秒回還是延遲回復？期望違背視角下不同響應時效的人際印象差異

摘 要 移動互聯網時代，人們對社交軟件信息快速響應的期望變得迫切，秒回和延遲回復可能帶來不同的人際效應。然而，現有研究并未對秒回可能產生的人際影響展開系統探討，也缺乏對不同響應時效的影響機制深入考察。基于期望違背理論，采用實驗法考察響應時效與權力關系對人際印象的影響。結果發現：（1）對被回復者而言，秒回會產生積極人際印象評價，延遲回復會產生消極人際印象評價；（2）期望違背在響應時效與人際印象間發揮中介作用；（3）相對于低權力者，被延遲回復的高權力者會產生更高的消極期望違背和更消極的人際印象評價。上述研究發現有助于揭示不同響應時效對人際印象的影響及調節機制，為如何恰當進行線上社交響應提供啟示。

關鍵詞 社交軟件；秒回；延遲回復；期望違背；人際印象

分類號 B849；C912.1

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2025.05.004

1 引言

社交軟件已經成為人們日常人際交往和工作場景下的重要通訊工具（Hurbean et al.， 2023）。人們習慣于時常關注手機信息，處于“永久在線”的狀態（Vorderer et al.， 2016）。盡管這種方式極大提高了溝通效率，有助于維持人際關系（Ramirez amp; Broneck， 2009），但也改變了社交互動的規范（Hall amp; Baym， 2012）和對信息響應的期望（Pielot et al.， 2014; Tu et al.， 2018）。社交軟件的用戶普遍希望發出的消息能得到即時回復（instant reply），即秒回（孫卉， 徐潔， 2023; 王楠， 2019）。

以往研究發現，秒回可以產生互動存在感，即認為對方如線下互動一般，同頻同在（Sosik amp; Bazarova， 2014），有助于增加人際接觸與感知溫暖（Gao et al.， 2017），維持人際關系，促進關系升溫（Sosik amp; Bazarova， 2014）。反之，如果信息沒有被即時響應（即延遲回復， Delayed Reply），信息發送者則可能會消極歸因（秦萌萌等， 2025），感到被排斥與忽視（Smith amp; Williams， 2004），產生失望、憤怒等消極情緒（Huang amp; Yao， 2023），也會給予回復者較低的人際印象評價（Heston amp; Birnholtz， 2017），減少社交互動與親社會行為（Jiang et al.， 2021），最終損害人際關系（Tu et al.， 2018）。然而為了滿足發送者對秒回的期待，接收者可能面臨某種程度的回復壓力（Barber et al.， 2024; He et al.， 2024; Hu et al.， 2024; Licoppe， 2004），因對信息的密切關注與即時響應產生在線警惕（Reinecke et al.， 2018）與錯失恐懼（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（Duke amp; Montag， 2017; Puranik et al.， 2019），產生認知過載、溝通過載等技術壓力（Tams et al.， 2020），甚至面臨過度使用帶來的社交軟件成癮風險（Blackwell et al.， 2017; Fioravanti et al.， 2021）。由此可見，社交軟件信息的響應時效對社交互動體驗與人際關系具有不可小覷的作用。

近年來，部分學者開始探究線上社交互動中的延遲回復（Lee et al.， 2023; Li et al.， 2023）和不回復（Forrai et al.， 2023）等行為，但是對秒回作用的探討還并不充分，對響應時效的人際作用機制的探討也大多停留在質性研究與理論推導階段，較少進行實證分析。作為解釋社交行為對人際影響的一種重要理論，期望違背理論（Expectancy Violations Theory， EVT）為理解不同響應時效與人際效應的關系，特別是人際印象，提供了重要依據（Heston amp; Birnholtz， 2017; Sheldon et al.， 2006; van der Zanden amp; Schouten， 2024; Vanden Abeele et al.， 2024）。因此，本研究基于期望違背理論，從人際印象的角度對不同響應時效的人際影響及其機制進行解釋。

個體在線上社交中會將響應時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（Liebman et al.， 2016）。一項互動實驗研究發現，信息響應時間的差異會產生不同的人際吸引力評價。相較于延遲響應，更快響應的互動對象會獲得更高的社交吸引力評分（Heston amp; Birnholtz， 2017）。在職場環境中，對互動信息的回復速度也被認為是評價面試候選人專業能力的重要標準，更晚回復的求職者可能會獲得更低的專業度評價（Kalman amp; Rafaeli， 2011）。此外，在合作任務中，延遲回復可能被認為是一種缺少工作能力的表現，使延遲回復者獲得比非延遲回復者更低的能力評價（Sheldon et al.， 2006）。由此可見，秒回可能產生積極的人際印象，而延遲回復可能產生消極人際印象。因此，本研究提出研究假設1：對被回復者而言，相較于非秒回，秒回會產生更高的人際印象評價；而相較于非延遲回復，延遲回復會產生更低的人際印象評價。

期望違背理論假設個體在人際互動中會對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生期望違背（Burgoon amp; Hale， 1988）。當行為發出者的行為是受認可與歡迎的、超越預期的，被認為是積極期望違背（positive violations），可能帶來積極喚醒；而當行為不受認可與歡迎，低于預期或與預期相反時，可能帶來消極反應，是消極期望違背（negative violations; Bachman amp; Guerrero， 2006）。在社交軟件“永久在線”特點的影響下（Vorderer et al.， 2016），及時響應他人的線上社交規范不斷被塑造，也形成了人們對他人社交響應時效的期待（Dogruel amp; Schnauber-Stockmann， 2020），即期待互動對象時刻在線且能迅速回復（Pielot et al.， 2014; Tu et al.， 2018）。因此，當信息被延遲回復時，用戶可能產生消極期望違背（Sheldon et al.， 2006），導致消極心理與行為反應（Heston amp; Birnholtz， 2017; Smith amp; Williams， 2004）。Tu 等人（2018）在伴侶互動的日記和訪談資料中發現，延遲回復會因違背了伴侶互動時即時響應的期望而導致被回復者產生失落、憤怒等消極情緒，損害伴侶關系。類似的，Huang 和 Yao（2023）在探究關系沖突場景下伴侶期望的變化研究中發現，沖突事件發生后個體期待伴侶的線上響應時間低于正常時間。他們認為這也可能是由于個體對響應存在高期望，而延遲回復違背了期望，使被回復者產生孤獨、沮喪、憤怒等負面情緒（Huang amp; 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時被延遲回復者會給予延遲回復者更低的能力評估。他們認為更慢的回復可能違背了期望，是一種不勝任工作的表現（Sheldon et al.， 2006）。相反，當實際回復時間快于預期時，個體可能感受到意料之外的驚喜，引發積極期望違背（Sheldon et al.， 2006），可能增加個體對響應者社交吸引力的評價（Heston amp; Birnholtz， 2017）。然而，以往研究僅借用期望違背理論解釋其在響應時效與后果中的可能影響過程，并未通過實證檢驗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對響應時效進行區分。由此，本研究提出如下假設：

研究假設2：對被回復者而言，秒回可能快于期望回復時間，產生積極期望違背，而延遲回復可能晚于期望回復時間，產生消極期望違背；

研究假設3：期望違背在不同響應時效與人際印象中發揮中介作用。

最后，不同響應時效產生的人際影響可能會因人而異。期望違背理論認為，個體對是否構成期望違背以及在多大程度上構成期望違背的看法可能受到互動對象的身份、地位、物質資源等一系列因素的影響，這些因素被稱為溝通者獎勵價值（Burgoon amp; Le Poire， 1993）。高獎勵價值個體的違背行為會比低獎勵價值者產生較低期望違背，更容易被接受和諒解（Burgoon amp; Hale， 1988）。作為社會交往的核心維度，權力也可能被視為獎勵價值的重要指標，是影響期望違背判斷的因素（Guinote， 2017）。相較于低權力者，高權力者可能擁有更豐富的獎勵價值，即便作出延遲回復的消極期望違背行為，也較少受到懲罰。此外，根據權力控制理論，權力是一種控制和影響他人的能力，權力的大小直接影響個體在權力關系中的控制感（Fiske， 1993）。高權力者往往擁有相對更多的重要資源和和控制感，而低權力者則相反，他們對高權力者具有依賴（Fiske， 1993）。在線上社交互動中，高權力者可能會出于維持權力控制感以及支配性的需要，對社交互動具有更嚴格的要求和更高的期望，希望被迅速地響應，而當這一需求沒有被滿足時，高權力者可能認為權力受到威脅，產生消極期望違背。除此之外，高權力者被認為具有更高的自我中心性，在社交場景中更關注自我感受，以自我聚焦為導向，較少從他人視角思考問題（寇東曉， 王曉玉， 2023; Galinsky et al.， 2006）。這意味著在互動過程中，他們更多地關注自己的需求和期望，而忽視他人的立場。因此，當被延遲回復后，高權力者可能會較少對互動對象面臨的回復困境進行共情（如可能無暇顧及手機信息），而更容易產生消極期望違背，進而對延遲回復者消極評價。盡管權力關系可能是調節不同響應時效對期望違背影響的重要變量，但尚未有研究對該問題進行考察。因此，本研究將納入權力關系這一變量，以進一步考察其對期望違背的調節作用，并提出研究假設4：權力關系調節響應時效與人際印象的關系，這種調節作用可以被期望違背所中介，即有中介的調節作用。具體而言，相對于低權力者條件，高權力者條件下，秒回和延遲回復行為對期望違背的預測作用更強，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時效對人際印象評價可能產生的影響差異。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揮中介作用。最后，納入權力關系，用以檢驗其在中介模型中的調節作用。

2 研究方法

2.1 被試

以過往延遲回復相關研究的效應量f為0.20（Sheldon et al.， 2006）為參照，通過G*power 3.1（Faul et al.， 2007）軟件作出計算，預估需要至少320名參與者，才能達到0.90的統計效力（α=0.05）。在見數平臺招募453名被試參與線上實驗，將被試隨機分配到六種實驗條件中任意一個，每組預計約75人，剔除65名未通過注意力檢測以及13名填寫時間過短（低于預實驗估計的時間范圍）的被試數據后，最終獲得375份有效數據，包含男性133名，平均年齡30.69歲（SD=7.88）。其中，秒回-高權力組60人，延遲回復-高權力組65人，正常回復-高權力組57人，秒回-低權力組56人，延遲回復-低權力組78人，正常回復-低權力組59人。由于各組剔除無效樣本的數量略有差別，故各組最終有效樣本數量有所差異。

2.2 實驗設計

采用3（響應時效：秒回/正常回復/延遲回復）×2（權力關系：高權力/低權力）被試間實驗設計。因變量為期望違背與人際印象評價。

2.3 實驗程序

為貼合現實生活場景，本實驗設置了3個不同的社交場景，包括老師-學生關系場景、領導-下屬關系場景以及客戶-業務員關系場景。被試完成性別、年齡以及主觀經濟地位等前測問卷后，選擇一個自己最熟悉的場景，并被隨機分配到對應場景下的高低權力身份中任意1個（老師、上司、客戶身份為高權力身份，學生、下屬、業務員為低權力身份）。被試通過閱讀文字與圖片材料帶入不同身份與社交場景，帶入身份后，被試需要回答權力關系的操縱檢驗問題（“在與對方的關系中，你覺得你的掌控力有多大”），采用7點計分。接下來，進行自變量操縱。被試需要通過閱讀圖片想象自己向對方發起線上互動，且被告知對方過了很短時間（秒回條件）/過了一段適當的時間（正常回復條件）/過了很長時間之后回復了消息（延遲回復條件）。隨后完成響應時效（“在剛才的那段經歷中，你感覺對方回復你消息的速度有多快”）與事件重要性測量（“在剛才那段經歷中，你感覺需要對方回復的這件事情有多重要”），采用7點計分。最后，被試完成期望違背與人際印象評價測量。

2.4 測量工具

主觀經濟地位：參考以往研究（楊槐等， 2021），為控制主觀經濟地位對權力評價的影響，將其納入控制變量，題項為“綜合教育程度、收入和職業地位等信息，請評價你的家庭所處的社會經濟地位”，采用7點計分。

期望違背：根據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兩個分量表。其中，期望違背程度量表包含2個題項（如“對方的回復時間遠晚于你的預期”），采用5點計分，評分越高越贊同，在本研究中的Cronbach’s α系數為0.83。期望違背效價分量表，包含5個語義差別項目（如“對方的響應時效讓我感覺我們的關系狀態更好/更糟糕”），采用5點計分，評分越高越消極，在本研究中的Cronbach’s α系數為0.94。以往研究認為，期望違背可以被視為是違背程度與效價的乘積，是一個連續的概念（Burgoon et al.， 2016）。參考以往研究（Burgoon et al.， 2016; Hong et al.， 2020）的做法，本研究以樣本結果中期望違背效價均值的中位數作為積極與消極的分割點，各樣本初始效價減去中位數得到最終期望違背效價（分值大于中位數為積極，小于中位數為消極），并以違背程度與最終效價的乘積作為期望違背的綜合指標，分數大于0則傾向于積極期望違背，小于0則傾向于消極期望違背，絕對值越大則表示違背程度越高。

人際印象評價：采用人際印象評價量表（蔣旭婷等， 2025; Cuddy et al.， 2008），共11個項目對溫暖（如“對方是一個溫暖的人”，共5題）與能力維度（如“對方是一個有能力的人”，共6題）進行評估，采用5點計分，評分越高越贊同，在本研究中的Cronbach’s α系數分別為0.88與0.93。兩維度之和表示人際印象評價。

3 研究結果

3.1 同質性與操縱成功性檢驗

首先，對不同響應時效的被試進行同質性檢驗，結果發現，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）、主觀經濟地位（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。

隨后，操縱檢驗結果發現，響應時效操縱有效（F（2， 372）=281.60， plt;0.001， η2=0.60）。秒回組回復速度（M=6.30， SE=0.11）顯著高于正常回復組（M=4.92， SE=0.11; plt;0.001）和延遲回復組（M=2.66， SE=0.10; plt;0.001），且正常回復組顯著高于延遲回復組（plt;0.001）。高權力組（M=5.86， SE=0.06）和低權力組（M=3.37， SE=0.11）的權力感得分差異顯著，t（373）=20.31， plt;0.001，表明權力關系操縱成功。此外，將三種實驗場景下的回復速度結果進行方差分析，發現在回復速度（F（2， 372）=0.18， p=0.83）上三種場景之間差異不顯著，表示場景設置對自變量操縱不會產生顯著影響。

3.2 不同響應時效對期望違背及人際印象評價的影響

在進一步分析前，已對所有連續變量進行標準化處理。控制主觀經濟地位與事件重要性后，單因素協方差分析結果發現，響應時效對期望違背（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）主效應顯著，更具體的，響應時效對溫暖（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）主效應也均顯著。

多重比較結果發現，在期望違背中，秒回組（M=0.77， SE=0.06）顯著高于正常回復組（M=0.32， SE=0.06， plt;0.001）和延遲回復組（M= -0.88， SE=0.06， plt;0.001），正常回復組也顯著高于延遲回復組（plt;0.001）。在人際印象評價中，秒回組（M=0.57， SE=0.08）顯著高于正常回復組（M=0.25， SE=0.08， plt;0.01）和延遲回復組（M= -0.67， SE=0.07， plt;0.001），正常回復組也顯著高于延遲回復組（plt;0.001）。具體而言，在溫暖評價中，秒回組（M=0.53， SE=0.08）顯著高于正常回復組（M=0.26， SE=0.08， plt;0.05）和延遲回復組（M=-0.64， SE=0.07， plt;0.001），且正常回復組也顯著高于延遲回復組（plt;0.001）。在能力評價中，秒回組（M=0.61， SE=0.08）顯著高于正常回復組（M=0.23， SE=0.08， plt;0.001）和延遲回復組（M=-0.67， SE=0.07， plt;0.001），且正常回復組也顯著高于延遲回復組（plt;0.001）。以上結果支持研究假設1和研究假設2，詳見圖1。

3.3 期望違背的中介效應

采用PROCESS宏程序中的模型4和bootstrap方法計算5000個樣本間接效應的95%置信區間對期望違背的中介作用進行檢驗。先對響應時效進行虛擬編碼，分別設置秒回（秒回=1，非秒回=0）和延遲回復（延遲回復=1，非延遲回復=0）兩個虛擬變量作為自變量，期望違背作為中介變量。為細致考察不同響應時效的人際印象差異，分別將溫暖和能力作為因變量，主觀經濟地位與事件重要性作為控制變量進行檢驗。

結果如表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bootstrap 95%的置信區間均不包含0，表明這兩條中介路徑顯著。在納入期望違背后，秒回對溫暖（β=-0.08， p=0.36）和能力（β=-0.01， p=0.94）的直接路徑系數均不顯著，表明完全中介。類似的，以延遲回復為自變量的兩條中介路徑的間接效應bootstrap 95%的置信區間均不包含0，表明這兩條中介路徑顯著。在納入期望違背后，延遲回復對溫暖（β=-0.04， p=0.67）和能力（β=-0.04， p=0.65）的直接路徑系數均不顯著，表明完全中介。因此，結果支持了研究假設3。

3.4 權力關系的調節作用

為檢驗權力關系在中介模型中的調節作用，納入高低權力關系（高權力=1，低權力=0）作為調節變量，主觀經濟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，分別對秒回與延遲回復模型進行檢驗。結果如表2，以秒回為自變量，權力關系為調節變量，期望違背為中介變量，對能力和溫暖的模型的間接效應均顯著為正，且置信區間均不包含0。而以延遲回復為自變量的模型的間接效應顯著為負，置信區間也均不包含0。因此，四個有中介的調節模型結果均顯著。

進一步簡單斜率分析結果，如圖2所示。秒回模型中，高權力時響應時效對期望違背的簡單斜率顯著為正（slope=1.41， plt;0.001），且高于低權力時的簡單斜率（slope=0.82， plt;0.001）。這表明高權力時的秒回對期望違背的正向影響比低權力時更強。延遲回復模型中，高權力時響應時效對期望違背的簡單斜率顯著為負（slope=-1.84， plt;0.001），且低于低權力時簡單斜率（slope=-1.07， plt;0.001）。這表明高權力時延遲回復對期望違背的負向影響比低權力時更強。結果支持假設4。

4 討論

隨著互聯網在生活中的日益滲透，線上社交也逐漸成為人們日常以及工作交流的重要組成部分，為建立與維持人際關系提供了新途徑的同時，也逐步塑造了人們“永久在線”的社交形象（Vorderer et al.， 2016）。這種形象不僅提高了人們對社交信息響應速度的期待，還改變了響應他人的社交規范（Pielot et al.， 2014; Tu et al.， 2018）。現有研究盡管對這一改變作出了一定探索，但關于這一改變對線上社交與人際印象的影響路徑與機制還未清晰，故本研究基于期望違背理論對這一問題進行深入探討。研究結果發現，秒回會產生積極人際印象，而延遲回復產生消極人際印象，這種影響通過期望違背中介。不僅如此，權力關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節變量，即相較于低權力者，高權力者對響應時效要求更高，因此更容易在收到延遲回復時產生更消極的人際印象評價。

首先，研究結果首次通過實驗揭示了秒回可能帶來的積極人際影響，也通過實證方法揭示了延遲回復產生的消極人際影響，彌補了已有研究的不足。社交反饋是人際互動中必不可少的部分，不同反饋效價產生的影響也不同（Rappaport amp; Barch， 2020）。秒回可能被視為一種正向、積極的反饋方式，及時關注了互動對象的信息與需求，從而使被秒回者對秒回者形成良好的人際印象評價。與之相反，延遲回復則可能被視為一種負性反饋，忽視了信息發送者當下的及時需求，被認為是一種網絡社會排斥行為（秦萌萌等， 2025），從而可能導致被延遲回復者的消極體驗與較低的人際印象評價。這一研究發現對于加深對當前線上社交中響應時效的理解具有一定意義。

其次，本研究還通過實證研究揭示期望違背在響應時效與人際印象評價間的中介作用機制，即秒回可能產生積極期望違背，進而獲得正向印象評價，而延遲回復可能導致消極期望違背，進而獲得消極印象評價。期望違背理論認為，人們在社交互動中會形成一定的社交規范和期望，違背期望會產生相應的生理和心理喚醒，帶來積極或消極兩種不同的效價（Burgoon amp; Hale， 1988）。由于社交軟件的普遍使用，人們對他人狀態具有“永久在線”的期望，希望得到迅速回復（Vorderer et al.， 2016），因而延遲回復可能被理解為故意拒絕或冷漠的響應（秦萌萌等， 2025; Tu et al.， 2018），導致被回復者失落、失望甚至憤怒等負面情緒。不僅如此，長時間的不回復可能會使發送者陷入反芻思維，感到社交焦慮（徐慧， 趙富才， 2021），從而對延遲回復者作出不友善、不溫暖等低社交吸引力的人際評價（Heston amp; Birnholtz， 2017）。此外，信息接收后很久才回復也可能被視為一種低效的溝通行為，可能讓延遲回復者獲得低專業度（Kalman amp; Rafaeli， 2011）等弱能力評價。因此，這一結果表明了延遲回復可能引發線上人際互動中自我形象與人際關系的受損風險。與之相反的是，本研究發現秒回可能產生積極期望違背，能為個體帶來積極影響。盡管“永久在線”狀態可能提高了響應速度的期望（Pielot et al.， 2014; Tu et al.， 2018），但秒回依然是超出預期的、積極的響應時效，可能會使被響應者感受到更積極的關注，產生積極的情緒，也會為秒回者帶來更強的社會吸引力（Heston amp; Birnholtz， 2017）。此外，在職場中，迅速地響應也可以解釋為一種高效溝通的響應方式，表現出對被秒回者的資源支持，傳遞了具有更強工作能力的信息，有助于對秒回者形成積極的人際印象，甚至可能增加被回復者的助人行為（Jiang et al.， 2021）。

最后，研究結果揭示，權力關系可能是響應時效與期望違背對人際印象影響路徑中的重要調節變量。研究發現，相較于低權力者，高權力者在延遲回復與非秒回中產生了更高的消極期望違背，進而誘發消極人際印象評價。這揭示了高權力者對響應速度的期望高于低權力者。首先，關于這一結果可以從期望違背理論中得到解釋。該理論認為，響應時效在多大程度上構成期望違背可能受到互動對象的溝通者獎勵價值的影響（Burgoonamp;Le Poire， 1993）。在低權力者眼中，高權力者被視為具有高獎勵價值的個體，即便其作出了延遲回復，但考慮到對方擁有的資源等因素，更容易接受與諒解對方。而對高權力者而言，低權力者的延遲回復則無法受到“資源庇護”，更可能產生消極期望違背（Burgoon amp; Hale， 1988），也容易產生負面評價（Sheldon et al.， 2006）。此外，根據權力控制理論，權力的大小直接影響個體在權力關系中的控制感，高權力者往往擁有相對更多的重要資源（Fiske， 1993），具有較強的控制感和更多的自由（周雨豪等， 2025; Chen et al.， 2001）。在線上社交中，期望低權力者即時響應便是高權力者維持高權力的一種體現，有助于其保持對低權力者的掌控感。然而，當高權力者未得到即時回復時，可能表示權力和控制感受到威脅，產生失控感，因此對低權力者產生消極的人際印象評價。最后，權力感的差異也可能伴隨對時間知覺的不同，進而影響線上社交中對響應時效的判斷。有研究發現，在相同的等待時間下，高權力者可能感知到時間流速更快，時距更長，而低權力者感知時間過得更慢，時距更短（蔡椒濤等， 2022），因此，從主觀感知上，高權力者可能的預期回復時間相較于低權力者更短，表現出更高的期望。在職場環境中，迅速的回復可能被高權力者視為一種組織公民行為（Livingston et al.， 2024），較長時間的響應可能被高權力者視為無法及時滿足上級的需求和更低的工作效率，有損能力評價（Kalman amp; Rafaeli， 2011）。因此，權力關系可能是影響響應時效對期望違背與人際印象影響的重要情境因素。這一結果豐富了響應時效在不同互動關系中差異性影響的認識，拓展了響應時效對線上社交影響的理解，也為低權力者如何更好地與高權力者進行線上社交響應提供了指導，具有重要的現實意義。

本研究還存在一些不足。首先，在研究方法上，本研究僅進行了情境模擬實驗，未來研究可以采用經驗抽樣等方法收集客觀社交軟件使用數據以檢驗研究結果。其次，本研究考察了權力關系這一變量在響應時效與期望違背之間的調節作用，但對響應速度的期望可能還會受到其他因素的影響，如關系親密度（Tu et al.， 2018），后續研究可以進一步探討。再者，本研究揭示了秒回可能產生的積極人際印象，然而這種迅速的響應方式可能存在一些潛在風險，例如秒回者可能面臨較大的身心健康壓力（Barber et al.， 2024; He et al.， 2024; Hu et al.， 2024; Licoppe， 2004），甚至可能因高頻線上互動和迅速響應而傳遞了錯誤信息（王喆誠， 于瑞峰， 2023; Rao et al.， 2009），未來研究也需對其給予關注。最后，本研究僅揭示了延遲回復可能帶來的人際印象風險，但如何應對延遲回復可能誘發的負性人際影響，還需要未來研究進一步考察。

5 結論

本研究基于期望違背理論證明了不同線上社交的響應時效對人際印象評價具有差異性影響。秒回會產生積極人際評價，而延遲回復會產生消極人際印象，且期望違背在其中發揮中介作用。此外，權力關系是一個影響響應時效產生期望違背的重要調節變量，對不同響應時效產生的期望違背程度與效價發揮重要調節作用，進而影響人際印象評價。

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