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(lián)網(wǎng)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(xiàn)有研究并未對秒回可能產(chǎn)生的人際影響展開系統(tǒng)探討，也缺乏對不同響應時效的影響機制深入考察?；谄谕`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(fā)現(xiàn)：（1）對被回復者而言，秒回會產(chǎn)生積極人際印象評價，延遲回復會產(chǎn)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(fā)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(chǎn)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(fā)現(xiàn)有助于揭示不同響應時效對人際印象的影響及調(diào)節(jié)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交往和工作場景下的重要通訊工具（Hurbeanetal.，2023）。人們習慣于時常關注手機信息，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，有助于維持人際關系（Ramirezamp;Broneck，2009），但也改變了社交互動的規(guī)范（Hallamp;Baym，2012）和對信息響應的期望（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回復（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)生互動存在感，即認為對方如線下互動一般，同頻同在（Sosikamp;Bazarova，2014），有助于增加人際接觸與感知溫暖（Gaoetal.，2017），維持人際關系，促進關系升溫（Sosikamp;Bazarova，2014）。反之，如果信息沒有被即時響應（即延遲回復，DelayedReply），信息發(fā)送者則可能會消極歸因（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），也會給予回復者較低的人際印象評價（Hestonamp;Birnholtz，2017），減少社交互動與親社會行為（Jiangetal.，2021），最終損害人際關系（Tuetal.，2018）。然而為了滿足發(fā)送者對秒回的期待，接收者可能面臨某種程度的回復壓力（Barberetal.，2024;Heetal.，2024;Huetal.，2024;Licoppe，2004），因對信息的密切關注與即時響應產(chǎn)生在線警惕（Reineckeetal.，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（Dukeamp;Montag，2017;Puraniketal.，2019），產(chǎn)生認知過載、溝通過載等技術壓力（Tamsetal.，2020），甚至面臨過度使用帶來的社交軟件成癮風險（Blackwelletal.，2017;Fioravantietal.，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（Leeetal.，2023;Lietal.，2023）和不回復（Forraietal.，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（ExpectancyViolationsTheory，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(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(jù)（Liebmanetal.，2016）。一項互動實驗研究發(fā)現(xiàn)，信息響應時間的差異會產(chǎn)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（Hestonamp;Birnholtz，2017）。在職場環(huán)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(yè)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(yè)度評價（Kalmanamp;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(xiàn)，使延遲回復者獲得比非延遲回復者更低的能力評價（Sheldonetal.，2006）。由此可見，秒回可能產(chǎn)生積極的人際印象，而延遲回復可能產(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)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(chǎn)生期望違背（Burgoonamp;Hale，1988）。當行為發(fā)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（positiveviolations），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（negativeviolations;Bachmanamp;Guerrero，2006）。在社交軟件“永久在線”特點的影響下（Vordereretal.，2016），及時響應他人的線上社交規(guī)范不斷被塑造，也形成了人們對他人社交響應時效的期待（Dogruelamp;Schnauber-Stockmann，2020），即期待互動對象時刻在線且能迅速回復（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018）。因此，當信息被延遲回復時，用戶可能產(chǎn)生消極期望違背（Sheldonetal.，2006），導致消極心理與行為反應（Hestonamp;Birnholtz，2017;Smithamp;Williams，2004）。Tu等人（2018）在伴侶互動的日記和訪談資料中發(fā)現(xiàn)，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(chǎn)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(fā)現(xiàn)，沖突事件發(fā)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(chǎn)生孤獨、沮喪、憤怒等負面情緒（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(xiàn)（Sheldonetal.，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(fā)積極期望違背（Sheldonetal.，2006），可能增加個體對響應者社交吸引力的評價（Hestonamp;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(qū)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(chǎn)生積極期望違背，而延遲回復可能晚于期望回復時間，產(chǎn)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(fā)揮中介作用。最后，不同響應時效產(chǎn)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（Burgoonamp;LePoire，1993）。高獎勵價值個體的違背行為會比低獎勵價值者產(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(jù)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(chǎn)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;Galinskyetal.，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(chǎn)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(diào)節(jié)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(diào)節(jié)作用，并提出研究假設4：權力關系調(diào)節(jié)響應時效與人際印象的關系，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(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，納入權力關系，用以檢驗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相關研究的效應量f為0.20（Sheldonetal.，2006）為參照，通過G*power3.1（Fauletal.，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(tǒng)計效力（α=0.05）。在見數(shù)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(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-高權力組60人，延遲回復-高權力組65人，正?；貜?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(shù)量略有差別，故各組最終有效樣本數(shù)量有所差異。2.2實驗設計采用3（響應時效：秒回/正?；貜?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(xiàn)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(yè)務員關系場景。被試完成性別、年齡以及主觀經(jīng)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(yè)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(fā)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?shù)臅r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(jīng)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(jīng)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(jīng)濟地位：參考以往研究（楊槐等，2021），為控制主觀經(jīng)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(yè)地位等信息，請評價你的家庭所處的社會經(jīng)濟地位”，采用7點計分。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’sα系數(shù)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(tài)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’sα系數(shù)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(xù)的概念（Burgoonetal.，2016）。參考以往研究（Burgoonetal.，2016;Hongetal.，2020）的做法，本研究以樣本結果中期望違背效價均值的中位數(shù)作為積極與消極的分割點，各樣本初始效價減去中位數(shù)得到最終期望違背效價（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的乘積作為期望違背的綜合指標，分數(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;Cuddyetal.，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’sα系數(shù)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(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(fā)現(xiàn)，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?；貜徒M（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?；貜徒M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(fā)現(xiàn)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(chǎn)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(xù)變量進行標準化處理?？刂浦饔^經(jīng)濟地位與事件重要性后，單因素協(xié)方差分析結果發(fā)現(xiàn)，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(fā)現(xiàn)，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?；貜徒M（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?；貜徒M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?；貜徒M（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?；貜徒M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(qū)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(jīng)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，以延遲回復為自變量的兩條中介路徑的間接效應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(shù)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(diào)節(jié)作用為檢驗權力關系在中介模型中的調(diào)節(jié)作用，納入高低權力關系（高權力=1，低權力=0）作為調(diào)節(jié)變量，主觀經(jīng)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(diào)節(jié)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(qū)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(qū)間也均不包含0。因此，四個有中介的調(diào)節(jié)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(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（Vordereretal.，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(guī)范（Pielotetal.，2014;Tuetal.，2018）。現(xiàn)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(fā)現(xiàn)，秒回會產(chǎn)生積極人際印象，而延遲回復產(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(diào)節(jié)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(chǎn)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(chǎn)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(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(fā)送者當下的及時需求，被認為是一種網(wǎng)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(fā)現(xiàn)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(chǎn)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(guī)范和期望，違背期望會產(chǎn)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（Burgoonamp;Hale，1988）。由于社交軟件的普遍使用，人們對他人狀態(tài)具有“永久在線”的期望，希望得到迅速回復（Vordereretal.，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;Tuetal.，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(fā)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（Hestonamp;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(yè)度（Kalmanamp;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(fā)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(fā)現(xiàn)秒回可能產(chǎn)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(tài)可能提高了響應速度的期望（Pielotetal.，2014;Tuetal.，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(chǎn)生積極的情緒，也會為秒回者帶來更強的社會吸引力（Hestonamp;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(xiàn)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（Jiangetal.，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(diào)節(jié)變量。研究發(fā)現(xiàn)，相較于低權力者，高權力者在延遲回復與非秒回中產(chǎn)生了更高的消極期望違背，進而誘發(fā)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;LePoire，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(chǎn)生消極期望違背（Burgoonamp;Hale，1988），也容易產(chǎn)生負面評價（Sheldonetal.，2006）。此外，根據(jù)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