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 問題提出

建議采納既是決策過程也是獲取情感和社會(huì)支持的人際互動(dòng)過程，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)是指個(gè)體通過給予或保留有價(jià)值的資源來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）；位則指個(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)系借由對目標(biāo)對象的地位授予而達(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)測決策者的建議采納。

權(quán)力代表對資源的控制（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)。對高位建議者，權(quán)力與建議采納呈正向關(guān)系；對低位建議者，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）。對他人能力和熱情的評估分別代表對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)測能力感知，但權(quán)力不能預(yù)測熱情感知，地位在一定條件下可預(yù)測熱情感知。

對建議者的社會(huì)感知影響對其建議的采納。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）對建議采納的影響，熱情中介地位對建議采納的影響（3c）。

2 研究1 高權(quán)和高位對建議采納的影響

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→被試評估建議者的權(quán)/ 位（操縱檢驗(yàn)）→再次呈現(xiàn)“職場新手困惑”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量控制變量→結(jié)束實(shí)驗(yàn)，總時(shí)長約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)“職場新手困惑”決策任務(wù)。在決策前要求被試想象自己是某國企新入職員工，并獨(dú)立完成第一次決策，隨后程序提醒被試將收到來自該國企一位在職人士的建議，并告訴被試需要3 ～ 5s 的時(shí)間從資料庫中檢索建議者（旨在營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…”測量被試對建議者的性別判斷。被試的特質(zhì)性權(quán)力用個(gè)人權(quán)力感量表（Anderson et al.， 2012）測量（ɑ= .80）。

2.4 結(jié)果

權(quán)/ 位操縱有效：高權(quán)/ 位組被試對建議者權(quán)/位評分分別為M 權(quán) = 5.24（被試實(shí)際評分范圍為3 ～ 7，SD = .89）、M 位 = 5.43（被試實(shí)際評分范圍為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)了對其建議的采納，且兩者的影響無顯著差異。

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 擬對權(quán)/ 位進(jìn)行分離組合，以考察建議者的不同權(quán)/ 位對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)后測量被試對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)長約10 分鐘?？刂茖ㄗh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)立對他人進(jìn)行績效評估，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/ 她是某國企一位正式員工。在他/ 她所從屬的部門中，他/ 她對大多數(shù)資源沒有控制權(quán)，沒有資格對他人進(jìn)行績效評估，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)條目評估能力（ɑ = .81） 和熱情（Cronbach' s ɑ = .76） 感知（Cuddy et al.， 2008; Fiske et al.， 2002， 2007）?？刂谱兞考捌錅y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)劃分由前測研究確定）。能力、熱情及控制變量的測量同研究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：一是由對建議者職業(yè)介紹來達(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→被試評估建議者的權(quán)/ 位（操縱檢驗(yàn)）→評估對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。對全部數(shù)據(jù)和有效數(shù)據(jù)進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn)二者得分在各項(xiàng)分析中均無差異。①

權(quán)/ 位操縱有效：權(quán)力評分上，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)力的差異對建議采納的影響弱于地位的差異。簡單效應(yīng)分析顯示（圖1）：高位時(shí)，權(quán)力正向預(yù)測建議采納程度，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、控制變量的測量方式同研究2，三者的Cronbach ɑ 均在 .78 以上。操縱程序和測試流程同研究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)力通過能力對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)力通過熱情對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)/ 位信息差異來操縱權(quán)/ 位和偏好性決策任務(wù)，未發(fā)現(xiàn)權(quán)/ 位對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聲望，而高位者恰好是被認(rèn)為具有良好知識聲望而值得被信賴者（Raz et al.，2021）；第二，偏好性決策任務(wù)為“職場新手困惑”，用特定職業(yè)類別從業(yè)者來代表不同權(quán)位者，對大學(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，很少從互動(dòng)對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)行分離來探討了建議者的不同權(quán)位狀態(tài)對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，對未來建議采納領(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)。未來研究需要拓展研究樣本，如采用職場人士進(jìn)行研究，以更深入理解建議者權(quán)位狀態(tài)對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)場研究，以得出更具生態(tài)效度的研究結(jié)論。