1. 引言
沟通作为一种基本的人类行为，构成了社会互动和人际关系构建的基石。随着信息技术的迅猛发展，沟通方式发生了深刻变革，线上沟通与线下沟通并行不悖，共同塑造了信息传播的复杂格局。中国互联网络信息中心(CNNIC)于2023年12月23日在京联合发布报告显示，2022年我国未成年人互联网普及率达到97.2%。国外的一项调查研究也发现，有90%的欧洲青少年的网络使用频率不少于每天一次(Eurostat, 2016)。相对于线下沟通，线上沟通具有很多便捷性特点，例如更高匿名性､更多机会来跨越地理距离形成新的社会关系，以及更快的信息传播速度(即，社交媒体帖子可以在短时间内达到数千人，这在线下沟通中是困难的)的特点(Lieberman & Schroeder, 2020)。
除上述线上沟通的特点外，也有研究发现，同一个体在线下环境和线上环境有可能表现出不同的行为模式，特别是在网络上人们更可能做出现实中不会做的行为(周菘等，2023)。Gross (2004)和Valkenburg等人(2005)的研究表明，大约50%的网民在网络上伪装自己的身份进行沟通。Avner Caspi在2023的关于线上沟通的情绪问题的讨论发现，由于网络媒体过滤掉了沟通线索，人们更容易放大自己的情绪，故常出现许多轻易在社交软件评论中盲目跟风、将他人对焦点人物或物体的态度潜移默化植入到自己的记忆中的人的例子。那么，在当今网络环境复杂多样的情况下，人们在网络互动中是否更容易受到网友态度的左右，进而导致信息输出产生偏差，甚至影响自身记忆？线上沟通和线下沟通该怎样取舍和衡量等等都是近年来值得深入探讨的重要议题。说出即相信效应(saying-is-believing effect, SIB) (丁莹，郑全全，2011；Higgins & Rholes, 1978)及其范式为研究这些现象提供了一个有力的视角，通过该视角可以深入剖析在不同沟通渠道下，听者态度如何影响说者的信息传递与认知加工过程，进而揭示不同沟通渠道下人际沟通背后的心理机制，为解决上述现实问题提供理论依据与实践指导。
1.1. “说出即相信”效应和共享现实理论
在社会群体中，说者在发表言论时，往往会依据听者的特性，如知识水平、意图及态度等来灵活调整自己对该话题的信息表述，这一现象被称为听众调节效应(audience-tuning effect) (Higgins, 1999)。值得注意的是，这种效应不仅作用于即时的言语交流，还会对说者的后续记忆产生深远影响，导致说者出现偏向听者态度的记忆偏差(memory bias) (Echterhoff et al., 2005)。具体而言，若知晓听者对某目标人物持有好感，说者便倾向于使用更为积极的言辞来描述该人物，并且在日后的回忆中，也会保持这种积极的评价态度(Higgins, 1992)。同样地，在消极情境下，这一效应也适用。这种现象也被称为“说出即相信”效应(saying-is-believing effect, SIB) (丁莹，郑全全，2011；Higgins & Rholes, 1978)。
为了实证性地探索SIB效应的认知机制和影响因素，Higgins和Rholes (1978)的研究首先提出了经典的实验范式，此范式将模棱两可的目标人物信息设为说听双方的交流核心。在实验进程中，研究人员先要求被试阅读一段人物简介，随后以“不经意”的形式，向被试透露听者(实际并不在场)对该目标人物的看法。因为Todorov (2002)曾发现，只有当态度被巧妙地呈现时，被试对目标的评价性判断才会受到听者态度的影响。当态度的呈现方式太明显时，被试将态度作为其交际行为的情境诱因，并对自己的判断进行修正。并要求被试作为说者向听者概括地描述该目标人物的特征，且在描述(即交流)的过程中不能说出该目标人物的姓名。被试的任务就是帮助听者从众多候选人中正确识别出该目标人物。在一段与任务无关的干扰任务之后，要求被试尽可能多且准确地回忆出最初学习的､关于目标人物的原始信息。以往已有大量研究通过经典范式及其改式，证实了SIB效应的普遍存在(Echterhoff et al., 2017; Knausenberger et al., 2019; Liang et al., 2021; Mata & Semin, 2020; Rossignac-Milon & Higgins, 2018; Ye et al., 2021)。
共享现实理论为听众调节效应及记忆偏差影响机制提供了有力阐释(Echterhoff et al., 2005)。共享现实，即个体感知到与他人内在状态存在共性的过程(Echterhoff et al., 2009)，在信息不确定的情境下，它赋予了人们经验更高的可信度和有效性。一旦与他人成功构建起共享现实，个体便会倾向于信赖他人对事物的看法，并允许这些看法影响自己的决策和行为。因此，从这个视角出发，有意识地、成功地与他人建立共享现实，是记忆偏差产生的核心机制。与此相类似的一个概念是自我–他人重叠，这是指处于同伴关系中的个体会更多将对方的观点等纳入自己的概念中(訾红岩，何嘉梅，2019)，自我–他人重叠的测量方法之一是采用IOS量表(Inclusion of other in the Self Scale)，目前也有相关研究中将IOS作为共享现实的指标(周海波等，2019)。随着研究持续深入推进，自我–他人重叠涵盖了特定情境下对亲密个体相似之处的感知，以及对团队成员的认同感。Aron等人(1991)于1991年对自我–他人重叠给出定义，即个体与他人在人格特征的认知呈现方面存在重合，以此来体现自身与他人之间的紧密关系。由此看来，IOS指标不仅是双方共享现实程度的体现，还是双方亲密程度的体现。
1.2. 沟通渠道对“说出即相信”效应的影响
随着互联网技术的日新月异，线上沟通已经渗透到我们生活的方方面面。1999年，加里森等(Garrison et al., 1999)将社会存在感引入以计算机为媒介的人际交互的研究中，是指解释在计算机媒体和通信技术下，人们如何感知和评价与他人互动的程度和质量。视觉匿名性被认为是在线交流中的一个保护性因素(Baccon et al., 2019)。当视觉上匿名时，说者会更频繁地自我披露。也就是说，在线社交互动可能会由于面部这个社交媒介线索的隐蔽来应对线下社交互动的限制，为亲密的披露和情感的展示创造了机会(Yau & Reich, 2018)，有助于双方的友谊质量，主要是增强亲密感(Pouwels et al., 2021; Uhls et al., 2017)。而自我–他人重叠可从两个维度进行剖析，分别为感知亲密度与特征重合度。感知亲密度，指的就是个体主观感受到的自身与他人间关系的亲近程度，反映出个体在情感层面对于彼此关联紧密程度的认知。所以我们推测，在线互动可以提高说者的IOS指标。但线下沟通条件相比线上发短信条件有更多的面部、声音、手势线索，这利于说听双方神经同步性的建立(Linoy Schwartz et al., 2024)。且前人研究已发现，在面对面交流情境中，听者对于主题的实时反应可能为说者提供了更加真实有效的信息(Ye et al., 2021)。综上，研究结果推断不一致，所以本研究便是想要更加严谨进一步探讨沟通渠道对“说出及相信”效应的影响。
同时，在SIB领域中迄今为止，研究主要是使用一种范式进行的，即说者向一个虚构的伙伴发送单一的书面信息(Conley et al., 2016; Echterhoff et al., 2017; Knausenberger et al., 2019; Liang et al., 2021; Pierucci et al., 2014)。这样的实验设置排除了互动过程中一些无关因素的影响，但是互动情境因素与说者和听者的个性特征因素等也被抹去了。经典范式中听者为虚拟，而当下网络环境下的沟通，在一定程度上与之相似。在网络沟通时，如线上聊天､论坛发言等，人们往往也是对着虚拟的“听者”进行表达，信息发送后对方的实时反应可能延迟或不明确，这类似于经典范式中缺乏真实互动反馈的情况。然而，网络环境又具有其独特性，信息传播范围广、速度快，且存在多样化的社交平台和交流模式，这使得网络沟通中的“虚拟听者”影响更为复杂多样。尽管如此，经典范式为理解网络环境中的沟通提供了一定基础，两者之间存在一定的联系与可比之处，都在不同程度上反映了人们在面对“非直接互动”情境下的信息传递与认知加工过程，对进一步探究沟通机制有着重要意义。
综上，根据前人研究成果，本研究结合SIB经典实验范式，且联系互联网时代的信息传播背景，旨在探讨沟通渠道对SIB效应的影响。且基于理论和网络平台现象实际考虑，提出了以下假设(前2条即为SIB效应)：
假设1：人们会根据听者态度来调整自己的信息描述。具体来说，听者态度积极时，人们会积极描述个体；听者态度消极时，人们会消极描述个体。
假设2：听众调节效应会使人们产生记忆偏差。具体来说，听者态度积极时，人们会积极回忆个体；听者态度消极时，人们会消极回忆个体。
假设3：线上沟通相比线下沟通时会增强个体(说者)描述偏差，即描述效价偏差量更大。
假设4：线上沟通相比线下沟通时会增强个体(说者)回忆偏差，即回忆效价偏差量更大。
2. 方法
2.1. 被试
在G * Power软件中，设定效应量为0.3、显著性水平α为0.05、统计检验力达0.80。经测算，预计所需样本量为68。本研究面向天津师范大学的大学生展开招募，最终纳入80名被试参与实验。此外，依据过往研究，在实验结束后会开展怀疑检查(suspicion check; Echterhoff et al., 2008)。具体做法是，要求参与实验的被试对研究意图进行推测，并询问他们对于实验设定的信任程度，例如设置问题“你觉得接收信息的人会阅读你所发送的内容吗？”“你信任实验的主试人员吗？”最终，有10名对研究目的或实验设置展现出高度怀疑态度的被试，从样本中被筛选剔除。最终70名被试的数据纳入统计(男31人)，平均年龄20.17 ± 1.64岁。听者态度积极组34人(男15人，平均年龄20.07 ± 1.03岁)，听者态度消极组36人(男16人，平均年龄19.69 ± 1.08岁)。参与本实验的所有被试皆身体健康，无显著精神疾病史。他们视力正常或矫正视力达标，母语均为汉语，不存在阅读障碍且为右利手。在实验开展前，每位被试均签署了知情同意书。待实验完毕，由主试向每位被试支付20元作为参与实验的报酬。本研究已经过伦理委员会审核批准。另外要求两名实验人员(一男一女)作为假被试，在实验中起到听者的角色，被试作为说者。说听双方性别男女平衡。
2.2. 实验设计
采用2 (听者态度：积极､消极) × 2 (沟通渠道：线上､线下)的两因素混合实验设计，自变量中听者态度是被试间变量､沟通渠道是被试内变量，因变量为描述效价和回忆效价以及描述效价偏差量和回忆效价偏差量。
其中，线上采用TC Lab平台打字沟通，线下在实验室里进行面对面沟通，彼此相距50 cm (Linoy Schwartz et al., 2024)。描述过程中，听者不能给说者提供任何的言语反馈，仅可通过面部表情､动作等表示认同或者是不认同。为防止面孔偏好的干扰，听者在同性别被试中都采用相同的假被试，并且平衡性别。描述效价是被试在描述阶段描述的信息的评分，回忆效价是被试在自由回忆阶段所回忆的关于目标人物的原文的信息评分。待被试完成全部实验后，由2名与实验无关的评分者对被试的回忆信息的正面或负面的曲解程度进行独立评分(评定采用−5~+5计分，+5分表示正面曲解程度最高，−5分表示负面曲解程度最高)，两名评分者之间的评分一致性要求足够高，描述偏差量为被试最终描述效价与数值0的差值的绝对值，回忆偏差量为被试最终回忆效价与数值0的差值的绝对值。
2.3. 实验材料
本研究选用的模棱两可实验材料，是以过往研究中的英文材料为基础进行编制(Echterhoff et al., 2005; Echterhoff et al., 2017)。参考说出即相信(saying-is-believing)实验范式经典研究(Echterhoff et al., 2005; Echterhoff et al., 2008)以及该实验范式与其他现象相结合的近期研究，确定了实验材料的编制流程，具体如下。(1) 提名环节：本阶段招募了40位被试，其中男性18名，被试的平均年龄为19.90 ± 1.12岁。研究要求这些被试针对大学生群体，撰写10组近义形容词组，每组包含一个积极效价形容词与一个消极效价形容词，诸如“直率”对应“过于直接”，“独立”对应“偏执”等。随后，基于被试提名频率较高的形容词组，搭建起实验材料的信息条目库。该信息条目库收纳了14条具有模糊特性的行为信息。这里所指的“模糊”，意味着这些信息既能够从积极层面进行诠释，也能够从消极层面加以理解。这14条模糊信息分别构成了描述小a和小b的两篇材料。以其中一条信息为例，“小a一旦决定做某事，无论此事耗时多久、过程多么艰难，都会始终坚持按自己的方式去完成”。从积极视角来看，此信息可解读为“小a具备执着的品质”；从消极角度而言，则可理解为“小a显得过于固执”。其中，“执着”与“固执”均属于提名次数居前且效价相反的形容词。值得强调的是，信息模糊性在此实验范式中占据关键地位，原因在于其能够促使被试针对目标对象形成不同的态度倾向。并且，所有信息的字数均控制在40字左右。(2) 评估阶段：为验证实验材料的模糊性，在正式实验开展前，将上述信息交由100位不知晓实验目的的被试(男49人，平均年龄20.79 ± 2.01岁)，让他们依据从−5 (非常不喜欢)到+5 (非常喜欢)的标准进行评分。最终结果显示，两篇材料中的每条模糊信息，仅有不到15%的被试对段落中的目标人物持中立态度，且在其余被试中，表达喜欢或不喜欢模糊段落所描述目标人物的人数大致相当。依据类似的评价标准(Higgins & Rholes, 1978)，这样表明实验材料具备良好的模糊性。经过以上编制过程，最终得到14条模糊信息(小a，小b各7条)用于实验。例如小a信息1：“小a总是会直接地表达出自己的真实想法，有一位好友向ta展示自己最满意的艺术作品，并请ta评价，ta直截了当地告诉这位好友，这个作品还有待加工(直率和过于直接)。”小b信息1：“小b做事不拘泥于已有的条条框框，勇于创新，ta有许多新奇的想法，思路广阔，总能另辟蹊径解决问题，ta不受日常行为规范的约束，做事没有目标和计划，因此常常不能按时完成任务(不受约束和没有规矩)。”上述14条信息括号中的内容不会呈现给被试，小a和小b的材料一个作为线上沟通的材料､一个作为线下沟通的材料，实验中顺序平衡。
2.4. 实验流程
实验在一间安静的房间里进行。实验者借助TC Lab平台设计出一套标准化的计算机实验程序管理体系(Echterhoff et al., 2008)。该体系用于引导被试逐步完成各项实验操作，同时记录其反应数据。在实验进程的特定环节，主试会适时给予必要协助，保障实验顺利推进。首先，双方(被试和假被试)先进行简单的见面，主试互相介绍两人均为被试，并要求两位现场进行知情同意书的签订，目的是使真被试相信听者也是被试，并且真实存在。实验分两个大阶段进行(见图1)。第一阶段。准备阶段。采用TC Lab实验平台呈现实验指导语部分，被试被告知他们将参加一项关于“人际沟通与感知力”的研究(Higgins & Rholes, 1978; Echterhoff, 2005)。在被试开始阅读实验材料之前，主试说明听者已经完成一项对15个人物材料的学习，其中有一个是目标人物小a/小b，被试的任务是使听者根据ta的描述识别出目标人物小a/小b，并且不经意地告知被试听者对每个人都进行了评价，听者对目标人物小a/小b的态度是喜欢还是不喜欢(听者态度操纵)，被试的任务是让听者通过ta的描述从15个人物中识别出目标人物。阅读阶段。被试在电脑屏幕上看到一篇关于目标人物小a/小b行为的短文。这篇短文包括七篇模棱两可的片段，每一篇都能以相同的可能性唤起一个积极或消极的特征标签(例如，节俭和吝啬)。描述阶段。(线上条件)被试被要求以打字在屏幕上的方式写一段描述小a的总结短文，并告诉他此消息同步发送给听者，听者将进行此目标人物的辨别任务，并且告知被试此阶段不会和听者有其他的联系，比如再次见面互相评价之类的。三分钟填充任务阶段。在交流之后，被试完成一个时长为3分钟的不相关填充任务，之后告知被试，听者已经根据他们的描述成功辨认出了小a。自由回忆阶段。被试被要求尽可能准确细节地回忆关于小a的原文，并以打字的方式呈现在屏幕上。主试应明确强调，要回忆的不是被试写的总结短文，而是一开始屏幕上呈现的原文。问卷调查。被试被要求填写一系列关于他们对交流伙伴的主观心理感受的问卷，包括广义共享现实(SR-G, Rossignac-Milon et al., 2020)，共享现实的自我报告问卷(SR-T, Schmalbach et al., 2019)，自我–他人重叠问卷(IOS; 张洪等，2006)，还有一些尴尬程度问卷､怀疑问卷等等。第二阶段。准备阶段。与第一阶段一致，包括听者态度也一致。阅读阶段。与第一阶段要求一致，只是这次是描述小b/小a的材料。描述阶段(线下条件)被试被要求和听者面对面沟通描述目标人物小b/小a，并告诉他听者将进行对此目标人物的辨别任务，并且告知被试此阶段实验结束后需要填写双方印象评分的问卷，会面对面再次对刚刚的沟通进行采访，假被试听者在此阶段不能输出新的信息，但可以对被试输出的信息进行适当的回应(根据听者态度)。三分钟填充任务阶段。与第一阶段一致。自由回忆阶段。与第一阶段一致。问卷调查。与第一阶段一致。
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Figure 1. Experimental flowchart (applicable to both phases 1 and 2)
图1. 实验流程图(第一阶段和第二阶段都适用)
2.5. 数据分析
为确保实验数据的客观性，研究邀请了两位与本实验无关联的评分者，对被试所提供的描述信息以及回忆信息展开效价评估，首先进行信息梳理与拆分，借助Excel表格将被试所产出的信息文本按照实验材料里既定的14条描述信息进行细致梳理并分类成14个独立的信息描述单元，以便后续精确评分。在正式评分前，两名评分者充分熟悉了评分规则以及相应的评分示例，在此基础上，对Excel里随机呈现的信息描述单元与信息回忆单元进行效价评分。评分采用11点量表制，其中−5代表“极为消极”，5则表示“极为积极”。为保证评分结果的可靠性，要求两名评分者之间的评分相关性需达到较高水平。最后进行效价计算，将两名评分者对每个被试的评分均值，分别作为该被试的描述效价以及回忆效价。在数据统计分析环节，本研究运用IBM SPSS Statistics 26软件与Mplus 8.0软件，开展系统且专业的统计分析工作。
3. 结果
3.1. 听众调节效应
评分者相关性检验。两位与实验无关的评分者评分之间的皮尔逊相关性达到90% (r = 0.986, p < 0.001)，故可用于接下俩因变量检验。
以沟通渠道和听者态度为自变量，以描述效价为因变量，进行重复测量方差分析。结果表明(见表1)，不同沟通渠道的描述效价存在显著差异[F (1, 68) = 16.620, p < 0.001, η = 0.20]，线上沟通时的描述效价(M = −0.12, SD = 1.96)显著低于线下沟通时的描述效价(M = 0.74, SD = 1.81)。听者态度显著影响被试的描述效价[F (1, 68) = 127.947, p < 0.001, η = 0.65]，听者态度消极组的被试的描述效价显著消极于听者态度积极组(p < 0.001) (见图2)。验证了听众调节效应，假设1成立。
Table 1. Information description valence (M ± SD) under different communication modalities and audience’s attitudes
表1. 不同沟通渠道和听者态度下的信息描述效价(M ± SD)
听者态度 |
线上打字沟通 |
线下面对面沟通 |
积极(n = 34) |
1.242 ± 1.638 |
2.152 ± 1.346 |
消极(n = 36) |
−1.400 ± 1.268 |
−0.600 ± 1.013 |
Figure 2. Description valence under different communication modalities and audience’s attitudes
图2. 不同沟通渠道和听者态度下的描述效价
因描述效价带有正负性无法直接检验交互作用，故将因变量调整为“描述效价偏差量”即描述效价与数值0的差值的绝对值，进一步检验交互作用。结果发现(见图3)，沟通渠道和听者态度的交互作用显著[F (1, 68) = 8.687, p = 0.004, η = 0.113]。进一步简单效应检验发现，针对听者态度积极时的描述效价偏差量，线上线下不同沟通渠道的描述效价偏差量上存在显著差异(p = 0.036)。其中线上沟通时的描述效价偏差量(M = 1.63, SD = 1.24)显著低于线下的描述效价偏差量(M = 2.15, SD = 1.34)。当听者态度消极时，线上线下不同沟通渠道的描述效价偏差量上也存在显著差异(p = 0.046)。但其中线上沟通时的信息描述效价偏差量(M = 1.46, SD = 1.20)显著高于线下描述时的描述效价偏差量(M = 0.98, SD = 0.64)。消极条件下，假设3成立；但积极条件下，假设3不成立。
Figure 3. Description valence deviation under different communication modalities and audience’s attitudes
图3. 不同沟通渠道和听者态度下的描述效价偏差量
3.2. 听众调节效应对记忆的影响
评分者相关性检验。两位与实验无关的评分者评分之间的皮尔逊相关性达到90% (r = 0.976, p < 0.001)，故可用于接下俩因变量检验。
以沟通渠道和听者态度为自变量，以回忆效价为因变量，进行重复测量方差分析。结果表明(见表2)，不同沟通渠道的回忆效价存在显著差异[F (1, 68) = 94.973, p < 0.001, η = 0.58]，线上沟通时信息的回忆效价(M = −0.25, SD = 2.17)显著低于线下沟通时的回忆效价(M = 1.24, SD = 2.06)。听者态度显著影响被试的回忆效价[F (1, 68) = 526.581, p < 0.001, η = 0.89]，听者态度消极组的被试的信息回忆效价显著消极于听者态度积极组(p < 0.001) (见图4)。验证了“说出及相信”效应，假设2成立。
Table 2. Information recall valence (M ± SD) under different communication modalities and audience’s attitudes
表2. 不同沟通渠道和听者态度下的信息回忆效价(M ± SD)
听者态度 |
线上打字沟通 |
线下面对面沟通 |
积极(n = 34) |
1.704 ± 1.103 |
3.170 ± 0.919 |
消极(n = 36) |
−2.095 ± 0.974 |
−0.588 ± 0.729 |
Figure 4. Recall valence under different communication modalities and audience’s attitudes
图4. 不同沟通渠道和听者态度下的回忆效价
因回忆效价带有正负性无法直接检验交互作用，故将因变量调整为“回忆效价偏差量”即回忆效价与数值0的差值的绝对值，进一步检验交互作用。结果发现(见图5)，沟通渠道和听者态度的交互作用显著[F (1, 68) = 87.148, p < 0.001, η = 0.562]。进一步简单效应检验发现，针对听者态度积极时的回忆效价偏差量，线上线下不同沟通渠道的信息回忆效价偏差量上存在显著差异(p < 0.001)。其中线上沟通时的信息回忆效价偏差量(M = 1.76, SD = 0.17)显著低于线下回忆时的回忆效价偏差量(M = 3.17, SD = 0.13)。当听者态度消极时，线上线下不同沟通渠道的信息回忆效价偏差量上也存在显著差异(p < 0.001)。但其中线上沟通时的信息回忆效价偏差量(M = 2.10, SD = 0.17)显著高于线下回忆时的回忆效价偏差量(M = 0.78, SD = 0.12)。消极条件下，假设4成立；但积极条件下，假设4不成立。
Figure 5. Recall valence deviation under different communication modalities and audience’s attitudes
图5. 不同沟通渠道和听者态度下的回忆效价偏差量
4. 讨论
本研究验证了SIB效应，并揭示了沟通渠道与听者态度的交互作用机制。当听者态度积极时，线下沟通中描述与回忆效价偏差量更大，这一结果挑战了经典SIB范式中“匿名性促进共情披露”的假设(Yau & Reich, 2018)，但与Walther (1996)的“社会信息加工理论”形成呼应——线下丰富的非语言线索(如面部表情、语调)可能强化说者对听者态度的感知，促进共享现实的建构，从而放大记忆偏差(Echterhoff et al., 2005)。然而，听者态度消极时，线上沟通的偏差量显著高于线下。这一结果与网络去抑制效应(周菘等，2023)特征一致，线上匿名性降低了社会规范约束，使个体更易释放负面情绪(Caspi & Etgar, 2023)，甚至将消极态度内化为记忆。
进一步结合共享现实理论，本研究发现线上线下的差异可能源于“认知动机”与“关系动机”的博弈。在线下积极互动中，说者通过即时反馈强化关系动机(Pierucci et al., 2013)，更主动迎合听者态度；而线上消极互动中，匿名性削弱了关系维护需求，认知动机(如快速达成共识)占据主导(Kopietz et al., 2010)，导致说者以更极端的方式调整信息。这一发现为SIB效应提供了动态解释框架，弥补了传统研究仅关注单向听众调节的不足。
在理论层面，本研究首次系统检验了沟通渠道对SIB效应的影响，揭示了沟通渠道和听者态度的交互作用，为共享现实理论在数字时代的适用性提供了实证支持。在实践层面，结果警示线上消极态度传播的“记忆固化风险”——匿名环境可能加剧网络暴力与偏见扩散(李朝阳，2020)，建议平台设计反制机制(如情绪标签提示)；同时，线下积极沟通可作为教育/管理中强化共识的有效手段。
本研究存在以下局限性，首先是沟通渠道的精细化不足，仅对比了线上文字与线下面对面沟通，而视频通话、语音留言等混合模式可能呈现不同效应(Lieberman & Schroeder, 2020)，未来可细分线上渠道，探究技术媒介丰富度(如视频/文字)对SIB效应的影响。另外，单向互动的外部效度的局限，实验未模拟真实社交中的双向互动(如听者实时反馈)，可能弱化线上环境的社会线索缺失效应，可以采用动态对话范式，结合眼动追踪技术记录互动中的注意力分配。还有样本与文化背景单一性，被试均为中国大学生，而文化差异可能调节匿名性的心理影响(如集体主义文化对线上负面行为的抑制)，未来需纳入跨文化样本，检验结论的普适性。最后，研究未能完全揭示SIB效应的内在神经机制(如共情相关的脑区激活)，且实验材料局限于模拟人物评价，未来可以结合脑电等相关仪器进一步探讨神经机制，且将实验材料拓展至现实争议话题(如政治立场)，以增强生态效度。
5. 结论
个体在进行描述与回忆目标人物时，往往会依据听者的态度做出相应调整。当听者呈现出积极态度，个体更倾向于以积极的方式对目标人物进行描述与回忆；反之，若听者态度消极，个体在描述和回忆过程中也会偏向消极视角。即本研究验证了“说出即相信”效应。此外，沟通渠道会和听者态度交互影响“说出即相信”效应。听者态度积极时，线下相比于线上的描述和回忆效价偏差量更大，更容易出现SIB效应；听者态度消极时，线上相比于线下的描述和回忆效价偏差量更大，更容易出现SIB效应。总体来说，线上沟通比线下沟通更易输出负性信息，这对工作交流以及整改互联网环境有一定的指导意义。
基金项目
天津市级大学生创新创业训练计划项目资助(项目编号：202410065166)；国家社会科学基金项目(20BSH104)。