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1 引言

在异性交往情境中，个体如何理解对方发出的兴趣与拒绝信号，是影响互动质量与行为决策的重要认知基础。既有研究表明，性相关线索的识别并非单纯依赖客观信息，而是会受到社会角色、脚本信念以及个体认知取向的共同影响。当互动中的一方高估对方的兴趣，或将明确的拒绝信息解释为“并非真正拒绝”时，进而易产生持续推进的行为倾向，进而增加交往中的误判风险。近年来，关于同意沟通与性脚本的研究进一步指出，传统脚本仍广泛存在，并且与模糊化沟通、非对称理解以及不受欢迎的互动经验密切相关（Muehlenhard & Hollabaugh，1988；Rittenhour & Sauder，2024；Sprecher et al.，1994）。

在影响此类认知偏差的诸多因素中，权力是一个值得重视的变量。权力通常被界定为个体影响他人、控制有价值资源并左右互动结果的能力。权力的核心作用并不仅体现于外在社会地位，更体现在个体主观感受到的支配感、掌控感与行动自由上。权力的接近—抑制理论认为，高权力状态与更多奖赏预期、更少外部约束相联系，因此更容易激活接近性加工、目标导向行为和主动反应；相反，低权力则更容易激活警觉、抑制与风险规避倾向（Anderson & Berdahl，2002；Keltner et al.，2003）。这一理论视角提示，个体的主观权力感可能不仅影响一般社会判断，也可能影响个体在亲密互动中对他人线索的读取方式。

既有关于权力的研究更多聚焦于其对行动倾向、视角采择与社会判断的影响，而对其如何通过具体认知过程影响交往中的拒绝信息加工，仍缺乏更细致的解释。与将权力仅视为直接促进行动的因素不同，本研究认为，特质权力感对预期行为的作用，首先可能表现为对互动线索的偏向性感知。具体而言，较高特质权力感的个体更可能依据自身目标和期待加工信息，在面对含混的互动情境时，倾向于将对方的反应解读为更高水平的兴趣表达；这种“预设兴趣”进一步可能影响对拒绝信息的解释，使个体更容易将消极、犹豫或拒绝性线索理解为礼貌性、策略性或并非最终性的表达。由此，特质权力感并非直接决定行为，而是可能通过“性兴趣感知—解释偏差”的连续认知链条，间接提高持续推进的预期倾向。

除权力本身外，脚本信念也可能决定这种认知链条能否被激活。其中，象征性抵抗信念尤为关键。该信念指向一种传统脚本化观念，即认为在亲密互动中，对方表面的拒绝未必反映真实意图，而可能是出于顾虑、礼节或角色规范的象征性表达。相关研究表明，这类信念会削弱个体对拒绝信息的字面理解，并增加对含混信号的误读倾向（Muehlenhard & Hollabaugh，1988；Sprecher et al.，1994）。更近的研究也指出，传统性脚本越强，互动中的同意沟通越容易被模糊化，个体越可能依赖预设脚本而非现实沟通来理解对方意图（Rittenhour & Sauder，2024）。据此可以推断，象征性抵抗信念并非单纯的背景态度，而可能是特质权力感影响认知偏差的重要边界条件：当个体更认同“拒绝未必意味着拒绝”时，其主观权力感更可能顺着既有脚本转化为对兴趣线索的高估和对拒绝信息的偏差解释；反之，当个体较少认同此类脚本时，权力感所带来的趋近取向未必能够顺利转化为持续推进的预期倾向。

基于上述分析，本研究聚焦成年异性恋男性样本，考察特质权力感与性拒绝认知偏差之间的关系，并进一步检验性兴趣感知与解释偏差的链式中介作用，以及象征性抵抗信念的调节作用。本研究聚焦异性恋男性群体，是基于既有研究持续表明，在异性交往情境中，男性相较于女性更易高估女性的性兴趣，并在性意图线索较为含混时表现出更高的误读倾向（Haselton & Buss，2000；Henningsen & Henningsen，2010；Perilloux et al.，2012），而非意在将相关认知偏差本质化地归属于男性群体。

相较于从客观结构地位出发考察权力，本研究更关注主观层面的特质权力感，因为它更能反映个体在日常互动中稳定的支配体验与行动倾向，也更贴近具体认知加工过程。研究拟检验以下假设：第一，特质权力感能够正向预测预期行为；第二，性兴趣感知与解释偏差在特质权力感与预期行为之间发挥链式中介作用；第三，象征性抵抗信念调节特质权力感对性兴趣感知、解释偏差和预期行为的影响，从而使上述认知链条在不同脚本信念水平下呈现差异。该研究有助于从“主观权力体验—认知加工—行为预期”的路径出发，理解交往中拒绝信息误读的心理机制，也为相关沟通教育与风险预防提供认知层面的解释依据。

2 方法

2.1 被试

本研究采用问卷调查法，以18岁以上异性恋男性为研究对象。共回收问卷573份，剔除女性被试、非异性恋被试及未通过注意力检测的无效问卷后，最终获得有效样本496份，有效率为86.6%。被试平均年龄为22.70岁（SD = 3.74），年龄主要分布在18～25岁之间。职业类别以学生为主，占76.6%；受教育程度以大专及本科为主，占84.3%。

2.2 程序

研究通过问卷星平台实施。正式作答前，向被试说明本研究采用匿名方式进行，所有数据仅用于学术研究。问卷设置为所有题项完成后方可提交。数据收集结束后，通过随机抽奖方式向部分被试发放现金报酬。本研究经西南大学心理学伦理审查委员会批准后开展。

2.3 测量工具

2.3.1 特质权力感

采用Anderson、John 和 Keltner（2012）修订的一般权力感量表测量个体相对稳定的主观权力体验。该量表共8个项目，采用7点计分，1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”。量表包括高权力感和低权力感两个方向的项目，其中低权力感项目反向计分。得分越高，表明个体的权力感越强。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.855。

2.3.2 性兴趣感知

采用Hart 和 Howard（2016）开发的情景想象量表改编版测量性兴趣感知。该量表已在中国样本中得到应用，并显示出良好的信度和效度（Yang & Zheng，2022）。被试阅读情境材料后，根据9点量表对目标人物表现出的兴趣程度进行评定，1表示“完全错误”，9表示“完全正确”。题项包括“她表现得很诱人”“她对我有性吸引力”等，取各项目平均分作为总分，得分越高表明被试感知到的兴趣水平越高。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.909。

2.3.3 性拒绝认知偏差

性拒绝认知偏差量表采用 Chen等（2025）编制的量表，包括解释偏差和预期行为两个维度。解释偏差用于测量个体对拒绝信息的理解是否偏向于将其视为含糊、策略性或并非最终性的表达；预期行为用于测量个体在相关互动情境中继续推进的行为倾向。得分越高，表明相应维度上的偏差程度或推进倾向越高。本研究中，解释偏差维度的内部一致性系数为0.915，预期行为维度的内部一致性系数为0.891。

2.3.4 象征性抵抗信念

本研究使用象征性抵抗量表（Token Resistance to Sex Scale，TRSS；Osman，2019）测量个体对象征性抵抗信念的认同程度。该量表用于评估个体是否认同“表面拒绝未必代表真实拒绝”这一脚本化观念。量表共8个项目，采用7点计分，1表示“非常不同意”，7表示“非常同意”。得分越高，表明个体越认同象征性抵抗信念。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.940。

2.4 数据分析

采用 Jamovi 和 SPSS 27.0 对数据进行处理与分析。首先进行描述性统计和皮尔逊相关分析，以考察各变量之间的基本关系；随后采用 PROCESS 宏程序检验性兴趣感知与解释偏差在权力感与预期行为之间的链式中介作用，以及象征性抵抗信念的调节作用。间接效应和有调节的间接效应均通过 Bootstrap 方法进行检验。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

由于本研究数据均来自被试自我报告，可能存在共同方法偏差，因此采用 Harman 单因素检验进行检验。结果显示，特征根大于 1 的因子共有 7 个，第一个因子的解释率为 34.10%，低于 40% 的临界标准，表明本研究不存在严重的共同方法偏差。

3.2 描述性统计与相关分析

各主要变量的描述性统计与相关分析结果如表1所示。结果表明，权力感与性兴趣感知、解释偏差、预期行为及象征性抵抗信念均呈显著正相关；性兴趣感知与解释偏差、预期行为及象征性抵抗信念均呈显著正相关；解释偏差与预期行为、象征性抵抗信念均呈显著正相关；预期行为与象征性抵抗信念之间也呈显著正相关。总体而言，各主要变量之间的相关方向与研究假设一致，为后续中介和调节效应检验提供了基础。

表 1 主要研究变量间的描述性统计与相关性

Table 1 Descriptive statistics and correlations for the main study variables

注：* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001。

3.3 链式中介效应检验

采用 PROCESS 宏中的 Model 6 检验权力感通过性兴趣感知和解释偏差影响预期行为的链式中介作用，Bootstrap 抽样次数为 5000 次，结果如表2所示。结果显示，权力感对预期行为的总效应显著，效应值为 0.34，SE = 0.08，95% CI［0.18，0.50］；在纳入性兴趣感知和解释偏差后，权力感对预期行为的直接效应仍然显著，效应值为 0.14，SE = 0.05，95% CI［0.05，0.22］，表明性兴趣感知和解释偏差在其中发挥部分中介作用。

进一步的间接效应分析结果如表2所示。具体而言，权力感可通过“性兴趣感知→预期行为”路径间接预测预期行为，该间接效应显著；通过“解释偏差→预期行为”的单独中介路径的间接效应不显著；通过“性兴趣感知→解释偏差→预期行为”的链式中介路径间接预测预期行为，该间接效应显著。上述结果表明，权力感不仅能够直接影响预期行为，还会通过提高个体对互动对象兴趣信号的感知，并进一步强化对拒绝信息的偏差性解释，进而提高其持续推进的预期倾向。

表 2 链式中介效应检验

Table 2 Test of the serial mediation effect

3.4 象征性抵抗信念的调节作用

采用 PROCESS（Model 85）检验特质权力感通过性兴趣感知与解释偏差影响预期行为的调节中介模型，并以象征性抵抗信念为调节变量（N= 496，Bootstrap = 5000）。

结果如表3所示，象征性抵抗信念与特质权力感的交互作用在三个方程中均达到显著水平，平即该交互项能够显著预测性兴趣感知、解释偏差与预期行为。同时，性兴趣感知对解释偏差的正向预测显著，解释偏差对预期行为的正向预测也显著。

表 3 特质权力感对性拒绝认知偏差的调节中介效应检验

Table 3 Test of the moderated mediation effect of sense of power on sexual rejection cognitive bias

注：Int_1为特质权力感×象征性抵抗；*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。

简单斜率检验表明，在高象征性抵抗信念条件下，权力感显著正向预测性兴趣感知、解释偏差和预期行为，效应值分别为b=0.30，p<0.001、b=0.18，p=0.024和b=0.26，p<0.001；在低象征性抵抗信念条件下，权力感对上述三个变量的预测作用均不显著，如表4
所示。

条件效应分析进一步表明，在直接效应方面，当象征性抵抗水平较低时，特质权力感对预期行为的直接预测作用不显著；而当象征性抵抗水平较高时，特质权力感能够显著正向预测预期行为。在间接效应方面，在低象征性抵抗水平下，三条间接路径的置信区间均包含 0，条件间接效应均不显著，说明在低脚本信念条件下，特质权力感无法通过认知偏差链条对预期行为产生影响。而在高象征性抵抗水平下，经由解释偏差的间接效应以及性兴趣感知→解释偏差的链式间接效应的置信区间不包含 0，达到显著，而仅经由性兴趣感知的间接效应不显著。

表 4 特质权力感对性拒绝认知偏差的直接和间接效应

Table 4 Direct and indirect effects of sense of power on sexual rejection cognitive bias

注：粗体显示的系数的95%置信区间不包含零；LLCI=置信区间下限，ULCI=置信区间上限。

4 讨论

本研究考察了权力感与性拒绝认知偏差之间的关系，并进一步检验了性兴趣感知与解释偏差的链式中介作用，以及象征性抵抗信念的调节作用。结果表明，权力感能够显著正向预测预期行为；同时，权力感还可通过性兴趣感知与解释偏差的链式路径间接影响预期行为。进一步分析发现，象征性抵抗信念显著调节了权力感对性兴趣感知、解释偏差和预期行为的影响，即在高象征性抵抗信念条件下，权力感更容易转化为对互动线索的偏差性加工及更高的预期行为倾向。

首先，本研究支持了权力趋近—抑制理论的基本观点。较高权力感的个体更倾向于关注奖赏线索，较少受到外部约束和潜在风险的限制，因此更可能表现出趋近性的认知加工和行为倾向（Keltner et al.，2003）。本研究进一步表明，权力感的作用并不只是直接提高推进倾向，更重要的是，它会先影响个体对互动信息的知觉与解释。具体而言，较高权力感的个体更容易感知到较高水平的兴趣信号，并在此基础上对拒绝信息作出偏差性解释，最终形成更高的预期行为倾向。

其次，本研究发现，解释偏差的单独中介路径不显著，而“性兴趣感知→解释偏差→预期行为”的链式中介路径显著。这说明，对拒绝信息的偏差理解并非孤立发生，而更可能建立在前期兴趣高估的基础上。换言之，个体往往先形成“对方对我有兴趣”的判断，再将后续的拒绝线索纳入既有认知框架，从而弱化其字面意义。这一结果提示，交往中的认知偏差具有连续加工特征，也与既有研究关于男性更容易高估女性兴趣信号的发现相一致（Henningsen et al.，2006；Hart & Howard，2016）。

再次，象征性抵抗信念在本研究中发挥了重要的边界作用。结果显示，只有在高象征性抵抗信念条件下，权力感对性兴趣感知、解释偏差和预期行为的正向作用才更加明显；在低象征性抵抗信念条件下，上述作用均不显著。这表明，权力感虽然提供了一种趋近性的心理基础，但其是否进一步转化为对互动线索的偏差加工，还受到个体既有脚本信念的影响。象征性抵抗信念使个体更容易将拒绝理解为非字面性的表达，从而为权力感影响信息加工提供了“脚本支持”（Muehlenhard & Hollabaugh，1988；Sprecher et al.，1994）。这一结果也进一步说明，权力感并非孤立起作用，而是与既有性别脚本共同塑造个体对互动情境的理解方式（Rittenhour & Sauder，2024）。

这提示我们，相较于仅从行为结果出发进行规范提醒，交往风险的形成与前期认知加工密切相关。相关教育与干预可更多关注两个方面：一是减少对模糊互动线索的主观推断，引导个体基于明确沟通理解对方意图；二是削弱“拒绝未必是真拒绝”这类脚本化信念的影响，促进更清晰、直接的互动观念。

本研究也存在一些不足之处。首先，横断面设计限制了因果推断，未来可采用实验或纵向设计进一步检验变量之间的作用方向。其次，本研究样本以青年学生群体为主，结论的推广仍需谨慎。此外，本研究仅考察成年异性恋男性样本，因此研究结论不宜被推广为对男性群体的整体性判断。未来研究可在不同性别与性取向群体中进一步检验该模型，以考察其普遍性与边界条件。最后，本研究未纳入关系类型、互动历史等情境变量，未来可在更贴近现实交往的情境中进一步检验本研究模型。

总体而言，本研究表明，特质权力感可通过提升男性个体的性兴趣感知水平、强化对拒绝信息的解释偏差，并在象征性抵抗信念的作用下进一步影响预期行为。该发现有助于从“主观权力体验—认知加工—行为倾向”的路径出发，理解交往中拒绝信息误读的心理机制。

参考文献

[1] Anderson C & Berdahl J L. (2002). The experience of power: Examining the effects of power on approach and inhibition tendencies. Journal of Personality and Social Psychology, 83(6), 1362-1377.

[2] Anderson C, John O P & Keltner D. (2012). The personal sense of power. Journal of Personality, 80(2), 313-344.

[3] Chen T, Yang Z & Zheng L. (2025). Men’s sexual interest perceptions and sexual harassment/assaults against women: Mediating effects of sexual refusal cognition bias. Sexual Abuse, 37(7), 787-804.

[4] Hart J & Howard R M. (2016). I want her to want me: Sexual misperception as a function of heterosexual men’s romantic attachment style. Personality and Individual Differences, 94, 1-6.

[5] Haselton M G & Buss D M. (2000). Error management theory: A new perspective on biases in cross-sex mind reading. Journal of Personality and Social Psychology, 78(1), 81-91.

[6] Hayes A F. (2013). Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis: A regression-based approach. Guilford Press.

[7] Henningsen D D & Henningsen M L M. (2010). Testing error management theory: Exploring the commitment skepticism bias and the sexual overperception bias. Human Communication Research, 36(4), 618-634.

[8] Henningsen D D, Henningsen M L M & Valde K S. (2006). Gender differences in perceptions of women’s sexual interest during cross-sex interactions: An evolutionary perspective. Sex Roles, 55(11/12), 795-802.

[9] Keltner D, Gruenfeld D H & Anderson C. (2003). Power, approach, and inhibition. Psychological Review, 110(2), 265-284.

[10] Muehlenhard C L & Hollabaugh L C. (1988). Do women sometimes say no when they mean yes? The prevalence and correlates of women’s token resistance to sex. Journal of Personality and Social Psychology, 54(5), 872-879.

[11] Osman S L. (2019). The Token Resistance to Sex Scale. In R R Milhausen, J K Sakaluk, T D Fisher, C M Davis & W L Yarber (Eds.), Handbook of sexuality-related measures (pp. 655-657). Routledge.

[12] Perilloux C, Easton J A & Buss D M. (2012). The misperception of sexual interest. Psychological Science, 23(2), 146-151.

[13] Rittenhour K & Sauder, M. (2024). Identifying the impact of sexual scripts on consent negotiations. The Journal of Sex Research, 61(3), 454-465.

[14] Sprecher S, Hatfield E, Cortese A, Potapova E & Levitskaya A. (1994). Token resistance to sexual intercourse and consent to unwanted sexual intercourse: College students’ dating experiences in three countries. The Journal of Sex Research, 31(2), 125-132.

[15] Yang Z & Zheng L. (2022). Mechanism of the association between men’s self-perceived attractiveness and sexual interest perception: The mediating paths of positive and negative mating efficacies. Sexual and Relationship Therapy, 37, 1-13.