)權(quán)力與建議采納正相關(guān)，低地位時(shí)權(quán)力與建議采納的正向關(guān)系消失。

相比直接以社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位表征社會(huì)階層的研究而言，將權(quán)/ 位分離組合進(jìn)行研究為我們窺探社會(huì)階層對(duì)個(gè)體心理的影響提供了更精細(xì)的解釋（金劍等，2017）。采用事實(shí)性決策任務(wù)的研究3 和偏好性任務(wù)決策的研究4 均發(fā)現(xiàn)高權(quán)低位建議者并不能使決策者更多地采納其建議。可能的解釋有：第一，在事實(shí)性決策任務(wù)（硬幣估計(jì)）中，人們更可能關(guān)注提升決策質(zhì)量而非獲得積極人際互動(dòng)體驗(yàn)，此時(shí)決策者對(duì)建議者是否具有提出好建議的資格可能更多考慮其已有的知識(shí)聲望，而高位者恰好是被認(rèn)為具有良好知識(shí)聲望而值得被信賴者（Raz et al.，2021）；第二，偏好性決策任務(wù)為“職場(chǎng)新手困惑”，用特定職業(yè)類別從業(yè)者來(lái)代表不同權(quán)位者，對(duì)大學(xué)生而言高權(quán)低位職業(yè)持有者可能權(quán)雖重望卻寡（馬君，張銳，2022）而不足以提供大學(xué)生所需信息（Blunden et al.， 2019）。最后，研究采用的事實(shí)性決策任務(wù)和偏好性決策任務(wù)均具有低情境約束性，而權(quán)力和地位的影響分別具有高情境限制性和低情境限制性（Blader amp; Chen， 2014; Fragale et al.， 2011;van Vugt et al.， 2008; Yu et al.， 2019），致使權(quán)力的影響弱于地位的影響。

6.2 研究意義

6.2.1 理論意義

本研究具有重要的理論意義。首先，關(guān)于權(quán)力和地位的差異雖早有探討，但實(shí)證研究剛剛起步。前人對(duì)比權(quán)/ 位差異時(shí)大多從權(quán)/ 位持有者的心理和行為差異入手，很少?gòu)幕?dòng)對(duì)方的角度去探討接受者如何看待及回應(yīng)持權(quán)/ 位者。本研究從觀察者角度出發(fā)，以建議采納為切入點(diǎn)，豐富了已有理論成果，也為該領(lǐng)域的未來(lái)研究提供了一個(gè)新的視角。

其次，在建議采納領(lǐng)域，已有研究較多關(guān)注“權(quán)”，并多將其視作決策者特質(zhì)來(lái)探討其與建議采納的關(guān)系（Tost et al.， 2012），而忽視了建議者的“位”對(duì)決策者的決策影響。同時(shí)，由于權(quán)與位概念的混用，極少有研究探討權(quán)/ 位與建議采納的關(guān)系差異。本研究將權(quán)/ 位進(jìn)行分離來(lái)探討了建議者的不同權(quán)位狀態(tài)對(duì)決策者建議采納的影響差異，豐富了建議采納領(lǐng)域的研究。

最后，本研究試圖探索能力和熱情感知作為影響建議采納的中介機(jī)制，并發(fā)現(xiàn)對(duì)建議者的能力感知可能是一個(gè)較為穩(wěn)定的權(quán)力與建議采納關(guān)系的中介變量，對(duì)未來(lái)建議采納領(lǐng)域研究具有啟示意義。

6.2.2 實(shí)踐意義

本研究亦有重要的實(shí)踐意義。首先，研究結(jié)果提示決策者在面對(duì)不同類型的建議者時(shí)要及時(shí)調(diào)整自己的建議采納策略。比如，缺乏權(quán)力可能意味著同時(shí)缺乏能力，但如果個(gè)體在群體中有很高的地位，則可能代表著更高的能力，進(jìn)而可能被認(rèn)為有更好的建議質(zhì)量。其次，作為建議者，也可以根據(jù)自己的權(quán)/ 位狀態(tài)適當(dāng)調(diào)整自己的建議策略，如若一個(gè)高權(quán)低位者欲讓他人更多地采納其建議，最好盡量表現(xiàn)出自己的友善和親和力。最后，高校在為大學(xué)生提供建議者時(shí)，不僅需要考慮建議者的權(quán)/ 位，可能更需考慮建議者的權(quán)/ 位所代表的經(jīng)驗(yàn)及現(xiàn)任職位與大學(xué)生期望的匹配。

6.3 不足與研究展望

本研究存在一些不足。第一，雖然從接受者角度研究權(quán)/ 位對(duì)建議采納的影響拓展了現(xiàn)有研究，但權(quán)/ 位在建議采納方面的影響總體上表現(xiàn)出較多的一致性和較少的異質(zhì)性。未來(lái)研究可以探索更合適的切入點(diǎn)以分離權(quán)和位的影響差異，如表面采納。

第二，大學(xué)生群體對(duì)權(quán)力和地位的敏感度可能不高，尤其是權(quán)力敏感度。因此，被試對(duì)研究中所操縱的權(quán)/ 位信息的加工可能是表淺的，致使權(quán)位更深層異質(zhì)性未能得到顯現(xiàn)。未來(lái)研究需要拓展研究樣本，如采用職場(chǎng)人士進(jìn)行研究，以更深入理解建議者權(quán)位狀態(tài)對(duì)決策者建議采納的影響。

第三，需進(jìn)一步改進(jìn)建議者權(quán)/ 位操縱與決策任務(wù)的匹配，如采用職業(yè)類別操縱時(shí)可能需要匹配與所有職位類別均聯(lián)系緊密的決策任務(wù)，特別是在偏好型決策任務(wù)選擇上。

最后，本研究及已有研究大多采用操縱的方式進(jìn)行權(quán)位的實(shí)驗(yàn)研究。未來(lái)可結(jié)合權(quán)力和地位量表（Anderson et al.， 2012; Djurdjevic et al.， 2017; Yu et al.，2019）扎根企業(yè)現(xiàn)場(chǎng)研究，以得出更具生態(tài)效度的研究結(jié)論。