1 引言
身体姿势作为具身认知的载体，不仅是内在心理状态的外显表达，更能通过特定的神经生理机制反向塑造个体的认知、情绪与社会行为(Carney et al., 2010)。早期研究主要关注“心理影响身体”的路径，如认知负荷对姿势稳定性的作用(宋璐 等, 2019)；而随着具身认知理论的发展，“身体影响心理”的路径已成为学界共识(Barsalou, 2010)。人际信任作为社会合作的基石(Rousseau et al., 1998)，其形成受到多种心理因素的影响。一个核心的问题是：当身体姿势同时激活多种，甚至作用相反的心理状态时，人际信任会受到何种影响？
大量证据表明采取扩张的身体姿势会同时引发两种关键的心理变化。其一，是积极情绪的提升。其背后的机制可由自我感知理论解释：当个体采取扩张的姿势时，大脑会通过解读这一“我很强大”的非言语信号而诱发出与之匹配的积极情绪体验(陈建新 等, 2024; Awad et al., 2021; Elkjær et al., 2023)。从心境一致性角度来看，这种积极情绪会进一步导致个体在信息加工中产生积极偏向从而促进信任(Dunn & Schweitzer, 2005)。
其二，扩张姿势还会显著提升个体的权力感(Körner & Schütz, 2020)。可以从自我感知和社会文化隐喻的角度解释：扩张身体姿势占据了更大的物理空间，在许多文化中这与支配性紧密相连(黎晓丹 等, 2016)。然而与积极情绪相反，权力感的提升却可能抑制人际信任。高权力者在社会互动中对潜在风险(如他人的背叛)变得更为敏感(孙冬青 等, 2018)，他们为了避免资源损失会倾向于降低信任行为。从归因视角来看，高权力者倾向于怀疑他人接近自己的动机主要出于功利目的(Inesi et al., 2012)会促使其表现出较低的信任。Schilke等人(2021)研究发现权力感降低了大脑对社会奖赏的敏感度，从而显著抑制了在社会交换中的信任行为。张恩涛和王硕(2020)也佐证高权力者的信任水平显著低于低权力者，表明权力对信任行为具有稳定的负向预测作用。
这一理论上的矛盾引出了核心问题：既然身体姿势可能同时激活这两种作用方向相反的心理机制(积极情绪与权力感)，那么在特定情景下，哪一种机制的影响会占据主导地位，从而决定其对人际信任的最终影响方向—是促进还是抑制？要回答这一问题，关键就在于厘清积极情绪与权力感这两条中介路径的相对贡献。因此，本研究提出两种竞争性模型来解释扩张姿势对信任的作用：第一种是情绪模型，即扩张姿势通过增强积极情绪，可能提升个体对他人意图的积极解释偏向，从而促进信任(Dunn & Schweitzer, 2005)；第二种是权力感模型，即扩张姿势激活的权力感可能引发社会比较动机，增强对潜在风险的警惕性，从而抑制信任(Schilke et al., 2015)(图1)。
以往多数信任博弈研究倾向于考察单一情景(即不确定合作者的合作意愿)下的信任决策(吴鹏 等, 2020; Joyce et al., 1995)。但在现实生活中，人际信任的建立和维系往往是一个过程(Rousseau et al., 1998)，其中不可避免地出现“轻微利益受损”信号。例如，在合作关系中，即使是微小的、非故意的失误也可能被视为潜在的背叛信号(对于有合作关系的人，如果使对方利益受损，会被认为是一种背叛信号)，从而对信任造成冲击。现有研究对当这种轻微利益受损(例如，对方仅扣留了极少金额)发生时，人际信任如何受到影响，以及如何应对这种“轻微利益受损”信号，关注相对较少，这正是本研究的重要切入点。研究从认知神经科学的补偿理论(compensation theory)中，提出了“具身补偿假说”(embodied compensation hypothesis)。补偿理论指出，当大脑面临机能衰退或任务难度增加的挑战时，会通过招募额外的神经资源来补偿功能不足，以维持与健康年轻人相当的认知表现(Cabeza, 2002; Reuter-Lorenz & Cappell, 2008)。
“轻微利益受损”信号的默认结果是信任水平下降。此时身体姿势的关键作用在于其能否为个体提供“心理补偿资源”来主动对抗。扩张姿势所激发的积极情绪就是一种心理补偿资源。当遭遇背叛信号时，这种资源会被主动调动起来补偿负面信息所造成的信任危机来维持信任的稳定性。相反，蜷缩姿势本身所伴随的负面情绪不仅无法提供此类补偿资源，反而会加剧信任水平的瓦解。
基于上述研究的不足与图1所示的理论框架，本研究旨在解决以下关键问题：探究身体姿势(扩张、蜷缩)是否以及如何通过积极情绪与权力感的竞争性中介路径影响人际信任；探究扩张身体姿势在面临轻微利益受损信号时，是否如情绪模型所预测起到保护人际信任稳定性的作用，或如权力感模型所预测加速信任下降。本研究为理解具身认知在复杂社会互动(特别是信任建立与维持)中的作用提供新的实证证据。
2 研究方法
2.1 被试
采用G*Power(Faul et al., 2007)，设置显著性水平α=0.05且中等效应(f=0.3)，预测达到95%统计力水平的最低样本量为111人。本研究招募了138名健康在校生。最终有效样本量为130人(女性72名; 年龄M=21.44岁, SD=1.42岁)。所有被试均签署知情同意书。排除了部分被试：6名被试因无法保持指定姿势超过30秒被排除；2名被试因近6个月有运动损伤史被排除。
被试被随机分配至扩张姿势组(n=65, 女性36名; 年龄M=21.42岁, SD=1.38岁)和蜷缩姿势组(n=65, 女性36名; 年龄M=21.35岁, SD=1.42岁)。两组在年龄(t(128)=−0.25, p=0.802, Cohen’s d=−0.04, 95%CI=[−0.39, 0.30])上无显著差异。
2.2 实验设计
本研究采用单因素两水平被试间设计，自变量为被试的身体姿势(扩张姿势、蜷缩姿势)，因变量为人际信任水平(通过被试在信任博弈任务中的T1、T2、T3、T4四个情景给出的金钱数额来计算)，后测的个人权力感与积极情绪作为中介变量。
2.3 实验材料
2.3.1 一般权力感量表
采用一般权力感量表(Anderson & Galinsky, 2006)测量被试当前的个人权力感，共8个项目。采用7点计分(1=完全不同意，7=完全同意)，项目2、4、6、7为反向计分。Cronbach’s α系数为0.73。采用均分，得分越高，说明个人权力感越高。
2.3.2 情感量表
采用PANAS量表(Watson et al., 1988)测量被试当前的主观情感状态。该量表共包含20个项目，本研究采用了其中10个测量积极情感状态的项目。采用5点计分(1=非常轻微，5=极其强烈)。Cronbach’s α系数为0.85。采用均分，得分越高，说明积极情绪越高。
2.3.3 人际信任量表中文修订版
2.3.4 扩张及蜷缩姿势
借鉴了Carney等人(2010)所使用的扩张姿势(被试坐在椅子上，将脚放在桌子上，将手折叠在头后面)和坐姿蜷缩姿势(后背弯曲地坐在椅子上，双腿紧紧地折叠，双手向前倾斜)。
2.3.5 信任博弈游戏
采用信任博弈游戏(Joyce et al., 1995)。通过指导语告知被试：“假如现在你的手里有50元钱，如果你愿意送给另一位实验者一部分钱(n元, 0≤n≤50)，送出的钱将变成三倍(3n元)，得到钱的这位玩家，可以从三倍的钱中返还给你一部分，也可以将其独吞。”被试需要自行决定赠予的金额(n元, 0≤n≤50)。
2.4 实验程序
2.4.1 实验流程
采用E-Prime3.0编制实验并收集数据，整个实验总时长为7至10分钟。被试首先填写人口学信息，随后填写三个实验量表。被试被随机分到扩张姿势组或蜷缩姿势组，通过程序引导被试做出蜷缩和扩张姿势并维持两分钟。接下来被试完成信任博弈任务。每轮任务的决策不设严格时间限制，根据记录，绝大多数被试在30秒至1分钟内做出反应。随后被试对自己在保持姿势过程中的个人权力感和积极情绪进行评分(见图2)。
2.4.2 信任博弈任务流程
在信任博弈任务中，被试需要完成T1、T2、T3、T4共4个试次的任务。具体安排如下：无提示情景(T1)，即被试在理解指导语后直接进行，不提供任何额外提示；本金保障情景(T2)，反馈显示对方返还金额与被试给出的金额相等；本金微损情景(T3)，反馈显示对方返还金额比被试给出的金额少1元；信任的泛化情景(T4)，提示“将与另一位新的实验者进行游戏”，旨在考察个体在经历轻微合作背叛后，对未来合作对象的信任是否发生变化。
2.5 数据处理
采用Python3.12进行统计分析绘图，SPSS26.0和PROCESS宏程序进行中介分析。
3 结果
3.1 基线水平同质性检验
首先对两组被试在姿势操纵前的心理变量上是否存在初始差异进行检验。独立样本t检验结果显示，两组在初始权力感得分上无显著差异，t(128)=0.08，p=0.941，Cohen’s d=0.01，95%CI=[−0.33, 0.36]。两组在初始积极情感得分上无显著差异，t(128)=0.51，p=0.609，Cohen’s d=0.09，95%CI=[−0.25, 0.43]。两组在自我报告的人际信任量表得分上同样无显著差异，t(128)=1.01，p=0.313，Cohen’s d=0.18，95%CI=[−0.17, 0.52]。
3.2 扩张姿势增强人际信任
在被试保持特定姿势2分钟后，再次测量被试人际信任水平(信任博弈任务, T1)，结果显示扩张姿势组人际信任水平显著高于蜷缩姿势组人际信任水平(扩张组: M=33.38, SD=10.56; 蜷缩组: M=28.48, SD=8.90; t(128)=2.87, p=0.005, Cohen’s d=0.50, 95%CI=[0.15, 0.85])，说明保持扩张姿势增强了人际信任水平。
3.3 蜷缩姿势降低合作情景下的人际信任
本研究进一步探究了在对方表现出明确合作意愿的情景下，不同身体姿势对人际信任水平的影响。首先，比较了在本金保障情景(T2)下，扩张姿势组与蜷缩姿势组被试的人际信任水平。结果显示，蜷缩姿势组在T2时的人际信任水平显著低于扩张姿势组(蜷缩组: M=27.09, SD=8.14; 扩张组: M=33.82, SD=10.42; t(128)=−4.10, p<0.001, Cohen’s d=−0.72, 95%CI=[−1.07, −0.36])。表明在合作者全额返还投资的积极反馈下，蜷缩姿势依然降低对合作者的人际信任。
其次，计算了T2相对于T1的人际信任变化量(ΔT1=T2−T1)，并对两组的ΔT1进行了独立样本t检验。结果显示，蜷缩姿势组人际信任水平变化量显著高于扩张姿势组(蜷缩组: M=−1.38, SD=2.17; 扩张组: M=0.43, SD=2.48; t(128)=4.45, p<0.001, Cohen’s d=0.78, 95%CI=[0.42, 1.14])，进一步支持了蜷缩姿势在本金保障情景中对人际信任的负面影响。
同时，将人际信任变化量(∆T1)与零比较。结果显示，蜷缩姿势组人际信任变化量(∆T1)显著低于零(∆T1: t(64)=−5.14, p<0.001, Cohen’s d=−0.64, 95%CI=[−0.90, −0.37])，这表明保持蜷缩姿势会破坏人际信任，导致信任水平持续下降。而扩张姿势组人际信任变化量(∆T1)与零差异不显著(∆T1: t(64)=1.40, p=0.165, Cohen’s d=0.17, 95%CI=[−0.07, 0.42])。
3.4 扩张姿势保护人际信任对抗本金微损信号
保持短时间身体姿势不仅可以改变人际信任水平，还可以保护人际信任对抗本金微损信号。本研究中只有人际信任T1、T2是在没有本金微损情景下进行的，后续2次测量(T3、T4)均在有本金微损信号条件，即合作者在开始出现不利于合作行为的条件下进行。扩张姿势组与蜷缩姿势组被试在4次人际信任水平测量中表现出不同的趋势，见图3。
为了衡量保持扩张姿势可以保护人际信任对抗本金微损信号，将人际信任(T1)作为基线，计算人际信任(T3、T4)的人际信任变化量(∆T2、∆T3)。进行2(身体姿势：扩张、蜷缩)×2(测试时间：∆T2、∆T3)方差分析。结果显示：身体姿势主效应显著，F(1, 128)=157.54，p<0.001，$ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.55；测试时间主效应显著，F(1, 128)=11.03，p=0.001，$ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.08；身体姿势×测试时间交互作用显著，F(1, 128)=14.02，p<0.001，$ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.10。
结果表明，扩张姿势组人际信任维持水平显著高于蜷缩姿势组，即保持扩张姿势可以保护人际信任对抗本金微损信号(见图4)。简单斜率分析结果显示，在∆T2、∆T3任意水平上，扩张姿势组人际信任维持水平显著高于蜷缩姿势组(∆T2: t(128)=9.25, p<0.001, Cohen’s d=1.62, 95%CI=[1.22, 2.02]; ∆T3: t(128)=12.22, p<0.001, Cohen’s d=2.14, 95%CI=[1.71, 2.57])。结果同样支持了保持扩张姿势可以保护人际信任对抗本金微损信号。
为了证明是保持扩张姿势保护人际信任维持还是保持蜷缩姿势破坏人际信任维持，分别将两种姿势下两次人际信任变化量，共4组人际信任变化量与零比较。结果显示，在∆T2、∆T3中，扩张姿势组人际信任变化量均与零差异不显著(∆T2: t(64)=−1.49, p=0.142, Cohen’s d=−0.19, 95%CI=[−0.43, 0.06]; ∆T3: t(64)=−1.00, p=0.319, Cohen’s d=−0.13, 95%CI=[−0.37, 0.12])，这表明保持扩张姿势有助于维持人际信任水平，未出现显著提升或下降。而蜷缩姿势组人际信任变化量均显著低于零(∆T2: t(64)=−12.79, p<0.001, Cohen’s d=−1.59, 95%CI=[−1.95, −1.22]; ∆T3: t(64)=−16.43, p<0.001, Cohen’s d=−2.04, 95%CI=[−2.46, −1.61])，这表明保持蜷缩姿势会显著破坏人际信任，导致信任水平持续下降。
3.5 积极情绪和权力感的多重中介效应
3.5.1 共同方法偏差检验
同时采用自陈量表和金钱博弈任务，增加了研究工具的多元性，减少了共同方法偏差的潜在影响。此外，Harman单因素检验显示，未旋转的探索性因子分析可提取16个特征根大于1的因子，其中最大方差解释率为11.7%(小于40%)，表明不存在明显的共同方法偏差问题。
3.5.2 中介效应检验
表1 各路径的非标准化效应值与95%置信区间 |
| 情景 | 路径 | 效应值 | SE | 95%置信区间 |
| T1 | 身体姿势总效应 | 4.91 | 1.71 | [1.52, 8.30] |
| 身体姿势→人际信任 | 3.86 | 1.74 | [0.42, 7.29] | |
| 身体姿势→权力感→人际信任 | −3.42 | 0.86 | [−5.19, −1.88] | |
| 身体姿势→积极情绪→人际信任 | 4.47 | 1.05 | [2.51, 6.68] | |
| T2 | 身体姿势总效应 | 6.72 | 1.64 | [3.48, 9.97] |
| 身体姿势→人际信任 | 5.57 | 1.63 | [2.34, 8.81] | |
| 身体姿势→权力感→人际信任 | −3.38 | 0.83 | [−5.17, −1.82] | |
| 身体姿势→积极情绪→人际信任 | 4.53 | 1.03 | [2.63, 6.68] | |
| T3 | 身体姿势总效应 | 10.57 | 1.67 | [7.26, 13.88] |
| 身体姿势→人际信任 | 9.34 | 1.71 | [5.96, 12.71] | |
| 身体姿势→权力感→人际信任 | −3.11 | 0.77 | [−4.66, −1.65] | |
| 身体姿势→积极情绪→人际信任 | 4.34 | 1.02 | [2.51, 6.52] | |
| T4 | 身体姿势总效应 | 13.02 | 1.59 | [9.87, 16.16] |
| 身体姿势→人际信任 | 12.31 | 1.64 | [9.07, 15.55] | |
| 身体姿势→权力感→人际信任 | −3.16 | 0.84 | [−4.91, −1.64] | |
| 身体姿势→积极情绪→人际信任 | 3.87 | 0.92 | [2.21, 5.80] |
注：身体姿势采用虚拟编码（扩张姿势=1，蜷缩姿势=0）；效应值为非标准化回归系数。 |
在身体姿势方面，相比于蜷缩姿势，扩张姿势显著正向预测权力感(B=4.98, SE=0.73, p<0.001)，显著正向预测积极情绪(B=5.42, SE=0.77, p<0.001)。同时，权力感显著负向预测人际信任(T1: B=−0.69, SE=0.14, p<0.001; T2: B=−0.68, SE=0.13, p<0.001; T3: B=−0.62, SE=0.14, p<0.001; T4: B=−0.63, SE=0.13, p<0.001)；积极情绪显著正向预测人际信任(T1: B=0.83, SE=0.13, p<0.001; T2: B=0.84, SE=0.12, p<0.001; T3: B=0.80, SE=0.13, p<0.001; T4: B=0.71, SE=0.12, p<0.001)。
在控制两个中介变量后，身体姿势对人际信任的直接效应在四个情景中均显著，表明相比于蜷缩姿势，扩张姿势显著正向预测人际信任(T1: B=3.86, SE=1.74, p<0.05; T2: B=5.57, SE=1.63, p<0.001; T3: B=9.34, SE=1.71, p<0.001; T4: B=12.31, SE=1.64, p<0.001)。因此，积极情绪和权力感在身体姿势对人际信任的影响中起部分中介作用。
间接效应的Bootstrap检验结果见表1。在四个情景中，经由权力感的间接效应均显著(95%CI均不包含0)且方向为负(T1: B=−3.42; T2: B=−3.38; T3: B=−3.11; T4: B=−3.16)，表明扩张姿势通过提升权力感反而抑制了人际信任；经由积极情绪的间接效应亦均显著(95%CI均不包含0)且方向为正(T1: B=4.47; T2: B=4.53; T3: B=4.34; T4: B=3.87)，表明扩张姿势通过提升积极情绪促进了人际信任。两条中介路径在方向上呈现竞争性中介关系。进一步比较两条间接路径的差异，四个情景中差异的Bootstrap 95%置信区间均不包含0，且积极情绪的正向间接效应量均大于权力感负向间接效应量的绝对值，表明积极情绪的中介效应在整体路径中占主导。
4 讨论
本研究验证扩张身体姿势对心理状态的影响与前人研究一致：扩张姿势显著提升了积极情绪(Awad et al., 2021; Stepper & Strack, 1993)和权力感(Carney et al., 2010)。积极情绪显著促进人际信任(Dunn & Schweitzer, 2005; Forgas, 1998)，符合情绪渗透模型即积极情绪通过拓展认知灵活性增强对他人善意的解释偏向；而权力感虽被身体姿势激活却与人际信任呈负相关(Inesi et al., 2012; Schilke et al., 2015)，这与“高权利诱发警惕性”机制相吻合。
本研究的设计特点，在于信任博弈中反馈信息的具体操作方式。此外，对中性互动(即T2反馈)的定义——即“本金保障情景”(投资者收回与投入完全相等的金额)与大量经济博弈文献中“合作”的标准有所不同。在那些研究中，真正的合作通常被定义为对因信任而产生的增值利润进行公平分配(King-Casas et al., 2005)。研究做出这样的设计，其目的在于探索更微妙、但在现实中更普遍存在的心理边界：一种非剥削性结果(没有损失)与一种明确但微小的背叛(T3)之间的阈值。仅经历一元钱的轻微损失后，人们的信任水平便会出现下降，这表明信任对轻微的背叛信号具有较高敏感性。因此，本研究的讨论焦点并非慷慨互惠的失效，而是人际信任在伙伴行为从“中性”转向“背叛”时，所呈现的高度敏感特征。
本研究的T4情景为探讨信任破坏的泛化效应提供了线索。当把目光聚焦于蜷缩姿势组从T3到T4的轨迹时，所看到的并非信任在遭受打击后的稳定或恢复而是持续地下降。对于处在蜷缩状态下的个体而言，T3的“本金微损”事件其作用远非孤立的负面反馈。相反，该事件可能起到了触发作用。它激活了个体的消极预期导致信任的下降，从“对特定对象的怀疑”泛化为“对整个情景的悲观预期”。这解释了为何在T4阶段没有任何新负面反馈发生的情况下，该组的信任水平依然在持续下降。蜷缩这种具身姿态的潜在影响不在于单次的信任降低，而在于可能增加了负面反馈被泛化的风险。
本研究的意义在于尝试将具身认知理论置于动态的社会互动中，为“情景依赖性”提供了新的实证支持。身体姿势与心理状态的联结并非直接或固定的，而是深刻地受到当前情景的调节(Veenstra et al., 2017)。同时本研究提示，调整身体姿势可能为增强和保护人际信任提供一种低成本的辅助方法，例如在信任修复和针对社交焦虑群体的干预中具有应用潜力。本研究为理解身体姿势在人际信任建构中的作用机制提供了实证支持，丰富了具身认知与社会信任领域的交叉研究成果。研究的实践意义在于简便的身体姿势调节可作为一种干预手段，帮助个体在社交互动中更好地建立与维护人际信任。
本研究存在一定的局限性。首先，研究在情绪测量上仅采用了PANAS量表中的积极情绪维度，未考虑消极情绪维度。其次，研究仅通过主观报告测量权力感和积极情绪而未检测睾酮、皮质醇等神经内分泌指标。再者，实验仅探究身体姿势操纵的即时效应，无法确定干预效果的持续时间。未来研究可以采用纵向设计来检验积极情绪和权力感之间的时间动态关系。最后，本研究对中介变量(积极情绪与权力感)的测量发生在所有信任博弈任务结束之后，未来的研究可以在保持身体姿势后立即对中介变量(积极情绪与权力感)进行测量来避免不同反馈情景对中介变量测量可能产生的影响。
5 结论
本研究从具身认知的视角出发，系统考察了特定身体姿势对人际信任的影响机制。研究结果表明，短时间保持扩张性身体姿势不仅可以显著提升个体的人际信任水平，还能在本金微损信号出现时发挥保护作用维持个体的信任倾向。进一步的中介分析发现，积极情绪与权力感在身体姿势与人际信任之间起到竞争性中介作用，积极情绪的中介效应相对更为显著。