段錦云 孫露瑩 田曉明

（1蘇州大學心理學系，蘇州 215123；2蘇州科技大學心理學系，蘇州 215009）

1 引言

懷舊是自我意識在情緒上的投射，是個體懷念過去時復雜的情緒狀態(tài)，它能夠幫助個體更好地認識自我、保持樂觀態(tài)度以及增強與他人的社會聯(lián)結（Wildschut，Sedikides，Arndt，＆ Routledge，2006；Cheung et al.，2013）。 以往研究證實，一些負面 感 受 如 孤 獨（Zhou，Sedikides，Wildschut，＆Gao，2008）、 死 亡 威 脅（Routledge，Arndt，Sedikides，＆ Wildschut，2008）、 壓力 （畢圣，龐雋，呂一林，2016）更容易引起人們懷舊 （Davis，1979）。權力感是人們普遍具有的一種自我認知傾向，對個體認知、情緒和行為有重要的影響（Rucker＆ Galinsky，2008）。以往研究證實，低權力感（即權力缺失）更多是一種消極的體驗，會導致個體的低自信、低自我效能感、低質量人際關系感知等（Brion＆Anderson，2013），在面對壓力事件以及挫折經歷時，容易產生孤獨感以及焦慮等癥狀（Duhachek＆Iacobucci，2005）。因此，權力的缺失可能是個體懷舊或產生懷舊相關行為的誘因之一（陳歡，畢圣，龐雋，2016）。究其原因，懷舊是一種正性情感，可以緩解權力缺失所帶來的消極體驗，如，降低孤獨感（Zhou，Sedikides，Wildschut，＆ Gao，2008）、減輕壓力（畢圣，龐雋，呂一林，2016）等。社會聯(lián)結是歸屬感的重要組成部分，是人類基本需求之一（Battista＆ Almond，1973）。懷舊可以增加個體社會 聯(lián) 結 水 平（Wildschut，Sedikides，Arndt，＆Routledge，2006），即通過回憶過去美好經歷從而建立與昔人、往事之間的聯(lián)系，由此，當個體社會聯(lián)結程度較低時，更渴望回憶并重溫過往，從而獲得更多慰藉以及支持 （Loveland，Smeesters，＆ Mandel，2010）。

此外，懷舊這種情感存在明顯的個人特質差異。低權力感個體在面對威脅以及人際關系障礙時，有著較強的社會聯(lián)結需求，更容易產生懷舊心理，獲得情感支持滿足個人需要（Yang＆ Lay，2011）。然而具有不同自我建構傾向的個體對人際關系親密程度需求有差異（Cross，Bacon，＆ Morris，2000）。 研究已證實，獨立我（independent self－construal）強調自主性和獨立性，社會聯(lián)結動機較低（Narayanan，Tai，＆ Kinias，2013），互依我（interdependent self－construal）則反之。以往研究指出，高權力個體在人際互動中對他人的依賴更少 （Fiske，1993），更喜歡與他 人 保 持 一 定 的 距 離（Lammers et al.，2012；Magee＆ Smith，2013）。那么，權力感與不同類型的自我建構是否會對社會聯(lián)結產生交互作用，進而導致個體不同的懷舊水平？這是本研究關注的焦點。權力感是人們普遍具有的一種自我認知傾向，從權力缺失的角度切入會豐富懷舊觸發(fā)的原因，拓展懷舊的研究思路。再者，權力感與懷舊之間存在的內在機制鮮有研究，本文希望從社會聯(lián)結和自我建構的視角，為權力感與懷舊之間的關系提供新的解釋，這也是對權力感、懷舊文獻的重要補充。

2 綜述與假設

2.1 權力感與懷舊

權力（power）是指對金錢、信息或者決策等重要資源的控制力，是對他人思想和行為的影響力（Keltner et al.，2003）。 心理學中對于權力的研究多從權力感入手，權力感是個體影響他人能力的知覺（Anderson，John，＆ Keltner，2012）。 低權力感（權力缺失）被認為是一種負性情緒體驗。以往研究表明，低權力個體較高權力個體難以獲得各種資源，缺乏控制感，容易遭受威脅和懲罰（Domhoff，1998），因此他們更加不自信和脆弱 （Galinsky et al.，2008），傾向于認為未來充滿不確定性（Rucker＆Galinsky，2008）和不安全感（Domhoff，1998）。 而懷舊是一種自發(fā)性保衛(wèi)行為，通過回憶過去美好的經歷能對負面情感 （如權力缺失）進行修復和補償（Josephson，Singer，＆ Salovey，1996），進而維持并提升人類的身心健康，提升積極的自我評價（Wildschut，Sedikides，Arndt，＆ Routledge，2006），增加歸屬感與幸福感 （Sedikides，Wildschut，Routledge，＆ Arndt，2015），因此，懷舊作為積極情感可以彌補低權力感帶來的心理缺失。以往研究也證實了權力感與懷舊的直接關系，如，陳歡，畢圣，龐雋（2016）發(fā)現(xiàn)低權力感個體較高權力感者更偏向懷舊消費。

另一方面，懷舊會使個體回憶起一些與自己關系親密的對象，如親朋好友等。這些回憶使個體感受到來自他人的關愛和保護 （Wildschut et al.，2006，2010），進而增強個體的社會支持感（Zhou et al.，2008）。 根據權力社會距離理論 （Magee＆Smith，2013），相對于低權力者而言，高權力個體在人際互動中對他人的依賴程度低（Fiske，1993），喜歡與他人保持一定距離（Lammers et al.，2012），因此，他們懷舊的動機更低。

假設1：低權力感個體懷舊傾向高于高權力感個體。

2.2 社會聯(lián)結的中介作用

社會聯(lián)結（social connectedness）是指個體看待自我與他人及周邊環(huán)境關系的圖式，反映了個體對其與外部環(huán)境聯(lián)系緊密程度的主觀意識（Lee，1998）。權力是社會關系的固有屬性。作為一種通過掌控資源而影響他人的能力，權力感會改變個體的情感、認知、行為（Emerson，1962）。 接近－抑制理論（approach－inhibition theory）（Keltner，Gruenfeld，＆Anderson，2003）是最為經典的權力理論之一。高權力者受人尊重和敬仰，擁有更多人際資源（Brion＆Anderson，2013），同時他們更加自信，自我效能感更高，因此他們在人際交往中可以激活“行為接近系統(tǒng)” （behavior approach system，BAS），積極地與他人和周圍環(huán)境發(fā)生交互 （Carver＆ White，1994），進而體驗到較多的社會聯(lián)結。但低權力感的個體則相反，由于資源缺乏以及效能感水平更低（Galinsky et al.，2008），導致他們激活“行為抑制系統(tǒng)” （behavior inhibition system，BIS），致使自身社會聯(lián)結程度較低。

社會聯(lián)結是人類的基本需求之一，低社會聯(lián)結容易使個體產生孤獨與疏離感 （Hawkley，Browne，＆ Cacioppo，2005）。以往研究證實，處于負面心理狀態(tài) （如消極情緒、孤獨感等）的個體更易懷舊（Wilschut，Sedikides，Arndt ＆ Rouledge，2006），因為懷舊是對有意義關系的重建，回憶以往美好的經歷對負面情感具有一定的修復補償作用（Josephson，Singer＆ Salovey，1996）。 人類的固有社會屬性決定了其向往建立良性人際關系，從而增強心理安全感與群體認同 （Banai，Mikulincer，＆ Shaver，2005）。因此，個體自身社會聯(lián)結程度越低，懷舊水平越高，即通過對過往經歷和事件的積極構建最終提升自身社會聯(lián)結水平（Hepper et al.，2012）。 綜合來講，低權力感（權力缺失）作為一種消極的心理體驗和社會狀態(tài)會導致個體社會聯(lián)結水平較低，進而促進個體懷舊，以滿足個體情感支持和人際關系的需要（Yang ＆ Lay，2011）。

假設2：個人權力感對懷舊的影響以個體社會聯(lián)結為中介。

2.3 自我建構的調節(jié)作用

自我建構（self construal）是個體在認識自我時，將自我放在何種參照體系中進行認知的一種傾向（Markus＆ Kitayama，1991），包括獨立型自我建構（independent self－construal）和依存型自我建構（interdependent self－construal）。 獨立型自我建構個體在人際交往中“以自我為中心”，較少考慮他人的感受和需要，強調自主性和獨立性，受自我提升動機驅使，有著較強的成就動機，渴望內在提升、獲得認可和接納，社會聯(lián)結動機較低 （Narayanan，Tai，＆Kinias，2013）；依存型自我建構個體在人際交往中更關注他人想法，與他人保持較近的人際交往距離（physical interpersonal distance），有著較強的社會聯(lián)結需求（Magee＆ Smith，2013），渴望獲得良好的人際關系。

獨立型自我建構能促使個體強化權力帶來的積極效應（如對自我能力的認可），使得個人自身優(yōu)勢更加凸顯。有研究表明，獨立型自我建構在以自我為中心的關系網絡中對與他人關系質量評價較高（Brion＆ Anderson，2013），對人際關系有著積極評價，因而會增強權力與社會聯(lián)結的正向關系。在依存型自我建構水平下，個體重視和諧人際關系，有著高度歸屬需求，比較忽視內在自我，對他人和環(huán)境有著較高的依賴 （Wang，Wu，Liu，Wu，＆ Han，2015），這會削弱權力感提升帶來的自我能力感知。相比于低依存型自我建構個體，高依存型自我建構個體對人際關系更敏感，有著較高的人際親密關系需求，對他人和社會環(huán)境可能更敏感 （Thurner＆Machunsky，2014），因此依存型自我建構抑制了權力與社會聯(lián)結間的正向關系。

假設3a：獨立我正向調節(jié)權力感和社會聯(lián)結關系。

假設3b：互依我負向調節(jié)權力感和社會聯(lián)結關系。

當互依我水平低時，人際關系需求較低，權力感提升容易滿足個體與他人聯(lián)結需求，從而體驗出較高的社會聯(lián)結，降低個體懷舊傾向，互依我水平高時，削弱了個權力感和懷舊的負向關系；當獨立我水平高時，個體對于權力提升帶來優(yōu)勢感更加自信，有更高的自尊，對自己和他人關系有更積極評價，因此增強了權力感和懷舊之間的負向關系。綜合以上假設，本研究構建了被中介調節(jié)（mediated moderation）模型（如圖1所示）。

假設4a：權力感與互依我的交互作用通過社會聯(lián)結影響懷舊。

假設4b：權力感與獨立我的交互作用通過社會聯(lián)結影響懷舊。

3 研究1：個人權力感與懷舊的關系的問卷研究

3.1 研究目的

通過問卷調查，初步探索個人權力感和懷舊的關系。

3.2 研究方法

3.2.1 被試

采用問卷調查的方式，通過電子版和紙質版問卷發(fā)給被試，共回收128份問卷，有效問卷117份，有效率 91.4%。平均年齡為 29.62（±6.07）歲，女性 49人（41.2%）。 研究中選擇性別、年齡、受教育程度、婚姻程度、工作時間作為控制變量（Routledge，Wildschut，Sedikides，＆ Juhl，2013；Sedikides et al.，2015）。

3.2.2 測量工具

權力感：選擇一般權力感量表（Anderson，John，＆ Keltner，2012）。 量表共包括8個題目，代表性題目如“我能讓他人聽從我的話”，采用李克特5點記分方法，1代表“很不同意”，5代表“非常同意”，個體的分數越高，代表其權力感越高。本研究中的內部一致性信度系數為0.83。

懷舊傾向量表：采用路曼曼（2008）的《中國本土化懷舊量表》，共12個題項，采用李克特五點計分，1代表“很不符合”，5代表“非常符合”，代表性題項如“我對自己過去經歷充滿感恩”等。得分越高，表示個體懷舊傾向越高。本研究中內部一致性信度系數為0.79。

3.3 結果與分析

對權力感和懷舊得分進行相關分析，結果發(fā)現(xiàn)個人權力感和懷舊顯著負相關（r＝－0.26，p＜0.01），權力感越低個體懷舊水平越高?；貧w分析發(fā)現(xiàn)，權力感對懷舊影響回歸方程成立（R2＝0.26，p＜0.01），權力感的回歸系數顯著（β＝－0.23，p＜0.01）。 因此，假設 1 得到驗證。權力感越高的個體，其懷舊傾向越低。但由于問卷調查的局限性，只能初步知曉各變量間的相關關系。研究2采用實驗的方式，深入驗證各變量間的因果關系，進一步驗證社會聯(lián)結在權力感與懷舊關系中的中介作用。

4 研究2：啟動個人權力感檢驗其對懷舊的影響機制

4.1 研究目的

研究2旨在進一步探討權力感與懷舊的關系，以及社會聯(lián)結對權力感和懷舊關系的中介作用。

4.2 研究方法

4.2.1 被試

共招募63名大學生被試，根據被試權力感啟動回憶內容是否清晰，問卷填寫是否完整等進行篩選。其中3名被試沒有按照要求完成操作測試，不計入數據樣本中。有效被試為60人，其中女生32名，平均年齡 22.15±1.57 歲。

4.2.2 實驗程序

首先將被試隨機分配到高低兩種權力組中，然后對被試權力感水平進行喚醒，接著完成權力感量表以做操作檢驗；然后告訴被試接下來按照指導語說明完成人際關系能力測試、社會聯(lián)結量表以及懷舊心理問卷；最后讓被試確認信息完整以及填寫個人基本資料。

權力感操縱：通過回憶法啟動個體權力感（Waytz，Chou，Magee，＆ Galinsky，2015）。 首先給被試呈現(xiàn)權力的定義，然后要求高（低）權力組的被試寫出自己對他人 （他人對自己）擁有權力的事件，并盡可能回憶事件的各種細節(jié)及自己在其中的具體感受等。權力啟動完成后，要求被試在5點量表上表示出自己現(xiàn)在權力感的大小。

社會聯(lián)結：采用Lee和Tiedens（2001）編制的社會聯(lián)結量表修訂版（SCS－R）。量表采用李克特五點計分，1表示“完全不同意”，5表示“完全同意”。量表共有18個題項，代表題項如“我周圍有很多關系要好的朋友”等。本研究中內部一致性系數為0.78。

懷舊：同研究1。本研究中內部一致性系數為0.83。

4.3 結果分析

t檢驗結果表明，高權力啟動組被試的權力感（M＝3.28，SD＝0.51） 要顯著高于低權力組被試 （M＝2.34，SD＝0.25），t（58）＝11.28，p＜0.001，Cohen’sd＝2.34。這說明權力感的操縱是成功的。

高權力組被試的懷舊水平（M＝2.78，SD＝ 0.51）要顯著低于低權力組被試（M＝3.69，SD＝ 0.72），t（58）＝3.42，p＜0.001，Cohen’sd＝1.46。 回歸分析發(fā)現(xiàn)，權力感對懷舊負向影響顯著 （β＝－0.23，p＜0.05），假設 1成立。

根據 Baron和Kenny（1986）檢驗中介效應的步驟驗證社會聯(lián)結在權力感和懷舊之間的中介作用。通過層級回歸，社會聯(lián)結對權力感的回歸系數顯著（β＝0.31，p＜0.01）（模型二），懷舊對權力感的回歸系數顯著（β＝－0.23，p＜0.05）（模型四）。 做懷舊對權力感和社會聯(lián)結的回歸方程，社會聯(lián)結的回歸系數顯著（β＝－0.33，p＜0.01）（模型五），此時，權力感的回歸系數變得不再顯著，這表明社會聯(lián)結在權力感和懷舊間起完全中介作用（見表1）。

表1 層級回歸分析：社會聯(lián)結對權力感與懷舊心理關系的中介效應

采用Hayes（2013）的Bootstrap方法驗證中介效應。結果顯示社會聯(lián)結的中介效應為－0.83，95%置信區(qū)間為［－0.28，－0.03］，不包含 0，表明中介效應顯著，因此假設2得到驗證。

5 研究3：個人權力感對懷舊的影響：自我建構的調節(jié)作用

5.1 研究目的

重復驗證研究1和研究2的結果，采用不同操作方法進一步分析權力感對懷舊的影響，并探討自我建構的調節(jié)作用。

5.2 研究方法

5.2.1 被試與實驗設計

在XX大學共招募137名被試，女生70名（54.7%），平均年齡為 21.90±1.51 歲。 被試隨機分配在 2（權力：高 vs低）×2（自我建構：獨立型 vs依存型）組中進行紙筆實驗，實驗完畢后經過篩選共有128名被試數據有效。

5.2.2 實驗程序

實驗由兩個任務構成。第一個任務是“角色認知與個性調查”，基于角色扮演的情境，啟動被試的權力感，隨后讓其評價自己的權力感大小完成操作檢驗；然后，讓其評價在此情景中自己的社會聯(lián)結水平。第二個任務是關于“人際交往能力調查”，被試根據指導語說明，想象情境激活自我建構水平并填寫量表。最后，采用量表測量被試的懷舊傾向。

權力感啟動：采用角色扮演的方式，改編自Min和Kim（2013）的研究。研究中將被試隨機分配到高低權力感的角色中，讓被試想象在相應情境下會發(fā)生什么。具體來說，高權力感組中的被試扮演一名銷售經理，有權對下屬的表現(xiàn)進行評價，決定他們的獎金等；低權力感組中的被試扮演基層銷售人員，他們必須受銷售經理的指揮，銷售經理將對他們的表現(xiàn)進行評價，并決定他們的獎金等，而他們無權對經理進行評價。

權力感的操縱檢驗：選自Waytz等人（2015）研究中使用的項目，共3個題目：（1）我感到很有權力；（2）我感到很有控制感；（3）我覺得自己很自主（1＝很不同意，5＝非常同意）。本研究中的內部一致性信度為 0.83。

社會聯(lián)結：采用Lee和Tiedens（2001）編制的社會聯(lián)結量表修訂版（SCS－R），同研究2，在本實驗中內部一致性系數為0.78。

自我建構啟動：采用 Gaertner，Sedikides和Graetz（1999）開發(fā)的指導語式激活。獨立我激活組：“接下來的四分鐘里，請你想一想，是什么讓你不同于你的家庭成員和朋友？你對自己有哪些期望？請對上述問題作出回答?！被ヒ牢壹せ罱M：“接下來的四分鐘里，請你想一想，你和你的家庭成員、朋友有哪些共同之處？他們對你有哪些期望？請對上述問題作出回答?！遍喿x完后填寫自我建構量表（SGS），其中12個項目是測量獨立自我建構，另12個項目是測量互依我，每個項目采用5點評分（1＝非常不同意，5＝非常同意），該量表的獨立自我分量表和依存自我分量表內部一致性系數分別是0.73和0.82。代表性項目如“我樂意在每個方面與眾不同”。

懷舊傾向：在閱讀完所有任務后，要求被試完成Wildschut等人（2006）編制的三項目懷舊傾向量表，采用五點計分（1＝很不同意，5＝非常同意），代表題項為“此時，我感到很懷舊”。本研究中內部一致性系數為 0.78。

5.3 研究結果

5.3.1 操作檢驗

為了檢驗權力感啟動的有效性，對不同權力感啟動組下被試對自我權力感的評分進行了t檢驗。結果表明，高權力感啟動組被試的權力感（M＝3.89，SD＝0.75） 要顯著高于低權力感啟動組被試 （M＝2.51，SD＝0.51），t（126）＝21.32，p＜0.001，Cohen’sd＝2.15，說明權力感的啟動是成功的。

對被試自我建構量表上的得分進行分析，結果如下：依存自我建構組被試在SCS中的獨立自我建構題目上面的得分為（M＝25.30，SD＝4.87），在依存自我建構題目上的得分為 （M＝33.31，SD＝5.83），t（126）＝7.23，p＜0.05，Cohen’sd＝1.49，得分具有顯著差異。而獨立自我建構組被試在SCS中的獨立自我建構題目上面的得分為（M＝36.21，SD＝5.29），在依存自我建構題目上面的得分為（M＝26.44，SD＝6.86），t（126）＝5.56，p＜0.05，Cohen’sd＝1.59，說明啟動自我建構的實驗操作是有效的。

5.3.2 描述性統(tǒng)計

對數據進行描述性分析，根據表2結果如下：懷舊與權力感（r＝－0.22，p＜0.05）、社會聯(lián)結（r＝－0.34，p＜0.01）、獨立我（r＝－0.25，p＜0.05）之間顯著負相關。權力感與社會聯(lián)結（r＝0.29，p＜0.01）顯著正相關，假設1得到進一步驗證。

5.3.3 社會聯(lián)結中介作用分析

表3是回歸分析結果，根據模型7結果表明，權力感對懷舊具有顯著負向影響 （β＝－0.21，p＜0.05），因此假設1得到驗證。

根據 Baron和 Kenny（1986）檢驗中介效應的步驟，M2顯示權力感和社會聯(lián)結正向關系顯著（β＝0.27，p＜0.01），從 M9 可以看出，在加入了中介變量社會聯(lián)結之后，權力感對懷舊的影響變得不再顯著（β＝－0.10，ns.），而社會聯(lián)結對懷舊的影響仍然顯著（β＝－0.32，p＜0.01）。 進一步根據 Hayes（2013）開發(fā)的Bootstrap來檢驗整個中介模型，結果發(fā)現(xiàn)，95%置信區(qū)間為［－0.35，－0.01］。 說明社會聯(lián)結在權力感和懷舊間的中介效應是顯著的，假設2得到驗證。

5.3.4 自我建構調節(jié)作用分析

為了驗證自我建構調節(jié)權力感與社會聯(lián)結之間的關系，在對權力感、依賴型自我建構和獨立我進行中心化處理后，將個體懷舊設為因變量，依次引入控制變量、自變量、調節(jié)變量，最后將權力感類型和互依型自我建構及獨立我的乘積項放入回歸方程。根據表3中模型4結果分析，權力感和獨立我的交互作用對個體社會聯(lián)結感產生正向影響 （β＝0.23，p＜0.01），假設3a得到驗證。權力感和互依我對個體社會聯(lián)結感產生負向影響（β＝－0.19，p＜0.05），這說明，互依我水平越高，權力感和社會聯(lián)結之間的正向關系越弱，假設3b得到驗證。

表2 描述統(tǒng)計分析表（N＝128）

表3 回歸分析表

為了進一步解釋自我建構如何調節(jié)權力感和社會聯(lián)結的關系，進行簡單坡度分析，對高于平均數一個標準差和低于平均數一個標準差的調節(jié)變量進行分組，然后依次在高低水平上做因變量對自變量的回歸分析。低獨立我時，權力感對個體社會聯(lián)結的影響減弱，權力感與社會聯(lián)結的正向關系不顯著（β＝0.11）；高獨立我時，權力感與社會聯(lián)結的正向關系顯著（β＝0.38，p＜0.01），進一步驗證假設 3a。 結果繪制成圖2a。

圖2b是互依我對權力感和社會聯(lián)結關系調節(jié)圖：高互依我時，權力感對個體社會聯(lián)結的影響減弱；權力感對社會聯(lián)結的影響在互依我較低時（β＝0.31，p＜0.01）比互依我較高時強（β＝0.19，p＜0.05），即低互依我水平下，個體權力感提升會帶來更高的社會聯(lián)結體驗，驗證了假設3b。

為了驗證假設4a和4b，進一步分析了不同自我建構水平下，社會聯(lián)結在權力感和懷舊間的中介效應。從表4可以看出，權力感通過社會聯(lián)結對懷舊間接影響在低互依我時顯著（β＝－0.21，p＜0.01），95%的置信區(qū)間為［－0.46，－0.03］；在高互依我時不顯著（β＝－0.07），95%的置信區(qū)間為［－0.10，0.08］，兩者差異為 0.25，達到了顯著水平（p＜0.01），95%置信區(qū)間為［－0.32，－0.01］，驗證了假設 4a。 權力感通過社會聯(lián)結對懷舊間接影響在低獨立我時不顯著 （β＝－0.08），95%的置信區(qū)間為［－0.13，0.11］；在高獨立我時顯著（β＝－0.22，p＜0.01），95%的置信區(qū)間為 ［－0.58，－0.04］，兩者的差異為 0.30，達到顯著水平（p＜0.01），95%的置信區(qū)間為［－0.43，－0.02］，驗證了假設4b。

表4 被中介調節(jié)效應分析

6 討論

6.1 結果分析

本文通過三個研究驗證了權力感對個體懷舊的影響及其潛在的心理機制。研究一測量被試權力感后發(fā)現(xiàn)，個人權力感負向影響著懷舊。這一發(fā)現(xiàn)與陳歡、畢圣、龐雋（2016）在消費情境中的結論一致：低權力感消費者更傾向于選擇懷舊品牌。在生活情境中，高權力感個體對威脅與壓力的承受能力更強（Keltner，Gruenfeld，＆ Anderson，2003），更加自信，同時也有著更積極情緒體驗（Anderson＆Berdahl，2002）。低權力感者則反之，在面對壓力事件以及挫折經歷時，他們更容易產生孤獨感及焦慮等負性心理 （Duhachek＆ Iacobucci，2005）。 懷舊是一種正性體驗，可以修復和補償消極情緒（Josephson，Singer，＆ Salovey，1996），因而較低權力感個體而言，高權力感者具有較少的懷舊體驗。研究二采用回憶法操縱被試的權力感，不僅得出與研究一相同的結論，還進一步發(fā)現(xiàn)了社會聯(lián)結所起的中介作用。陳歡等人（2016）發(fā)現(xiàn)權力缺失會導致個體體驗到較少的生活意義，從而導致其更加懷舊以追尋生命的價值。本文提出權力感與懷舊間的新機制——社會聯(lián)結，證實低權力感者較少體驗到社會聯(lián)結，為了建構積極的社會關系并增加歸屬感，低權力感個體較高權力感者會更加懷舊。

研究三通過角色扮演法操縱個體權力感，并分別啟動兩種類型的自我建構（獨立我／互依我），獨立我／互依我分別正向／負向地調節(jié)權力感與社會聯(lián)結之間的關系。社會關系中個體與他人的親密關系知覺也會影響到個體認知、情感以及行為（Cheung et al.，2013）。朱春茸（2016）在中國情境下的權力和炫耀性消費關系研究中發(fā)現(xiàn)，低權力感個體在依存型自我建構條件下表現(xiàn)出更高的炫耀性消費，注重與他人聯(lián)結，以他人為參照，決定自己的行為。在我們的研究中同樣證實了這一點，依存型建構的個體注重自己與他人的聯(lián)系，甚至通過獲得良好的人際關系來獲得積極的自我評價和幸福感 （Wang et al.，2015）。于他們而言，最重要的是融入到重要的團體或關系之中，并維持和諧的狀態(tài)。因此，當個體面臨人際關系障礙或者社會聯(lián)結較低 （權力缺失導致）時，依存型自我建構個體由于對和諧、親密人際關系高度需求，更有可能采用懷舊作為補償機制滿足人際關系需要。獨立型自我建構的個體強調個人自主和獨立，注重自我內在提升，有著較低的人際聯(lián)結需求（Brion＆ Anderson，2013），雖然權力缺失帶來較低社會聯(lián)結，但是獨立型自我建構個體更傾向自我能力提升獲得肯定認可，因此增強了權力感所帶來的優(yōu)越體驗，從而降低個體的懷舊傾向。

最后，權力感既可以是穩(wěn)定的個人特質也可以是臨時性的狀態(tài)變量。我們采用不同權力操縱方法（測量長期權力狀態(tài)和激發(fā)臨時的權力感知）以及不同實驗方法（組內設計和組間設計）使得研究結論保持了一致，從而為個人權力感與懷舊因果關系提供了充分的實證支持。

6.2 理論與現(xiàn)實意義

研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在三個方面。首先，基于權力的社會距離理論 （Magee＆ Smith，2013），研究證實了權力感與懷舊的負向關系。這一結果與購買炫耀性產品等 （Rucker＆ Galinsky，2008）的補償性消費相似，懷舊也是個體應對權力缺失帶來消極影響所采取的補償性策略（Waytz et al.，2015）。因此，本研究再次驗證了懷舊的另一誘因——權力缺失。其次，基于權力的接近－抑制理論（Keltner et al.，2003），低權力感個體在面對社會威脅以及壓力時，缺乏有效資源應對，容易產生逃避心理，與他人的社會聯(lián)結程度較低。為了緩沖權力缺失帶來的消極影響，低權力感者會采用懷舊的補償策略獲得開放性認知（Smeesters＆ Mandel，2010）、感受到溫暖和關愛。因此，研究探索了權力感與懷舊關系間存在的內在機制——社會聯(lián)結，豐富并擴展了權力感影響個體認知和行為的社會心理研究，也為懷舊心理研究提供了新的思路。

最后，本文發(fā)現(xiàn)了自我建構的調節(jié)作用，闡明了獨立我／互依我分別正向／負向調節(jié)權力感與社會聯(lián)結的關系，區(qū)分并驗證了不同自我建構方式的不同作用。依存型建構和獨立型建構是兩種不同的自我建構方式，對個體的認知、情感、動機和行為有不同的作用。朱春茸（2016）研究發(fā)現(xiàn)，低權力感個體在依存型自我建構條件下表現(xiàn)出更高的炫耀性消費，表明依存型自我建構個體注重與他人聯(lián)結，以他人為參照從而決定自己的行為。在我們的研究中同樣證實了這一點，依存型自我建構個體對他人高度依賴，有著較強的社會聯(lián)結需求，忽視自我內在提升和自我激勵，因而表現(xiàn)出更高的懷舊傾向。

本研究也具有重要的現(xiàn)實意義。首先，權力的缺失會給個體帶來人際交往困擾，面對社會威脅或者負性事件，更容易采取逃避心理，產生更多的困惑、焦慮以及恐懼等負面情感。懷舊能夠在一定程度上補償這種負性情感帶來的消極作用，從過去的美好回憶中汲取力量應對危機并保持良好的心理狀態(tài)。第二，從組織發(fā)展角度來看，權力的差異影響個體績效及表現(xiàn)，因此企業(yè)應豐富和拓展組織內部活動，增進員工與成員及上級之間的交流，增進其歸屬感。此外，懷舊是權力缺失個體應對威脅的策略之一，并且這種效應有著明顯的人群區(qū)分：較獨立型自我建構的個體來說，依存型自我建構者在權力缺失狀態(tài)下更易懷舊，因此管理者應定期開展心理培訓課程，尤其對于依存型自我建構的組織成員，更應采取主動的方式解決他們所面臨的壓力，降低個體沉緬過去的傾向，進而促進其身心健康發(fā)展，提升員工的工作積極性與幸福感。

6.3 不足與未來研究方向

受制于研究條件，本研究也有一定不足。首先，對懷舊的測量相對固定，無法準確得出個體長期懷舊動態(tài)，未來可增加縱向研究，加入時間變量進一步分析權力感和懷舊之間的關系。其次，采用學生作為被試，外部效度較低，未來可擴大人群，控制個體情緒、經驗、社會稱許性等因素干擾，使權力感與懷舊的關系得到更加概化的驗證。最后，本研究認為懷舊是個體應對低權力感狀態(tài)下的補償策略，而這種補償作用功效大小有待進一步考證。

未來研究還可以對懷舊不同結果進行細分，現(xiàn)有的研究主要認為懷舊是一種正性的情感體驗，但長期作用下，懷舊亦可呈現(xiàn)出病態(tài)（Lazarus，2002），未來有必要根據懷舊內容對積極懷舊和消極懷舊進行區(qū)分；其次，懷舊按其人群特征可以分為個體懷舊和集體懷舊（Stern，1992），未來研究可進一步從不同類型懷舊角度出發(fā)，對權力感知和懷舊的關系進行深入分析；最后，本研究主要證實臨時權力狀態(tài)（權力感）對懷舊心理的影響機制，未來可進一步探討，長期權力狀態(tài)是否同樣適用于“權力－社會聯(lián)結－懷舊”路徑。

7 結論

本文通過三個研究發(fā)現(xiàn)：個人權力感對懷舊有著顯著的負向影響；社會聯(lián)結在其中起到中介作用；權力感和社會聯(lián)結不僅受到互依我負向調節(jié)，還受到獨立我正向調節(jié)；社會聯(lián)結中介了權力感與自我建構交互作用對懷舊的影響。