摘 要 狀態(tài)權(quán)力感是一種臨時啟動的外在權(quán)力感知， 與親社會行為關(guān)系的理論與實證研究結(jié)果均不一致。本研究采用三水平元分析技術(shù)， 明確狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的整體關(guān)系， 探索造成分歧的原因。通過文獻檢索和篩選， 共計納入48篇文獻， 106個效應量， 總樣本量為14871人。主效應檢驗發(fā)現(xiàn)， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不顯著。調(diào)節(jié)效應檢驗發(fā)現(xiàn)， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響受到行為的社會可見性和訴求類型的調(diào)節(jié)， 但不受年齡、性別、文化背景、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式、狀態(tài)權(quán)力感類型、親社會行為的指標選取、數(shù)據(jù)來源以及出版狀態(tài)的調(diào)節(jié)。本研究使用三水平元分析方法保證了納入文獻信息的完整性， 從而就狀態(tài)權(quán)力感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， 有助于拓展對狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系及調(diào)節(jié)機制的認識。

關(guān)鍵詞 權(quán)力感， 狀態(tài)權(quán)力感， 親社會行為， 三水平元分析

分類號 B849： C91

1 引言

權(quán)力（power）產(chǎn)生于價值資源的不平等控制， 指個體可以控制、影響他人的能力（Galinsky et al.， 2008）， 通過所處環(huán)境中的刺激觸發(fā)， 可以臨時啟動個體的外在權(quán)力感知， 即狀態(tài)權(quán)力感（state power） （Anderson et al.， 2012）?！肮胖耍?得志， 澤加于民”、“達則兼濟天下”， 可見， 自古以來， 人類社會所倡導的文化價值觀期望權(quán)力持有者能夠付出時間、能量和資源等， 做出更多有益于他人、團體以及整個社會的行為——親社會行為（姚琦 等， 2020）。心理學、社會學和經(jīng)濟學等領(lǐng)域的眾多學者一直致力于探究狀態(tài)權(quán)力感在個體親社會行為中扮演的角色。然而， 已有研究中關(guān)于狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的作用的結(jié)論存在分歧， 抑制論（黃傳昊， 2021; 王仁瑾， 2021; 張麗娜， 2021; Kalmanovich-Cohen， Hanna， 2020）、促進論（姚琦 等， 2022; X. Dong & Bavik， 2023; Schmidt-Barad & Uziel， 2020; Wang et al.， 2021）和無關(guān)論（段錦云 等， 2018; 孫麟惠， 2019; Cho & Fast， 2018; Yoon， 2013）并存。為解決狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系間的爭議， 本研究采用三水平元分析技術(shù)整合既往研究， 分析可能影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會關(guān)系的因素， 嘗試明確關(guān)系呈現(xiàn)同本末異的原因。

1.1 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系及其理論模型

目前， 主要有社會距離理論（Social Distance Theory）、能動?公共導向模型（Agentic-Communal Model）、目標激活理論（Goal Activation Theory）、接近?抑制理論（Approach-Inhibition Theory）和情境聚焦理論（Situated Focus Theory）論及了狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響。

狀態(tài)權(quán)力感抑制親社會行為。權(quán)力的社會距離理論認為權(quán)力的差異導致了社會距離的差異， 進一步影響了個體的解釋水平， 從而造成了行為上的差異（Magee & Smith， 2013）。高狀態(tài)權(quán)力感個體會擴大社會距離， 這導致親社會行為的減少。周天爽等（2020）研究發(fā)現(xiàn)， 社會距離感在狀態(tài)權(quán)力感和助人行為的負向關(guān)系之間起中介作用。此外， 權(quán)力的能動?公共導向模型提出擁有權(quán)力會激發(fā)個人能動導向， 更加關(guān)注自我目標、自我展示以及自我價值實現(xiàn); 而缺乏權(quán)力則會激發(fā)社會公共導向， 使得個體更依賴他人， 力圖與他人建立良好社會關(guān)系（Rucker et al.， 2012）。根據(jù)這一觀點， 高狀態(tài)權(quán)力感個體更加聚焦于自我， 而低狀態(tài)權(quán)力感個體更加聚焦于他人。狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的抑制作用主要源于權(quán)力所導致的自我聚焦差異（Rucker et al.， 2012）。例如， Inesi等（2012）研究發(fā)現(xiàn)， 高狀態(tài)權(quán)力感個體的自我聚焦促使他們曲解他人的善意， 認為他人的幫助行為是出于利己目的， 從而抑制高狀態(tài)權(quán)力感者的感激之心和回饋行為。

狀態(tài)權(quán)力感促進親社會行為。權(quán)力的目標激活理論認為高權(quán)力感的個體追求目標時， 會尋求與目標相一致的信息（Chen et al.， 2001）。根據(jù)這一觀點， 當情境中的目標是導向親社會時， 高狀態(tài)權(quán)力感的個體會表現(xiàn)出更多的親社會行為。例如， 當社會責任感的目標激活時， 被啟動高狀態(tài)權(quán)力感的上級會表現(xiàn)出更高的團結(jié)感（一種與下屬認同的親社會形式）以及參與團結(jié)行為（Tost & Johnson， 2019）。與此一致， Karremans和Smith （2010）發(fā)現(xiàn)高狀態(tài)權(quán)力感個體在人際交往中具備更多的寬容性， 也更容易寬恕他人。此外， 低權(quán)力感者在啟動高狀態(tài)權(quán)力感之后， 也表現(xiàn)出更多的親社會行為（Van Dijke et al.， 2018）。權(quán)力的接近?抑制理論提出高狀態(tài)權(quán)力感可以激活“行為接近系統(tǒng)”， 而低狀態(tài)權(quán)力感激活的是“行為抑制系統(tǒng)” （Keltner et al.， 2003）。具體而言， 高狀態(tài)權(quán)力感者采取自動化的認知加工方式， 重視潛在的獎勵和回報， 將他人看作實現(xiàn)自己目標的工具， 更容易主動做出行為、追求目標; 而低狀態(tài)權(quán)力感者采取控制性的認知加工方式， 更加關(guān)注威脅和懲罰， 將自己看成他人的工具， 會抑制或者中斷自己的行為（王雪 等， 2014）。王君瑜等（2022）發(fā)現(xiàn)， 高狀態(tài)權(quán)力感個體會更加關(guān)注合作所帶來的回報和機會， 較少關(guān)注對方的選擇及背叛所帶來的風險， 因此會更傾向于合作。

與以上理論的觀點不同， 權(quán)力的情境聚焦理論則認為， 狀態(tài)權(quán)力感和親社會行為之間并不是促進或抑制二擇一的關(guān)系。該理論提出狀態(tài)權(quán)力感能夠促進個體的選擇性注意情境線索和靈活性加工（Guinote， 2007）， 即狀態(tài)權(quán)力感是促進還是抑制親社會行為取決于狀態(tài)權(quán)力感者感知到的情境信息（蔡頠 等， 2016）。權(quán)力能夠促進個體的選擇性注意和靈活性加工， 高狀態(tài)權(quán)力感者能夠靈活地辨別情境中的線索， 關(guān)注與自己目標相一致的信息， 因此高狀態(tài)權(quán)力者具有依據(jù)客觀情境所蘊含的意義采取一致行為的傾向， 即做出與情境可供性（affordance）相一致的行為， 而低狀態(tài)權(quán)力感者只能等同地加工可獲得的所有信息， 缺乏靈活性， 可能表現(xiàn)出與情境相矛盾的行為（Guinote， 2007）。因此， 促進或抑制親社會行為取決于高狀態(tài)權(quán)力者感知到的情境信息。

綜上， 基于社會距離理論和能動?公共導向模型， 大量研究發(fā)現(xiàn)狀態(tài)權(quán)力感會抑制親社會行為的產(chǎn)生（劉耀中， 張俊龍， 2017; 周天爽 等， 2020; Inesi et al.， 2012）， 而基于目標激活理論和接近?抑制理論， 也有大量研究表明狀態(tài)權(quán)力感會促進親社會行為的產(chǎn)生（柳武妹， 2019; 王君瑜 等， 2022; Karremans & Smith， 2010）。情境聚焦理論則提示狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響可能受到情境因素的調(diào)節(jié)。

1.2 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響存在不一致的結(jié)果， 可能與研究對象的人口學特征（年齡、性別和文化背景）， 研究變量的實驗特征（狀態(tài)權(quán)力感啟動方式、狀態(tài)權(quán)力感類型、親社會行為指標選取）， 以及研究對親社會行為的操縱方式（行為的社會可見性和訴求類型）和出版狀態(tài)等有關(guān)。

1.2.1 研究對象的人口統(tǒng)計學特征

年齡。研究表明， 狀態(tài)權(quán)力感在一定程度上負向預測平均年齡在20歲以下被試的親社會行為（李盟， 2017; 張麗娜， 2021）， 但卻能增加平均年齡在30歲以上被試的親社會行為（Tost & Johnson， 2019）。因此， 年齡可能是影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)變量。

性別。在社會化過程中， 相較于女性， 男性更傾向于追逐權(quán)力（Hays， 2013）， 且對權(quán)力敏感的男性分泌的睪丸酮與認知共情（親社會行為的心理基礎(chǔ)）為負相關(guān)， 而女性分泌的催產(chǎn)素則會促使女生出現(xiàn)更多的情感共情（張麗娜， 2021）。因此， 性別也可能調(diào)節(jié)狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為關(guān)系的影響。

文化背景。研究表明， 在東方文化中， 高狀態(tài)權(quán)力感者更傾向于實施親社會行為（蔡頠 等， 2016; 李馨 等， 2020）。在集體主義的東方文化背景下， 個體的自我概念和行為傾向常與集體緊密相連（Hofstede， 2011）， 高狀態(tài)權(quán)力感的個體認為自己有更多資源， 因此更愿意去幫助集體中的他人， 從而促成利他的親社會行為的出現(xiàn)（Dong & Bavik， 2023）。然而， 高狀態(tài)權(quán)力感者在西方文化中具有唯我主義認知傾向和交換型關(guān)系取向， 他們更重視個人目標和成就的達成， 在人際交往中更看重利益交換而非情感聯(lián)結(jié)（Keltner et al.， 2003）， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不顯著（Liu et al.， 2019）， 甚至對其存在負面影響（Alhoqail， 2017）?？梢?， 文化背景的不同或許會導致狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不同。

1.2.2 狀態(tài)權(quán)力感的啟動方式

狀態(tài)權(quán)力感的啟動方式通?？梢詺w納為四類：結(jié)構(gòu)性操縱、經(jīng)驗性操縱、概念性操縱和身體操縱。結(jié)構(gòu)性操縱（structural manipulation）涉及對資源控制的不同方式， 通常在實驗室環(huán)境中使用， 例如等級角色扮演或最終通牒游戲規(guī)則的閱讀等（Galinsky et al.， 2003）。經(jīng)驗性操縱（experiential manipulation）主要通過故事回憶任務（Galinsky et al.， 2003）或設想成為具有權(quán)力的角色（Guinote， 2008）來激活個體的權(quán)力體驗。概念性操縱（conceptual manipulation）包括通過語義或視覺方式激活權(quán)力感， 通常通過呈現(xiàn)與權(quán)力狀態(tài)相關(guān)的文字或圖像材料來啟動被試的高或低權(quán)力感狀態(tài)（Chen et al.， 2001）。身體操縱（physical manipulation）通過改變個體的身體姿勢、手部姿勢或其他非語言行為， 在具身認知的基礎(chǔ)上操縱狀態(tài)權(quán)力感（Carney et al.， 2010）。研究發(fā)現(xiàn)， 在結(jié)構(gòu)操縱權(quán)力感條件下狀態(tài)權(quán)力感對行為團結(jié)的影響是積極顯著的， 但在經(jīng)驗操縱權(quán)力感條件下則不顯著（Tost & Johnson， 2019）。Jin等（2020）通過結(jié)構(gòu)性操縱的角色扮演法啟動被試的狀態(tài)權(quán)力感后發(fā)現(xiàn)， 高狀態(tài)權(quán)力感組和低狀態(tài)權(quán)力感組在親社會行為上沒有顯著差異。Dong和Bavik （2023）采用經(jīng)驗性操縱的想象法進行研究， 結(jié)果顯示高狀態(tài)權(quán)力感組的被試愿意做志愿者的傾向顯著高于低狀態(tài)權(quán)力感組。王若宸（2021）則通過概念性操縱法激活被試的狀態(tài)權(quán)力感， 發(fā)現(xiàn)相比于低狀態(tài)權(quán)力感個體， 高狀態(tài)權(quán)力感個體表現(xiàn)出更少的合作行為。Pe?a和Chen （2017）通過操縱被試的身體姿勢啟動權(quán)力感， 發(fā)現(xiàn)擺出擴張姿勢的被試表現(xiàn)出更高的親社會行為。因此， 狀態(tài)權(quán)力感的不同啟動方式可能會影響其與親社會行為的關(guān)系。

1.2.3 狀態(tài)權(quán)力感的類型

根據(jù)啟動線索的顯著程度， 狀態(tài)權(quán)力感被劃分為內(nèi)隱權(quán)力（implicit power）和外顯權(quán)力（explicit power）兩種類型（Caza et al.， 2011）。內(nèi)隱權(quán)力是個體未意識到的權(quán)力狀態(tài)， 主要通過概念操縱（例如詞語搜索任務范式）等無意識的啟動方式產(chǎn)生， 而外顯權(quán)力則是個體能夠意識到的權(quán)力狀態(tài)， 主要由經(jīng)驗性操縱（例如回憶法和想象法）的啟動方式觸發(fā)（Caza et al.， 2011）。研究發(fā)現(xiàn)， 通過詞語搜索任務范式啟動的內(nèi)隱權(quán)力狀態(tài)， 相較于低狀態(tài)權(quán)力感個體， 高狀態(tài)權(quán)力感個體在公共物品兩難任務中貢獻的金額更少， 表現(xiàn)出更少的合作行為（王若宸， 2021）。與之相反， 楊馳（2018）使用回憶法觸發(fā)外顯權(quán)力狀態(tài)， 發(fā)現(xiàn)與低狀態(tài)權(quán)力感個體相比， 高狀態(tài)權(quán)力感個體的合作意愿更強， 合作行為更多。可見， 狀態(tài)權(quán)力感的不同類型也很可能導致其與親社會行為關(guān)系的差異。

1.2.4 親社會行為的指標選取

親社會行為指涉一切符合社會期望并且對他人、群體以及整個社會有益的行為， 被視為衡量個體社會性發(fā)展程度的積極指標（House et al.， 2019）。根據(jù)研究的需要， 研究者選取不同類型的具體行為作為親社會行為的衡量指標， 包括利他、助人、捐贈、合作、寬恕等。然而， 先前的研究表明， 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為不同衡量指標之間的關(guān)系存在分歧。例如， Karremans和Smith （2010）研究發(fā)現(xiàn)， 個體的狀態(tài)權(quán)力感越高， 越容易表現(xiàn)出對他人過失的寬恕意愿; 而周天爽等（2020）以填寫問卷的題目數(shù)量作為助人行為的指標， 發(fā)現(xiàn)被試的狀態(tài)權(quán)力感可能抑制了助人行為; Liu等（2017）以捐款金額為因變量， 被試的狀態(tài)權(quán)力感卻不能有效預測捐款行為。因此， 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為不同衡量指標之間的關(guān)系存在分歧， 從而暗示了親社會行為的不同衡量指標選擇可能調(diào)節(jié)了狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響。

1.2.5 親社會行為的數(shù)據(jù)來源

親社會行為的數(shù)據(jù)來源主要包括被試的自我報告和研究人員觀察到的實際行為（Yang & Konrath， 2023）。自我報告通常用于非實驗研究（如問卷調(diào)查）， 反映的是個體從事親社會行為的傾向與意愿。行為觀察通常用于實驗研究（如公共物品博弈、最后通牒博弈等）， 體現(xiàn)了個體的真實行為。研究發(fā)現(xiàn)， 相較于低狀態(tài)權(quán)力感被試， 高狀態(tài)權(quán)力感被試表現(xiàn)出更強的幫助他人的意愿（柳武妹， 2019）。Kalmanovich-Cohen （2020）卻觀察到， 狀態(tài)權(quán)力感與實際助人行為呈負相關(guān)。考慮到自我報告易受到社會贊許效應的影響（Bekkers & Wiepking， 2011）， 親社會行為的數(shù)據(jù)來源不同或許會導致狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不同。

1.2.6 行為的社會可見性

行為是否被他人或社會可見也會影響狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的作用。研究發(fā)現(xiàn)， 在親社會行為能夠被社會或他人所見的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感正向預測個體的親社會行為， 但在不可見情況下， 狀態(tài)權(quán)力感則負向預測個體的親社會行為（姚琦 等， 2020; X. Dong & Bavik， 2023; Liu， 2017）。例如， 姚琦等（2020）研究發(fā)現(xiàn)， 在公開捐助者身份的情況下， 高權(quán)力感被試組無論是捐款意愿還是捐贈金額都顯著高于低權(quán)力感被試組。然而， 在不公開捐助者身份的情況下， 高狀態(tài)權(quán)力感被試組的捐款意愿和捐贈金額卻顯著低于低狀態(tài)權(quán)力感被試組。這似乎說明行為的社會可見性也可能調(diào)節(jié)狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響。

1.2.7 行為的訴求類型

狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響也會因親社會行為的訴求類型而存在差異。利他訴求著重強調(diào)親社會行為帶來的社會價值， 聚焦于社會價值的傳導上; 利己訴求則強調(diào)從事親社會行為為個體自身所帶來益處， 聚焦于個人價值目標的實現(xiàn)上。研究發(fā)現(xiàn)， 在利他訴求的情況下， 相較于低狀態(tài)權(quán)力感者， 高狀態(tài)權(quán)力感者的志愿者行為傾向更弱（Dong & Bavik， 2023）。但在利己訴求的情況下， 相較于低狀態(tài)權(quán)力感者， 高狀態(tài)權(quán)力感者的慈善捐贈金額更多（Han et al.， 2017）， 綠色產(chǎn)品購買意愿也更強（陳咪咪， 2023）。可見， 訴求類型的不同或許會導致狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不同。

1.2.8 出版狀態(tài)

由于不顯著的研究結(jié)果或許不被公開發(fā)表（Rodgers & Pustejovsky， 2021）， 所以當前研究假設未發(fā)表研究的效應值可能會小于已發(fā)表的研究。因此， 出版狀態(tài)可能是狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)變量。

1.3 研究目的

綜上， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響在理論觀點和實證研究的結(jié)果上均存在異議。目前尚未有研究從整合的視角對此予以澄清， 因而有必要通過元分析定量確認狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響方向、強度以及潛在調(diào)節(jié)變量。這不僅有助于澄清理論之間的爭議， 檢驗理論的適用性， 深化對理論適用條件的認識， 而且能為促進親社會行為提供支持性證據(jù)。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)， 最大限度利用原始文獻的效應量（Assink & Wibbelink， 2016）。鑒于此， 本研究將采用三水平元分析技術(shù)全面考察狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響， 并探究這一影響在性別、年齡、文化背景、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式及類型、親社會行為的指標選取、數(shù)據(jù)來源、行為的社會可見性、訴求類型以及出版狀態(tài)上是否存在差異。

2 研究方法

為保證元分析的系統(tǒng)性和可重復性， 本研究根據(jù)PRISMA2020聲明進行文獻檢索、篩選、編碼、質(zhì)量評價以及發(fā)表偏倚評估， 報告結(jié)果（Page et al.， 2021）， 并在Open Science Framework （OSF）進行預注冊（注冊號：10.17605/OSF.IO/N9VCB）。

2.1 文獻檢索與篩選

本研究同時使用中文和英文數(shù)據(jù)庫進行文獻搜索。中文檢索使用中國知網(wǎng)期刊全文數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀碩博士論文數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫和維普數(shù)據(jù)庫等， 分別在標題和摘要中進行關(guān)鍵詞檢索。狀態(tài)權(quán)力感的關(guān)鍵詞為“權(quán)力感” “狀態(tài)權(quán)力感”， 親社會行為的關(guān)鍵詞為“親社會行為” “助人行為” “利他行為” “捐贈” “合作” “分享”等。英文檢索使用Web of Science、Elsevier、EBSCO、ProQuest數(shù)據(jù)庫等， 并通過Google Scholar進行文獻補查， 分別在標題和摘要中進行關(guān)鍵詞檢索。權(quán)力感的關(guān)鍵詞為“power” “power sense” “state power”， 親社會行為的關(guān)鍵詞為“prosocial behavior” “helping behavior” “altruistic behavior” “cooperation” “donation” “share”。同時， 采用文獻回溯法， 通過論文的參考文獻查漏補缺。檢索截止到2024年3月， 最終檢索5160篇相關(guān)文獻。

使用EndNoteX9導入文獻并按照如下標準篩選：（1）研究必須是聚焦狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的實證研究， 數(shù)據(jù)資料完整明確， 排除理論綜述、個案研究以及質(zhì)性研究; （2）鑒于本元分析考察的是實驗操縱范式下臨時啟動的外在權(quán)力感知（見網(wǎng)絡版附錄C.1）， 即狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系， 因此， 排除例如權(quán)力感量表在內(nèi)的測量特質(zhì)權(quán)力感的問卷調(diào)查研究; （3）研究對象為正常人群， 排除其它特殊群體（例如存在生理疾病的樣本）; （4）文章需考察狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響， 并明確報告了均值、標準差、樣本量， 或者能轉(zhuǎn)換成Hedge’s g值的χ2值、F值、r值或t值， 若文章未報告以上參數(shù)則向作者團隊進一步索要， 索要未果再排除; （5）在同一文獻中包含多個獨立樣本的情況下， 進行分別編碼， 每個獨立樣本編碼一次; （6）排除重復發(fā)表的文章， 數(shù)據(jù)重復的文獻僅選擇含有更充分信息的。（7）文獻語言為中文或者英文。文獻篩選流程見圖1。

2.2 文獻編碼與質(zhì)量評價

首先， 每項研究根據(jù)以下特征由兩位作者獨立進行編碼：（1）文獻信息; （2）研究序號; （3）高狀態(tài)權(quán)力感組與低狀態(tài)權(quán)力感組被試量; （4）女性占比（%）; （5）平均年齡; （6）文化背景（東方文化/西方文化）; （7）狀態(tài)權(quán)力感啟動方式（結(jié)構(gòu)性操縱/經(jīng)驗性操縱/概念性操縱/身體操縱）; （8）狀態(tài)權(quán)力感類型（內(nèi)隱權(quán)力感/外顯權(quán)力感）; （9）親社會行為的指標選取（助人/利他/捐贈/合作/親社會特質(zhì)/總體/其它）; （10）親社會行為的數(shù)據(jù)來源（自我報告/行為觀察）; （11）行為的社會可見性（可見/不可見/未明確）; （12）行為的訴求類型（利己訴求/利他訴求/未指明）; （13）出版狀態(tài)（已發(fā)表/未發(fā)表）。在編碼時遵循以下原則：（1）每個獨立樣本進行一次編碼， 若研究報告了多個獨立樣本， 則逐個編碼; 未提供單獨組別樣本量時， 參考Quarmley等人（2022）的方法， 將總樣本量除以組數(shù)視作各獨立組的樣本量。（2）同一批數(shù)據(jù)重復發(fā)表的文章只取其一， 以包含更多信息量為主。（3）若研究同時測量了多個變量指標， 則分別針對各個指標進行編碼。（4）若研究為縱向研究， 只編碼第一次結(jié)果。

其次， 根據(jù)美國國立衛(wèi)生研究院（National Institutes of Health， NIH）的縱向和橫斷研究質(zhì)量評估工具（Quality Assessment Tool for Observational Cohort and Cross-Sectional Studies）的標準對納入的每項研究進行評估， 并以符合標準（記1分）或不符合標準（記0分）進行研究質(zhì)量評分（孟現(xiàn)鑫 等， 2024）， 文獻質(zhì)量的評分標準為好（總分 > 7）、一般（總分5～7）和差（總分 < 5）。研究質(zhì)量評分結(jié)果見網(wǎng)絡版附錄B。

2.3 效應量計算

為考察狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響， 需要比較高狀態(tài)權(quán)力感和低狀態(tài)權(quán)力感啟動條件下個體親社會行為的差異。因此， 本研究使用Hedge’s g值作為效應量， 多數(shù)研究通過均值、標準差、樣本量計算效應量的大小， 少量研究將r值、F值、χ2值、t值轉(zhuǎn)換為Hedge’s g （Harrer et al.， 2021）。依照Cohen （1992）的標準， 以0.20、0.50和0.80為臨界值， 分別確定小、中和大的效應量。

2.4 模型選擇

傳統(tǒng)元分析方法假設各效應量之間相互獨立， 因而在一項研究中只提取一個效應量（Assink & Wibbelink， 2016）。然而， 本研究所納入元分析的大多數(shù)原始文獻報告了多個效應量。值得注意的是， 同一研究中報告的多個效應量往往來自同一樣本， 因此效應量之間是相關(guān)的。傳統(tǒng)的元分析方法忽略了這種相關(guān)， 可能會導致總體效應量被高估。相較于傳統(tǒng)元分析方法， 三水平元分析模型考慮了同一研究中效應量的依賴性， 將效應量

的方差來源進一步分解為三個水平：抽樣方差（水平1）、研究內(nèi)方差（水平2）、研究間方差（水平3） （Cheung， 2014）。這解決了傳統(tǒng)元分析效應量不獨立的問題， 保留了信息的完整性并提高了統(tǒng)計效率（Cheung， 2019）。因此， 本研究將基于三水平隨機效應模型進行主效應檢驗、異質(zhì)性檢驗、調(diào)節(jié)效應檢驗以及發(fā)表偏倚檢驗。

2.5 異質(zhì)性檢驗與調(diào)節(jié)效應檢驗

在三水平元分析模型中， 共檢驗了三種變異來源：抽樣誤差引起的效應量變異（水平1方差）， 從同一研究提取的效應量之間的變異（水平2方差）， 以及從不同研究所提取的效應量之間的變異（水平3方差） （Cheung， 2014）。通過Q檢驗評估總體的異質(zhì)性， 并對水平2和水平3方差進行單側(cè)對數(shù)似然比檢驗（one tailed log likelihood ratio tests）進一步確定異質(zhì)性分布（Gao et al.， 2024）。若存在異質(zhì)性， 則根據(jù)Higgins等（2003）的標準， 將25%、50%、75%的I2值看作異質(zhì)性低、中、高的界限， 并進一步進行調(diào)節(jié)效應檢驗以確定異質(zhì)性的來源。本研究的調(diào)節(jié)變量涉及：（1）連續(xù)調(diào)節(jié)變量。包括樣本中女性被試數(shù)占總被試數(shù)的比例和樣本的平均年齡。（2）分類調(diào)節(jié)變量。包括文化背景， 狀態(tài)權(quán)力感的啟動方式及類型， 親社會行為的指標選取、數(shù)據(jù)來源， 行為的社會可見性和訴求類型。為了保證調(diào)節(jié)效應結(jié)果的代表性， 本研究根據(jù)Card （2016）的建議， 在設置分類調(diào)節(jié)變量水平時， 每個水平的效應量個數(shù)不少于5。

2.6 發(fā)表偏倚控制與檢驗

已出版的文獻無法全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體， 因為顯著的結(jié)果更容易被發(fā)表（Rodgers & Pustejovsky， 2021）。這一現(xiàn)象被稱為“發(fā)表偏倚”， 可能降低元分析結(jié)果的可靠性（Franco et al.， 2014）。為了控制發(fā)表偏倚， 本研究不僅納入已出版的期刊論文， 還納入未出版的學位論文與會議論文。本研究將分別使用漏斗圖（funnel plot）、Egger’s回歸法和剪補法對發(fā)表偏倚進行定性和定量評估。若漏斗圖呈對稱的倒漏斗狀， 則表明發(fā)表偏倚較?。≧othstein et al.， 2005）。若Egger’s回歸結(jié)果不顯著， 則表明發(fā)表偏倚較?。≧odgers & Pustejovsky， 2021）。當Egger’s回歸顯著（p < 0.05）或漏斗圖呈現(xiàn)效應量不對稱分布， 則采用剪補法檢驗出版偏倚給元分析結(jié)果造成的影響， 若剪補后的效應量未發(fā)生顯著變化， 則可認為該元分析結(jié)果受發(fā)表偏倚影響較小（Duval & Tweedie， 2000）。

2.7 數(shù)據(jù)處理

本研究使用R 4.3.1的metafor包進行元分析（Viechtbauer， 2010）。R代碼參照Assink和Wibbelink （2016）以及Rodgers和Pustejovsky （2021）所發(fā)表的教程。本研究所有模型參數(shù)將采用限制性極大似然法（restricted maximum likelihood method）進行估計（Viechtbauer， 2010）， 將雙尾p值小于0.05的結(jié)果界定為顯著。

3 研究結(jié)果

3.1 文獻納入與質(zhì)量評價

本研究共納入研究48項（含82個獨立樣本， 106個效應值， 14871名被試）。在同一研究中， 效應量數(shù)最少的為1個， 最多的為9個。其中學位論文17篇， 期刊論文29篇， 會議論文2篇; 中文文獻25篇， 英文文獻23篇; 時間跨度為2010～ 2024年。納入文獻的基本信息見網(wǎng)絡版附錄A， 各調(diào)節(jié)變量中的效應量數(shù)詳見表1。文獻質(zhì)量評估顯示， 得分范圍在6分至10分， 納入文獻的質(zhì)量被評為好（n = 32）或一般（n = 16）。整體而言， 納入的文獻質(zhì)量較好（見網(wǎng)絡版附錄B）。

3.2 發(fā)表偏倚檢驗

漏斗圖中（如圖2所示）， 效應量基本均勻分布于中上部及總效應量兩側(cè)， 直觀地表明不存在嚴重發(fā)表偏倚。其次， Egger’s檢驗結(jié)果不顯著（t = 0.59， p = 0.558）， Egger’s回歸的截距為0.57， 95% CI為[?1.39， 2.52]。綜上， 本研究不存在嚴重發(fā)表偏倚， 無需采用剪補法進一步檢驗。

3.3 主效應分析和異質(zhì)性檢驗

當前元分析采用三水平元分析模型對狀態(tài)權(quán)力感和親社會行為進行主效應估計。結(jié)果表明，

狀態(tài)權(quán)力感在親社會行為上產(chǎn)生的效應量為g = ?0.08 （p = 0.359， 95% CI [?0.26， 0.11]）， 也就是說， 不同水平的狀態(tài)權(quán)力感對個體實施親社會行為不存在顯著差異。當前元分析采用Q檢驗確定總體方差的異質(zhì)性。三水平元分析模型Q值為1067.56 （p < 0.001）， 表明元分析結(jié)果存在異質(zhì)性。進而采用單側(cè)對數(shù)似然比檢驗法確定異質(zhì)性的分布。結(jié)果顯示， 從同一研究提取的效應量之間的變異（水平2方差） （σ2 = 0.15， p < 0.001， I2 = 30.45%）和從不同研究提取的效應量之間的變異（水平3方差） （σ2 = 0.30， p < 0.001， I2 = 63.20%）均顯著。基于Higgins等（2003）的標準， 研究內(nèi)部存在中等異質(zhì)性， 研究之間存在較高異質(zhì)性。因此， 有必要分析調(diào)節(jié)變量以便進一步解釋狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的作用。

3.4 調(diào)節(jié)效應檢驗

本研究考察年齡、女性占比、文化背景（東方文化/西方文化）、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式（結(jié)構(gòu)性操縱/經(jīng)驗性操縱/概念性操縱）、狀態(tài)權(quán)力感類型（外顯權(quán)力感/內(nèi)隱權(quán)力感）、親社會行為指標（助人/捐贈/利他/合作/其他/總體親社會行為）、親社會行為數(shù)據(jù)來源（自我報告/行為觀察）、行為可見性（可見/不可見/未明確）、行為訴求情境（利己/利他/未明確）的調(diào)節(jié)作用。調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果表明年齡（F（1， 79） = 0.01， p = 0.909）、女性占比（F（1， 103） = 0.11， p = 0.738）、文化背景（F（1， 104） = 0.53， p = 0.469）、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式（F（2， 103） = 0.71， p = 0.492）、狀態(tài)權(quán)力感類型（F（1， 104） = 0.58， p = 0.448）、親社會行為指標（F（5， 100） = 0.64， p = 0.67）、親社會行為來源（F（1， 104） = 0.003， p = 0.958）、出版狀態(tài)（F（1， 104） = 0.43， p = 0.516）的調(diào)節(jié)效應均不顯著。行為的社會可見性的調(diào)節(jié)效應顯著， F（2， 103） = 12.10， p < 0.001。在行為社會可見的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為呈現(xiàn)顯著積極影響（g = 0.75， 95% CI [0.32， 1.17]， p < 0.001）， 在行為社會不可見的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不顯著（g = ?0.37， 95% CI [?0.76， 0.0]， p = 0.06）。行為訴求情境的調(diào)節(jié)效應顯著， F（2， 103） = 15.90， p< 0.001。在利己行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為呈現(xiàn)顯著積極影響（g = 0.72， 95% CI [0.33， 1.12]， p < 0.001）， 在利他行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不顯著（g= ?0.07， 95% CI [?0.43， 0.30]， p = 0.71） （見表1）。

文化背景將東方文化設置為參考組， 狀態(tài)權(quán)力感啟動方式將結(jié)構(gòu)性操縱設置為參考組， 狀態(tài)權(quán)力感類型將外顯權(quán)力設置為參考組， 親社會行為指標選取則將助人行為設置為參考組， 親社會行為來源將行為觀察設置為參考組， 行為的社會可見性將可見設置為參考組， 行為訴求類型將利己訴求設置為參考組， 出版狀態(tài)將已發(fā)表設置為參考組。

4 討論

4.1 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系

以往諸多理論與實證研究對狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系進行了探討， 但所得結(jié)果并不一致。本研究通過三水平元分析技術(shù)整合狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的相關(guān)研究， 以探討狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響及其調(diào)節(jié)因素， 從而全面了解狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系。主效應結(jié)果顯示， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響在統(tǒng)計上不顯著。值得注意的是， 漏斗圖和Egger’s回歸的結(jié)果表明， 本研究不存在明顯的發(fā)表偏倚， 元分析結(jié)果穩(wěn)健可靠。此外， 本研究元分析主效應在研究內(nèi)（水平2）和研究間（水平3）的方差均顯著， 這表明本元分析主效應存在異質(zhì)性。這提示在探討狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系時， 不能僅僅依賴于主效應的結(jié)果（Harrer et al.， 2021）。親社會行為的產(chǎn)生是各種因素的累積， 而非單一因素的影響（彭小平 等， 2019）， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響可能會受其他因素影響而有所增強或減弱。因此， 需要進一步分析可能調(diào)節(jié)狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的潛在變量， 以解釋主效應的異質(zhì)性， 進一步闡明二者的關(guān)系。

值得注意的是， 權(quán)力感除了被看作短期外在狀態(tài)感知（狀態(tài)權(quán)力感）， 還被認為是長期內(nèi)在特質(zhì)差異， 即特質(zhì)權(quán)力感（trait power） （Anderson etal.， 2012）， 通常采用相關(guān)量表進行測量。鑒于本研究主要目的是為了探究個體在高/低權(quán)力感啟動條件下親社會行為的差異及其潛在調(diào)節(jié)因素， 故采用Hedge’s g值作為效應量， 考察狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響。另外， 本研究采用相關(guān)系數(shù)r作為效應值， 考察過特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為之間的關(guān)系及其可能的調(diào)節(jié)變量。然而， 在采用單側(cè)對數(shù)似然比檢驗法進行異質(zhì)性檢驗時， 數(shù)據(jù)結(jié)果顯示研究間方差（水平3）不存在顯著差異， 且并未發(fā)現(xiàn)特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系在年齡、性別、文化背景、特質(zhì)權(quán)力感測量工具、親社會行為類型和親社會行為數(shù)據(jù)來源上存在顯著差異。這可能是目前有關(guān)特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系能夠納入元分析的文獻較少導致的（僅含37項研究， 44個獨立樣本， 54個效應值）。因此， 未來元分析研究應在文獻量和研究積累都足夠的情況， 進一步考察特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為之間的關(guān)系及其潛在調(diào)節(jié)變量， 以此更為全面、準確地解釋權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系。

4.2 狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應分析

調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果顯示， 行為可見性的調(diào)節(jié)作用顯著， 具體表現(xiàn)為在行為社會可見的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感顯著正向預測親社會行為; 在行為社會不可見的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感無法預測親社會行為。該結(jié)果表明狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為并非單一的關(guān)系， 符合能動?公共導向模型的觀點。高狀態(tài)權(quán)力感個體傾向于產(chǎn)生能動取向， 個體更關(guān)注自我目標、自我提升和自我利益， 因此， 他們的親社會行為更多源于名聲關(guān)注和自我提升的動機， 更受凸顯名聲的行為公開性情境的影響（Piff & Robinson， 2017）。相反， 低狀態(tài)權(quán)力感個體傾向于產(chǎn)生公共取向， 注重與他人建立良好關(guān)系以及融入社會環(huán)境， 因此， 低狀態(tài)權(quán)力感個體的親社會行為更多考慮他人的需要， 不太受凸顯名聲的行為公開性情境的影響（Kraus & Callaghan， 2016）。該結(jié)果與先前的研究一致（Liu， 2017）。

行為訴求類型的調(diào)節(jié)作用顯著， 具體表現(xiàn)在利己行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感顯著正向預測親社會行為; 在利他行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感無法預測親社會行為。我們可以用權(quán)力的能動?公共導向模型解釋這一結(jié)果， 高狀態(tài)權(quán)力感者往往以自我為中心， 更看重自我利益得失， 傾向于產(chǎn)生能動取向（Rucker et al.， 2012）， 這使得在利己行為訴求下， 相較于低狀態(tài)權(quán)力感者， 高狀態(tài)權(quán)力感者更愿意做出親社會行為。而低狀態(tài)權(quán)力感者以他人為導向， 看重人際關(guān)系和社會利益， 傾向于產(chǎn)生公共取向（Rucker et al.， 2012）。因此， 在利他訴求情況下， 相較于高狀態(tài)權(quán)力感者， 低狀態(tài)權(quán)力感者更愿意做出親社會行為。這一結(jié)論提示， 看待狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響時應考慮行為訴求的類型。

年齡的調(diào)節(jié)作用不顯著。這可以通過狀態(tài)權(quán)力感的內(nèi)涵加以解釋， 狀態(tài)權(quán)力感是控制和影響他人的感覺， 是人們感覺自身是否擁有權(quán)力的一種主觀感受（Dubois et al.， 2015）。與實際擁有的權(quán)力相比， 個體對于自身狀態(tài)權(quán)力感的認知并不會隨著年齡增長而增強， 因此， 狀態(tài)權(quán)力感對個體行為的影響在年齡因素上也不會呈現(xiàn)出顯著變化。

性別的調(diào)節(jié)效應不顯著。這說明狀態(tài)權(quán)力感對與親社會行為的作用存在跨性別的趨同效應。這一現(xiàn)象的原因可能是， 雖然親社會價值取向在性別上有所差別（De Wit & Bekkers， 2016）， 但狀態(tài)權(quán)力感在性別上并不存在顯著差異（焦涵， 2023; Kalmanovich-Cohen， 2020）， 因此性別并不影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系。

文化背景的調(diào)節(jié)作用也未達到顯著水平。這表明狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不受文化差異的影響， 即狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為二者的關(guān)系存在跨文化一致性?？赡艿脑蚴潜M管宏觀的文化背景確實能影響權(quán)力感的效應， 但具體如何影響并不明確（王雪 等， 2014）。狀態(tài)權(quán)力感是由相應權(quán)力情境的刺激或其他條件的臨時啟動而產(chǎn)生， 而非不同社會文化演變的產(chǎn)物。因此， 不論個體所處的文化背景如何， 狀態(tài)權(quán)力感均呈現(xiàn)出權(quán)力情境觸發(fā)的相似性， 其對親社會行為的整體影響是一致的。另一個可能的解釋是文化全球化效應。全球化被廣泛認為是文化同質(zhì)性的推動力， 其影響導致文化差異減少， 使得不同文化之間越來越相似。

狀態(tài)權(quán)力感啟動方式的調(diào)節(jié)作用不顯著， 這表明狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不因狀態(tài)權(quán)力感的啟動方式而產(chǎn)生差異。這一結(jié)論與Jin等（2020）的研究結(jié)果一致， 無論是通過設置真實的權(quán)力等級差異（即角色扮演法）來激發(fā)被試的狀態(tài)權(quán)力感， 還是通過情境回憶任務（即回憶法）來觸發(fā)被試的狀態(tài)權(quán)力感， 狀態(tài)權(quán)力感均能增加被試的捐贈意愿和利他行為（Jin et al.， 2020）。高狀態(tài)權(quán)力感者傾向于從事親社會行為， 因為他們感知到自己擁有價值資源的不平等控制以及影響他人的能力。對于他們而言， 狀態(tài)權(quán)力感的啟動方式并不是關(guān)鍵， 關(guān)鍵在于是否成功啟動了狀態(tài)權(quán)力感。當然， 這一假設仍有待進一步檢驗。在本研究中， 納入的原始研究中僅有8.49%報告了概念性操縱的效應值， 這限制了本研究對狀態(tài)權(quán)力感啟動方式指標的選擇。因此， 需要更多對比研究來深入探討狀態(tài)權(quán)力感啟動方式的影響， 以驗證本研究結(jié)果的可靠性。

狀態(tài)權(quán)力感類型的調(diào)節(jié)作用不顯著。這表明內(nèi)隱激活狀態(tài)權(quán)力感的個體與外顯激活狀態(tài)權(quán)力感的個體在親社會行為上沒有顯著差異。對此有兩種可能的解釋：當個體感知到權(quán)力概念被激活時， 無論是通過內(nèi)隱還是外顯的方式， 與權(quán)力相關(guān)的其他概念和行為傾向可能會同時被激活（Galinsky et al.， 2003）， 從而導致它們對親社會行為的整體影響是一致的。二是內(nèi)隱權(quán)力感和外顯權(quán)力感的效應值有差異。當前元分析中內(nèi)隱權(quán)力感的效應值較少（僅占10.38%）， 效應值分布不均衡可能影響了調(diào)節(jié)效應的檢測。因此， 需要更多的內(nèi)隱權(quán)力感研究來進一步探討狀態(tài)權(quán)力感類型與親社會行為之間的關(guān)系， 以驗證本研究結(jié)果的可靠性。

親社會行為指標選取的調(diào)節(jié)作用也不顯著， 說明狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不因親社會行為的衡量指標而異。這與伍嘉華（2023）的研究結(jié)果一致， 無論是向他人捐款還是幫助他人的活動， 狀態(tài)權(quán)力感均能負向預測被試的捐款金額和助人時間?？梢?， 不論選取何種指標衡量親社會行為， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響具有一定的穩(wěn)健性且該研究結(jié)果具有一定的普適性。

親社會行為來源的調(diào)節(jié)作用也不顯著。狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響不因親社會行為的來源（自我報告和行為觀察）而異。這與Pe?a和Chen （2017）的研究結(jié)果一致， 他們發(fā)現(xiàn)無論是以旁觀者干預實驗觀察被試的實際行動， 還是要求被試自我報告的愿意做出親社會行為的傾向， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為均產(chǎn)生正向影響（Pe?a & Chen， 2017）。

出版狀態(tài)的調(diào)節(jié)作用也不顯著。當前元分析結(jié)果沒有觀察到狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響在已發(fā)表和未發(fā)表狀態(tài)上有顯著差異。這說明出版狀態(tài)并不顯著影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為之間的關(guān)系。元分析要求盡可能保證所研究主題文章的全面性， 本研究雖利用檢索工具竭盡所能的對已有研究成果進行搜集整理， 但一些未發(fā)表的文獻依舊難以搜集。未來元分析應拓展文獻涉及年限， 更系統(tǒng)全面的搜集文獻后增加進入元分析的研究數(shù)量， 以此驗證本研究結(jié)果的可靠性。

5 研究的理論貢獻、不足與展望

本研究采用三水平元分析方法整合了國內(nèi)外狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為關(guān)系實證研究， 探討狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響及其可能的調(diào)節(jié)因素。理論意義如下：首先， 雖然本研究結(jié)果顯示狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響在統(tǒng)計學意義上并不顯著， 一定程度上回應了該主題現(xiàn)有研究結(jié)果之間的爭議， 以及為后續(xù)進一步揭示了狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為影響的性質(zhì)與強度奠定基礎(chǔ)。其次， 本研究發(fā)揮三水平元分析技術(shù)的獨有優(yōu)勢， 通過調(diào)節(jié)效應分析從多方面揭示了狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為影響異質(zhì)性的原因。將研究對象的年齡、性別、文化背景、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式、狀態(tài)權(quán)力感類型、親社會行為指標選取和數(shù)據(jù)來源、行為的社會可見性和訴求類型作為二者關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)變量進行考察， 證實了行為的社會可見性和訴求類型的調(diào)節(jié)作用顯著。本研究首次采用三水平元分析系統(tǒng)探究行為的社會可見性是否會影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)在行為社會可見的情況下， 高狀態(tài)權(quán)力感者更愿意做出親社會行為。該結(jié)果說明狀態(tài)權(quán)力感如何影響親社會行為是一個仍值得深入探索的復雜過程， 狀態(tài)權(quán)力對親社會行為的影響不能簡單被定性為積極或消極， 啟發(fā)研究者需要結(jié)合客觀情境因素對該主題的研究進行審視。同時， 本研究系統(tǒng)比較狀態(tài)權(quán)力感與不同訴求類型的親社會行為的關(guān)系， 發(fā)現(xiàn)狀態(tài)權(quán)力感對不同訴求類型的親社會行為的影響不同， 在利己訴求情況下， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為具有顯著積極影響， 該結(jié)論不僅提示了利己訴求對鼓勵親社會行為的重要性， 而且提示了看待狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系時應考慮行為訴求的類型， 一定程度上支持了權(quán)力的能動?公共導向模型。再次， 本研究同時納入了東/西方文化背景的樣本， 相比不區(qū)分文化背景或單一文化背景下進行的元分析研究更為客觀， 更具有說服力。這也為后續(xù)進一步從文化的視角開展狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為影響的理論與實證研究提供了啟示， 為該主題本土化研究的理論構(gòu)建提供了借鑒。

本研究存在以下待進一步完善之處：第一， 權(quán)力感除了被看作外在狀態(tài)感知（狀態(tài)權(quán)力感）， 還被認為是長期權(quán)力特質(zhì)差異， 即特質(zhì)權(quán)力感（trait power） （Anderson et al.， 2012）， 一般采用量表法進行測量。已有研究中關(guān)于特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為之間的關(guān)系的結(jié)論也并不一致（周靜 等， 2021; Cai & Liu， 2019; Tost & Johnson， 2019; Yuan et al.， 2023）。但由于本研究使用Hedge’s g值作為效應量， 納入分析的大多原始文獻主要是比較個

體在高/低狀態(tài)權(quán)力感條件下親社會行為的差異， 即只考察了狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的影響。未來研究可以采用相關(guān)系數(shù)r值作為效應值， 進一步考察特質(zhì)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系。第二， 文獻納入方面。本研究涉及10個調(diào)節(jié)變量， 盡管收集的中英文文獻覆蓋范圍已較為全面， 但多重條件的限制致使10個調(diào)節(jié)變量仍難以納入均等數(shù)量的文獻， 在探析調(diào)節(jié)效應時細化到具體亞樣本效應值數(shù)量具有一定的非均衡性。尤其是受到研究積累的限制， 在行為社會可見性和行為訴求類型的調(diào)節(jié)中， 能夠納入分析的效應量個數(shù)相對較少， 這可能會對調(diào)節(jié)效應的分析結(jié)果造成潛在的影響（方俊燕， 張敏強， 2020）。另外， 未來研究可以嘗試收集其他語言的文獻或擴大文獻搜索的時間范圍， 以增加元分析研究的樣本數(shù)量， 進一步深入剖析以驗證本研究調(diào)節(jié)分析結(jié)果的可靠性。第三， 已有研究發(fā)現(xiàn)， 道德認同（Sun et al.， 2021）、責任感（周天爽 等， 2020）、受助者群體成員身份（靳菲， 涂平， 2018）可能會影響狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系。但本研究納入元分析的大部分文獻并未報告研究對象的這些信息， 因此無法進行調(diào)節(jié)效應分析。未來元分析研究在考察狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的作用時可以進一步探討這些調(diào)節(jié)變量， 進而更好地歸納狀態(tài)權(quán)力感影響親社會行為的條件。

6 結(jié)論

本研究通過三水平元分析技術(shù)發(fā)現(xiàn)， 狀態(tài)權(quán)力感對親社會行為的負向影響不顯著。狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系受到行為社會可見性的調(diào)節(jié)。當行為社會可見時， 狀態(tài)權(quán)力感顯著正向預測親社會行為; 當行為社會不可見時， 狀態(tài)權(quán)力感無法預測親社會行為。狀態(tài)權(quán)力感與親社會行為的關(guān)系受到行為訴求情境的調(diào)節(jié)。在利己行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感顯著正向預測親社會行為; 在利他行為訴求的情況下， 狀態(tài)權(quán)力感無法預測親社會行為。年齡、性別、文化背景、狀態(tài)權(quán)力感啟動方式、狀態(tài)權(quán)力感類型、親社會行為的指標選取、數(shù)據(jù)來源及出版狀態(tài)的調(diào)節(jié)作用不顯著。

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The effects of state power on prosocial behavior： A three-level meta-analysis

ZHU Yanhan， HE Bin， SUN Lei

（College of State Governance， Southwest University， Chongqing 400715， China）

Abstract： State power is temporary activated external power perception whose effects on prosocial behavior were not consistent in previous studies. In this study， a three-level meta-analysis technique was used to integrate relevant empirical studies to examine the effects of state power on prosocial behavior and the moderating variables in the relationship. Through literature search and screening， a total of 48 literatures with 106 effect sizes were included， and the total sample size was 14871 participants. The main effects test found that the effect of state power on prosocial behavior was not significant. The moderating effect test showed that the influence of state power on prosocial behavior was moderated by the social visibility of behavior and the behavioral appeal context， but not by age， gender， cultural background， priming paradigm of state power， type of state power， type of prosocial behavior， data source of prosocial behavior and publication status. In general， the use of three-level meta-analysis in this study ensured the integrity of the included literature information， so that draw more comprehensive and reliable conclusions on the effects of state power 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 state power and prosocial behavior and the moderating mechanisms.

Keywords： power sense， state power， prosocial behavior， three-level meta-analysis