秒回還是延遲回復(fù)？期望違背視角下不同響應(yīng)時(shí)效的人際印象差異

摘要移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代，人們對(duì)社交軟件信息快速響應(yīng)的期望變得迫切，秒回和延遲回復(fù)可能帶來不同的人際效應(yīng)。然而，現(xiàn)有研究并未對(duì)秒回可能產(chǎn)生的人際影響展開系統(tǒng)探討，也缺乏對(duì)不同響應(yīng)時(shí)效的影響機(jī)制深入考察。基于期望違背理論，采用實(shí)驗(yàn)法考察響應(yīng)時(shí)效與權(quán)力關(guān)系對(duì)人際印象的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）對(duì)被回復(fù)者而言，秒回會(huì)產(chǎn)生積極人際印象評(píng)價(jià)，延遲回復(fù)會(huì)產(chǎn)生消極人際印象評(píng)價(jià)；（2）期望違背在響應(yīng)時(shí)效與人際印象間發(fā)揮中介作用；（3）相對(duì)于低權(quán)力者，被延遲回復(fù)的高權(quán)力者會(huì)產(chǎn)生更高的消極期望違背和更消極的人際印象評(píng)價(jià)。上述研究發(fā)現(xiàn)有助于揭示不同響應(yīng)時(shí)效對(duì)人際印象的影響及調(diào)節(jié)機(jī)制，為如何恰當(dāng)進(jìn)行線上社交響應(yīng)提供啟示。關(guān)鍵詞社交軟件；秒回；延遲回復(fù)；期望違背；人際印象1引言社交軟件已經(jīng)成為人們?nèi)粘Ｈ穗H交往和工作場(chǎng)景下的重要通訊工具（Hurbeanetal.，2023）。人們習(xí)慣于時(shí)常關(guān)注手機(jī)信息，處于“永久在線”的狀態(tài)（Vordereretal.，2016）。盡管這種方式極大提高了溝通效率，有助于維持人際關(guān)系（Ramirezamp;Broneck，2009），但也改變了社交互動(dòng)的規(guī)范（Hallamp;Baym，2012）和對(duì)信息響應(yīng)的期望（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018）。社交軟件的用戶普遍希望發(fā)出的消息能得到即時(shí)回復(fù)（instantreply），即秒回（孫卉，徐潔，2023;王楠，2019）。以往研究發(fā)現(xiàn)，秒回可以產(chǎn)生互動(dòng)存在感，即認(rèn)為對(duì)方如線下互動(dòng)一般，同頻同在（Sosikamp;Bazarova，2014），有助于增加人際接觸與感知溫暖（Gaoetal.，2017），維持人際關(guān)系，促進(jìn)關(guān)系升溫（Sosikamp;Bazarova，2014）。反之，如果信息沒有被即時(shí)響應(yīng)（即延遲回復(fù)，DelayedReply），信息發(fā)送者則可能會(huì)消極歸因（秦萌萌等，2025），感到被排斥與忽視（Smithamp;Williams，2004），產(chǎn)生失望、憤怒等消極情緒（Huangamp;Yao，2023），也會(huì)給予回復(fù)者較低的人際印象評(píng)價(jià)（Hestonamp;Birnholtz，2017），減少社交互動(dòng)與親社會(huì)行為（Jiangetal.，2021），最終損害人際關(guān)系（Tuetal.，2018）。然而為了滿足發(fā)送者對(duì)秒回的期待，接收者可能面臨某種程度的回復(fù)壓力（Barberetal.，2024;Heetal.，2024;Huetal.，2024;Licoppe，2004），因?qū)π畔⒌拿芮嘘P(guān)注與即時(shí)響應(yīng)產(chǎn)生在線警惕（Reineckeetal.，2018）與錯(cuò)失恐懼（孫卉，徐潔，2023），還可能因處理紛至沓來的消息而分散注意力，影響工作效率（Dukeamp;Montag，2017;Puraniketal.，2019），產(chǎn)生認(rèn)知過載、溝通過載等技術(shù)壓力（Tamsetal.，2020），甚至面臨過度使用帶來的社交軟件成癮風(fēng)險(xiǎn)（Blackwelletal.，2017;Fioravantietal.，2021）。由此可見，社交軟件信息的響應(yīng)時(shí)效對(duì)社交互動(dòng)體驗(yàn)與人際關(guān)系具有不可小覷的作用。近年來，部分學(xué)者開始探究線上社交互動(dòng)中的延遲回復(fù)（Leeetal.，2023;Lietal.，2023）和不回復(fù)（Forraietal.，2023）等行為，但是對(duì)秒回作用的探討還并不充分，對(duì)響應(yīng)時(shí)效的人際作用機(jī)制的探討也大多停留在質(zhì)性研究與理論推導(dǎo)階段，較少進(jìn)行實(shí)證分析。作為解釋社交行為對(duì)人際影響的一種重要理論，期望違背理論（ExpectancyViolationsTheory，EVT）為理解不同響應(yīng)時(shí)效與人際效應(yīng)的關(guān)系，特別是人際印象，提供了重要依據(jù)（Hestonamp;Birnholtz，2017;Sheldonetal.，2006;vanderZandenamp;Schouten，2024;VandenAbeeleetal.，2024）。因此，本研究基于期望違背理論，從人際印象的角度對(duì)不同響應(yīng)時(shí)效的人際影響及其機(jī)制進(jìn)行解釋。個(gè)體在線上社交中會(huì)將響應(yīng)時(shí)間等各種社交線索作為解釋他人社交行為和形成人際印象的重要依據(jù)（Liebmanetal.，2016）。一項(xiàng)互動(dòng)實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，信息響應(yīng)時(shí)間的差異會(huì)產(chǎn)生不同的人際吸引力評(píng)價(jià)。相較于延遲響應(yīng)，更快響應(yīng)的互動(dòng)對(duì)象會(huì)獲得更高的社交吸引力評(píng)分（Hestonamp;Birnholtz，2017）。在職場(chǎng)環(huán)境中，對(duì)互動(dòng)信息的回復(fù)速度也被認(rèn)為是評(píng)價(jià)面試候選人專業(yè)能力的重要標(biāo)準(zhǔn)，更晚回復(fù)的求職者可能會(huì)獲得更低的專業(yè)度評(píng)價(jià)（Kalmanamp;Rafaeli，2011）。此外，在合作任務(wù)中，延遲回復(fù)可能被認(rèn)為是一種缺少工作能力的表現(xiàn)，使延遲回復(fù)者獲得比非延遲回復(fù)者更低的能力評(píng)價(jià)（Sheldonetal.，2006）。由此可見，秒回可能產(chǎn)生積極的人際印象，而延遲回復(fù)可能產(chǎn)生消極人際印象。因此，本研究提出研究假設(shè)1：對(duì)被回復(fù)者而言，相較于非秒回，秒回會(huì)產(chǎn)生更高的人際印象評(píng)價(jià)；而相較于非延遲回復(fù)，延遲回復(fù)會(huì)產(chǎn)生更低的人際印象評(píng)價(jià)。期望違背理論假設(shè)個(gè)體在人際互動(dòng)中會(huì)對(duì)他人的非言語行為持有期望，而與期望不一致的行為可能產(chǎn)生期望違背（Burgoonamp;Hale，1988）。當(dāng)行為發(fā)出者的行為是受認(rèn)可與歡迎的、超越預(yù)期的，被認(rèn)為是積極期望違背（positiveviolations），可能帶來積極喚醒；而當(dāng)行為不受認(rèn)可與歡迎，低于預(yù)期或與預(yù)期相反時(shí)，可能帶來消極反應(yīng)，是消極期望違背（negativeviolations;Bachmanamp;Guerrero，2006）。在社交軟件“永久在線”特點(diǎn)的影響下（Vordereretal.，2016），及時(shí)響應(yīng)他人的線上社交規(guī)范不斷被塑造，也形成了人們對(duì)他人社交響應(yīng)時(shí)效的期待（Dogruelamp;Schnauber-Stockmann，2020），即期待互動(dòng)對(duì)象時(shí)刻在線且能迅速回復(fù)（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018）。因此，當(dāng)信息被延遲回復(fù)時(shí)，用戶可能產(chǎn)生消極期望違背（Sheldonetal.，2006），導(dǎo)致消極心理與行為反應(yīng)（Hestonamp;Birnholtz，2017;Smithamp;Williams，2004）。Tu等人（2018）在伴侶互動(dòng)的日記和訪談資料中發(fā)現(xiàn)，延遲回復(fù)會(huì)因違背了伴侶互動(dòng)時(shí)即時(shí)響應(yīng)的期望而導(dǎo)致被回復(fù)者產(chǎn)生失落、憤怒等消極情緒，損害伴侶關(guān)系。類似的，Huang和Yao（2023）在探究關(guān)系沖突場(chǎng)景下伴侶期望的變化研究中發(fā)現(xiàn)，沖突事件發(fā)生后個(gè)體期待伴侶的線上響應(yīng)時(shí)間低于正常時(shí)間。他們認(rèn)為這也可能是由于個(gè)體對(duì)響應(yīng)存在高期望，而延遲回復(fù)違背了期望，使被回復(fù)者產(chǎn)生孤獨(dú)、沮喪、憤怒等負(fù)面情緒（Huangamp;Yao，2023）。此外，也有研究者以期望違背解釋了為什么在合作互動(dòng)時(shí)被延遲回復(fù)者會(huì)給予延遲回復(fù)者更低的能力評(píng)估。他們認(rèn)為更慢的回復(fù)可能違背了期望，是一種不勝任工作的表現(xiàn)（Sheldonetal.，2006）。相反，當(dāng)實(shí)際回復(fù)時(shí)間快于預(yù)期時(shí)，個(gè)體可能感受到意料之外的驚喜，引發(fā)積極期望違背（Sheldonetal.，2006），可能增加個(gè)體對(duì)響應(yīng)者社交吸引力的評(píng)價(jià)（Hestonamp;Birnholtz，2017）。然而，以往研究?jī)H借用期望違背理論解釋其在響應(yīng)時(shí)效與后果中的可能影響過程，并未通過實(shí)證檢驗(yàn)期望違背這一變量的作用，也并未從積極與消極的不同效價(jià)對(duì)響應(yīng)時(shí)效進(jìn)行區(qū)分。由此，本研究提出如下假設(shè)：研究假設(shè)2：對(duì)被回復(fù)者而言，秒回可能快于期望回復(fù)時(shí)間，產(chǎn)生積極期望違背，而延遲回復(fù)可能晚于期望回復(fù)時(shí)間，產(chǎn)生消極期望違背；研究假設(shè)3：期望違背在不同響應(yīng)時(shí)效與人際印象中發(fā)揮中介作用。最后，不同響應(yīng)時(shí)效產(chǎn)生的人際影響可能會(huì)因人而異。期望違背理論認(rèn)為，個(gè)體對(duì)是否構(gòu)成期望違背以及在多大程度上構(gòu)成期望違背的看法可能受到互動(dòng)對(duì)象的身份、地位、物質(zhì)資源等一系列因素的影響，這些因素被稱為溝通者獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值（Burgoonamp;LePoire，1993）。高獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值個(gè)體的違背行為會(huì)比低獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值者產(chǎn)生較低期望違背，更容易被接受和諒解（Burgoonamp;Hale，1988）。作為社會(huì)交往的核心維度，權(quán)力也可能被視為獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值的重要指標(biāo)，是影響期望違背判斷的因素（Guinote，2017）。相較于低權(quán)力者，高權(quán)力者可能擁有更豐富的獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值，即便作出延遲回復(fù)的消極期望違背行為，也較少受到懲罰。此外，根據(jù)權(quán)力控制理論，權(quán)力是一種控制和影響他人的能力，權(quán)力的大小直接影響個(gè)體在權(quán)力關(guān)系中的控制感（Fiske，1993）。高權(quán)力者往往擁有相對(duì)更多的重要資源和和控制感，而低權(quán)力者則相反，他們對(duì)高權(quán)力者具有依賴（Fiske，1993）。在線上社交互動(dòng)中，高權(quán)力者可能會(huì)出于維持權(quán)力控制感以及支配性的需要，對(duì)社交互動(dòng)具有更嚴(yán)格的要求和更高的期望，希望被迅速地響應(yīng)，而當(dāng)這一需求沒有被滿足時(shí)，高權(quán)力者可能認(rèn)為權(quán)力受到威脅，產(chǎn)生消極期望違背。除此之外，高權(quán)力者被認(rèn)為具有更高的自我中心性，在社交場(chǎng)景中更關(guān)注自我感受，以自我聚焦為導(dǎo)向，較少從他人視角思考問題（寇東曉，王曉玉，2023;Galinskyetal.，2006）。這意味著在互動(dòng)過程中，他們更多地關(guān)注自己的需求和期望，而忽視他人的立場(chǎng)。因此，當(dāng)被延遲回復(fù)后，高權(quán)力者可能會(huì)較少對(duì)互動(dòng)對(duì)象面臨的回復(fù)困境進(jìn)行共情（如可能無暇顧及手機(jī)信息），而更容易產(chǎn)生消極期望違背，進(jìn)而對(duì)延遲回復(fù)者消極評(píng)價(jià)。盡管權(quán)力關(guān)系可能是調(diào)節(jié)不同響應(yīng)時(shí)效對(duì)期望違背影響的重要變量，但尚未有研究對(duì)該問題進(jìn)行考察。因此，本研究將納入權(quán)力關(guān)系這一變量，以進(jìn)一步考察其對(duì)期望違背的調(diào)節(jié)作用，并提出研究假設(shè)4：權(quán)力關(guān)系調(diào)節(jié)響應(yīng)時(shí)效與人際印象的關(guān)系，這種調(diào)節(jié)作用可以被期望違背所中介，即有中介的調(diào)節(jié)作用。具體而言，相對(duì)于低權(quán)力者條件，高權(quán)力者條件下，秒回和延遲回復(fù)行為對(duì)期望違背的預(yù)測(cè)作用更強(qiáng)，期望違背的中介作用更顯著。綜上，本研究將首先考察不同響應(yīng)時(shí)效對(duì)人際印象評(píng)價(jià)可能產(chǎn)生的影響差異。然后，基于期望違背理論，便于考察期望違背這一變量是否在兩者之間發(fā)揮中介作用。最后，納入權(quán)力關(guān)系，用以檢驗(yàn)其在中介模型中的調(diào)節(jié)作用。2研究方法2.1被試以過往延遲回復(fù)相關(guān)研究的效應(yīng)量f為0.20（Sheldonetal.，2006）為參照，通過G*power3.1（Fauletal.，2007）軟件作出計(jì)算，預(yù)估需要至少320名參與者，才能達(dá)到0.90的統(tǒng)計(jì)效力（α=0.05）。在見數(shù)平臺(tái)招募453名被試參與線上實(shí)驗(yàn)，將被試隨機(jī)分配到六種實(shí)驗(yàn)條件中任意一個(gè)，每組預(yù)計(jì)約75人，剔除65名未通過注意力檢測(cè)以及13名填寫時(shí)間過短（低于預(yù)實(shí)驗(yàn)估計(jì)的時(shí)間范圍）的被試數(shù)據(jù)后，最終獲得375份有效數(shù)據(jù)，包含男性133名，平均年齡30.69歲（SD=7.88）。其中，秒回-高權(quán)力組60人，延遲回復(fù)-高權(quán)力組65人，正?；貜?fù)-高權(quán)力組57人，秒回-低權(quán)力組56人，延遲回復(fù)-低權(quán)力組78人，正?；貜?fù)-低權(quán)力組59人。由于各組剔除無效樣本的數(shù)量略有差別，故各組最終有效樣本數(shù)量有所差異。2.2實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)采用3（響應(yīng)時(shí)效：秒回/正?；貜?fù)/延遲回復(fù)）×2（權(quán)力關(guān)系：高權(quán)力/低權(quán)力）被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。因變量為期望違背與人際印象評(píng)價(jià)。2.3實(shí)驗(yàn)程序?yàn)橘N合現(xiàn)實(shí)生活場(chǎng)景，本實(shí)驗(yàn)設(shè)置了3個(gè)不同的社交場(chǎng)景，包括老師-學(xué)生關(guān)系場(chǎng)景、領(lǐng)導(dǎo)-下屬關(guān)系場(chǎng)景以及客戶-業(yè)務(wù)員關(guān)系場(chǎng)景。被試完成性別、年齡以及主觀經(jīng)濟(jì)地位等前測(cè)問卷后，選擇一個(gè)自己最熟悉的場(chǎng)景，并被隨機(jī)分配到對(duì)應(yīng)場(chǎng)景下的高低權(quán)力身份中任意1個(gè)（老師、上司、客戶身份為高權(quán)力身份，學(xué)生、下屬、業(yè)務(wù)員為低權(quán)力身份）。被試通過閱讀文字與圖片材料帶入不同身份與社交場(chǎng)景，帶入身份后，被試需要回答權(quán)力關(guān)系的操縱檢驗(yàn)問題（“在與對(duì)方的關(guān)系中，你覺得你的掌控力有多大”），采用7點(diǎn)計(jì)分。接下來，進(jìn)行自變量操縱。被試需要通過閱讀圖片想象自己向?qū)Ψ桨l(fā)起線上互動(dòng)，且被告知對(duì)方過了很短時(shí)間（秒回條件）/過了一段適當(dāng)?shù)臅r(shí)間（正?；貜?fù)條件）/過了很長(zhǎng)時(shí)間之后回復(fù)了消息（延遲回復(fù)條件）。隨后完成響應(yīng)時(shí)效（“在剛才的那段經(jīng)歷中，你感覺對(duì)方回復(fù)你消息的速度有多快”）與事件重要性測(cè)量（“在剛才那段經(jīng)歷中，你感覺需要對(duì)方回復(fù)的這件事情有多重要”），采用7點(diǎn)計(jì)分。最后，被試完成期望違背與人際印象評(píng)價(jià)測(cè)量。2.4測(cè)量工具主觀經(jīng)濟(jì)地位：參考以往研究（楊槐等，2021），為控制主觀經(jīng)濟(jì)地位對(duì)權(quán)力評(píng)價(jià)的影響，將其納入控制變量，題項(xiàng)為“綜合教育程度、收入和職業(yè)地位等信息，請(qǐng)?jiān)u價(jià)你的家庭所處的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位”，采用7點(diǎn)計(jì)分。期望違背：根據(jù)Afifi和Metts（1998）的期望違背量表改編，包含期望違背程度與期望違背效價(jià)兩個(gè)分量表。其中，期望違背程度量表包含2個(gè)題項(xiàng)（如“對(duì)方的回復(fù)時(shí)間遠(yuǎn)晚于你的預(yù)期”），采用5點(diǎn)計(jì)分，評(píng)分越高越贊同，在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.83。期望違背效價(jià)分量表，包含5個(gè)語義差別項(xiàng)目（如“對(duì)方的響應(yīng)時(shí)效讓我感覺我們的關(guān)系狀態(tài)更好/更糟糕”），采用5點(diǎn)計(jì)分，評(píng)分越高越消極，在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)為0.94。以往研究認(rèn)為，期望違背可以被視為是違背程度與效價(jià)的乘積，是一個(gè)連續(xù)的概念（Burgoonetal.，2016）。參考以往研究（Burgoonetal.，2016;Hongetal.，2020）的做法，本研究以樣本結(jié)果中期望違背效價(jià)均值的中位數(shù)作為積極與消極的分割點(diǎn)，各樣本初始效價(jià)減去中位數(shù)得到最終期望違背效價(jià)（分值大于中位數(shù)為積極，小于中位數(shù)為消極），并以違背程度與最終效價(jià)的乘積作為期望違背的綜合指標(biāo)，分?jǐn)?shù)大于0則傾向于積極期望違背，小于0則傾向于消極期望違背，絕對(duì)值越大則表示違背程度越高。人際印象評(píng)價(jià)：采用人際印象評(píng)價(jià)量表（蔣旭婷等，2025;Cuddyetal.，2008），共11個(gè)項(xiàng)目對(duì)溫暖（如“對(duì)方是一個(gè)溫暖的人”，共5題）與能力維度（如“對(duì)方是一個(gè)有能力的人”，共6題）進(jìn)行評(píng)估，采用5點(diǎn)計(jì)分，評(píng)分越高越贊同，在本研究中的Cronbach’sα系數(shù)分別為0.88與0.93。兩維度之和表示人際印象評(píng)價(jià)。3研究結(jié)果3.1同質(zhì)性與操縱成功性檢驗(yàn)首先，對(duì)不同響應(yīng)時(shí)效的被試進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，六組被試在性別（χ2=5.40，p=0.37）、年齡（F（5，369）=0.79，p=0.55，η2=0.01）、主觀經(jīng)濟(jì)地位（F（5，369）=0.37，p=0.87，η2=0.00）上均無顯著差異，表明各分組樣本同質(zhì)。隨后，操縱檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，響應(yīng)時(shí)效操縱有效（F（2，372）=281.60，plt;0.001，η2=0.60）。秒回組回復(fù)速度（M=6.30，SE=0.11）顯著高于正?；貜?fù)組（M=4.92，SE=0.11;plt;0.001）和延遲回復(fù)組（M=2.66，SE=0.10;plt;0.001），且正?；貜?fù)組顯著高于延遲回復(fù)組（plt;0.001）。高權(quán)力組（M=5.86，SE=0.06）和低權(quán)力組（M=3.37，SE=0.11）的權(quán)力感得分差異顯著，t（373）=20.31，plt;0.001，表明權(quán)力關(guān)系操縱成功。此外，將三種實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景下的回復(fù)速度結(jié)果進(jìn)行方差分析，發(fā)現(xiàn)在回復(fù)速度（F（2，372）=0.18，p=0.83）上三種場(chǎng)景之間差異不顯著，表示場(chǎng)景設(shè)置對(duì)自變量操縱不會(huì)產(chǎn)生顯著影響。3.2不同響應(yīng)時(shí)效對(duì)期望違背及人際印象評(píng)價(jià)的影響在進(jìn)一步分析前，已對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理?？刂浦饔^經(jīng)濟(jì)地位與事件重要性后，單因素協(xié)方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，響應(yīng)時(shí)效對(duì)期望違背（F（4，370）=194.72，plt;0.001，偏η2=0.51）和人際印象（F（4，370）=80.04，plt;0.001，偏η2=0.30）主效應(yīng)顯著，更具體的，響應(yīng)時(shí)效對(duì)溫暖（F（4，370）=68.85，plt;0.001，偏η2=0.27）和能力（F（4，370）=82.41，plt;0.001，偏η2=0.31）主效應(yīng)也均顯著。多重比較結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在期望違背中，秒回組（M=0.77，SE=0.06）顯著高于正?；貜?fù)組（M=0.32，SE=0.06，plt;0.001）和延遲回復(fù)組（M=-0.88，SE=0.06，plt;0.001），正?；貜?fù)組也顯著高于延遲回復(fù)組（plt;0.001）。在人際印象評(píng)價(jià)中，秒回組（M=0.57，SE=0.08）顯著高于正?；貜?fù)組（M=0.25，SE=0.08，plt;0.01）和延遲回復(fù)組（M=-0.67，SE=0.07，plt;0.001），正?；貜?fù)組也顯著高于延遲回復(fù)組（plt;0.001）。具體而言，在溫暖評(píng)價(jià)中，秒回組（M=0.53，SE=0.08）顯著高于正?；貜?fù)組（M=0.26，SE=0.08，plt;0.05）和延遲回復(fù)組（M=-0.64，SE=0.07，plt;0.001），且正?；貜?fù)組也顯著高于延遲回復(fù)組（plt;0.001）。在能力評(píng)價(jià)中，秒回組（M=0.61，SE=0.08）顯著高于正?；貜?fù)組（M=0.23，SE=0.08，plt;0.001）和延遲回復(fù)組（M=-0.67，SE=0.07，plt;0.001），且正?；貜?fù)組也顯著高于延遲回復(fù)組（plt;0.001）。以上結(jié)果支持研究假設(shè)1和研究假設(shè)2，詳見圖1。3.3期望違背的中介效應(yīng)采用PROCESS宏程序中的模型4和bootstrap方法計(jì)算5000個(gè)樣本間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間對(duì)期望違背的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。先對(duì)響應(yīng)時(shí)效進(jìn)行虛擬編碼，分別設(shè)置秒回（秒回=1，非秒回=0）和延遲回復(fù)（延遲回復(fù)=1，非延遲回復(fù)=0）兩個(gè)虛擬變量作為自變量，期望違背作為中介變量。為細(xì)致考察不同響應(yīng)時(shí)效的人際印象差異，分別將溫暖和能力作為因變量，主觀經(jīng)濟(jì)地位與事件重要性作為控制變量進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表1，以溫暖和能力為因變量，秒回為自變量，期望違背為中介變量的兩條中介路徑的間接效應(yīng)bootstrap95%的置信區(qū)間均不包含0，表明這兩條中介路徑顯著。在納入期望違背后，秒回對(duì)溫暖（β=-0.08，p=0.36）和能力（β=-0.01，p=0.94）的直接路徑系數(shù)均不顯著，表明完全中介。類似的，以延遲回復(fù)為自變量的兩條中介路徑的間接效應(yīng)bootstrap95%的置信區(qū)間均不包含0，表明這兩條中介路徑顯著。在納入期望違背后，延遲回復(fù)對(duì)溫暖（β=-0.04，p=0.67）和能力（β=-0.04，p=0.65）的直接路徑系數(shù)均不顯著，表明完全中介。因此，結(jié)果支持了研究假設(shè)3。3.4權(quán)力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用為檢驗(yàn)權(quán)力關(guān)系在中介模型中的調(diào)節(jié)作用，納入高低權(quán)力關(guān)系（高權(quán)力=1，低權(quán)力=0）作為調(diào)節(jié)變量，主觀經(jīng)濟(jì)地位與事件重要性作為控制變量，采用PROCESS宏程序中的模型7，分別對(duì)秒回與延遲回復(fù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表2，以秒回為自變量，權(quán)力關(guān)系為調(diào)節(jié)變量，期望違背為中介變量，對(duì)能力和溫暖的模型的間接效應(yīng)均顯著為正，且置信區(qū)間均不包含0。而以延遲回復(fù)為自變量的模型的間接效應(yīng)顯著為負(fù)，置信區(qū)間也均不包含0。因此，四個(gè)有中介的調(diào)節(jié)模型結(jié)果均顯著。進(jìn)一步簡(jiǎn)單斜率分析結(jié)果，如圖2所示。秒回模型中，高權(quán)力時(shí)響應(yīng)時(shí)效對(duì)期望違背的簡(jiǎn)單斜率顯著為正（slope=1.41，plt;0.001），且高于低權(quán)力時(shí)的簡(jiǎn)單斜率（slope=0.82，plt;0.001）。這表明高權(quán)力時(shí)的秒回對(duì)期望違背的正向影響比低權(quán)力時(shí)更強(qiáng)。延遲回復(fù)模型中，高權(quán)力時(shí)響應(yīng)時(shí)效對(duì)期望違背的簡(jiǎn)單斜率顯著為負(fù)（slope=-1.84，plt;0.001），且低于低權(quán)力時(shí)簡(jiǎn)單斜率（slope=-1.07，plt;0.001）。這表明高權(quán)力時(shí)延遲回復(fù)對(duì)期望違背的負(fù)向影響比低權(quán)力時(shí)更強(qiáng)。結(jié)果支持假設(shè)4。4討論隨著互聯(lián)網(wǎng)在生活中的日益滲透，線上社交也逐漸成為人們?nèi)粘Ｒ约肮ぷ鹘涣鞯闹匾M成部分，為建立與維持人際關(guān)系提供了新途徑的同時(shí)，也逐步塑造了人們“永久在線”的社交形象（Vordereretal.，2016）。這種形象不僅提高了人們對(duì)社交信息響應(yīng)速度的期待，還改變了響應(yīng)他人的社交規(guī)范（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018）?，F(xiàn)有研究盡管對(duì)這一改變作出了一定探索，但關(guān)于這一改變對(duì)線上社交與人際印象的影響路徑與機(jī)制還未清晰，故本研究基于期望違背理論對(duì)這一問題進(jìn)行深入探討。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，秒回會(huì)產(chǎn)生積極人際印象，而延遲回復(fù)產(chǎn)生消極人際印象，這種影響通過期望違背中介。不僅如此，權(quán)力關(guān)系也被證明是中介路徑中影響期望違背的判斷與感知的調(diào)節(jié)變量，即相較于低權(quán)力者，高權(quán)力者對(duì)響應(yīng)時(shí)效要求更高，因此更容易在收到延遲回復(fù)時(shí)產(chǎn)生更消極的人際印象評(píng)價(jià)。首先，研究結(jié)果首次通過實(shí)驗(yàn)揭示了秒回可能帶來的積極人際影響，也通過實(shí)證方法揭示了延遲回復(fù)產(chǎn)生的消極人際影響，彌補(bǔ)了已有研究的不足。社交反饋是人際互動(dòng)中必不可少的部分，不同反饋效價(jià)產(chǎn)生的影響也不同（Rappaportamp;Barch，2020）。秒回可能被視為一種正向、積極的反饋方式，及時(shí)關(guān)注了互動(dòng)對(duì)象的信息與需求，從而使被秒回者對(duì)秒回者形成良好的人際印象評(píng)價(jià)。與之相反，延遲回復(fù)則可能被視為一種負(fù)性反饋，忽視了信息發(fā)送者當(dāng)下的及時(shí)需求，被認(rèn)為是一種網(wǎng)絡(luò)社會(huì)排斥行為（秦萌萌等，2025），從而可能導(dǎo)致被延遲回復(fù)者的消極體驗(yàn)與較低的人際印象評(píng)價(jià)。這一研究發(fā)現(xiàn)對(duì)于加深對(duì)當(dāng)前線上社交中響應(yīng)時(shí)效的理解具有一定意義。其次，本研究還通過實(shí)證研究揭示期望違背在響應(yīng)時(shí)效與人際印象評(píng)價(jià)間的中介作用機(jī)制，即秒回可能產(chǎn)生積極期望違背，進(jìn)而獲得正向印象評(píng)價(jià)，而延遲回復(fù)可能導(dǎo)致消極期望違背，進(jìn)而獲得消極印象評(píng)價(jià)。期望違背理論認(rèn)為，人們?cè)谏缃换?dòng)中會(huì)形成一定的社交規(guī)范和期望，違背期望會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的生理和心理喚醒，帶來積極或消極兩種不同的效價(jià)（Burgoonamp;Hale，1988）。由于社交軟件的普遍使用，人們對(duì)他人狀態(tài)具有“永久在線”的期望，希望得到迅速回復(fù)（Vordereretal.，2016），因而延遲回復(fù)可能被理解為故意拒絕或冷漠的響應(yīng)（秦萌萌等，2025;Tuetal.，2018），導(dǎo)致被回復(fù)者失落、失望甚至憤怒等負(fù)面情緒。不僅如此，長(zhǎng)時(shí)間的不回復(fù)可能會(huì)使發(fā)送者陷入反芻思維，感到社交焦慮（徐慧，趙富才，2021），從而對(duì)延遲回復(fù)者作出不友善、不溫暖等低社交吸引力的人際評(píng)價(jià)（Hestonamp;Birnholtz，2017）。此外，信息接收后很久才回復(fù)也可能被視為一種低效的溝通行為，可能讓延遲回復(fù)者獲得低專業(yè)度（Kalmanamp;Rafaeli，2011）等弱能力評(píng)價(jià)。因此，這一結(jié)果表明了延遲回復(fù)可能引發(fā)線上人際互動(dòng)中自我形象與人際關(guān)系的受損風(fēng)險(xiǎn)。與之相反的是，本研究發(fā)現(xiàn)秒回可能產(chǎn)生積極期望違背，能為個(gè)體帶來積極影響。盡管“永久在線”狀態(tài)可能提高了響應(yīng)速度的期望（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018），但秒回依然是超出預(yù)期的、積極的響應(yīng)時(shí)效，可能會(huì)使被響應(yīng)者感受到更積極的關(guān)注，產(chǎn)生積極的情緒，也會(huì)為秒回者帶來更強(qiáng)的社會(huì)吸引力（Hestonamp;Birnholtz，2017）。此外，在職場(chǎng)中，迅速地響應(yīng)也可以解釋為一種高效溝通的響應(yīng)方式，表現(xiàn)出對(duì)被秒回者的資源支持，傳遞了具有更強(qiáng)工作能力的信息，有助于對(duì)秒回者形成積極的人際印象，甚至可能增加被回復(fù)者的助人行為（Jiangetal.，2021）。最后，研究結(jié)果揭示，權(quán)力關(guān)系可能是響應(yīng)時(shí)效與期望違背對(duì)人際印象影響路徑中的重要調(diào)節(jié)變量。研究發(fā)現(xiàn)，相較于低權(quán)力者，高權(quán)力者在延遲回復(fù)與非秒回中產(chǎn)生了更高的消極期望違背，進(jìn)而誘發(fā)消極人際印象評(píng)價(jià)。這揭示了高權(quán)力者對(duì)響應(yīng)速度的期望高于低權(quán)力者。首先，關(guān)于這一結(jié)果可以從期望違背理論中得到解釋。該理論認(rèn)為，響應(yīng)時(shí)效在多大程度上構(gòu)成期望違背可能受到互動(dòng)對(duì)象的溝通者獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值的影響（Burgoonamp;LePoire，1993）。在低權(quán)力者眼中，高權(quán)力者被視為具有高獎(jiǎng)勵(lì)價(jià)值的個(gè)體，即便其作出了延遲回復(fù)，但考慮到對(duì)方擁有的資源等因素，更容易接受與諒解對(duì)方。而對(duì)高權(quán)力者而言，低權(quán)力者的延遲回復(fù)則無法受到“資源庇護(hù)”，更可能產(chǎn)生消極期望違背（Burgoonamp;Hale，1988），也容易產(chǎn)生負(fù)面評(píng)價(jià)（Sheldonetal.，2006）。此外，根據(jù)權(quán)力控制理論，權(quán)力的大小直接影響個(gè)體在權(quán)力關(guān)系中的控制感，高權(quán)力者往往擁有相對(duì)更多的重要資