社交情境對體驗型消費參與興趣的影響研究

○ 李倩倩 范雅雯 宋文靜

引言

移動互聯網賦能線上社交，商業化共享系統增效分享經濟，直播鏈接萬千受眾……看似熱鬧的時代，在現實中卻面臨愈來愈難建立和維持的情感支持系統。加之獨生子女一代逐漸成為新生代消費群體，傳統“獨樂樂不如眾樂樂”的結伴出行之外，孤獨經濟開始涌現：獨自看電影、獨自吃火鍋、獨自唱K……越來越多的人們面臨一個消費困境：面對極具誘惑的體驗型活動時卻無伴可約，去還是不去？這不僅是年代的差異，更是時代的難題。一方面是體驗型活動本身的吸引力，一邊是獨身前往可能的社交或心理壓力——當然，也可能是更多的自由和享受。孰能勝出，難以預測。

現有研究的一個基本發現是：孤獨體驗所收獲的幸福感低于有其他人參與的體驗。[1]但是，這受到體驗活動類型的調節：對獨自參與公開享樂活動（如獨自看電影），會因擔心他人對自己社會聯通性產生消極判斷，而表現出較低的預期享受程度和參與興趣。這些消極判斷在實用（如獨自買菜）或私密（如在家看電影）活動中則不存在。[2]這說明，對公開享樂活動，當缺少同伴時人們會產生額外的心理壓力而不愿參與。然而，這能闡明傳統的“獨樂樂不如眾樂樂”，卻難以解釋孤獨經濟的盛行：為何有些人更喜歡獨自體驗而無懼眾人眼光？面對公開體驗活動的吸引，我行我素與前瞻后顧者到底有何差異？

本研究致力于回答該問題并揭示背后的選擇機制。除了以上理論解釋的貢獻，研究還具有提升消費者幸福的價值。研究表明，體驗型消費因更持久的享樂屬性、[3]更利于自我發現[4]與認同、[5]更不易于進行負面的購后比較[6]和產生后悔情緒，[7]而能比物質型消費帶給消費者更高的幸福感。[8,9]公開享樂性活動由于具有更高的他人涉入度[1]和交流價值，[10]更能讓消費者感到幸福。若皆如之前研究，因缺乏同伴而放棄獨自參與公開享樂型體驗活動，在規避社交心理壓力的同時也錯失了可能的快樂，甚至自我放空向內尋求的良機。這并不是消費者獲得幸福的良策，反而因為放棄可能產生遺憾等負面情緒。因此，探究社交情境影響消費者參與興趣和預期享受程度的內在過程機制和外在作用機制，將有助于幫助消費者克服獨自參與體驗型消費的擔憂和抗拒心理，豐富享樂消費領域的研究成果。

一、文獻回顧與假設推導

1.社交情境對參與興趣和預期享受程度的直接效應假設

心理學家Van Boven等[11]首次將消費劃分為物質型消費（Material Purchase）和體驗型消費（Experiential Purchase）：物質型消費指為了擁有一件有形的、可占有的物品而產生的消費行為，強調“保存與占有”；體驗型消費則是為了獲得一段或一系列親身經歷的生活體驗而進行的消費行為，強調“過程與經歷”。

一些研究探討了消費類型與幸福感的關系，結果表明，相較于物質型消費，消費者在體驗型消費中得到的幸福感更強。首先，Van Boven等[11]提出由于體驗型消費的無形性，即其僅存在于消費者的記憶中，因此更易在事后被正面解讀，與真實自我更相關，且社會價值更高，從而更能讓消費者感到幸福。隨后，Ramanathan等[12]指出與他人共享體驗活動可以增強消費者與共享者之間的社會關系，因此參與體驗型消費的幸福感更高。此外，Carter等[13]體驗型消費具備可敘事性角度，即更可能用于和同伴共享體驗經過與感受，所以比物質型消費更能帶來快樂和滿足感。綜上所述，不難看出其最核心的解釋機制在于體驗型消費的社會化本質。[11,14]現實情境中，不同于毛衣、手表、珠寶等物品的獨占性，外出就餐、旅游、看電影等體驗本身就具有社交性。因此，參與體驗型消費有利于關系需要和歸屬需要的滿足；同時，由于體驗經歷敘述結構的完整性，易激發他人交談興趣，交流價值更高，從而滿足社會聯結動機，進而促進幸福感的產生。[10]

然而，正是由于體驗型消費的社會化本質，其享樂優勢受到社交情境制約。與獨自參與體驗型消費經歷相比，與他人共同參與的經歷被認為更有價值，更能帶來快樂。[1]同時，由于共享性消費會增強社會聯系，從而導致有他人涉入的物質型消費甚至比獨自參與的體驗型消費幸福感更高。[1]可見，體驗型消費的享樂優勢主要來自社交性，包括過程本身和事后交流。對于過程本身而言，體驗型消費的社交性會明顯受到社交情境的影響：結伴而行方能體現活動的社交本質。若獨自前往，體驗型消費自身的享樂價值（如電影帶來的愉悅感）依然存在，但社交價值（如過程帶來的歸屬與關系滿足）則難以獲得。此外，積極的體驗型消費經歷會帶來更高水平的幸福感，但消極經歷（如獨自參與公開享樂性體驗活動）則會導致更大程度的不幸福。[3]在現實背景中，互聯網迅速普及且獨生子女群體逐漸擴大，越來越多個體將精神寄托于網絡世界，而現實則生活于孤獨狀態，對獨自參與公開—享樂性體驗型消費活動興趣較低。因此，由于歸屬需要和社會聯結動機的驅動，消費者參與公開—享樂的體驗型消費的興趣和預期享受程度會受到有無他人涉入的影響。據此，本文提出假設：

H1：社交情境影響消費者的參與興趣和預期享受程度：相較于獨自消費情境，結伴參與會增加消費者的參與興趣和預期享受程度

2.狀態自尊的中介效應假設

先前研究從體驗型消費的社交性特點揭示出對他人感知自我社會連通性的消極擔憂，導致獨自參與公開享樂活動的低意愿和預期享樂程度。[2]然而，這只揭示了個體關于社會對自己認可方面的關注，實際上，獨自或結伴參加活動還可能引發對自我內心的滿足感差異，進而帶來不同的參與意愿。本研究認為，將一個包含社會和個人取向的心理概念納入框架并作為中介，可以更完整地解釋社交情境與公開享樂型體驗消費的關聯機制。以往研究表明，自尊是一個包含社會取向和個人取向的雙維度系統，既重視社會對自己的認可，又重視自我內心的滿足和潛力的發揮。[15]并且，自尊不僅能夠直接解釋主觀幸福感[16]等積極情感，同時也可以作為預測幸福感的重要中介因素。[17]因此，本研究將自尊作為潛在的中介變量進行研究。

自尊是個體在社會化過程中形成的對自我價值的情感體驗和評價，其核心在于自我價值判斷與體驗。[15,18]從概括性看，自尊分為總體自尊和特定領域自尊。社交自尊屬于特定領域自尊，即個體對自己的社會交往能力與交往狀況的評價與情緒。[19]從穩定性看，又可分為狀態自尊和特質自尊。特質自尊是個體在長時期表現出來的整體的、穩定的自尊狀態；狀態自尊是個體在某時某刻的自尊狀態，是在某種情境或狀態下個體對自己的情感性評定，易受情境影響。[20]考慮到本研究以公開—享樂的體驗型消費作為研究對象，消費者的自尊會受到社交情境的影響，表現出不穩定的特征，因此，本研究集中考察狀態自尊。

作為包含社會取向和個人取向的雙維度系統，個體的狀態自尊在社交情境與參與興趣的中介作用有兩個方面。一方面，個體對自我的價值感知取決于個體如何看待社會眼中的“我”，重視社會對自我的認可。根據社會計量器理論，狀態自尊本質是人際關系的計量器，計量個體在具體情境中所感知到的他人評價。當個體感知到他人的認可與接納時，狀態自尊水平會上升，反之則下降。[21]當獨自參與公開—享樂性的體驗型消費時，消費者會擔心他人認為自己沒有朋友，對自己的社會聯通性產生消極判斷，[2]從而導致狀態自尊受損。另一方面，自尊來源于個體認知和評價作為主體自我的正向情感體驗，重視個人取向的自我價值感。在獨自參與的消費情境下，未被滿足的歸屬需要和體驗型消費的社交性本質之間的沖突，會導致消費者自身產生諸如尷尬、孤獨、不自在、控制感缺失等負向體驗或消極自我評價，進而降低其狀態自尊。在社交領域中，當處于低狀態自尊的情況下，消費者會感知人際不安全，懷疑自己的社會接納水平，對社交信號高度敏感，擔心被拒絕。[22,23]此時，面對公開—享樂性體驗型消費活動，低狀態自尊導致的高自我懷疑度會促使消費者行為更加謹慎，限制自己與他人的社會交往，采取消極被動的應對方式以避免負面社會評價或拒絕，[24]從而降低其參與興趣和預期享受程度。基于以上，社交情境會通過狀態自尊間接影響消費者的參與興趣和預期享受程度。由此本文提出假設：

H2：狀態自尊在社交情境對參與興趣和預期享受程度的影響中起中介作用

3.自我構念的調節效應假設

如前所述，孤獨經濟的盛行表明，并非每個人都拒做“獨行俠”。甚至有不少人更偏愛如此，將其視為自我放空的獨特體驗。那么，是什么特質使得某些人并不懼怕獨自行動且更享受其中？考慮到研究關于社交情境，表示自我與他人獨立或依賴關系的自我構念預期會起調節作用。自我構念指人們在多大程度上認為自我與他人相聯系或分離，是影響人們認知、情感和動機的重要人格特質，[25]通常包括依賴型和獨立型。依賴型自我構念將自我視為社會情境中的一部分，強調自我與他人的關聯，用與他人關系及情境因素規范自身行為，有著較高水平的歸屬需要；而獨立型自我構念將自我看作與他人相區別的獨立個體，注重自身獨特性和自主性，于他們而言，情境和他人只是用來證實內在自我的評價標準，社會聯結動機較弱，歸屬需要處于低水平狀態。因此，相較于獨立型自我構念，依賴型自我構念會更高估社交情境對參與興趣和預期享受程度的預測作用。由此，本文提出假設：

H3：自我構念調節社交情境對參與興趣和預期享受程度的影響：依賴型自我構念會增強該影響

另一方面，依賴型與獨立型自我構念者具有不同的自尊基礎。[25]依賴型個體自尊來源于融洽社會關系的構建及不同情境下的自我調節能力，強調社會規范和自我約束，更多考慮他人的期望，傾向于通過公開屬性如社會角色和人際關系定義自我，因此更重視他人對自我社會聯通性的評價；相反，獨立型個體自尊來源于內在特質確認與自我表達，注重自我實現，更多考慮內在需要的滿足，傾向于通過內在屬性如個人的能力、想法來定義自我，較少關注他人對自我社會關系的評價。[26]此外，關系導向的依賴型自我構念更容易在獨自參與的體驗型消費情境中產生負向體驗和消極自我評價。綜上推測，相較于獨立型自我構念，依賴型自我構念的自我價值判斷和情感體驗更容易受社交情境的影響，即社交情境對其狀態自尊的影響更強。由此，本文提出假設：

H4：自我構念調節社交情境對狀態自尊的影響：依賴型自我構念會增強該影響

4.心理距離的再調節效應假設

如果說自我構念揭示了人格差異，那么心理距離則能夠解釋環境帶來的心理差異：一個對朋友依賴甚強以致不愿獨自出門去看電影的人，為何到了遙遠的古鎮，卻一個人逍遙自在；不僅如此，對兩周后的計劃和明天的選擇也通常存在差異……這些涉及心理距離的兩個維度——時間距離和空間距離。用心理距離來研究這些差異在當今現實背景下重要而有趣。

心理距離是一種“自我中心”概念，指個體對某個事件接近或遠離參照點時所形成的一種主觀感知。[27]研究表明，心理距離會影響個體對事物的解釋水平（Construal Level）：心理距離越遠，個體越關注反映事件本質的抽象的、核心的、去情境化的高解釋水平特征；心理距離越近，個體越關注與事件手段有關的具體的、外圍的、情境化的低解釋水平特征。[27]以往研究指出，心理距離具有四個維度：時間距離、空間距離、社會距離和假設性。時間距離是個體感知到事件發生的時間與參照點之間的距離；空間距離指事物在空間上離參照點的遠近；社會距離用于描述對個體或群體間親密度的感知；而假設性則指事件發生的可能性大小。[27]根據解釋水平理論，四個維度均以自我為參考點，與“我”“現在”“這兒”“真實”有關的直接經驗就是心理距離的原點。因此，個體對這些維度具有相似的心理加工過程，相互之間存在潛在的自動化聯系，對任一維度距離的感知都會對其他維度的遠近感知產生影響，并最終以心理距離這個共同維度對個體認知和決策產生影響。[28]例如，當事件發生的時間距現在較遠、地點距自身較遠、為他人而非自己做決策以及事件發生概率較低時，個體均傾向關注去情境化的信息，以高解釋水平解讀事件。[29,30]

以往研究發現，自我構念與解釋水平之間存在一定的聯系。[25]具體表現為獨立型自我構念較少關注情境信息，更注重自主性及背景獨立性信息，其心理表征更抽象，因而對事件的解釋水平更高；而依賴型自我構念注重具體的情境，更關注社會性與背景依賴性知識，心理表征更具體，解釋水平更低。[31]然而，在心理距離遠時，具體情境信息的可得性與可靠性變得更低，依賴型個體將會表現出與獨立型個體類似的高解釋水平特征，更多地聚焦與體驗本質相關的核心特征，從而降低社交情境對狀態自尊的影響，減弱自我構念的調節效應；相反，在心理距離近時，依賴型自我構念能掌握或預測更多、更為詳細的情境信息，對社交情境傳遞出的人際關系線索則會更加敏感，此時狀態自尊更易受到社交情境的影響，從而增強自我構念的調節效應。綜上，本文提出假設：

H5：自我構念對社交情境和狀態自尊的調節效應受到心理距離的再調節：當心理距離近時，自我構念對社交情境和狀態自尊的調節效應增強；當心理距離遠時，自我構念對社交情境和狀態自尊的調節效應減弱

至此，形成本研究的理論模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

二、實驗一：狀態自尊中介效應與自我構念調節效應檢驗

1.研究目的與實驗設計

根據研究框架和假設，本研究共分為兩個實驗展開。實驗一旨在探討社交情境與體驗型消費參與興趣和預期享受程度之間的關系及狀態自尊在二者間的中介效應。同時，引入自我構念作為調節變量，檢驗在不同的自我構念類型下，社交情境對狀態自尊、參與興趣和預期享受程度的影響有何差異。實驗設計和操作程序如下：采用2（社交情境：獨自vs.結伴）×2（自我構念：獨立型vs.依賴型）的組間設計，共形成4 組實驗情境。以網絡問卷的形式采用滾雪球抽樣，共回收有效問卷172 份（n1=44，n2=41，n3=40，n4=47）。其中，男性占比31.6%，女性68.4%；年齡范圍為19-40 歲，平均27.3 歲；大學本科學歷者較多，占比54.1%；職業分布較為均勻，學生占比36.6%，企業工作人員占比35.5%，其他職業總計27.9%。被試隨機進入一個實驗情境，依照指令依次完成4 部分內容：自我構念的操縱與操縱檢驗，消費情境與社交情境的閱讀與想象，參與興趣、預期享受程度與狀態自尊的測量及人口統計信息。

對情境性自我構念的操縱借鑒了Trafimow等[32]提出的故事啟動法，即通過講故事的形式給被試呈現主人公遵循獨立型自我構念或依賴型自我構念的行事作風，以激活某種特定的自我構念傾向。實際操作是請被試閱讀一個關于古蘇美爾勇士的故事并回答有關問題，故事前部分的內容相同，后部分則根據特定類型的自我構念針對性地向被試呈現，即在獨立型自我構念實驗組中主人公的用人決策完全出于個人的利益，在依賴型自我構念實驗組則完全出于家族的利益。在閱讀完故事后，為進一步強化操縱效果和弱化實驗目的，被試將回答以下兩個問題：“索特選擇吉爾指揮軍隊的理由是什么”及“你是否崇拜索特”。對情境性自我構念的操縱檢驗則參照由Hamilton等[33]提出且被廣泛應用的臨時自我構念量表，[34]共包含6 個題項。其中，3 個題項測量獨立型自我構念，如“現在，‘我’這個詞最多地出現在我腦海中”；另外3 個題項測量依賴型自我構念，如“現在，‘我們’這個詞最多地出現在我腦海中”。采用李克特7 級量表（1=非常不同意，7=非常同意）。

外出就餐、電影院觀影、度假旅游、聽音樂會等消費活動的體驗屬性[3,11]和公開—享樂屬性[2]已在研究中被反復證實，因此，本研究選取最常見、最頻繁的餐廳就餐消費作為具體的實驗情境。同時，社交情境的操縱參考Ratner等[2]的實驗材料，對無同伴陪同的獨自消費情境的描述是：最近新開了一家你一直想嘗試的餐廳，但你的朋友沒空陪你去這家餐廳吃飯。對有同伴涉入的結伴消費情境的描述是：最近新開了一家你一直想嘗試的餐廳，正好你的朋友也有空和你一起去這家餐廳吃飯。

對參與興趣和預期享受程度的測量參照Ratner等[2]研究中使用的題項，即“你是否有興趣獨自/和朋友一起去這家餐廳吃飯”，“如果你一個人/和朋友一起去這家餐廳吃飯，你預期的享受程度是”。采用7 級量表（1=非常沒興趣/不享受，7=非常有興趣/享受）。對社交領域下狀態自尊的測量選用Heatherton等[35]開發的量表，共7 個題項，包括“我感到很不自在”“我擔心別人對我的看法”等。采用7 級量表（1=非常不同意，7=非常同意），數據分析時采用反向計分，分值越高則狀態自尊越高。

2.數據分析與假設檢驗

（1）信度分析和操縱檢驗

在進行假設檢驗之前，首先對實驗問卷進行信度分析和操縱檢驗。信度檢驗結果顯示，各量表的Cronbach's α系數值分別為：獨立型自我構念量表0.794、依賴型自我構念量表0.790、狀態自尊量表0.805，證明量表具有良好的信度。同時，本實驗量表均來源于國內外研究的常用量表，經過反復、嚴格的雙向翻譯和驗證，具有較高的內容效度。

在對情境性自我構念的操縱檢驗中，用依賴型自我構念題項的均值減去獨立型自我構念題項的均值得到被試的自我構念指數，分數越高說明被試越偏向依賴型自我構念。數據分析結果顯示，依賴型自我構念操縱組的自我構念指數顯著高于獨立型自我構念操縱組（M依賴型=0.576，M獨立型=-0.413，t（169.538）=-8.163，p<0.01），且依賴型自我構念組的指數為正值，獨立型自我構念組的指數為負，說明對自我構念的操縱是成功的。

（2）社交情境對參與興趣的直接效應與狀態自尊的中介效應檢驗

以社交情境為自變量，分別以參與興趣和預期享受程度為因變量進行獨立樣本T 檢驗，結果顯示，社交情境影響消費者的參與興趣（M獨自消費=4.35，M結伴消費=5.54，t（170）=-6.859，p<0.01）和預期享受程度（M獨自消費=4.45，M結伴消費=5.53，t（157.952）=-6.897，p<0.01）的直接效應顯著，即相較于獨自消費情境，結伴參與會增加消費者的參與興趣和預期享受程度，H1 得以驗證。

按照Zhao等[36]提出的中介效應分析程序，參照Hayes[37]提出的Bootstrap方法對狀態自尊進行中介效應檢驗，選擇模型4，樣本量為5000，取樣方法為選擇偏差校正的非參數百分位法。首先，以社交情境作為自變量，參與興趣作為因變量，性別、年齡、學歷、月收入作為控制變量。結果顯示，在95% 的置信區間下，狀態自尊的中介效應顯著（LLCI=0.429，ULCI=0.946，不包含0），中介效應值為0.667；在控制了中介變量狀態自尊后，社交情境對參與興趣的直接效應依舊顯著（LLCI=0.175，ULCI=0.850，不包含0），直接效應值為0.513，表明狀態自尊在社交情境對參與興趣的影響中起著部分中介作用。然后，以預期享受程度作為因變量，結果顯示，在95% 的置信區間下，狀態自尊的中介效應顯著（LLCI=0.376，ULCI=0.845，不包含0），中介效應值為0.588；在控制了中介變量狀態自尊后，社交情境對預期享受程度的直接效應依舊顯著（LLCI=0.152，ULCI=0.766，不包含0），直接效應值為0.459，表明狀態自尊在社交情境對預期享受程度的影響中同樣起部分中介作用。綜上，H2 得以驗證，數據分析結果見表1。

表1 狀態自尊的中介效應分析結果

（3）自我構念的調節效應檢驗

在本實驗中，自變量社交情境和調節變量自我構念都屬于類別變量，采用雙因素ANOVA 分析進行調節效應檢驗。分析結果如表2所示。首先，社交情境與自我構念對參與興趣的交互效應顯著（F（1,168）=16.951，p ＜0.01），同時社交情境對參與興趣的主效應顯著（F（1,168）=51.369，p<0.01），自我構念對參與興趣的主效應不顯著（F（1,168）=2.042，p>0.05）。為了更直觀地判斷調節效果，繪制如圖2所示的交互效應圖。可以看出，相較于獨立型自我構念（M獨自消費=4.79，M結伴消費=5.30），依賴型自我構念增強了社交情境對參與興趣的影響（M獨自消費=3.87，M結伴消費=5.74），表明自我構念顯著調節社交情境對參與興趣的影響。

圖2 自我構念與社交情境對參與興趣的交互效應

表2 自我構念的調節效應分析結果：1

其次，社交情境與自我構念對預期享受程度的交互效應顯著（F（1,168）=7.136，p<0.01），同時社交情境對預期享受程度的主效應顯著（F（1,168）=49.970，p<0.01），自我構念對預期享受程度的主效應不顯著（F（1,168）=2.017，p>0.05）。繪制如圖3所示的交互效應圖，可以看出，相較于獨立型自我構念（M獨自消費=4.75，M結伴消費=5.43），依賴型自我構念增強了社交情境對預期享受程度的影響（M獨自消費=4.12，M結伴消費=5.62）。表明自我構念顯著調節社交情境對預期享受程度的影響。綜合以上分析，H3 得以驗證，即自我構念調節社交情境對參與興趣和預期享受程度的影響，依賴型自我構念會增強這一影響。

圖3 自我構念與社交情境對預期享受程度的交互效應

最后，檢驗自我構念對社交情境影響狀態自尊的調節效應。分析結果如表2所示，社交情境與自我構念對狀態自尊的交互效應顯著（F（1,168）=4.172，p<0.05），同時社交情境（F（1,168）=49.148，p<0.01）和自我構念（F（1,168）=6.175，p<0.05）對狀態自尊的主效應均顯著。同樣，從圖4 的交互效應圖可以看出，相較于獨立型自我構念（M獨自消費=4.62，M結伴消費=5.36），依賴型自我構念增強了社交情境對狀態自尊的影響（M獨自消費=3.95，M結伴消費=5.29），即自我構念顯著調節社交情境對狀態自尊的影響，H4 得以驗證。

圖4 自我構念與社交情境對狀態自尊的交互效應

三、實驗二：心理距離再調節效應檢驗

1.研究目的與實驗設計

為提高研究結論的生態效度，實驗二通過自陳量表直接測量被試的主導性自我構念，對自我構念的調節效應和狀態自尊的中介效應進行穩健性檢驗。同時，在實驗一的基礎上，進一步引入心理距離作為再調節變量，通過操縱被試在時間維度和空間維度上的心理距離感知，檢驗在不同距離遠近下，自我構念對社交情境和狀態自尊關系的調節效應強弱。根據解釋水平理論，心理距離的四個維度均以個體的直接經驗為原點，個體對各維度信息具有類似的心理加工過程，其對個體認知和決策行為的影響也具有相似的特征，[38]距離遠時傾向以整體化加工方式處理信息，解釋水平較高；距離近時反之。基于心理距離各維度的同質性，現有研究通常選取2-3個典型維度進行實驗設計。[39,40]考慮到體驗型消費的本質是個體親身經歷的體驗活動，其總發生在具體的時間和地點框架下；同時，本研究重點關注外出吃飯、看電影等日常體驗型消費活動，其發生的概率性差異不大；此外，社會距離的影響因素較多，難以在實驗中實現逐個操縱與控制。綜上，考慮到實驗的可操作性與簡潔性，本研究在實驗二選取時間距離和空間距離作為代表維度以檢驗心理距離的再調節機制。

實驗設計和操作程序如下：采用2（社交情境：獨自vs.結伴）×2（心理距離：近vs.遠）×2（距離維度：時間距離vs.空間距離）的組間設計，共形成8 組實驗情境。研究邀請了國內兩所高校的288 位同學參與實驗，共回收有效問卷279 份，男性占比32.9%，女性67.1%，平均年齡22.2 歲。被試隨機進入一個實驗情境，依照指令依次完成以下5 部分內容：消費情境的閱讀與想象（包含社交情境與心理距離操縱），心理距離操縱檢驗，參與興趣、預期享受程度與狀態自尊的測量，主導性自我構念測量及人口統計信息。其中，對參與興趣、預期享受程度和狀態自尊的測量與實驗一相同。

基于實驗一消費情境的選擇原則，實驗二選取電影院觀影和餐廳就餐分別作為時間距離和空間距離操縱組的實驗情境，對社交情境的操縱方法與實驗一類似，具體情境描述見表3。對心理距離的操縱檢驗采用單個問項，即“你認為‘這周末’/‘半年后’距離現在_______”或“你認為這家餐廳的地理位置_______”，采用7 級量表進行打分（1=非常近，7=非常遠）。

表3 心理距離操縱描述

對主導性自我構念的測量采用Singelis[41]的SCS 量表，是目前研究中使用最廣泛的量表。鑒于被試均為中國消費者，因此本研究使用王裕豪等[42]翻譯的中文版本，共24 個題項，采用7 級量表（1=非常不同意，7=非常同意）。其中，12 個題項測量獨立型自我構念，如“我樂意在許多方面與眾不同”，“與其被誤解，不如直截了當地說出自己的想法”；12 個題項測量依賴型自我構念，如“對我來說，尊重集體的決定是重要的”，“我經常感到保持良好的人際關系比我自己取得的成績更重要”。

2.數據分析與假設檢驗

（1）信度分析和操縱檢驗

對實驗問卷進行信度檢驗，結果顯示，各量表的Cronbach's α 系數值分別為：狀態自尊量表0.766、獨立型自我構念量表0.804、依賴型自我構念量表0.832，均大于0.7，證明量表具有良好的信度。同時，本實驗量表來源于國內外研究的常用量表，經過嚴格的雙向翻譯和本土化驗證，具有較高的內容效度。

對心理距離進行操縱檢驗，結果顯示，遠時間距離組的距離感知顯著高于近時間距離組（M遠時間距離=4.61，M近時間距離=2.87，t（134.854）=-6.146，p<0.01），遠空間距離組的距離感知顯著高于近空間距離組（M遠空間距離=4.58，M近空間距離=2.91，t（135.605）=-5.895，p<0.01），因此對心理距離的操縱是成功的。

（2）社交情境對參與興趣的直接效應與狀態自尊的中介效應檢驗

以社交情境作為自變量，參與興趣和預期享受程度作為因變量進行直接效應檢驗，社交情境對被試的參與興趣（M獨自消費=4.44，M結伴消費=5.17，t（277）=-4.628，p<0.01）和預期享受程度（M獨自消費=4.64，M結伴消費=5.38，t（277）=-5.165，p<0.01）的影響顯著，即相較于獨自消費情境，結伴參與會增加消費者的參與興趣和預期享受程度，H1 得以再次驗證。

采用同實驗一的Bootstrap方法檢驗狀態自尊的中介效應。以性別、年齡、月收入作為控制變量，以參與興趣作為因變量，結果顯示，在95% 的置信區間下，狀態自尊的中介效應顯著（LLCI=0.200，ULCI=0.525，不包含0），中介效應值為0.342；在控制狀態自尊后，社交情境對參與興趣的直接效應依舊顯著（LLCI=0.127，ULCI=0.721，不包含0），直接效應值為0.424，表明狀態自尊在社交情境對參與興趣的影響中起部分中介作用。以預期享受程度作為因變量的結果顯示，在95%的置信區間下，狀態自尊的中介效應顯著（LLCI=0.136，ULCI=0.440，不包含0），中介效應值為0.259；在控制狀態自尊后，社交情境對預期享受程度的直接效應依舊顯著（LLCI=0.220，ULCI=0.775，不包含0），直接效應值為0.497，表明狀態自尊在社交情境對預期享受程度的影響中起部分中介作用。綜上，H2 得以再次驗證。

（3）自我構念的調節效應檢驗

在檢驗前對數據進行預處理。首先，分別對兩類型的自我構念題項求均值得到獨立型自我構念指數和依賴型自我構念指數，再用標準化的依賴型自我構念指數減去獨立型自我構念指數得到自我構念指數，反映被試的自我構念傾向，數值越大說明被試越偏向依賴型自我構念，反之則偏向獨立型自我構念。其次，鑒于自我構念指數屬于連續變量，社交情境為二分變量，因此采用層級回歸分析。同時，為減小多重共線性的影響，對社交情境和自我構念進行標準化處理，并構建二者乘積項。

以社交情境作為自變量，分別以參與興趣、預期享受程度和狀態自尊作為因變量建立回歸模型，回歸分析結果如表4所示。在控制被試的性別、年齡和月可支配收入后，自我構念與社交情境的交互項對參與興趣（模型2，β=0.203，p<0.05）、預期享受程度（模型4，β=0.238，p<0.01）和狀態自尊（模型6，β=0.314，p<0.01）的影響顯著，表明自我構念在社交情境與參與興趣、社交情境與預期享受程度、社交情境與狀態自尊之間起調節作用。為了更直觀地判斷調節效果，將自我構念按照均值加減一個標準差分為獨立型自我構念組和依賴型自我構念組，繪制調節效應圖，如圖5、圖6、圖7所示。可以看出，相較于獨立型自我構念，依賴型自我構念增強了社交情境與參與興趣、社交情境與預期享受程度、社交情境與狀態自尊的相關關系，H3 和H4再次得以驗證。

圖5 自我構念對社交情境與參與興趣的調節效應

圖6 自我構念對社交情境與預期享受程度的調節效應

圖7 自我構念對社交情境與狀態自尊的調節效應

表4 自我構念的調節效應分析結果：2

（4）心理距離的再調節效應檢驗

首先，按照羅勝強等[43]推薦的方法進行三階調節效應的初步檢驗。分別用標準化的社交情境、自我構念與時間距離和空間距離構建乘積項進行層級回歸分析，分析結果如表5所示。在控制被試的性別、年齡和月可支配收入后，社交情境、自我構念和時間距離的乘積項對狀態自尊的影響顯著（模型3，β=-0.125，p ＜0.05），時間距離的再調節效應得以初步驗證；社交情境、自我構念和空間距離的乘積項對狀態自尊的影響邊界顯著（模型6，β=-0.138，p=0.05），空間距離的再調節效應得以初步驗證。

表5 心理距離的再調節效應分析結果

為進一步驗證三階調節效應，參照Hayes[37]提出的Bootstrap方法進行條件性間接效應檢驗，選擇模型3，樣本量為5000，取樣方法為選擇偏差校正的非參數百分位法。條件性間接效應分析結果如表6所示。社交情境、自我構念和時間距離的交互效應顯著（LLCI=-0.947，ULCI=-0.057，不包含0），效應值為-0.502。在近時間距離下，社交情境和自我構念的交互項對狀態自尊的影響顯著（LLCI=0.490，ULCI=1.145，不包含0），效應值為0.818；在遠時間距離下，社交情境和自我構念的交互項對狀態自尊的影響依舊顯著（LLCI=0.013，ULCI=0.618，不包含0），但效應值降低為0.316，說明自我構念對社交情境與自我構念之間的調節效應受到時間距離的負向再調節。同時，社交情境、自我構念和空間距離的交互效應顯著（LLCI=-1.104，ULCI=-0.001，不包含0），效應值為-0.553。在近空間距離下，社交情境和自我構念的交互項對狀態自尊的影響顯著（LLCI=0.529，ULCI=1.320，不包含0），效應值為0.924；在遠空間距離下，社交情境和自我構念的交互項對狀態自尊的影響不再顯著（LLCI=-0.014，ULCI=0.758，包含0），說明自我構念對社交情境與自我構念之間的調節效應同樣受到空間距離的負向再調節。

表6 心理距離的條件性間接效應分析結果

最后，為更直觀地展示調節效應的效果，繪制三階調節效應圖，如圖8、圖9所示。可以看出，相較于近時間距離和空間距離，遠距離下的依賴型自我構念的直線斜率減小，獨立型自我構念的斜率增大，即自我構念對社交情境和狀態自尊的調節作用減弱，與H5 的預測方向一致。綜上，H5 得以驗證。

圖8 時間距離的再調節效應

圖9 空間距離的再調節效應

四、研究結論與討論

1.研究結論

體驗固有的社會化本質是解釋體驗型消費比物質型消費更能讓消費者幸福的根本原因。然而，當受到社交情境的制約時，體驗型消費就不再表現出顯著的享樂優勢，甚至比有他人涉入的物質型消費的幸福感更低。[1]鑒于此，本研究聚焦公開享樂型體驗消費，探究社交情境對消費者參與興趣和預期享受程度的影響，重點考察狀態自尊的中介效應及自我構念和心理距離感知差異對社交情境偏好的調節效應。

結果表明，消費者參與公開享樂型體驗消費的興趣和享受程度會受到他人涉入的影響：相較于獨自消費情境，結伴參與會增加消費者的參與興趣和預期享受程度。究其原因，已有研究顯示，相對于私密享樂型體驗活動或者目的性的物質消費，當考慮公開享樂型體驗消費時，消費者會擔心別人對自己的社會聯通性產生消極判斷進而降低參與意愿。[2]該理論揭示了個體對社會認可的顧慮，但是未顯示個體在此情境中因對自我認可產生心理壓力而不愿參與的情況。本研究運用包含社會取向和個人取向的雙維度系統自尊，具體地，受社交情境影響的狀態自尊作為中介，涵蓋了社會認可和自我認可兩個方面的中介考量。結果說明，獨自參與的消費情境在難以滿足消費者的社會聯結動機同時，消費者也容易產生諸如不自在、尷尬等負向情感體驗的預期。這些均會導致消費者社交領域下的狀態自尊下降，進而降低其參與興趣和預期享受程度。

社交情境對狀態自尊、參與興趣和預期享受程度的影響機制進一步受到自我構念和心理距離的三階調節。首先，相較于獨立型自我構念，依賴型自我構念有更高的歸屬需要和社會聯結動機，更重視他人的評價和期望，[25]因此增強了社交情境與參與興趣和預期享受程度、社交情境與狀態自尊的關系。其次，由于在心理距離遠時，依賴型自我構念難以獲取具體的情境信息，容易低估社交情境對狀態自尊的預測作用，減弱了自我構念的調節效應。此外，結果表明，時間距離和空間距離對自我構念調節效應的影響方向一致，但空間距離的再調節效應更為強烈，即在遠空間距離下自我構念的調節效應不再顯著。對此的可能解釋是，依賴型自我構念更加重視群體內成員的評價，[44]當空間距離遠時，在公開情境中的他人由于遠離生活場景，“內群體”特征相對較弱，從而感知到的社會距離也更遠，兩維度距離的影響疊加則增強了對自我構念和狀態自尊的再調節效應。

2.研究意義與展望

享樂消費研究對消費者行為領域的重要性早已達成共識，且體驗型消費比物質型消費更能讓消費者感到幸福的觀點已被證實，[3,13]體驗型消費能否為消費者帶來差異化的享樂程度值得進一步關注。已有學者從體驗的具體屬性[2]及細分類別[45]與社交情境結合考察這一問題。本研究進一步從人格特質和心理認知出發，探究社交情境影響公開—享樂的體驗型消費參與興趣和預期享受程度的作用機制，豐富了享樂消費領域研究成果，拓寬了體驗型消費決策研究的思考視角和探討空間。

本研究的理論貢獻體現在以下幾方面：（1）揭示了社交領域下的狀態自尊受損是社交情境對體驗型消費興趣負向影響的原因。以往研究從社會認可與接納影響個體行為的角度，證實了獨自參與公開—享樂體驗型消費會降低消費者的興趣和預期享受程度。[2]本研究則從社會認可和自我認可雙維度出發，探討了狀態自尊的中介作用。社交領域下的低狀態自尊促使消費者行事謹慎，限制自己與他人的交往，從而降低對體驗型消費活動的參與興趣和預期享受程度。[24]因此，較現有研究更全面地揭示了消費者在現實社交不足時抗拒獨自參與公開體驗型活動的心理機制，并有助于拓展自尊與主觀幸福感的研究。（2）識別了社交情境對公開—享樂體驗型消費影響異質性的來源。Ratner等[2]的跨文化研究發現，集體主義和個人主義文化價值觀下的消費者對享樂活動的社交情境偏好并不存在顯著差異。然而，本研究運用自我構念則有不同發現。究其原因，Hofstede等[46]對文化價值觀的分析是基于國家層面的，不能普遍地用來解釋個人行為，將二者直接等同可能導致“區位謬誤”。[47]體驗型消費的社會化本質，使其更易受到自我與他人關系認知的影響。因此，作為文化價值觀在個人層面的體現，自我構念更準確地揭示了社交情境對體驗型消費參與興趣的影響。這對理解個體消費者的享樂決策差異有重要的啟示意義。（3）引入心理距離這一普遍存在的自然和社會現實，提高了研究結論的適用價值。Pelletier等[48]的研究發現逃避現實性是高質量體驗型消費活動的重要維度之一，而與現實情境較遠的心理距離是實現逃避現實性的基礎。本研究引入心理距離這一重要概念，探索其對自我構念的調節作用。同時，研究選取時間距離和空間距離作為代表維度，證實了心理距離不同維度間的相似因果聯系，有助于構建心理距離影響決策的統一理論，拓展了解釋水平理論在消費研究領域的交叉應用。綜合而言，本文對研究問題提供完善的中介路徑、揭示了個性差異和環境導致的心理差異對中介路徑的調節與再調節作用，對研究問題提供了更全面、權變的結果預測和機制解釋。

本研究對個人更好地理解自己的決策動機和決策后果是一個重要啟示。現有研究已充分揭示了體驗活動的優勢。當猶豫不決甚至放棄獨自參加心儀活動的時候，要直面自己的心理需求，鼓勵自己出去：（1）運用自我構念，閱讀、觀看獨自旅行等能引發獨立自我構念的故事或視頻等；（2）運用空間距離，選擇離自己的生活工作等地點較遠的體驗場所；（3）運用時間距離，提前一些時間做規劃并采取行動，如預定機票、買票等。如此，消費者可以通過這種最具享樂屬性的消費類型提升幸福感。

對企業特別是娛樂、餐飲、旅游等行業企業，通過把握自我構念和心理距離的調節效應和可操縱性，可以幫助消費者擺脫獨自參與公開享樂型體驗消費的擔憂和抗拒，以吸引顧客前來。具體而言包括兩方面：（1）在我國集體主義文化價值觀下，依賴型自我構念在個體層面仍占據主導，[30]因此，企業在構建營銷信息時應有意識地通過特定話術或情節，激活消費者情境性的獨立型自我構念或弱化主導性的依賴型自我構念。例如，在廣告中回避人際互動的熱鬧場景，減少使用“家人”“聚會”等字眼，轉而強調活動帶來的“放松”“享受”等內在需求，以減弱消費者的歸屬需要和社會聯結動機，提升獨自參與意愿。（2）當心理距離遠時，依賴型自我構念會低估獨自社交情境的負向影響。因此，可以將目標市場定位于其他省市的消費者，并且，推出提前購買優惠等措施，通過增加空間和時間距離來提升消費者的心理距離，提升消費者獨自參與公開體驗活動的意愿。同時，廣告應聚焦體驗高解釋水平的核心享樂屬性以啟動消費者的遠距離心理感知，例如重點描繪電影逼真的特效觀感體驗，亦或是旅行地獨特的風土人情，從而弱化消費者對獨自消費情境的關注和消極情緒預估，提升參與意愿。

本研究還存在一定的研究局限，也是未來的可能研究方向。（1）由于消費者的前期決策效用往往有異于實際體驗效用，[49]未來研究可采用真實情境操縱或實地實驗測量消費者獨自參與公開—享樂性體驗型消費的狀態自尊和享受程度，更深入地檢驗社交情境的作用機制。（2）由于人們會普遍高估他人對自我的關注程度，陷入“聚光燈效應”，[50]從而在考慮獨自參與體驗型消費時容易高估他人對自己社會聯通性的消極判斷，未來研究可從他人視角考察他人對自己獨自參與行為的實際評價，以驗證和深化本文的研究結論。（3）本研究以時間距離和空間距離為代表維度驗證了心理距離對社交情境偏好的影響，未來研究可進一步選取其他距離維度檢驗類似效應是否存在。以社會距離為例，與結伴對象的群際關系或親密程度是否會影響消費者的社交情境偏好及參與興趣和預期享受程度，值得后續探討，這將有助于更全面地揭示心理距離影響享樂決策的完整機制。