同性关系中的性沟通与满意度：一种二元视角的研究方法

《The Journal of Sex Research》：Sexual Communication and Satisfaction in Queer Relationships: A Dyadic Approach

　　**摘要**
性沟通一直与性满足感和关系满意度密切相关，但在应对独特关系规范和挑战的酷儿伴侣中，其作用仍研究不足。本研究调查了性沟通的三个维度——性自我披露、沟通质量和频率——与112对酷儿伴侣的性满足感和关系满意度之间的关系。通过演员-伴侣相互依赖模型（APIM）分析发现，性沟通的质量和性自我披露能够预测伴侣双方的性满意度，但仅对伴侣的性满意度有显著影响；而性沟通的频率则与双方的关系满意度相关，但对性满意度没有显著影响。当同时考虑这三个维度时，只有性沟通的质量仍然是预测伴侣性满意度和关系满意度的显著因素。探索性中介分析提供了与工具性和表达性路径一致的证据，表明性满意度在沟通与关系满意度之间起中介作用，同时关系满意度也在沟通与性满意度之间起中介作用，但跨伴侣的间接效应较小。这些发现通过关注酷儿伴侣的关系，强调了高质量沟通对性健康和关系幸福的重要性，从而扩展了现有的性沟通模型。

**有效沟通是健康关系的基石**
大量研究表明，进行性沟通与关系结果和性健康有积极关联（Byers, 2011; Mallory et al., 2019; Mark & Lasslo, 2018）。尽管如此，先前的研究发现表明，人们常常避免性沟通，性话题被视为禁忌（Anderson et al., 2010），通常被回避（Knobloch & Carpenter-Theune, 2004），或仅被简要讨论（Theiss & Estlein, 2014）。许多伴侣发现公开讨论性欲望、偏好和担忧具有挑战性（Brown & Weigel, 2018; Rehman et al., 2019）。对于经常面临独特挑战和社会压力的酷儿伴侣来说，进行开放的性沟通尤为重要（Rosenthal & Starks, 2015; Rubinsky & Hosek, 2019）。酷儿伴侣（此处使用包容性术语，涵盖多样化的性取向、性别认同和表达方式，挑战异性恋和顺性别规范）无法依赖传统的异性恋性规范，因为这些规范通常指导性行为并影响伴侣的性互动（Simon & Gagnon, 1986）。然而，关于酷儿伴侣中性沟通的研究有限，大多数研究集中在异性恋伴侣或LGBTQIA+社区内的特定健康问题上（Gauvin & Merwin, 2022）。本研究旨在通过探讨性沟通在酷儿伴侣中的作用来填补这一空白，重点关注三个关键维度：性自我披露、性沟通质量和性沟通频率。我们假设较高的性自我披露水平、性沟通质量和性沟通频率分别与个体及其伴侣的更高性满意度和关系满意度相关。通过考虑伴侣之间的相互依赖性，本研究提供了对性沟通在酷儿伴侣中作用的更全面理解。

**性沟通的定义与维度**
性沟通被定义为与伴侣讨论性生活方面的过程（Holmberg & Blair, 2009），例如表达性需求和愿望或协商性活动（Coffelt & Hess, 2015）。虽然性沟通包括言语和非言语交流，但本研究主要关注言语性沟通。先前的研究表明，性沟通在关系中的体验与非性沟通不同（MacNeil & Byers, 2009; Rehman et al., 2019），并且对性满意度有独特贡献（Jones et al., 2017; Montesi et al., 2011）。然而，测量性沟通的方法在不同研究中存在很大差异。性沟通被分为三个维度：性自我披露、性沟通质量和性沟通频率（Coffelt & Hess, 2015; Mallory, 2022; Metts & Cupach, 1989）。性自我披露指的是个体与伴侣分享关于性欲望、幻想和经历的亲密信息的程度（Coffelt & Hess, 2013; MacNeil & Byers, 2005, 2009）。性沟通的质量体现在感知的有效性、开放性和性讨论中的舒适度（Montesi et al., 2011; Rehman et al., 2017）。最后，性沟通频率量化了伴侣进行性相关对话的频率。尽管这三个维度相互关联，但它们各自反映了性沟通的不同方面，并以不同的强度与关系结果相关（Mallory, 2022）。分别研究这些维度有助于更细致地理解它们如何促进性满意度和关系满意度。

**性沟通与关系满意度的关系**
根据性脚本理论，性行为受到个人内、人际和文化脚本的指导和影响（Simon & Gagnon, 1986）。个体利用这些脚本来指导性行为并理解性经历。特别是文化脚本，受到社会性别和性角色的影响，通常强化关于性行为的异性恋规范（Masters et al., 2012; Simon & Gagnon, 1986; Wiederman, 2005）。这些脚本通常决定了谁发起性行为以及谁的愉悦优先（Peplau, 2003）。对于酷儿伴侣来说，由于缺乏预设的脚本，性沟通可能尤为重要，因为伴侣需要通过明确讨论共同构建自己的性规范和意义（Gauvin & Pukall, 2018）。性沟通还受到性别和权力动态的影响，在不同性别构成的关系中可能表现出不同的模式。某些性别化的性沟通模式在同性伴侣中持续存在，反映了内化的性别规范的影响，而其他模式可能减弱，表明某些异性恋权力动态在异性恋关系中不那么显著（Peplau & Fingerhut, 2007; Umberson et al., 2015）。例如，女同性伴侣在互动中表现出较高的开放性和关系亲密性（Julien et al., 2003; Umberson et al., 2015），这可能反映了女性在女同性恋社区中倾向于表达性沟通和关系规范的社会化。相比之下，男同性伴侣的沟通往往围绕性协议和自主性展开（Hoff & Beougher, 2010），这与男性倾向于独立的社会化以及强调协商边界和性健康的社区规范一致。这些模式说明了性别倾向和社区特定规范如何塑造酷儿伴侣中的沟通，这与许多异性恋伴侣中的权力不对称性不同。

**性沟通与压力**
酷儿伴侣面临的少数群体压力和污名化可能会使性沟通复杂化，导致回避或内化的担忧（Meyer, 2003; Rosenthal & Starks, 2015）。然而，作为应对策略的一部分，开放的性沟通也可以作为一种韧性资源，增强亲密感并帮助伴侣抵御外部压力（Rosenthal & Starks, 2015）。总之，酷儿伴侣在性沟通方面面临独特的障碍和挑战。那些可能使性沟通复杂化的因素，如缺乏异性恋规范、性别动态的变化和少数群体压力，同时也可能使关于性话题的沟通对于维持性满意度和整体关系幸福至关重要。

**实证证据**
来自异性恋样本的实证证据一致表明，性沟通与性满意度和关系满意度呈正相关（MacNeil & Byers, 2005, 2009; Mallory, 2022; Mark & Jozkowski, 2013; Montesi et al., 2011; Rehman et al., 2011）。大多数研究评估了性自我披露或性沟通的质量。披露自己的性偏好和愿望与更高的性满意度相关（例如，Byers & Demmons, 1999; Rehman et al., 2011），以及更高的关系满意度（例如，MacNeil & Byers, 2005, 2009）。同样，性沟通质量的提高也与更高的性满意度和关系满意度相关（例如，Mark & Jozkowski, 2013; Montesi et al., 2011）。虽然性沟通频率较少被测量，但一项研究发现患者样本中关系满意度与性满意度之间存在正相关（Valvano et al., 2018），而一项最近的日记研究表明，对于男同性伴侣来说，性沟通的存在本身就与次日的关系满意度相关（Chen et al., 2025）。元分析发现，与频率和性自我披露相比，性沟通的质量与关系满意度和性满意度的相关性最强（Mallory, 2022）。因此，个人的性满意度和关系满意度似乎受到性沟通的影响，同时性沟通也可能影响伴侣的满意度。开放沟通有助于防止对彼此需求和愿望的误解，从而避免挫败感或怨恨（Mallory et al., 2019），这些负面情绪可能影响双方的性满意度和关系满意度。

**结论**
很少有研究从二元角度探讨性沟通与性满意度和关系满意度之间的关系。与个体研究一致，二元研究一致显示了显著的个体效应，即个体的性沟通质量对其自身的性满意度和关系满意度有积极预测作用。例如，Velten和Margraf（2017）发现性沟通质量是大量异性恋伴侣性满意度的重要预测因素。Jones等人（2017）也观察到性沟通的程度和过程对个体的性满意度有预测作用。相比之下，伴侣效应的研究结果不太一致。在一项二元日记研究中，Bibby和Davila（2023）发现个体的性沟通质量对其伴侣在发生性行为的日子里的每日性满意度有积极影响，而Roels和Janssen（2020）未观察到性满意度或关系满意度的显著伴侣效应。性别差异也有所体现，一些研究表明女性的性沟通对其男性伴侣的满意度影响更大（Jones et al., 2017; Rehman et al., 2011）。这些发现共同表明，虽然性沟通在个体满意度结果中起关键作用，但其对伴侣结果的影响可能更为复杂，并可能受到性别动态等因素的影响。

**未来研究方向**
由于在异性恋伴侣中二元评估已经很少，关于性沟通和满意度的二元研究也极少针对酷儿伴侣。最近的一项研究评估了103对顺性别男性伴侣在15天内的关系、性和心理结果（Chen et al., 2025）。结果显示，性沟通的存在和质量对参与者自身的关系满意度有积极影响。性沟通的存在预测了伴侣的情感亲密感，但没有观察到进一步的显著伴侣效应。一项针对226名酷儿身份个体的研究表明，性自我披露与性满意度以及性自我披露与关系满意度之间存在中等程度的正相关（Rubinsky & Hosek, 2019）。总体而言，这些发现表明，虽然在异性恋伴侣中观察到的模式也可能出现在酷儿伴侣中，但实证证据仍然有限，强调了需要专门针对酷儿伴侣的二元研究。

**性沟通如何影响性满意度和关系满意度**
基于人际交换模型的性沟通双路径模型（MacNeil & Byers, 2005, 2009）提出了性沟通影响性满意度和关系满意度的两条路径。工具性路径认为，开放和频繁的性沟通使伴侣能够分享性需求和偏好，从而更好地匹配双方的需求和获得，从而提高性满意度。通过沟通，伴侣可以更好地理解彼此的性回报和成本，建立相互满意的性行为模式。表达性路径则认为，性自我披露促进了亲密感，进而提高了整体关系满意度，从而提高性满意度。MacNeil和Byers（2009）在长期异性恋伴侣的研究中发现，更高的性自我披露与更平衡的性回报和成本以及伴侣对这些回报的更好理解相关，这两者都预测了更高的性满意度，支持了工具性路径。然而，这些机制在男性和女性中的表现不同。对于女性来说，性自我披露与其自身的性回报和成本平衡以及性满意度相关；而对于男性来说，性自我披露与其自身的回报和成本平衡、性满意度以及伴侣对其回报的理解相关。男性的性取向披露在伴侣对性满足感的理解上解释了更多的变异，而女性的性取向披露在男性对性满足感的理解上解释的变异较少。本研究中对“表达性路径”的证据相对较弱。对于男性来说，关系满意度部分中介了男性性取向披露与性满意度之间的关联；而对于女性来说，非性取向的自我披露通过关系满意度间接预测了性满意度。这些发现指出了异性恋关系中这些路径相对重要性的性别差异：女性的性满意度似乎更强烈地与通过亲密关系和关系质量的“表达性路径”相关联，而男性的满意度则更多地与通过性满足感和成本的“工具性路径”相关联。这些动态可能反映了性别化的社会化过程和异性恋规范中的权力不对称性。然而，在酷儿伴侣中，这些性别化的路径可能以不同的方式发挥作用。在没有相同的异性恋规范权力结构的情况下，工具性和表达性过程可能在伴侣之间更均匀地分配，或者受到特定社区规范的塑造。到目前为止，双路径模型尚未在酷儿伴侣中进行过研究。本研究通过考察性沟通与性满足感和关系满意度之间的中介因素，迈出了填补这一空白的第一步。虽然该模型主要关注性取向披露，但性沟通的质量和频率也可能通过这两种路径影响性满意度。更频繁的性沟通为伴侣提供了更多机会来更新和细化他们对彼此性需求和偏好的理解。此外，当伴侣清晰有效地沟通他们的性偏好时，这些偏好被准确理解并付诸行动的可能性会增加，从而带来更令人满意的性体验（Mallory等人，2019年）。从“表达性路径”来看，性沟通的质量和频率与关系满意度之间存在强烈的正相关（Mallory，2022年）。当伴侣进行开放的性沟通时，它可以创造出一种超越性领域的亲密感和理解，从而提高整体关系满意度。更频繁的性沟通可能通过创造更多亲密交流的机会来加强“表达性路径”，有助于维持伴侣之间的联系和开放性。这些稳健的关联支持了更频繁和更高质量的沟通能够促进亲密感和满意度的观点。此外，最近一项针对同性男性伴侣的二元研究发现，性沟通的存在和质量对情感亲密性都有积极影响（Chen等人，2025年），这表明Byers的双路径模型也可能适用于性沟通的其他维度。

当前研究
缺乏关于酷儿伴侣的二元数据以及倾向于关注异性恋规范的限制，限制了我们对性沟通如何影响不同伴侣关系满意度的了解。本研究通过应用“行为者-伴侣相互依赖模型”来评估性取向披露、沟通质量和频率在酷儿关系中的影响，直接解决了这些研究空白。通过同时测量性沟通的多个方面，而不是依赖单一指标，本研究提供了对其对关系满意度独特和综合贡献的更细致的理解。

我们预先注册了以下假设（https://aspredicted.org/QRJ_3Q9）：个体的较高水平性取向披露与其较高的性满足感和关系满意度相关（假设1.1），以及其伴侣的较高水平性满足感和关系满意度相关（假设1.2）。我们进一步预测，个体的沟通质量越高，个体和伴侣的性满足感和关系满意度也会越高（假设2.1和2.2）。此外，我们提出个体的沟通频率越高，个体和伴侣的性满足感和关系满意度也会越高（假设3.1和3.2）。出于探索性目的，我们研究了性沟通的三个维度中哪些对个体和伴侣的性满足感和关系满意度最具预测性。为了考虑不同伴侣性别构成在性沟通和满意度上的潜在差异，我们在分析中加入了性别构成作为协变量。最后，我们测试了性满意度是否中介了性沟通与关系满意度之间的关系，或者关系满意度是否是性沟通与性满意度之间关系的显著中介因素。

参与者
使用APIMPowerR（Ackerman & Kenny，2016年）进行的预先注册功效分析表明，需要89对伴侣才能以80%的功效检测到β=0.25的行为者效应和β=0.20的伴侣效应，假设预测变量之间的标准内对相关性为r=0.40，残差相关性为r=0.35。效应大小参数基于Jones等人（2017年）报告的女性性沟通过程预测性满意度的研究。参与者必须处于酷儿关系中，并且至少18岁。共有268名参与者完成了调查。随后排除了没有伴侣数据的案例。两名参与者因在人口统计项目上的回答不合理而被排除，三对伴侣因双方均未完成大部分调查而被排除。最终样本包括112对伴侣（N=224），其中137名参与者自认为是女性，60名男性，18名非二元性别者，9名参与者未归入这些类别。这些参与者包括女性/非二元性别者（n=1）、性别酷儿（n=1）、跨性别男性（n=2）、非二元性别/女性化男性（n=1）、无性别/性别流动者（n=1）、女同性恋者（n=1）、女性*（n=1）和性别流动者（n=1）。参与者的年龄范围从18岁到64岁（平均值M=27.42，标准差SD=8.32）。大多数参与者（58.9%）表示自己是同性恋者（n=80为女同性恋者，n=52为男性同性恋者），17.9%自认为是双性恋者（n=40），8%自认为是泛性恋者（n=18），1.3%自认为是无性恋者（n=3）。另有6.7%（n=15）使用其他术语描述自己的性取向。提到的术语包括：酷儿（n=4）、未定义（n=5）、不确定（n=2）、无标签（n=2）、女同性恋-双性恋（n=1）。十六名参与者（7.1%）表示有多重性取向。在这个群体中，女同性恋被选择了9次，同性恋1次，双性恋11次，泛性恋7次，无性恋3次，“其他”2次。出于分析目的，这些参与者被归类为一个独立的“多重取向”组（n=16）。伴侣的性别和性取向构成分布见表1。总体而言，27.2%的伴侣关系持续时间不到一年，41.1%的关系持续了一到三年，17.9%的关系持续了三年以上，8.5%的关系持续了五年以上，5.4%的关系持续了十年以上。大多数参与者要么有工作（n=90），要么在大学学习（n=92）。所有参与者都会说德语（n=152人自认为是德国人，n=67人自认为是奥地利人，n=5人自认为是意大利人）。

表1. 按性别和性取向构成的伴侣的平均值、标准差和数量。下载CSV显示表格

程序
在收集数据之前，该研究获得了大学伦理委员会的批准。参与者通过大学电子邮件分发列表、在大学和公共空间张贴的传单以及社交媒体进行招募。具体来说，招募信息通过Instagram、Jodel以及在酷儿友好场所（如酷儿酒吧、活动团体聊天室）分享。招募材料一致使用了“酷儿伴侣”这一术语，以确保涵盖各种性和性别身份（如女同性恋者、同性恋者、双性恋者、泛性恋者、跨性别者和非二元性别者）。在德语中，“酷儿”一词越来越多地融入到活动家、学术和社区语境中，尤其是在年轻一代中。LSVD+是一个主要的德国LGBTQ权益倡导组织，它将“酷儿”定义为涵盖女同性恋者、同性恋者、双性恋者、跨性别者和间性者的总称（LSVD+-Verband Queere Vielfalt [LSVD]，引用日期未提供）。此外，它也越来越被用作一种超越“男性/女性”或“异性恋/同性恋”等固定类别的自我标识，并可以表达对二元性别和异性恋规范的批判立场。因此，“酷儿”被认为是我们招募中最连贯和最全面的术语。数据收集发生在2024年2月至2024年6月期间。感兴趣的参与者通过Qualtrics访问研究网站，并首先阅读并签署知情同意书。参与者被告知研究的二元性质，并被要求将个性化链接发送给他们的伴侣以参与研究。链接中包含一个在调查元数据中生成的数字代码，使我们能够后来将伴侣的数据集匹配在一起。然后，参与者完成了关于关系满意度、性满意度、性沟通的质量和频率以及性取向披露的问卷。之后，参与者回答了与人口统计信息相关的问题，如年龄、性别、性取向、种族和当前关系的持续时间。完成人口统计数据后，参与者自动被转发到另一个问卷以确保匿名性。在那里，参与者可以表明他们是否希望接收关于结果的信息和/或参加有机会赢得30欧元奖金的抽奖活动。如果参与者对其中任何一项感兴趣，他们被要求提供电子邮件地址。最后，参与者被告知了研究的目的。

测量方法
关系满意度
使用德语版的“关系满意度量表”（Zufriedenheit in Paarbeziehungen-Skala，ZIP；Hassebrauck，1991年）来测量关系满意度。参与者被要求通过回答7个项目来评估他们当前关系的满意度，例如“你的伴侣在多大程度上满足了你的愿望和需求？”或“你有多希望没有这段关系？”（反向问题）在5点李克特量表上评分。分数越高表示满意度越高（M=4.39；SD=0.50；α=0.81）。

性满意度
为了测量性满意度，我们使用了德语版的“新性满意度量表-简短形式”（Hoy等人，2019年）。该量表包含12个项目，在5点李克特量表上评分（M=4.05；SD=0.67；α=0.87）。参与者回答了以“关于你过去六个月的性生活，你对……有多满意？”开头的项目（1=完全不满意，5=非常满意）。示例项目包括“……我的性高潮质量”或“……我在性行为中给予和接受之间的平衡”。

性沟通的质量
使用Catania的二元性沟通量表的6个项目版本（Catania，2013年）来测量性沟通的质量。参与者通过在6点李克特量表上表示同意来评估他们与伴侣的性沟通质量（1=完全不同意，6=完全同意）。示例项目包括“我发现有些性话题太令人不安，无法与我的主要伴侣讨论”（反向问题）或“我很容易告诉我的主要伴侣我喜欢或不喜欢做什么”（M=4.79；SD=0.80；α=0.77）。

性取向披露
基于现有的量表，如修订后的性取向披露量表（Snell等人，1989年）和性取向披露问卷（Byers & Demmons，1999年），使用了一份包含20个性话题的列表来测量性取向披露和性沟通的频率。这些项目涵盖了性偏好、幻想、性满意度、不喜欢的事物、界限、性欲、排他性、安全性行为、性的意义和过去的性历史。在5点李克特量表上（1=完全不，5=完全同意），参与者被要求评估他们在过去3个月内与伴侣讨论每个性话题的程度（M=3.66；SD=0.72；α=0.91）。对于所有20个项目，他们还被要求在5点李克特量表上说明他们在过去3个月内与伴侣讨论这些话题的频率（1=从未，5=非常频繁；M=2.66；SD=0.67；α=0.91）。

数据分析
计算了伴侣在同一构念上的得分之间的组内相关性（ICCs），以评估伴侣回答的非独立程度。此外，还计算了双变量组内相关性，以检查性取向披露、性沟通频率、性沟通质量、性满意度和关系满意度在个体内部和个体之间的关系。由于伴侣成员无法区分，因此使用成对（双输入）方法估计相关性（Gonzalez & Griffin，1999；Griffin & Gonzalez，1995；Kenny等人，2006）。然后在这些“双输入”数据上计算了普通的皮尔逊相关性。相关性的近似标准误差估计为1/n的平方根，其中n是伴侣对的数量，双变量组内相关性的显著性检验基于此近似值。根据Kenny等人（Citation2006）的研究，ICC（类内相关性系数）被描述性地解释，其中值高于0.30被视为伴侣间存在显著非独立性的证据。为了验证这些假设，使用了R语言中的lavaan包（Rosseel, Citation2012）通过结构方程建模（SEM）估计了三个多变量演员-伴侣相互依赖模型（APIM；Kenny等人，Citation2020）。APIM框架在人际关系研究中被广泛使用，用于研究个体的行为（演员效应）如何影响他们自己的结果，以及这种行为如何同时影响伴侣的结果（伴侣效应；Campbell & Stanton, Citation2015）。鉴于样本为同性恋伴侣，并且缺乏一个能够区分所有伴侣中双方成员的变量，因此在模型中将伴侣视为不可区分的（Kenny等人，Citation2020；Mustanski等人，Citation2014）。然而，由于伴侣的性别组成存在差异，我们实证检验了这种不可区分性的假设（Kenny等人，Citation2006）。具体来说，我们比较了一个完全饱和模型和一个不可区分的饱和模型（I-SAT），在后者中，均值、方差和协方差被限制为相等。所有模型都使用最大似然法估计，并采用了稳健的标准误差和完全信息最大似然法（FIML）来处理缺失数据。由于传统的SEM拟合指数包括了将不可区分的伴侣任意指定为“Person 1”和“Person 2”所导致的误差，因此根据Kenny等人（Citation2006）和Peugh等人（Citation2013）的方法计算了调整后的拟合指数，其中将APIM与I-SAT（分析）和一个不可区分的零模型（I-NULL；所有协方差固定为零）进行了比较。在我们的数据中，APIM和严格的I-SAT具有相同的自由度（观察等价性），因此——遵循Kenny等人（Citation2006）的建议——我们使用了放宽的I-SAT（除了均值外不可区分），以确保在不改变APIM结构的情况下进行适当的嵌套。I-NULL被指定为与I-SAT对均值的处理方式相匹配。因此，调整后的指数去除了由于任意指定而产生的误差成分，比在严格I-SAT下的指数更为保守。根据传统指南（Browne & Cudeck, Citation1992；Hu & Bentler, Citation1999；Kline, Citation2016），CFI和TLI值≥0.95、RMSEA≤0.06且90%置信区间的上限<0.08被认为是模型拟合良好的指标。由于df′较低，即使整体拟合良好，调整后的RMSEA 90%置信区间也会较宽；因此，解释是基于点估计以及CFI/TLI/SRMR的综合结果。对于包含性满意度的模型，有两个伴侣的性满意度数据对双方来说都是完全缺失的（所有条目标记为“不适用”）。因此，性满意度相关参数的有效样本量为110对伴侣（N=220），而总样本量仍为112对伴侣（N=224），用于不涉及性满意度的参数。

探索性分析是通过估计超出主要假设驱动模型的额外APIM来进行的。首先，计算了两个APIM，将性自我披露、性沟通的质量和频率作为关系满意度和性满意度的预测因子，从而控制了它们之间的共同方差。其次，为了检验不同伴侣性别组成之间的潜在差异，重新估计了相同的三个APIM，将性别组成作为协变量纳入模型。某些组合（例如，男-非二元、男-其他）较为罕见（n=1或2），因此被排除以确保估计的稳定性。剩余的组合（女-女、女-非二元、女-其他和男-男）被虚拟编码，女-女伴侣作为参考组。虚拟变量同时被纳入演员和伴侣效应的回归方程中，以便我们测试性沟通与满意度之间的关联是否因性别组成而异。最后，为了探索性沟通、性满意度和关系满意度之间的相互作用，我们使用了Kenny（Citation2015）开发的APIMeM Shiny应用程序来计算中介模型，该应用程序实现了演员-伴侣相互依赖中介模型（Ledermann等人，Citation2011）。该应用程序依赖于结构方程建模程序lavaan（Rosseel, Citation2012），并使用最大似然估计来计算直接效应、间接效应和总效应。间接效应是通过相关演员和伴侣路径的乘积来计算的。使用k=40,000次的蒙特卡洛方法生成95%置信区间。遵循最佳实践（Cook & Kenny, Citation2005；Ledermann等人，Citation2011），如果自助法得到的95%置信区间排除了零，则认为效应具有统计学意义。此外，我们使用卡方检验评估了应用程序提供的中介效应组合测试，该检验比较了一个受限模型（所有间接效应固定为零）和一个间接效应自由估计的模型。

初步分析
表1展示了按性别和性取向组成划分的主要研究变量的描述性统计（均值和标准差）。研究变量的双变量类内相关性和类内系数见表2。主要研究变量的类内系数范围从0.48到0.59，超过了Kenny等人（Citation2006）提出的0.30的临界值，证实了伴侣的反应不是独立的。因此，后续分析使用了APIM。值得注意的是，性沟通的所有方面都与个体和伴侣的性满意度呈正相关。相比之下，关系满意度仅与性沟通的质量和性自我披露呈正相关，这些由个体和伴侣双方报告。个体和伴侣的性沟通频率与关系满意度无关。

表2. 主要变量的双变量类内相关性和类内系数。
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为了测试是否应该根据性别将伴侣视为可区分的，我们比较了一个完全饱和模型和一个不可区分的饱和模型（I-SAT；Kenny等人，Citation2006）。卡方检验不显著，χ2(12) = 10.63，p = 0.566，表明不需要将伴侣视为可区分的。

主要分析
为了检验假设1.1和1.2，使用SEM估计了一个APIM，以性沟通的质量作为预测因子，性满意度和关系满意度作为结果（见图1）。使用放宽的I-SAT基线（除了均值外不可区分）和匹配的I-NULL进行调整后，APIM拟合良好：χ2(3) = 3.05，p = 0.384；CFI = 1.00；TLI = 1.00；RMSEA = 0.01，90% CI [0.00, 0.16]；SRMR = 0.06。演员的性沟通质量预测了演员的关系满意度（b = 0.20，p < 0.001，β = 0.33）和性满意度（b = 0.41，p < 0.001，β = 0.49），支持假设1.1。虽然关系满意度的伴侣效应不显著（b = 0.01，p = 0.725，β = 0.02），但性沟通的质量显著预测了伴侣的性满意度（b = 0.11，p = 0.017，β = 0.13）。因此，假设1.2得到了部分验证。

图1. 不可区分的演员-伴侣相互依赖模型，以性沟通的质量作为关系满意度和性满意度的预测因子。*p ≤ 0.05，**p ≤ 0.01，***p ≤ 0.001。

以性自我披露作为预测因子，性满意度和关系满意度作为结果的APIM见图2。使用放宽的I-SAT基线和匹配的I-NULL进行调整后，模型拟合良好：χ2(3) = 3.37，p = 0.338；CFI = 1.00；TLI = 0.99；RMSEA = 0.03，90% CI [0.00, 0.17]；SRMR = 0.07。性自我披露和关系满意度有显著的演员效应（b = 0.16，p = 0.001，β = 0.22），以及性满意度（b = 0.31，p < 0.001，β = 0.33）。因此，假设2.1得到了验证。性自我披露预测了伴侣的性满意度（b = 0.16，p = 0.004，β = 0.17），但没有预测关系满意度（b = 0.03，p = 0.453，β = 0.05）。因此，假设2.2得到了部分验证。

为了检验假设3.1和3.2，计算了一个以性沟通频率作为预测因子，性满意度和关系满意度作为结果的APIM（见图3）。使用放宽的I-SAT基线（和匹配的I-NULL）进行调整后，模型拟合良好：χ2(3) = 1.77，p = 0.621；CFI = 1.00；TLI = 1.02；RMSEA = 0.00，90% CI [0.00, 0.13]；SRMR = 0.07。演员的性沟通频率预测了演员的性满意度（b = 0.28，p < 0.001，β = 0.27），但没有预测关系满意度（b = 0.08，p = 0.106，β = 0.11）。因此，假设3.1得到了部分验证。对于频率的伴侣效应也观察到了相同的模式，性沟通频率对性满意度有显著效应（b = 0.14，p = 0.030，β = 0.14），但对关系满意度没有效应（b = 0.00，p = 0.973，β = 0.00）。因此，假设3.2得到了部分验证。

探索性分析
为了考察哪些性沟通方面与双方的性满意度和关系满意度最相关，同时考虑到他们的相互依赖性，计算了两个APIM。由于先前的结果表明沟通方面与性满意度之间的关系与与关系满意度之间的关系不同，因此计算了两个单独的模型。总体而言，使用放宽的I-SAT基线（和匹配的I-NULL）调整后的性满意度模型拟合非常好：χ2(4) = 3.13，p = 0.536；CFI = 1.00；TLI = 1.00；RMSEA = 0.00，90% CI [0.00, 0.13]；SRMR = 0.04。我们的发现表明，当将所有三个沟通方面都纳入模型时，只有性沟通的质量对性满意度有显著的演员效应（b = 0.35，p < 0.001，β = 0.41）。性自我披露（b = 0.09，p = 0.183，β = 0.09）和性沟通频率（b = 0.06，p = 0.357，β = 0.06）并没有显著预测演员的性满意度，且没有任何伴侣效应具有统计学意义（对于质量：b = 0.07，p = 0.222，β = 0.08；对于自我披露：b = 0.06，p = 0.344，β = 0.07；对于频率：b = 0.01，p = 0.939，β = 0.01）。性满意度的APIM拟合良好，χ2(4) = 5.70，p = 0.222；CFI = 1.00；TLI = 0.98；RMSEA = 0.06，90% CI [0.00, 0.17]；SRMR = 0.06，在使用放宽的I-SAT基线（和匹配的I-NULL）进行调整后。性沟通的质量是演员关系满意度的唯一显著预测因子（b = 0.19，p < 0.001，β = 0.31），而性自我披露（b = 0.08，p = 0.134，β = 0.12）和性沟通频率（b = ?0.06，p = 0.341，β = ?0.07）没有显著关联。对于关系满意度，没有发现显著的伴侣效应（对于质量：b = 0.02，p = 0.629，β = 0.04；对于自我披露：b = 0.02，p = 0.718，β = 0.03；对于频率：b = ?0.06，p = 0.319，β = ?0.08）。

对于以性沟通质量作为预测因子，性满意度和关系满意度的模型，即使将伴侣的性别组成作为协变量重新运行了主要假设的分析，拟合也没有改善，χ2(18) = 35.34，p = 0.009；CFI = 0.91；TLI = 0.85；RMSEA = 0.10，90% CI [0.00, 0.14]；SRMR = 0.08，得到的调整后指数较差。对于以性自我披露作为预测因子的APIM，将性别组成作为协变量并未显著改善拟合，χ2(18) = 30.50，p = 0.033；CFI = 0.91；TLI = 0.85；RMSEA = 0.08，90% CI [0.00, 0.13]；SRMR = 0.07。演员效应表明性自我披露与关系满意度和性满意度相关（见表4）。伴侣效应对关系满意度不显著，但对性满意度显著。没有任何性别组成协变量是显著的预测因子。

对于以性沟通频率作为预测因子的APIM，将性别组成作为协变量也没有改善模型拟合，χ2(18) = 30.50，p = 0.033；CFI = 0.91；TLI = 0.85；RMSEA = 0.08，90% CI [0.00, 0.13]；SRMR = 0.07。演员效应表明更频繁的性沟通与性满意度呈正相关，但与关系满意度无关（见表5）。性别组成协变量没有显示出显著效应。

为了更好地理解性沟通、性满意度和关系满意度之间的相互作用，使用SEM在APIM中进行了两项中介分析。首先，测试了关系满意度是否介导了性沟通质量与性满意度之间的关系（见图4中的直接效应）。一项综合的中介效应测试表明，所有四种间接路径的联合效应显著不为零，卡方值（χ2（3）= 18.43，p < 0.001），这表明存在中介作用。对各个间接效应的进一步分析显示，这种效应完全由“行为者-行为者”路径驱动（b = 0.07，95%置信区间[0.04, 0.10]），意味着一方伴侣的性沟通质量与其性满意度之间的联系是通过他们自身的关系满意度来中介的。伴侣之间的其他间接效应均不显著。表6展示了所有总效应和间接效应的详细结果，包括95%的置信区间。图4显示了以关系满意度为中介的“行为者-伴侣相互依赖模型”的标准化效应，该模型用于探讨性沟通质量与性满意度之间的关系。*p ≤ 0.05，**p ≤ 0.01，***p ≤ 0.001。

在第二次分析中，我们探讨了性满意度是否中介了性沟通质量与关系满意度之间的关联（直接效应见图5）。一项综合的中介效应测试表明，所有四种可能的间接路径的联合效应显著不为零，卡方值（χ2（2）= 18.43，p < 0.001），这表明存在中介作用。表7展示了所有总效应和间接效应的详细结果，包括95%的置信区间。在“行为者”层面，通过性满意度产生的间接效应是显著的（行为者-行为者间接效应；b = 0.10，95%置信区间[0.06, 0.14]）。因此，一方伴侣的性沟通质量与其关系满意度之间的联系是通过他们自身的性满意度来中介的。尽管总体的间接效应不显著，但一方伴侣的性沟通质量会通过其伴侣的性满意度来影响对方的关系满意度（伴侣-行为者间接效应；b = 0.03，95%置信区间[0.004, 0.05]）。然而，“行为者-伴侣”间接效应并不显著，这意味着一方伴侣的性沟通质量与其伴侣的关系满意度之间的联系并非通过他们自身的性满意度来中介的。

讨论
本研究旨在通过探讨性自我披露、性沟通质量和性沟通频率在酷儿关系中的作用，以及这些因素如何影响性满意度和关系满意度，来填补关于酷儿关系中性沟通研究的空白。采用APIM模型考虑了伴侣之间的相互依赖性，使我们能够研究个体的行为（行为者效应）如何影响自身的结果，以及这种行为如何同时影响伴侣的结果（伴侣效应）。
我们的研究结果在很大程度上支持以下假设：性自我披露、沟通频率和感知的性沟通质量与个体的性满意度呈正相关。性沟通与关系满意度之间的关联以及伴侣效应更为复杂。首先，性沟通质量被证明是性满意度的最强预测因素，同时表现出行为者和伴侣效应。当这三个沟通方面同时被纳入考虑时，性沟通质量成为关系满意度和性满意度的唯一预测因素，尽管这种效应仅限于行为者层面。这一发现与之前的异性恋样本研究结果一致，这些研究一致表明，感知的性沟通质量在个体的性福祉和关系福祉中起着核心作用（例如，Mallory, Citation2022; Mark & Jozkowski, Citation2013）。沟通质量与性满意度之间的强关联强调了在促进满足感的性体验中，关于性需求和偏好的清晰、开放和有效讨论的重要性。对于酷儿伴侣来说，这一点尤为重要，因为他们缺乏广泛共享的性行为规范，这些规范可以指导关于性行为的开始、角色和实践的预期。由于他们需要共同构建自己的性行为规范，尤其是在处理敏感或被污名化的议题时，因此伴侣之间进行开放、建设性和相互响应的对话就更加关键。虽然性沟通质量也与关系满意度呈正相关，但这一效应仅限于行为者层面（与Chen等人（Citation2025）的最新研究结果一致），这表明个体对其关系中性沟通质量的感知对其自身关系满意度的影响大于对其伴侣的影响。

与性沟通质量类似，性自我披露也与个体的性满意度和伴侣的性满意度相关，但与伴侣的关系满意度无关。这些发现与Rubinsky和Hosek（Citation2019）的先前研究结果一致，即在自我认同为LGBTQ的个体中，性自我披露与性满意度和关系满意度均呈正相关。然而，当考虑到性沟通质量时，性自我披露不再是关系满意度或性满意度的显著预测因素。根据定义，性沟通质量包括情感元素，如积极情感（Rehman等人，Citation2011）和情感安全（Rehman等人，Citation2017），这些因素可能比单纯的披露行为本身与满意度有更直接的联系。有趣的是，Jones等人（Citation2017）的研究发现，与我们的结果相反，性对话中讨论的主题对关系满意度和性满意度有显著的行为者效应，而性沟通过程本身对关系满意度没有影响。Jones等人使用的沟通模式问卷（Citation2017）衡量的是围绕性话题的自我报告的整体积极互动情况，而我们的测量工具（DSC）则评估了日常情境下性沟通的感知易用性、积极性和响应性。这种区别再次突显了在这一领域需要明确的性沟通操作定义和经过验证的评估工具（例如，Mallory, Citation2022; Widman等人，Citation2022）。

一个人讨论性话题的频率与其自身和伴侣的性满意度呈正相关，但当考虑到沟通质量时，这种相关性不再显著，并且对关系满意度没有显著影响。当性沟通质量与性沟通频率和性自我披露一起建模时，只有性沟通质量能够预测关系满意度和性满意度，这可以有多种解释。一种可能性是，性沟通质量代表了性沟通中最重要的维度：即使频繁或广泛的披露也可能由于对话中的评判或冷漠而无法带来满意度，而一次高质量的互动可能会产生显著影响。另一种解释是，性沟通的不同维度可能相互促进。例如，更频繁的沟通可能提供更多讨论性话题的机会，从而促进更多的自我披露，最终提高这些互动的感知质量。从这个角度来看，频率和自我披露可能为高质量的性沟通创造了条件，而高质量的性沟通又与性满意度和关系满意度有最强的关联。

特别是在酷儿关系中，伴侣往往需要讨论一些被污名化的议题，他们无法依赖与异性恋伴侣相同的沟通模式或规范，因此性沟通的质量——即伴侣是否能够相互响应、开放和支持对方——可能至关重要。最后，性沟通质量可能是一个涵盖性的综合概念，包含了披露和频率的各个方面。人们对质量的评估可能隐含地反映了清晰度和响应性，以及沟通是否足够频繁和充分。然而，这种解释需要谨慎对待。这三个沟通变量在概念上相关且在实证上高度相关，这可能导致多重共线性，从而减少了性沟通频率和性自我披露的独特贡献。当分别建模时，每个预测因素都与满意度显著相关，这表明将它们一起建模可能会抑制它们的独特效应。未来的研究可以继续单独考察这些维度，或者将它们作为性沟通的更广泛潜在结构的指标来更好地捕捉它们的共同和独特贡献。

目前的分析没有发现不同性别组合（例如，女性-女性、女性-非二元性别者、女性-其他性别者、男性-男性）之间的性沟通与关系满意度或性满意度之间存在显著差异。这表明，尽管可能存在性别规范和权力不对称性的差异，性沟通在各种伴侣关系中的关系益处似乎是稳定的。一种可能的解释是，性沟通是一种基本的关系过程，无论伴侣的性别如何，都能促进亲密感和相互理解。同时，酷儿理论强调非异性恋伴侣经常挑战和重新定义关于性别和性的异性恋规范预期，这可能导致协商亲密感和权力的独特方式（Butler, Citation1990; Ward, Citation2015; Weeks等人，Citation2001）。从这个角度来看，性沟通对满意度的相似效应可能不是因为不同伴侣之间的动态完全相同，而是因为酷儿伴侣通常会发展出有意图的沟通策略来弥补缺乏主导的异性恋规范。重要的是，我们的发现关注的是结果而非过程：虽然性沟通在不同性别组合的伴侣中都能预测关系满意度和性满意度，但这种沟通的具体展开方式——包括谁有权利表达欲望以及伴侣如何回应——可能仍然存在差异。因此，未来的研究应该不仅考察不同的维度，还要考察性沟通的具体内容、互动风格和情境障碍。

与性沟通质量类似，性自我披露也与个体的性满意度和伴侣的性满意度相关，但与伴侣的关系满意度无关。这些发现与Rubinsky和Hosek（Citation2019）的先前研究结果一致，即在自我认同为LGBTQ的个体中，性自我披露与性满意度和关系满意度均呈正相关。然而，当考虑到性沟通质量时，性自我披露不再是关系满意度或性满意度的显著预测因素。性沟通质量包括情感元素，如积极情感（Rehman等人，Citation2011）和情感安全（Rehman等人，Citation2017），这些因素可能与满意度有更直接的联系。有趣的是，Jones等人（Citation2017）的研究发现，与我们的结果相反，性对话中讨论的主题对关系满意度和性满意度有显著的行为者效应，而性沟通过程本身对关系满意度没有影响。性沟通过程是通过评估围绕性话题的自我报告的总体积极互动来衡量的。尽管这种测量方法似乎与我们研究中自我报告的性沟通质量相似，但两者可能无法直接比较。Jones等人（Citation2017）的沟通模式问卷适用于性情境，它衡量的是性问题出现时的冲突管理方式（例如，要求-回避 vs. 谈判），而我们的测量工具（DSC）则评估了日常情境下性沟通的感知易用性、积极性和响应性。这种区别再次强调了在这一领域需要明确的性沟通操作定义和经过验证的评估工具。

一个人讨论性话题的频率与其自身和伴侣的性满意度呈正相关，但当考虑到沟通质量时，这种相关性不再显著，并且对关系满意度没有显著影响。只有性沟通质量在同时考虑沟通频率和性自我披露的情况下才能预测关系满意度和性满意度，这可以有多种解释。一种可能性是，性沟通质量代表了性沟通中最重要的维度：即使频繁或广泛的披露也可能因为对话中的评判或冷漠而无法带来满意度，而一次高质量的互动可能会产生显著影响。另一种解释是，性沟通的不同维度可能相互促进。例如，更频繁的沟通可能提供更多讨论性话题的机会，从而促进更多的自我披露，最终提高这些互动的感知质量。从这个角度来看，频率和自我披露可能为高质量的性沟通奠定基础，而高质量的性沟通又与性满意度和关系满意度有最强的关联。

因为在酷儿关系中，伴侣经常需要讨论被污名化的议题，并且不能依赖与异性恋伴侣相同的沟通模式或规范，所以性沟通的质量——即伴侣是否能够相互响应、开放和支持对方——可能至关重要。最后，性沟通质量可能是一个全面的框架，涵盖了披露和频率的各个方面。人们对质量的评估可能不仅反映了清晰度和响应性，还反映了沟通的频率是否足够。然而，这种解释需要谨慎对待。这三个沟通变量在概念上相关且在实证上高度相关，这可能导致多重共线性，从而减少了性沟通频率和性自我披露的独特贡献。当分别建模时，每个预测因素都与满意度显著相关，这表明将它们一起建模可能会抑制它们的独特效应。因此，未来的研究可以从继续单独考察这些维度开始，或者将它们作为性沟通的更广泛潜在结构的指标来更好地捕捉它们的共同和独特贡献。

目前的分析没有发现不同性别组合（例如，女性-女性、女性-非二元性别者、女性-其他性别者、男性-男性）之间的性沟通与关系满意度或性满意度之间存在显著差异。这表明，尽管可能存在性别规范和权力不对称性的差异，性沟通在各种伴侣关系中的关系益处似乎是稳定的。一种可能的解释是，性沟通是一种基本的关系过程，无论伴侣的性别如何，都能促进亲密感和相互理解。同时，酷儿理论强调非异性恋伴侣经常挑战和重新定义关于性别和性的异性恋规范预期，这可能导致协商亲密感和权力的独特方式（Butler, Citation1990; Ward, Citation2015; Weeks等人，Citation2001）。从这个角度来看，性沟通对满意度的相似效应可能不是因为不同伴侣之间的动态完全相同，而是因为酷儿伴侣通常会发展出有意图的沟通策略来弥补缺乏主导的异性恋规范。重要的是，我们的发现关注的是结果而非过程：虽然性沟通在不同性别组合的伴侣中都能预测关系满意度和性满意度，但这种沟通的具体展开方式——包括谁有权利表达欲望以及伴侣如何回应——可能仍然存在差异。因此，未来的研究应该不仅考察不同的维度，还要考察性沟通的具体内容、互动风格和情境障碍。

与伴侣讨论性话题的一个目的是澄清和满足性需求、欲望和偏好，因此性沟通对性满意度的影响可能比对关系满意度的影响更为直接（Mark & Jozkowski, Citation2013），这解释了我们在结果中观察到的与性满意度更强的关联。同时，先前的研究表明，性沟通还可以促进亲密感和感知的关系满意度（MacNeil & Byers, Citation2005, Citation2009），从而进一步提高性满意度。为了进一步探讨这些关联，我们进行了探索性的中介效应分析，发现关系满意度在行为者层面部分中介了性沟通质量与性满意度之间的关联，这与Two-Pathways Model（MacNeil & Byers, Citation2005, Citation2009）提出的表达路径一致。相比之下，没有观察到显著的伴侣效应，这表明虽然个体的性沟通质量对其自身关系满意度有贡献，但并不一定影响伴侣的满意度。

同样，性满意度在行为者层面部分中介了性沟通质量与关系满意度之间的关联。这表明，更高质量的性沟通会提高性满意度，进而促进个体的关系满意度。尽管伴侣效应大多不显著，但个体的关系满意度受到伴侣感知的性沟通质量的影响，这种影响是通过个体的性满意度来实现的。这表明，当一方伴侣感知到关系中的高质量性沟通时，会提高伴侣的性满意度，从而增强他们自己的关系满意度。性沟通只有在伴侣能够开放和清晰地讨论性话题时才能提高性满意度，从而理解对方的偏好并相应地调整他们的性行为（MacNeil & Byers, Citation2005）。虽然我们没有通过评估感知的奖励和成本来明确测试表达路径，但目前的发现与Two-Pathways Model（MacNeil & Byers, Citation2005, Citation2009）中的工具路径一致，即清晰的性沟通支持更令人满意的性体验，进而促进关系满意度。同时，沟通是否有效还取决于伴侣的响应能力和接受信息的能力。由于性沟通的质量受到双方伴侣技能和开放程度的共同影响，因此在伴侣关系中这种质量往往被相似地感知，这体现在观察到的伴侣间相关性上。这种重叠可能有助于解释为什么一方对性沟通质量的感知也会影响自身的性满意度：当双方都能积极且开放地参与时，他们创造的性体验会更加令人满足。通过这种方式，一方在性沟通中的表现可能会间接促进另一方的关系满意度。

**意义、局限性与未来方向**
研究结果支持“双路径模型”（MacNeil & Byers, 2005, 2009），表明高质量的性沟通通过表达性和工具性途径同时促进性满意度和关系满意度。通过关系满意度的中介作用，开放和响应性的对话有助于增进亲密感和亲近感。尽管没有评估感知到的收益和成本，但通过性满意度的中介作用与工具性途径的假设一致，即有效的性沟通能够增强性体验的愉悦感，从而可能提升关系幸福感。总体而言，这些结果扩展了该模型在LGBTQ+伴侣关系中的适用性——这一群体在以往的性沟通研究中常常被忽视。

除了理论贡献外，这些结果对实践也有重要意义。性沟通质量对性满意度有显著影响，这意味着旨在提高沟通技巧的干预措施可能对LGBTQ+伴侣特别有益。与LGBTQ+个体合作的治疗师和关系咨询师可以重点培养有效的性沟通策略，以提升双方的性满意度和关系幸福感。研究建议应积极促进双方在讨论性话题时的舒适度和开放性，而不仅仅是关注个体的沟通行为。对于LGBTQ+伴侣来说，这种沟通不仅涉及分享欲望和界限，还涉及处理角色协商（如主导/被动/平等）、HIV/PrEP讨论或非单一伴侣关系协议等独特问题。熟悉这些情境的治疗师能够更好地支持伴侣处理性沟通中的实际和身份相关方面。

在解读这些发现时需注意几个局限性。首先，数据的横断面性质排除了因果推断的可能性。一个值得注意的局限性是LGBTQ+伴侣内部的异质性。我们通过将性别构成作为配变量加入模型进行了测试，但结果显示性别构成与结果无关；调整后的拟合指数在包含配变量后反而恶化，因此我们采用了更简洁的模型（不包含配变量）。这表明在我们的数据中，行为者和伴侣之间的关联并未因性别构成而系统性地有所不同。不过，每种性别构成的样本量都较小，限制了检测小群体效应的能力，也无法进行全面的多元组比较。因此，虽然我们的发现在不同性别构成中都较为稳健，但未来需要更大且性别构成均衡的样本来更明确地验证这些效应。

尽管样本量超过了预先设定的目标，但使用更大样本进行重复实验将增强对这些效应稳健性的信心。此外，本研究未与异性伴侣进行直接比较，这样的比较有助于更好地理解性别化性脚本在不同关系中的作用及其对性沟通与性满意度之间路径的影响。未来的研究应探讨其他关系因素（如少数群体压力或非传统关系结构）是否调节性沟通对关系结果的影响。

我们关注的是性沟通的一般维度（自我披露、频率、质量），但未涵盖LGBTQ+伴侣特有的话题，如公开身份、污名化或角色协商。现有的测量工具大多基于异性伴侣样本开发，可能忽略了这些方面。LGBTQ+伴侣在性脚本中面临的模糊性更大：虽然存在一些社区层面的规范（如主导/被动角色），但这些规范并非普遍适用，许多伴侣需要协商或共同构建适合自己的规范。这些过程，加上污名化、歧视或隐瞒等少数群体压力因素（Meyer, 2003），可能决定了LGBTQ+伴侣如何、何时以及讨论哪些性相关话题。考虑这些动态对于构建更具包容性的理论和完善LGBTQ+关系中的沟通测量方法至关重要。

另一个局限性是参与者报告的关系和性满意度水平较高（平均得分为4.39/5和4.05/5），由于方差有限，这可能导致相关系数低于在更多样化样本中的预期值。尽管类似研究中常见高水平的性满意度和关系满意度（例如Bibby & Davila, 2023; Fallis et al., 2016; Roels & Janssen, 2020），但这引发了自我选择偏差的问题，因为性满意度较高的人可能更倾向于参与此类研究（Wiederman, 1999）。这种高满意度倾向可能限制了研究结果的普遍性。经历显著性或关系困难的伴侣在样本中可能代表性不足，他们的经历可能与此处报告的情况大相径庭。为解决这一局限性，建议未来的研究积极纳入性满意度水平各异的参与者。

最后，尽管我们的样本在性别认同和性取向方面具有多样性，但主要来自年轻且说德语的参与者。文化因素可能影响沟通模式和关系动态，未来的研究应探讨这些发现是否适用于其他人群。

**结论**
本研究是首批使用LGBTQ+伴侣关系中的性沟通双方面评估的研究之一。单独考察时，性沟通的三个维度——自我披露、质量和频率——都显示出行为者和伴侣对性满意度的影响，而它们与关系满意度的关联则不那么一致。这些模式在不同性别构成中保持一致，表明性沟通可能是不同关系类型中性满意度的可靠预测因素。当同时考虑这些维度时，只有性沟通的质量在行为者层面仍具有显著预测作用，强调了高质量沟通的重要性。然而，这也引发了关于性沟通不同方面如何相互关联和互动的重要问题。研究结果表明，之前提出的表达性和工具性途径可能在LGBTQ+关系中同样起作用，表明开放、清晰且相互响应的沟通有助于增进亲密感和性满足感。通过将性沟通研究扩展到异性伴侣之外，本研究为理解关系动态提供了更全面的视角，并为与LGBTQ+伴侣合作的临床工作者提供了指导。未来的研究应更详细地探讨性沟通的策略和内容，探索LGBTQ+伴侣如何协商性脚本并管理潜在的冲突规范。

**数据可用性声明**
支持本研究结果的数据可在OSF公开获取：https://osf.io/vcd9g/?view_only=a5c7bbe322f945dd89691bdc3d39b4e1