摘 要 為探究談判中相對談判實力對雙方采用不道德談判策略的影響，同時關(guān)注談判個體的刺激性風(fēng)險尋求在上述機制中發(fā)揮的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對572 名被試進行行為實驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，談判角色與相對談判實力共同對不道德談判策略中的競爭性討價還價策略、攻擊對手的人際網(wǎng)絡(luò)策略與不正當(dāng)信息收集策略產(chǎn)生影響。企業(yè)在相對談判實力強時會更多采取競爭性討價還價策略和攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略；政府在相對談判實力強時會更多采取競爭性討價還價策略，在相對談判實力弱時反而會更多采取不正當(dāng)信息收集策略。談判角色與相對談判實力并未對虛假承諾以及誤傳信息策略產(chǎn)生影響。刺激性風(fēng)險尋求增強了雙方相對談判實力對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的影響，但并未強化相對談判實力與其他類型不道德談判策略的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)有助于了解談判中相對談判實力對雙方不道德談判策略選擇的影響及邊界條件，為雙方更有效、公平的談判實踐提供理論指導(dǎo)。

關(guān)鍵詞 政企談判 刺激性風(fēng)險尋求 不道德談判策略

1 引言

談判（negotiation）是利益相關(guān)者通過共同決策達成協(xié)議的過程（Caputo et al.， 2019a），一直是管理學(xué)中的重要研究領(lǐng)域（Brett amp; Thompson，2016）。已有談判研究考察了談判策略選擇（Lu etal.， 2020）、談判者個性（Sharma et al.， 2013）、情緒（Anderson amp; Galinsky， 2006）對談判的影響，也關(guān)注了談判策略的文化差異（Gunia et al.， 2011）。談判實力也是談判中的一個重點，是指談判雙方能使談判結(jié)果更接近自身理想點的能力（Frieden amp;Walter， 2019），主要從談判雙方的替代方案（數(shù)量與質(zhì)量）、信息、地位和社會資本等方面界定（Galinsky et al.， 2017）。當(dāng)前研究主要集中在考察談判實力的來源（如性別、可替代方案與社會地位）（Galinsky et al.， 2017; Miles amp; Clenney， 2010; Schaereret al.， 2020），以及考察談判實力的影響（如影響談判方式） （Fast et al.， 2021）。此外，研究者們也逐漸關(guān)注不對稱談判實力產(chǎn)生的影響（Zahariadis，2017）。在最簡單的雙邊談判中，由于談判雙方所掌握的信息、對資源的需求程度以及擁有的備選方案不對稱（王濤， 2007; Thompson et al.， 2010），會出現(xiàn)談判實力不對等的現(xiàn)象，并進一步影響談判者的思想和行為（Tost， 2015）、談判策略的選擇及談判結(jié)果（Zahariadis， 2017）。例如，談判實力較強的一方傾向于提出更高的要求、做出過于自信的決定（Fast et al.， 2021），選擇利用特權(quán)向另一方施壓等競爭性的談判策略，從而更好地維護自身利益（Zahariadis， 2017）。

由于人們在談判情境下有明確的目標(biāo)引導(dǎo)和競爭性互動，往往會產(chǎn)生直覺性反應(yīng)（王敏， 程源，2016），甚至采取不道德的談判策略。有學(xué)者將不道德談判策略概括為五類行為：（1）競爭性討價還價（通過向?qū)Ψ绞旱确绞将@取談判成功）；（2）不正當(dāng)信息收集（使用賄賂等方式收集有關(guān)對手的敏感信息）；（3）虛假承諾（表明自身打算采取某種行動但實際上并沒有執(zhí)行的意圖）；（4）攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)（通過對方的職業(yè)關(guān)系網(wǎng)損害對方信心并威脅要通過自己的人際網(wǎng)絡(luò)讓對方難堪）；（5）誤傳信息（故意向?qū)κ滞崆畔⒁约訌娬勁辛鲆员阏f服對手提供更多讓步） （Lewicki amp; Robinson，1998; Robinson et al.， 2000）。這類不道德行為會助長談判期間（拖延或浪費時間）和談判后（違反協(xié)議）對另一方的剝削（Kang， 2022），進而產(chǎn)生消極后果。然而，當(dāng)前研究主要關(guān)注談判者個體特征對不道德談判策略選擇的影響（Nohe et al.， 2022; Sobral et al.，2022; Stefanidis et al.， 2021），忽視了不對稱談判實力的作用，對政企談判這一現(xiàn)象的關(guān)注也較少（夏立明等， 2017）。因此，討論政企談判中不對稱談判實力對不道德談判策略的影響具有一定的理論意義。該研究首先討論政企談判中相對談判實力對不道德談判策略使用的影響。

談判實力較強的主體傾向于展現(xiàn)出強勢的談判風(fēng)格（如威脅對方），因為他們不害怕失敗，而且能夠施加威脅；而談判實力較弱的主體傾向于使用主動做出讓步等軟性談判策略，因為他們不希望給強勢對手威脅性的印象，一方面是由于很難讓人相信弱者有實現(xiàn)威脅的能力，另一方面則是擔(dān)心被報復(fù)（Zahariadis， 2017）。此外，高權(quán)力的談判者可能具備更高的心理權(quán)利與自我效能感（Nevilleamp; Fisk， 2019），更容易虛張聲勢并做出欺騙性行為（Boles et al.， 2000; Crott et al.， 1980; Malhotra amp;Gino， 2011），也往往設(shè)定更具挑戰(zhàn)性的目標(biāo)并增加如不道德行為這類冒險行為（Larrick et al.， 2009;Schweitzer et al.， 2004; Whyte amp; Sebenius， 1997）。具體到政企談判中，政企雙方的相對談判實力也要考慮具體的談判場景。如果企業(yè)可以在多個地方政府間選擇合作，則占據(jù)了談判的主動地位。而如果政府有多個可選擇的合作企業(yè)，也可視為處于談判的優(yōu)勢地位。為了更好地獲取有利于自己的談判結(jié)果，處于談判優(yōu)勢地位的政府或企業(yè)也可能會通過壓低價格、利用人際網(wǎng)絡(luò)施壓等不道德談判策略以促成談判成功。

研究還進一步探討上述關(guān)系如何受談判者個人特征的影響。實際談判中，個體是談判的執(zhí)行者，談判者個人特征必然會影響談判策略的選擇（Duganet al.， 2020; Ohiomah et al.， 2020）。例如，高開放性的個體對道德邊界感低，傾向于使用不道德的談判策略以獲取更大收益（Liu et al.， 2019; Skandrani etal.， 2021）。盡管個人特征在談判中的重要性被認可，當(dāng)前僅有少量研究探索個體特征與談判實力的交互作用（王敏， 韓玉蘭， 2017），而了解能夠影響談判策略選擇的個體特征對促進有益談判結(jié)果具有重要意義（Skandrani et al.， 2021）。選擇不道德談判策略意味著可能會引起對手的不信任感（Ma amp; Parks，2012; Schweitzer et al.， 2006），并影響合作達成，是一種冒險行為。與風(fēng)險情況相關(guān)的微妙情感反應(yīng)會影響風(fēng)險感知與風(fēng)險行為之間的關(guān)聯(lián)（Traczyk et al.，2015）。刺激性風(fēng)險尋求則是能激發(fā)個體風(fēng)險情緒的典型特征。Zaleskiewicz （2001）提出，刺激性風(fēng)險尋求（stimulate risk-taking）是個體受獲取積極情緒的動機驅(qū)動，傾向于選擇風(fēng)險較大選項的冒險傾向。刺激性風(fēng)險尋求強的個體注重?zé)o意識的情感過程以及沖動決策（Muda et al.， 2018; Rzeszutek et al.，2023; Zaleskiewicz， 2001）。開放性、易沖動、感覺尋求和低自我控制等是刺激性風(fēng)險尋求的典型特征（Makarowski， 2013），具有這些特征的個體更容易從事高風(fēng)險活動（Mishra amp; Lalumière， 2011）。因此，處于談判強勢地位且刺激性風(fēng)險尋求高的個體更容易受談判中情緒的影響，堅持獲取更大的利益，不會輕易同意提前和解（Chuah et al.， 2014），對勝利和冒險追求的渴望會加劇不道德策略的使用。由此，研究推測，刺激性風(fēng)險尋求會放大相對談判實力對不道德談判策略選擇的影響。

在中國特色的社會發(fā)展和經(jīng)濟建設(shè)中，政府的推動作用非常積極，政府與企業(yè)之間相互促進，構(gòu)成了中國經(jīng)濟快速發(fā)展、社會各方面快速進步的重要特色（周黎安， 2017）。這種背景下，政企談判在中國非?；钴S，所牽涉的往往是重大國計民生項目，其談判過程與結(jié)果會對社會各方面產(chǎn)生重要影響。研究從微觀視角出發(fā)聚焦政企談判，關(guān)注談判角色與不對稱談判實力對不道德談判策略使用的影響，還關(guān)注談判個體刺激性風(fēng)險尋求的作用。研究旨在為不對稱談判實力發(fā)揮作用的機制和邊界條件提供新的見解，同時為更好地通過談判達成政企合作提供理論支持。

該研究擬探討相對談判實力對政企雙方不道德談判策略使用的影響及邊界條件，并通過行為實驗檢驗研究假設(shè)：在政企談判時，相對談判實力強的一方更有可能采取不道德談判策略（H1），即更有可能采取競爭性討價還價策略（H1a）、攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略（H1b）、不正當(dāng)信息收集策略（H1c）、虛假承諾策略（H1d）以及誤傳信息策略（H1e）；談判者的刺激性風(fēng)險尋求強化了政企相對談判實力與不道德談判策略之間的關(guān)系（H2），即強化了政企相對談判實力與競爭性討價還價（H2a）、攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略（H2b）、不正當(dāng)信息收集策略（H2c）、虛假承諾策略（H2d）以及誤傳信息策略（H2e）之間的關(guān)系。研究理論模型見圖1。

2 研究方法

2.1 實驗設(shè)計與被試

采取2（相對談判實力：談判實力強vs. 談判實力弱）×2（談判角色：政府vs. 企業(yè)）的組間實驗設(shè)計。政企談判實力在談判情景材料中進行操縱。被試閱讀材料后，對角色在特定場景的談判行為進行預(yù)測，以反映其使用不道德談判策略的可能性。最后，被試自評其刺激性風(fēng)險尋求。

采用G*Power 3.1.9.7 軟件對研究所需樣本量事前估計，要達到中等效應(yīng)量（f = .25）且.9 的統(tǒng)計效力（α = .05）需要251 名被試。該研究利用網(wǎng)絡(luò)平臺采用滾雪球抽樣技術(shù)，從中國東部某大學(xué)MPA課程開始宣傳研究并招募被試，邀請具有全職工作的人參與研究，參與者來自廣西、北京、山東等地。

被試被分到四種情景中，共發(fā)放框架材料674份，除去檢驗問題回答錯誤、不合常理極端值等無效回答，剩余有效問卷572 份，有效回收率84.9%。其中，男性264 人（46.2%），女性308 人（53.8%）；被試年齡多在30～50 歲之間（59.8%）；高中及以下49人（8.6%），大專及本科391人（68.4%），研究生及以上132 人（23.1%）；事業(yè)單位員工208人（36.4%），私企員工167 人（29.2%），國企員工140 人（24.5%），公職人員57 人（10%）；10年以上工作年限323 人（56.5%），10 年以下工作年限249 人（43.5%）。

最終有效樣本量在各框架下的分布情況如表1所示：在被要求對政府角色評判的問題框架下，分到政府實力更強背景材料的有152 人，分到企業(yè)實力更強背景材料的有199 人；在被要求對企業(yè)角色評判的問題框架下，分到政府實力更強背景材料的有135 人，分到企業(yè)實力更強背景材料的有86 人。招募人數(shù)符合事前估計的標(biāo)準(zhǔn)，能夠進行統(tǒng)計估計。

2.2 實驗程序

實驗所用材料共五部分。首先，被試閱讀有關(guān)政府與高新技術(shù)企業(yè)商務(wù)談判的文字材料。材料中設(shè)置了高低水平的政企談判實力，并對該啟動操縱進行檢驗。政府談判實力更強的情境著重強調(diào)政府具有較大的選擇權(quán)；企業(yè)談判實力更強的描述中強調(diào)企業(yè)具有更大的選擇權(quán)。兩種框架的材料在篇幅上盡量一致，具體如下。

談判背景：趙某是一家位于廣東省深圳市的光纖和電纜原配件制造企業(yè)的負責(zé)人，這家企業(yè)規(guī)模并不大，但是因為獲得過多個數(shù)字通信方面的技術(shù)專利，具有良好的發(fā)展前景，所以目前在華北地區(qū)尋找合適的地方投資建廠擴大生產(chǎn)規(guī)模。馮某是山東省一個地級市A 市負責(zé)國有資產(chǎn)和招商引資的政府官員，是A 市經(jīng)濟開發(fā)區(qū)管理委員會的辦公室主任。他負責(zé)的辦公室首要目標(biāo)是引進高新技術(shù)企業(yè)，增加就業(yè)人口和推動創(chuàng)新園區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，目前正在尋求合適的企業(yè)合作。趙某和馮某經(jīng)過第三方介紹，覺得彼此有合作的可能，所以準(zhǔn)備面對面進行談判。

政府談判實力更強：在談判前，趙某的公司已經(jīng)聯(lián)系過位于河南、河北和山東幾個省份至少五個城市相關(guān)的政府官員，但是對方政府都表示項目不合適或者婉言回絕了他的要求，所以趙某非常希望這次和A 市負責(zé)人馮某的談判可以取得實質(zhì)性進展。恰恰相反，馮某所在的A 市則已經(jīng)吸引了多個高新技術(shù)企業(yè)，這些企業(yè)紛紛表示希望能得到A 市的審批結(jié)果，所以馮某可以最終選擇拍板的主動權(quán)很大。

企業(yè)談判實力更強：在談判前，位于河南、河北和山東幾個省份至少五個城市相關(guān)的政府官員已經(jīng)主動聯(lián)系過趙某的公司，紛紛表示愿意給出優(yōu)惠的政策歡迎他們的公司，所以他可以最終選擇拍板的主動權(quán)很大。恰恰相反，馮某所在的A 市為了吸引高新技術(shù)企業(yè)使出了各種招數(shù)，主動聯(lián)系了很多企業(yè)，但是這些企業(yè)都表示項目不合適或者婉言回絕了他的要求，所以馮某非常希望這次和趙某代表的公司的談判可以取得實質(zhì)性進展。

每種情景下詢問被試對政府方談判者的行為預(yù)測或?qū)ζ髽I(yè)方談判者的行為預(yù)測。

閱讀完材料后，測量被試對材料中政府和企業(yè)談判實力的感知，共2 個題項作為對自變量的操縱性檢驗。隨后，被試判斷情景中政府或企業(yè)在即將開始的談判中，使用不道德談判策略的可能性。同時，測量被試的刺激性風(fēng)險尋求。最后，采集人口統(tǒng)計信息。

2.3 測量工具

談判實力。采用2 個題目對相對談判實力進行操縱性檢驗，測量被試對材料中政府談判實力和企業(yè)談判實力的主觀感受（1 = 談判實力非常小，10 =談判實力非常大）。題目為“在這場談判中，政府一方所擁有的談判實力有多大？”“在這場談判中，企業(yè)一方所擁有的談判實力有多大？”。

不道德談判策略。采用了Robinson 等人（2000）開發(fā)的不道德談判策略量表（1 = 非常不可能，5 =非?？赡埽?，共5 個維度16 道題項。競爭性討價還價策略包含3 個條目，例題為“他會開價遠高于自己的心理價位” （α = .66）。攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略包含3 個條目，例題為“他會直接跟對方的上司私下聯(lián)系，讓她/ 她懷疑這個下屬的談判能力” （α= .76）。不正當(dāng)信息收集策略包含3 個條目，例題為“他會為了了解對方的立場，花錢從朋友、同事和聯(lián)絡(luò)人那里獲得信息” （α = .80）。虛假承諾策略包含3 個條目，例題為“他明知道自己不會兌現(xiàn)承諾，但還是會向?qū)Ψ皆S諾” （α = .73）。誤傳信息策略包含4 個條目，例題為“他會虛報信息來增強自己的談判觀點或立場” （α = .77）。量表總α 水平為.91。根據(jù)慣例，.6～.7 的α 表示可接受的可靠性水平，特別是用3 個項目測量1 個潛變量時（Hair et al.， 2006; Ursachi et al.， 2015; Zalma et al.，2015），因此，該測量工具的可靠性水平可接受。

刺激性風(fēng)險尋求。采用Zaleskiewicz（2001）所開發(fā)的風(fēng)險尋求量表中的刺激性風(fēng)險尋求維度（1 =非常不可能，5 = 非?？赡埽?，包含10 個條目，例題為“各種有危險性的活動對我都很有吸引力”（ α=.77）。

人口統(tǒng)計學(xué)變量。參考已有研究，研究還測量了被試的性別、年齡、受教育水平、職業(yè)以及工作年限（Fousiani et al.， 2022）?？紤]到政治面貌特殊性，也采集了被試的政治面貌信息。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差與操縱檢驗

通過Harman 單因素檢驗來排除共同方法偏差，將除檢驗問題外的所有變量放入因子分析，結(jié)果顯示第一個因子的貢獻率為26.7%，未超過40%，不存在嚴重的共同方法偏差問題。

同一框架下政府與企業(yè)談判實力高低是相對的，談判實力操縱的有效性通過觀測不同實驗條件下政府談判實力和企業(yè)談判實力的均值加以檢驗。獨立樣本t 檢驗顯示，強企業(yè)談判實力組中的政府談判實力的分數(shù)（M = 5.83， SD = 2.29）顯著低于強政府談判實力中政府談判實力的分數(shù)（M = 8.01， SD= 1.75），t = 12.84，p lt;.001，Cohen's d = 1.07。強政府談判實力組中企業(yè)談判實力的分數(shù)（M = 5.30，SD = 2.14）顯著低于強企業(yè)談判實力組中企業(yè)談判實力的分數(shù)（M = 6.95， SD = 1.98），t = -9.62，p lt;.001，Cohen's d = .80。實驗對自變量的操縱有效。

3.2 談判角色與談判實力對不道德談判策略選擇的影響

采用SPSS 23.0 檢驗政企相對談判實力是否會影響不道德談判策略選擇。在正式分析前進行了方差齊性檢驗。雙因素方差分析結(jié)果表明，談判角色對不道德談判策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 568） = 12.30，plt; .001，η 2 = .02，企業(yè)方采取不道德談判策略的可能性（3.08±.71）顯著高于政府方（2.91±.78）；對競爭性討價還價策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568）= 1.40，p gt; .05；對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 2.29，p gt; .05；對不正當(dāng)信息收集策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 568） = 41.26，p lt; .001，η 2 = .07，企業(yè)方采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.34±.97）顯著高于政府方（2.78±1.04）；對虛假承諾策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = .10，p gt;.05；對誤傳信息策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 568） = 7.12，p lt; .01，η 2 = .01，企業(yè)方采取誤傳信息策略的可能性（3.14±.85）顯著高于政府方（3.04±.95）。

相對談判實力對不道德談判策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 4.71，p gt; .05；對競爭性討價還價策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 2.14，p gt; .05；對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） =2.49，p gt; .05；對不正當(dāng)信息收集策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 3.63，p gt; .05；對虛假承諾策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 568） = 7.28，p lt; .01，η 2 = .01，談判實力弱時采取虛假承諾策略的可能性（3.26±.91）顯著高于談判強勢（3.05±.97）；對誤傳信息策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 2.47，p gt; .05。

談判角色與相對談判實力的交互項對不道德談判策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 1.71，p gt; .05，η 2= .03；對競爭性討價還價策略的作用顯著，F(xiàn) （1，568） = 19.65，p lt; .001，對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的作用顯著，F(xiàn) （1， 568） = 7.10，p lt; .01，η 2 = .01，對不正當(dāng)信息收集策略的作用顯著，F(xiàn) （1， 568） = 46.47，plt; .001，η 2 = .08，對虛假承諾策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 568） = 6.89，p gt; .05，對誤傳信息策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 568） = .91，p gt; .05。

進一步進行簡單效應(yīng)分析（見圖2），在政企談判中，政府談判實力更強（企業(yè)相對談判實力弱）時，政府方談判者代表采取競爭性討價還價策略的可能性（3.25±1.00）顯著高于政府談判實力更弱（企業(yè)相對談判實力強）時采取該策略的可能性（3.02±.81），p lt; .05，Cohen's d = .25。采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性相差不大，p gt; .05。采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（2.57±1.03）顯著低于政府方談判者代表的政府談判實力更弱（ 企業(yè)相對談判實力強） 時采取該策略的可能性（2.94±1.01），p lt; .001，Cohen's d = .36。這表明，相較于談判實力弱，代表政府方的談判者相對談判實力強時，更傾向于采用競爭性討價還價策略而減少采用不正當(dāng)信息收集策略，但并不影響攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略。

在政企談判中，企業(yè)談判實力更強（政府相對談判實力弱）時，企業(yè)方談判者采取競爭性討價還價策略的可能性（3.45±.74）顯著高于企業(yè)談判實力更弱（政府相對談判實力強）時采取該策略的可能性（3.00±.91），p lt; .001，Cohen's d = .54。采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.78±.92）也顯著高于企業(yè)方談判者代表的企業(yè)談判實力更弱（政府相對談判實力強）時采取該策略的可能性（2.41±.95），p lt; .01，Cohen's d = .40。但是采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性相差不大，p gt; .05。這表明，相較于談判實力弱，代表企業(yè)方的談判者相對談判實力強時，更傾向于采用競爭性討價還價策略與攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略，不影響不正當(dāng)信息收集策略。

在政企談判中，政府談判實力更強（企業(yè)相對談判實力弱）時，政府方談判者采取競爭性討價還價策略的可能性（3.25±1.00）顯著高于企業(yè)方談判者采取該策略的可能性（3.00±.91），p lt; .05，Cohen's d = .26。政府方談判者采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.46±1.01）與企業(yè)方談判者（2.41±.95）差異不大，p gt; .05。政府方談判者采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（2.57±1.03）顯著低于企業(yè)方談判者采取該策略的可能性（3.30±1.07），p lt; .05，Cohen's d = .70。這表明，政府方談判者代表的政府談判實力更強時，政府角色比企業(yè)角色更傾向于采用競爭性討價還價策略，企業(yè)角色比政府角色更傾向于采取不正當(dāng)信息收集策略，雙方都不會冒險采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略。

在政企談判中，企業(yè)談判實力更強（政府相對談判實力弱）時，企業(yè)方談判者采取競爭性討價還價策略的可能性（3.45±.74）顯著高于政府方談判者采取該策略的可能性（3.02±.81），p lt; .001，Cohen's d = .55。企業(yè)方談判者采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.78±.92）顯著高于政府方談判者采取該策略的可能性（2.39±.90），p lt; .001，Cohen's d = .43。企業(yè)方談判者采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.40±.80）顯著高于政府方談判者采取該策略的可能性（2.94±1.01），p lt; .01，，Cohen's d = .50。這表明，企業(yè)談判實力更強時，政企談判中企業(yè)角色比政府角色更傾向于采用競爭性討價還價策略、攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略與不正當(dāng)信息收集策略。

談判場景的數(shù)據(jù)分析，往往談判角色與其他特征互為匹配。因此，繼續(xù)對比角色和實力匹配時的組別差異。首先，企業(yè)方談判者代表的企業(yè)談判實力更強（政府相對談判實力弱）時，企業(yè)方采取競爭性討價還價策略的可能性（3.45±.74）顯著高于政府方談判者代表的政府談判實力更強（企業(yè)相對談判實力弱）時政府方所采取競爭性討價還價策略的可能性（3.25±1.00），p lt; .05，Cohen's d = .23。此時，企業(yè)方采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.40±.80） 也顯著高于政府方采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（2.57±1.03），p lt; .001，Cohen'sd = .90。但是，此時企業(yè)方采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性與政府方采取該策略的差異不大，p gt;.05。這表明，同樣處于談判強勢，企業(yè)方相較于政府方更傾向于采用競爭性討價還價策略和不正當(dāng)信息收集策略。

此外，企業(yè)方談判者在企業(yè)方相對談判實力更弱（政府相對談判實力強）時，采取競爭性討價還價策略的可能性與政府方談判者在政府相對談判實力更弱（企業(yè)相對談判實力強）時采取該策略的可能性差異不大，p gt; .05。采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的差異也不顯著，p gt; .05。但是企業(yè)方談判者在企業(yè)方相對談判實力更弱（政府相對談判實力強）時采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.30±1.07）顯著高于政府方談判者在政府相對談判實力更弱（企業(yè)相對談判實力弱）時采取該策略的可能性（2.94±1.01），p lt; .001，Cohen's d = .35。這表明，同樣處于談判弱勢，企業(yè)方與政府方采用競爭性討價還價策略與攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)的差異不大。但是企業(yè)方弱勢時更可能采取不正當(dāng)信息收集策略。

由此可見，談判角色對不正當(dāng)信息收集策略和誤傳信息策略的主效應(yīng)顯著，企業(yè)方比政府方更可能采取上述兩種策略。談判實力對虛假承諾的主效應(yīng)顯著，談判實力弱的一方更有可能采取虛假承諾策略。就談判角色和談判實力的交互作用而言，政府相對談判實力強比相對談判實力弱時更傾向于采取競爭性討價還價策略而更少采用不正當(dāng)信息收集策略。企業(yè)相對談判實力強比相對談判實力弱時更傾向于采用競爭性討價還價策略與攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略。因此，H1a 得到驗證，H1b 和H1c 得到部分驗證，H1d 和H1e 未得到驗證。

3.3 刺激性風(fēng)險尋求的調(diào)節(jié)作用

進一步探求高低水平刺激性風(fēng)險尋求的調(diào)節(jié)作用。以27% 為分界線（戴海琦， 2015）將刺激性風(fēng)險尋求劃分為高分組（M = 3.24， SD = .26， n = 199）與低分組（M = 1.89， SD = .27， n = 156）。三因素方差分析結(jié)果表明：談判角色對不道德談判策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 6.42，p lt; .05，η 2 = .02，企業(yè)方采取不道德談判策略的可能性（3.16±.75）顯著高于政府方（2.96±.75）；對競爭性討價還價策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .30，p gt; .05；對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） =.61，p gt; .05；對不正當(dāng)信息收集的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1，347） = 33.23，p lt; .001，η 2 = .09，企業(yè)方采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.48±.94）顯著高于政府方（2.83±1.01）；對虛假承諾策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .46，p gt; .05；對誤傳信息策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = 2.35，p gt; .05。

相對談判實力對不道德談判策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .90，p gt; .05；對競爭性討價還價策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .19，p gt; .05；對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） =.03，p gt; .05；對不正當(dāng)信息收集策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 4.11，p lt; .05，η 2 = .01，相對談判實力強時采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（2.98±1.09）顯著低于相對談判實力弱時采取這一策略的可能性（3.16±.98）；對虛假承諾策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = 1.04，p gt; .05；對誤傳信息策略的主效應(yīng)不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .18，p gt; .05。

刺激性風(fēng)險尋求對不道德談判策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 15.42，p lt; .001，η 2= .04，高刺激風(fēng)險尋求下采取不道德談判策略的可能性（3.20±.70）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（2.82±.77）；對競爭性討價還價策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 9.52，plt; .01，高刺激風(fēng)險尋求下采取競爭性討價還價策略的可能性（3.32±.83）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（3.03±.94）；對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 33.30，p lt; .001，η 2 = .09，高刺激風(fēng)險尋求下采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.82±.96）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（2.16±.88）；對不正當(dāng)信息收集策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） =5.70，p lt; .05，η 2= .02，高刺激風(fēng)險尋求下采取不正當(dāng)信息收集策略的可能性（3.20±.94）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（2.89±1.13）；對虛假承諾策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 5.81，p lt; .05，η 2= .02，高刺激風(fēng)險尋求下采取虛假承諾策略的可能性（3.35±.86）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（3.03±1.01）；對誤傳信息策略的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （1， 347） = 11.34，p lt; .01，η 2 = .03，高刺激風(fēng)險尋求下采取誤傳信息策略的可能性（3.28±.82）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求（2.92±.98）。

談判角色、相對談判實力與刺激性風(fēng)險尋求的交互項對不道德談判策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 347） =.04，p gt; .05；對競爭性討價還價策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 347） = 1.46，p gt; .05；對不正當(dāng)信息收集策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .01，p gt; .05；對虛假承諾策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .26，p gt; .05；對誤傳信息策略的作用不顯著，F(xiàn) （1， 347） = .18，p gt; .05；但是對攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的影響顯著，F(xiàn) （1， 347）= 4.39，p lt; .05，η 2 = .01。故進一步進行簡單效應(yīng)分析（見表2）。政府相對談判實力更強時，高刺激風(fēng)險尋求的政府方談判者采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.90±1.00）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求的談判者（2.15±.85），p lt; .001，Cohen's d =.81。政府相對談判實力更弱時，高刺激風(fēng)險尋求的政府方談判者采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（2.65±.91）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求的談判者（2.03±.80），p lt; .001，Cohen's d = .72。企業(yè)相對談判實力更強時，高刺激風(fēng)險尋求的企業(yè)方談判者采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性（3.18±.88）顯著高于低刺激性風(fēng)險尋求的談判者（2.17±.73），p lt; .001，Cohen's d = 1.25。企業(yè)相對談判實力更弱時，高刺激風(fēng)險尋求的企業(yè)方談判采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性在高（2.64±.97）低（2.37±1.06）刺激性風(fēng)險尋求水平下的差異不顯著，p gt; .05。

綜上所述，刺激性風(fēng)險尋求只在政企相對談判實力與攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略之間發(fā)揮了強化作用，H2b 得到支持，H2a、H2c、H2d 和H2e 并未得到驗證。

4 討論

首先，在政企談判中，相對談判實力與談判角色會對不道德談判策略中的競爭性討價還價策略、攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略以及不正當(dāng)信息收集策略產(chǎn)生影響，但并未對虛假承諾策略與誤傳信息策略發(fā)揮作用。虛假承諾和誤傳信息涉及欺騙性行為，比其他不道德談判策略更容易被認為是惡劣的（Cohen，2010），并有可能導(dǎo)致沖突升級，造成不必要的機會喪失（Ogden， 2018）。而相較于這兩種策略，競爭性討價還價被認為是更廣為接受與常見的一種不道德談判行為，在談判中運用較多（Ogden， 2018;Skandrani et al.， 2021）。中國社會重視人際關(guān)系，在談判中也可能采用影響人際網(wǎng)絡(luò)的策略。例如，中美談判中，中國談判者使用攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的可能性高于美國談判者 （Yang et al.， 2017）。同時，高權(quán)力距離容易誘發(fā)不道德行為和腐敗行為（Getzamp; Volkema， 2001; Husted， 1999），加之部分地方文化看重以關(guān)系為導(dǎo)向的商業(yè)慣例，關(guān)系的維持也往往需要比較昂貴的金錢或禮物，這可能促使了談判中采取不正當(dāng)信息收集策略（Liu et al.， 2019）。綜上，在與東方國家的政企談判中，政府的權(quán)威性一定程度上會限制虛假承諾、誤傳信息這類過于不道德的策略的使用。

其次，無論是政府角色還是企業(yè)角色，基于談判角色的談判實力強的一方更傾向于采取競爭性討價還價策略，但在不正當(dāng)信息收集策略和攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的使用中，政企雙方出現(xiàn)了分歧。政府角色在處于談判弱勢時比談判強勢時更傾向于采取不正當(dāng)信息收集策略，而企業(yè)角色在該策略上不存在談判實力的差異。企業(yè)角色處于談判強勢時比談判弱勢時更傾向于采取攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略，而政府角色在該策略上不存在談判實力的差異。談判實力強，代表該談判主體所擁有的替代方案數(shù)量更多，因此并不擔(dān)心談判破裂，主動權(quán)更大（Galinskyet al.， 2013），更有可能使用威脅等策略（Gruenfeldet al.， 2008）?？紤]到不正當(dāng)信息收集的一些措施可能涉及對公務(wù)員相關(guān)法律的違反，即使在強勢時，政府方也不會貿(mào)然采取該類談判策略。不僅如此，企業(yè)方在談判強勢時采取競爭性討價還價策略和不正當(dāng)信息收集策略的可能性都高于政府。分稅制改革使得地方財政依賴于地方企業(yè)的稅收（郭慶旺，賈俊雪， 2006），尤其政府處于經(jīng)濟發(fā)展的不利地位和對資本有更強烈需求時，更容易答應(yīng)企業(yè)的嚴苛條件（何艷玲， 李丹， 2020）。而企業(yè)本身是利益最大化的追求者，為實現(xiàn)利益最大化，有時能做出壟斷市場的競爭行為（何艷玲， 李丹， 2020），因此，企業(yè)方在其自身擁有相對較強的談判實力時，為攫取更大利潤而采取不道德談判策略的傾向較高。與企業(yè)不同，政府將“公共利益最大化”作為主要訴求（王天義， 2016），并圍繞一段時間的中心任務(wù)開展工作，并不會因為談判的成功而放棄一些準(zhǔn)則。

再次，談判角色只對不正當(dāng)信息收集和誤傳信息策略的主效應(yīng)顯著，且企業(yè)方比政府方更容易采取這兩種策略。實驗參與者對政府與企業(yè)的一些刻板印象可能干擾談判角色的影響。但政企談判角色只是行動者身份的體現(xiàn)，可能無法產(chǎn)生影響策略選擇的約束性條件，無法直接發(fā)揮作用，因而導(dǎo)致談判角色并未對其他不道德談判策略產(chǎn)生影響。相對談判實力只對虛假承諾的主效應(yīng)顯著，談判實力弱勢的一方更可能采取虛假承諾策略。該研究將談判實力的影響置于政企雙方角色的談判情景中，談判的相對實力與談判角色聯(lián)動，政府實力相對較強則意味著企業(yè)實力相對較弱。盡管絕對實力對談判策略的影響被證實（Galinsky et al.， 2013; Fast et al.，2021; Zahariadis， 2017），但研究實驗情景中的政企談判實力是相對于對方角色的相對談判實力，談判實力對不道德談判策略的影響需要與角色匹配。

最后，刺激性風(fēng)險尋求對談判中不道德談判策略的使用具有影響。高刺激性風(fēng)險尋求的談判者，更可能在談判強勢時容易采用不道德談判策略這類高冒險、高收益的行為。結(jié)果還表明，刺激性風(fēng)險尋求在相對談判實力和談判角色的交互項與攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略的關(guān)系中發(fā)揮了強化作用。受“關(guān)系”思想的影響，中國文化十分重視人際關(guān)系，并呈現(xiàn)出強關(guān)系紐帶的特殊性、功能復(fù)用性、頻發(fā)義務(wù)性的特點（邊燕杰， 張磊， 2013），因此，這類文化背景可能發(fā)揮了影響。然而，刺激性風(fēng)險尋求并未在相對談判實力和談判角色的交互項與其他不道德談判策略的關(guān)系中發(fā)揮強化作用。盡管現(xiàn)實中存在政企談判實力不對等的現(xiàn)象，少數(shù)學(xué)者、比較高級的政府官員才能理解政府內(nèi)部的業(yè)績考核、地方政府之間的激烈競爭以及這些因素如何促使政府積極地去招商引資、盡力去滿足企業(yè)的訴求的實際（周黎安，2017）。而受延續(xù)數(shù)千年的“官本位”思想的影響，政府的主導(dǎo)地位深入人心，人們往往默認政府擁有更高的談判地位，這可能影響了研究結(jié)果。在代表政府或企業(yè)進行談判時，即使材料中表明企業(yè)的談判實力更強，研究對象也可能由于潛意識中默認政府實力更強而影響題項的選擇，導(dǎo)致個體因素發(fā)揮的作用受限。

該研究結(jié)論具有以下理論啟示。第一，豐富了中國文化背景下對談判的微觀研究。政企之間的互動關(guān)系一直是公共管理領(lǐng)域研究者關(guān)注的重點，雙方的信息、退出成本、實力等因素會影響博弈策略的選擇進而影響互動關(guān)系生成（何艷， 李丹，2020）。當(dāng)前國內(nèi)相關(guān)研究主要從宏觀出發(fā)，聚焦于企業(yè)之間、政府之間談判，且都將談判視為促進政企合作的一種手段，很少有研究專門討論政企互動關(guān)系生成過程中的談判博弈機制。該研究一定意義上豐富了國內(nèi)政企談判領(lǐng)域的微觀研究。此外，現(xiàn)有研究已證實文化對談判的重要影響（Stefanidiset al.， 2021），例如，高集體主義文化的個體會更少地選擇假裝、欺騙和撒謊等不道德談判行為（Banaiet al.， 2014; Rivers amp; Volkema， 2013）。也有研究指出，商業(yè)談判中，相較于美國和加拿大談判者，中國談判者傾向于使用攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略和不正當(dāng)信息收集策略（Liu et al.， 2019; Yang et al.， 2017）。研究發(fā)現(xiàn)了政企談判中談判角色和相對談判實力對談判雙方采用攻擊對手人際網(wǎng)絡(luò)策略、不正當(dāng)信息收集策略以及競爭性討價還價策略的影響，豐富了談判領(lǐng)域的微觀研究。

第二，政企關(guān)系是推動中國經(jīng)濟快速發(fā)展的重要因素，并在當(dāng)今社會朝著合作、互動的趨勢演進，尤其在高質(zhì)量發(fā)展理念的推動下，政企合作仍將進一步加強（王欣， 2022）。談判作為政企合作關(guān)系構(gòu)建的一種手段必將頻繁地出現(xiàn)，其結(jié)果對社會以及經(jīng)濟發(fā)展都有一定的影響。因此，研究中國情境下的政企談判具有一定的現(xiàn)實意義。該研究同時考慮了談判角色與相對談判實力對不道德談判策略使用的影響，豐富了相關(guān)領(lǐng)域研究。談判實力在談判中起著決定性作用（Schaerer et al.， 2015）。而之前較少實證研究考慮強勢談判者如何進一步改善談判處境（王敏， 韓玉蘭， 2017），尤其是對不道德談判策略的使用。在中國，高權(quán)力距離特征使人們對社會互動中的實力更為敏感（王敏， 韓玉蘭， 2017），強者和弱者都接受社會權(quán)力的不平等分配，更強大的人很可能會利用他們的權(quán)力來支配弱者的行為（Caputo et al.， 2019b）。尤其面對政府時，人們的文化“常識”會產(chǎn)生干擾，往往認為政府的社會地位更高、談判實力更強。因此，為了闡明不對等談判實力對不道德談判策略的影響，我們不是孤立地研究相對談判實力的作用，同時研究了背景因素，即政企談判角色的影響，對談判實力的相關(guān)研究進行了有益的拓展。

第三，增進了對刺激性風(fēng)險尋求這類個體特征影響談判策略使用的理解。以往研究較少關(guān)注個體特征在談判實力影響談判結(jié)果發(fā)揮中的作用，談判實力與個體特征的交互作用也少有探索（王敏， 韓玉蘭， 2017）。然而，確定哪些個體特征能影響談判策略選擇有助于制定有利的談判培訓(xùn)計劃（Skandraniet al.， 2021），從而促成有益的談判結(jié)果?，F(xiàn)有研究驗證了談判者個人的自我效能感、性別、機會主義、選擇心態(tài)、人格特征、動機等對談判策略的影響（Al-Khatib et al.， 2011; Awosola amp; Aghemelo， 2020;De Dreu et al.， 2000; Gaspar amp; Schweitzer， 2021; Krayamp; Haselhuhn， 2012; Ma et al.， 2019）。而不道德談判策略可能會造成談判的破裂，是一種冒險的行為，會受到個體風(fēng)險偏好的影響。該研究從個體風(fēng)險偏好差異出發(fā)，確定了談判者刺激性風(fēng)險尋求在相對談判實力和不道德談判策略的關(guān)系中發(fā)揮的作用，豐富了個體特征對談判策略選擇的影響，也補充了不對稱談判實力影響不道德談判策略的邊界條件研究。

研究仍然存在一些局限。第一，研究成果基于情景模擬實驗得出，盡管被試有工作經(jīng)驗，但所取樣本不能保證都是具有正式政企談判經(jīng)驗的人員，難以避免被試對談判材料存在知覺偏差。未來研究可以通過招募有談判經(jīng)驗的公共部門以及私營部門從業(yè)者，通過模擬談判獲取實驗數(shù)據(jù)。此時，要控制以下可能的干擾因素：談判經(jīng)驗與正式的談判程度。例如，從參與實驗的個體端確定談判一方為公共部門從業(yè)者，另一方為私營部門從業(yè)者。第二，研究采用滾雪球抽樣法，在隨機抽樣后，通過初始對象進行擴散，由于初始對象的擴散程度不同，導(dǎo)致四個版本的樣本量存在差異。未來研究可以進一步采用隨機抽樣的方式，平衡樣本量。第三，研究采用了最佳替代選擇方案進行自變量的啟動，未來研究可以嘗試給出具體權(quán)重以對談判實力進行控制。第四，談判是談判者之間相互影響的過程，對談判者認知過程的討論占據(jù)談判研究的主流，動機和情感因素也越來越受到重視（李巖梅等， 2007）。例如，中國文化強調(diào)“中庸”原則，已有研究證實和諧動機會影響談判的結(jié)果（張志學(xué)等， 2013），未來也可考慮將東方文化和西方文化中的和諧動機進行對比，探討文化差異下政企談判策略選擇的特點。第五，行為意愿有時并不能轉(zhuǎn)化為行為，意愿往往強于行為（Shirokova et al.， 2016），該研究實際上僅討論了政企雙方相對談判實力對不道德談判策略使用意愿的影響。未來研究可以嘗試將因變量從意愿上升到行為?？梢圆捎矛F(xiàn)場實驗的方式，進行模擬談判，觀察被試在模擬談判中采取的策略，同時在實驗結(jié)束后，邀請被試描述在談判中使用的話術(shù)、策略，研究者事后對相關(guān)策略進行判斷，看其是否符合不道德策略，以此對因變量進行測量。

參考文獻

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