居住流動性對消費者易得型產品偏好的影響

1引言

1.1 問題提出

在當今全球化的大背景下，居住流動是一個十分普遍的現象。在美國，遠距離住宅流動率始終處于高水平，2015年起每年有超過3000萬的美國居民有搬遷行為（Frost，2020）。中國同樣是一個居住流動大國，《中國流動人口發展報告》顯示，2021年居住流動人口達2.47億人，占總人口的 1 8 % 。

由于大規模的住所遷移正在全球范圍內成為一種常態，關于居住流動性的研究在學術界也受到越來越多的關注（Oishi，2010）。研究發現，居住流動性不僅影響個體如何界定“自我”，還影響個體與“他人\"的關系（Choiamp;Oishi，2019）。另外，部分研究關注居住流動性的長期后果，即在兒童時期的搬遷經歷對個體長期的健康（Hendriksetal.，2016;Oishiamp;Schimmack，2010）與學業（Fowleretal.，2015）的影響。然而，關于居住流動性如何影響消費者的產品選擇和偏好的研究還相對缺乏，本文希望探究居住流動性如何影響消費者的產品偏好。值得注意的是，越來越多的研究開始關注主觀感知到的居住流動性，該領域的大量研究表明個體感知的居住流動性是可以通過操縱激活的，并同樣會對情緒、認知、行為等產生影響（Lun，Oishi，amp;Tenney，2012;Oishiet al.，2012;Oishi et al.，2013;Wang et al.，2021）。基于此，本文主要希望探究個體主觀感知到的居住流動性（以下簡稱\"感知居住流動性\"會對個體的消費偏好有怎樣的影響。

考慮到感知居住流動性會影響個體的心理狀態與行為動機，我們認為，激活感知居住流動會影響消費者對于不同特性的產品的偏好程度。本研究我們著眼于產品的易得性屬性（feasibility）和理想性屬性（desirability）。具體而言，產品易得性反映了得到該產品的難易程度，而產品理想性反映了該產品最終的價值（Libermanamp;Trope，1998）。例如，對于一名學生而言，在學校食堂就餐更加方便，但是口味可能相對普通，因此這一選擇易得性較高而理想性偏低（在本文中我們稱之為“易得型產品\"；而去市中心的高檔餐廳就餐味道會更好，但可能消耗大量時間在交通與排隊上，因此這一選擇理想性較高而易得性偏低（在本文中我們稱之為“理想型產品\"）。為了了解消費者如何在這兩類產品間做出決策，如今國內外通過易得型與理想型劃分產品的研究正受到越來越多的關注（Baskinetal.，2014;Hsiehamp;Yalch，2020;Han etal.，2019；Lu et al.，2013;Wangetal.，2020）。因此在本文中，我們試圖研究消費者對易得型/理想型產品的偏好是否會受感知居住流動性的影響。結合解釋水平、過程關注/結果關注、最大化者/滿足者以及決策對象的相關文獻，我們認為，高感知居住流動性會激活個體過程關注思維，從而更加偏好易得型產品。同時，我們認為對于最大化者該效應并不明顯。最后，我們也發現為他人做決策時，并無該效應。接下來，我們將對相關文獻進行詳細梳理以構建理論框架并提出假設。

1.2 文獻綜述

1.2.1 居住流動性

在研究個體行為時，居住流動性一般被定義為“個體在一段時間內搬遷住地的次數”（Lun，Roth，etal.，2012；Oishietal.，2013）。本文也將在這一概念的基礎上探究感知居住流動性對個體消費偏好的影響。

已有的研究表明，感知居住流動性對于個體既有短期影響，也有長期影響（Choiamp;Oishi，2019）。一方面，研究發現搬遷行為會引起即時的心理反應如興奮，焦慮（Moyleamp;Parkes，1999），并令人們更關心他們的未來關系（Oishiamp;Kesebir，2012）。感知居住流動性也對自我定義（Oishietal.，2007）和人際認知產生影響（Lun，Oishi，amp; Tenney，2012;Wang etal.，2021）。例如，感知居住流動性高的個體更樂于幫助離他們遠的人（Wangetal.，2021）。現有的研究還調查了居住流動性帶來的長期后果。例如，兒童時期的搬遷行為與成年后的主觀幸福感呈負相關（Oishiamp;Schimmack，2010）。

綜上，相關研究已經揭示了居住流動對個體情緒、自我定義、人際關系等方面的短期影響以及成年后的長期影響。然而，我們注意到，目前關于感知居住流動性如何影響消費者的產品選擇與偏好的研究仍然非常少，僅有Oishi等（2012）發現高感知居住流動性會促使消費者更加傾向購買熟悉品牌的產品，以及Oishi等（2015）發現高感知居住流動性的消費者更加偏好低承諾需求的產品。考慮到感知居住流動性變化帶來的心理狀態與行為動機的轉變都會左右個體的消費選擇，我們認為感知居住流動性對消費者產品選擇與偏好的影響還有更多可發掘的理論空缺。在本研究中，我們聚焦于產品的特定屬性（易得性與理想性）來研究感知居住流動性是否影響消費者對易得型產品的偏好。

1.2.2 易得性與理想性

在消費行為的研究中產品的易得性與理想性得到了越來越多的關注（Baskinetal.，2014;Hsiehamp;Yalch，2020;Liu，2008;Luetal.，2013）。產品理想性代表著這個產品可以帶給消費者的價值或利益，而產品易得性代表著消費者得到該產品需要投入的資源，往往強調的是獲得產品的難易程度（Liberman amp;Trope，1998；Tropeamp;Liberman，2010）。例如，在消費決策的情境中，如果一個消費者偏好購置舒適感高的高級沙發，這往往意味著對于產品主要特征和價值的關注，即在意產品的理想性屬性。相反，如果他喜歡易組裝、便攜的折疊椅則意味著對于產品次要特征和獲取途徑的關注，即在意產品的易得性屬性。事實上，人們如何取舍理想性和易得性，取決于消費者在做出選擇時所關注的主要目標：是“最大化選擇的效用\"還是“最大限度地減少所需的努力”（Bettmanetal.，1998;Luanamp;Li，2017，而感知居住流動性是否以及如何影響消費者的這一決策過程就是本文希望探究的。接下來，我們從解釋理論水平出發，并進一步引入過程關注的概念，對居住流動性與易得型產品偏好間的關系提供詳細的理論支持并提出假設。

1.2.3 解釋水平與過程關注

為了進一步探究居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制，我們從解釋水平理論出發，試圖確認更加具體的中介變量。Liberman 和 Trope（1998）奠基性的研究中證明了高解釋水平與理想性屬性相聯系，而低解釋水平與易得性屬性相聯系。后續也有更多研究開始通過解釋水平理論來探究個體對易得性屬性或理想性屬性的偏好（Baskinetal.，2014;Lu et al.，2013）。

不過，我們認為，在本研究試圖探究的居住流動性對易得型產品偏好的影響中，解釋水平并不適合直接解釋這一效應。具體而言，從Trope和Liberman（2003）對解釋水平的界定出發，大量研究證明了其核心構念包含抽象思維/具體思維（Forsteret al.，2004）、過程關注/結果關注（Trope＆Liberman，2010）、首要/次要特征關注（Tropeetal.，2007）等多個維度。但我們認為，居住流動性并不會對解釋水平整體、即上述的解釋水平在各個維度上的表征都產生影響，同時，在產品決策偏好的情境中，解釋水平的各個維度上的表征也并非都會直接對易得型產品偏好產生顯著影響。因此，我們認為，相比于直接將概念相對宏大寬泛的解釋水平作為中介解釋，基于其拓展研究確認一個概念更加明確、與居住流動性和易得型產品偏好關系更加密切的維度作為中介應當是更加合適的。為此，我們進行文獻梳理后發現，過程關注/結果關注是解釋水平理論在消費決策情境中的直接表征之一（Tropeamp;Liberman，2003；2010），并且更可能在居住流動性對易得型產品偏好的影響中起到更直接準確的中介作用。

Zhao等（2011）在總結先前研究的基礎上，界定了在消費行為情境中過程關注與結果關注的概念：過程關注（processfocus）指重點關注使用產品的各個步驟與過程，而結果關注（outcomefocus）指重點關注使用產品的理想結果。研究表明過程關注對個體完成特定任務或實現特定目標有重要作用，并對消費者的產品偏好與決策有著顯著影響（Escalasamp;Luce，2003；2004;Hsiehamp;Yalch，2020）。

通過對居住流動性相關研究的歸納，我們注意到高居住流動性的個體往往會感到生活的不確定性，并產生各方面的擔憂（Yuetal.，2020;Yuanetal.2021）。根據過程關注的相關文獻，我們認為當個體不知道該如何完成一件事，并對該事物產生不確定感與擔憂時，他們應當會將思考更加聚焦在過程上，即如何做成一件事，因而也就更有可能產生過程關注的思維。相關文獻也為我們的這一推論提供了支持。Zimmerman和Kitsantas （1997;1999）的研究表明，當面臨新的事物時，個體更傾向于采用過程關注的思維。由于高居住流動性的個體更經常搬遷到新的社區中，他們也往往需要處理大量全新的任務（Oishietal.，2012），并建立新的社交關系（Oishietal.，2013），因此高居住流動性的個體更傾向于在這種全新的環境中產生過程關注的思維。此外，Pham和Taylor （1999）的研究表明，過程關注比結果關注更能有效地幫個體應對壓力事件并減少焦慮，由于頻繁搬遷者常常面臨壓力并感到焦慮情緒（Deane，1990;Moyleamp;Parkes，1999），他們更有可能產生過程關注的思維，以此可以達到調節情緒狀態的目的（Tayloretal.，1998）。相關領域的研究也進一步證明了過程關注會緩解個體的恐懼、焦慮等情緒，使個體對不確定的未來感到不那么擔憂，這正是符合高居住流動性個體核心需求的（Acharetal.，2020;VanKnippenbergetal.，2006）。綜上我們認為，高居住流動性的消費者出于對生活的不確定，面對新環境、新事物的應激反應以及緩解壓力與焦慮的動機，更可能關注過程，即高居住流動性會激發消費者過程關注的思維。

另一方面，研究表明，過程關注的思維會促使人們思考實現某個目標的逐步過程，而結果關注的思維會促使人們思考實現目標的帶來的理想價值（Tayloretal.，1998）。從易得性與理想性的定義出發思考實現目標的逐步過程的消費者，應當更關注達到最終狀態的難易程度。Zhao等（2007）的研究中進一步指出，過程關注突出了事件具體的、與易得性相關的層面，而結果關注突出了事件抽象的、與理想性相關的層面。Hsieh和Yalch（2020）的研究也證明了過程關注與易得型產品偏好之間存在相關關系。由于已經有大量文獻揭示了過程關注與易得型產品偏好間的關系（Hsiehamp;Yalch，2020；Libermanamp;Trope，1998；Tayloretal.，1998；Tropeamp;Liberman，2003;2010;Zhaoetal.，2007），我們有理由認為，當高居住流動性激活時，消費者更加關注過程，從而重視獲得產品的難易程度，因此也就更加偏好易得型產品。綜上，本研究提出如下假設：

H1：高感知居住流動性會提高消費者對于易得型產品（相比于理想型產品）的偏好。

H2：過程關注在感知居住流動性對易得型產品偏好的影響中起中介作用。

1.2.4 滿足者與最大化者

如果過程關注確如我們推測的在感知居住流動性對易得型產品偏好的影響中起中介作用，那么我們進一步指出，能影響消費者過程關注的個體特質，即消費者在決策中是滿足者（satisficer）或是最大化者（maximizer），應當能在這一效應中起調節作用。具體來說，滿足者和最大化者的區別由Schwartz等（2002）首先提出，該研究將滿足者界定為付出有限的努力并滿足于超過可接受閾值的、足夠好的選擇的消費者，將最大化者界定為試圖窮盡搜索選項并確定最佳選擇的消費者。

隨著該領域研究的興起，研究者對滿足者和最大化者的概念從不同維度上做出了界定（Misuracaamp;Fasolo，2018），但追求高標準始終被認為是最大化者的一個基本特征（Lai，2010;Nenkov etal.，2008;Richardsonetal.，2014）。具體而言，由于最大化者只關注是否能做出最好的選擇，而忽略關注獲得最佳選項的過程（Hughesamp; Scholer，2017），他們比滿足者更加愿意花費額外的時間和精力來搜尋信息，評估選項。因此我們認為，由于最大化者并不關注決策的過程的難易，而總是關注結果效用的大小，因而總是會更偏好理想型產品。作為對我們這一推斷更直接的支持，Hsieh和Yalch（2020）的研究表明，最大化者更偏好理想型產品，即使它們的易得性很低。值得注意的是，該研究表明最大化者對理想型產品的偏好是由結果關注的認知驅動的，這與我們假設的機制一致。Li等（2019）的研究也表明，最大化者和滿足者之間不同的偏好模式是由于最大化者一致地不關注過程難易，而滿足者會根據情境權衡過程難易的重要程度導致的。綜上我們認為，當消費者在決策中是最大化者而非滿足者時，出于對最佳選項的追求，他們不再關注過程，而總是會愿意付出更多的努力，重視產品所帶來的效用，此時情境因素不太可能改變他們的偏好，因此感知居住流動性對易得性產品偏好的影響就被削弱了。由此我們提出如下假設：

H3：最大化者/滿足者在感知居住流動性對易得型產品偏好的影響中起調節作用。當消費者是最大化者時，感知居住流動性對易得型產品偏好的效應不再存在。

1.2.5 決策對象

除了最大化者/滿足者這一個體特質的調節作用之外，我們希望進一步探究情境因素是否會調節感知居住流動性對易得型產品偏好的影響，以此探究該效應的邊界條件。近年來自我-他人決策（self-otherdecisionmaking）差異受到了研究者的廣泛關注。其中值得注意的是，在為他人做決策時，由于社會距離和心理距離的存在（Libermanetal.，2007），消費者的思維會聚焦于事物的理想性，更關注事物帶來的價值（Kray，2000；Tropeamp;Liberman，2010）。這意味著，消費者在為他人做決策時，即使居住流動性激發了個體的過程關注思維但由于決策的心理距離較遠，此時消費者總是會更加重視產品的理想性而相對輕視易得性，居住流動性對易得型產品偏好的效應將會被削弱。相關研究支持我們的這一推論。Lu等（2013）研究發現與為自己做決定相比，為他人做決定時消費者會加強對理想性的關注并抑制對易得性的關注。類似的，Baskin等（2014）的研究證實了，送禮者往往不會考慮禮品的易得性，而收禮者其實更加在意禮品的易得性。Malhotra和Carolyn （2006）也證明了在為他人做決策時，個體會預測產品的理想性屬性更重要。這些研究一致表明了，當消費者為他人做決策時，由于社會距離與心理距離的增加，個體將不再能站在使用者的角度上考慮使用產品所需的努力，因而會輕視產品的易得性，而總是基于產品的理想性做出決策，此時即便居住流動性激發了過程關注，但為他人決策總是會重視理想性，在這兩種不同力量的推動下，感知居住流動性對易得型產品偏好的影響就不再存在了。由此我們提出如下假設：

H4：決策對象是感知居住流動性對易得型產品偏好影響的邊界條件。具體而言，為自己做決策時，感知居住流動性高的個體更偏好易得型產品，為他人做決策時，這一效應不再存在。

1.2.6 概念模型與研究總覽

結合H1至H4，我們認為高居住流動性會激發消費者的過程關注思維，進而提高對易得型產品的偏好，且這一效應受到消費者的最大化者特質的調節，而決策對象是該效應的邊界條件。本文的概念模型見圖1。

接下來，我們將通過10個研究（正文部分6個研究，另有4個研究見網絡版附錄）驗證上述假設。其中，研究1a通過二手數據驗證了居住流動性與易得型產品偏好間的相關關系。研究1b通過操縱感知居住流動性驗證了居住流動性與易得型產品偏好間的因果關系。研究1c通過真實決策環境進一步檢驗了主效應的穩健性。研究2檢驗了過程關注的中介作用，并排除了可能的替代解釋。研究3a驗證了最大化者特質的調節作用并檢驗了被調節的中介模型，當消費者是最大化者時，居住流動性對易得型產品偏好的影響不再顯著。研究3b驗證了決策對象的調節作用并檢驗了被調節的中介模型，當消費者為他人做出決策時，居住流動性對易得型產品偏好的影響不再顯著。

2 研究1a：初步檢驗居住流動性與易得型產品偏好的相關關系

2.1 研究目的

研究1a旨在通過對二手數據的分析，檢驗居住流動性與易得型產品偏好之間是否存在相關關系，以初步揭示居住流動性與易得型產品偏好間的聯系。本研究使用的數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調查\"項目（CHFS）。

2.2 研究過程及方法

為了初步檢驗居住流動性與易得型產品偏好間的聯系，研究1a中我們獲取并分析了中國家庭金融調查最新版本（2019年）的數據（甘犁等，2019）。中國家庭金融調查是中國家庭金融調查與研究中心在全國范圍內開展的抽樣調查項目，旨在收集有關家庭金融微觀層次的相關信息，主要內容包括：人口特征與就業、資產與負債、收入與消費、社會保障與保險及主觀態度等相關信息。

居住流動性在2019年的中國家庭金融調查中，包含對被試“房產\"資產的調查。其中，在對被試“原有住房”的調研部分，該調研問卷會根據被試在2017年的中國家庭金融調查中所填寫的住房進行詢問。該部分會先向被試展示其2017年所填寫的住房，并詢問被試“這套房子是否為您正在居住的住房？”。考慮到本文將居住流動性界定為“個體在一段時間內搬遷住地的次數”（Oishietal.，2013），我們認為，如果被試2017年的住房在2019年不再居住，可以認為其住所發生了變化，即居住流動性較高；而如果被試2017年的住房在2019年仍在居住，可以認為其住所沒有變化，即居住流動性較低。

易得型產品偏好在2019年的中國家庭金融調查中，包含對被試\"非金融資產\"的調查。在去除房產、車輛、經營等資產后，該調研將被試的其他非金融資產分為兩類，即“耐用品\"與“高價值資產”。其中，耐用品包括洗衣機、冰箱、空調等，高價值資產包括金銀珠寶、古董古玩等。雖然被試對耐用品的理解并不一定完全符合我們對易得型產品的界定，但是總體上可以認為耐用品所需投入的時間與金錢等資源較少，而高價值資產所帶來的價值更高。這一定程度上可以反映出易得型產品與理想型產品的核心區別（Libermanamp;Trope，1998;Tropeamp;Liberman，2010）。因此，我們統計了被試所擁有的耐用品的總價值，作為其對易得型產品偏好的指標，被試擁有的耐用品的總價值越高，證明其在生活中更經常購買耐用品，其對易得型產品的偏好更高。

2.3 研究結果分析

我們首先剔除了沒有住房或沒有回答“這套房子是否為您正在居住的住房\"題項的數據。剩余

34626條有效數據。接著我們將被試的居住流動性（對“這套房子是否為您正在居住的住房”回答為“是\"計為0，回答為“否\"記為1作為自變量，將被試對易得型產品的偏好（擁有的耐用品的總價值）作為因變量進行線性回歸分析。分析結果與我們的假設預期一致，居住流動性與易得型產品偏好間存在正相關關系 5 t = 6 . 3 5 0 p lt; 0 . 0 0 1 ，即居住流動性高的個體會表現出更強的易得型產品偏好。

本研究通過對二手數據的分析，初步揭示了居住流動性與易得型產品偏好間的關系，為H1提供了初步證據。然而，由于二手數據本身的限制，代理變量并不一定能完全反應被試的居住流動性與易得型產品偏好。為了彌補這一不足，研究1d采用問卷調研的方式，基于對已有文獻的歸納，采用更加準確的題項針對居住流動性及易得型產品偏好進行測量，通過收集一手數據，直接對居住流動性與易得型產品偏好的相關關系進行檢驗（研究1d的詳細過程與結果見網絡版附錄1），為H1提供進一步的證據。至此，居住流動性與易得型產品偏好的相關關系得到了證明，但二者間的因果關系還沒有進行驗證。因此，在研究1b及后續研究中，我們將進行實驗室實驗，通過操縱的實驗方法改變被試感知的居住流動性，以進一步檢驗H1。

3 研究1b：居住流動性與易得型產品偏好的因果關系

3.1 研究目的

在通過二手數據與問卷調研的方式對居住流動性與易得型產品偏好存在相關關系進行驗證后，為了證明H1，接下來的實驗將聚焦于主效應，進一步證明感知居住流動性與易得型產品偏好之間的因果關系。研究1b中我們采用實驗室實驗的方法，通過操控的研究方法來證明激活高感知居住流動性會導致更高的易得型產品偏好。

3.2 研究過程及方法

研究1b采用的是單因素組間設計（高流動性組vs.低流動性組），實驗開始前，我們使用 Power3.1對樣本量進行了事前預估。當 a= 0 . 0 5 ，power（ 1 - β ） = 0 . 8 且效應量Cohen's d = 0 . 5 時，所需的樣本量至少為128。考慮到我們采用線上實驗的方式，部分被試可能因為沒有認真答題而被刪除，因此，我們最終在Credamo平臺招募了150名被試 歲， S D = 8 . 4 9 歲， 6 0 . 7 % 女性）進行實驗。

實驗開始時，我們會通知被試本實驗將由幾個不相關的部分組成。實驗開始后，被試被隨機分配到了兩個小組之一，分別為高流動性組和低流動性組。我們采用了Oishi等（2012）對感知居住流動性的操縱。在高流動性組中，被試會想象自己獲得了一個一直想要的工作，這項工作要求自己每隔一年搬到一個不同的地點。被試需要想象這樣的生活狀態并且盡可能詳細地描述自己會有怎樣的生活方式，回答如下問題：

（1）想象一下每隔一年生活在一個不同的地方會是什么樣子？ （2）這種生活方式有什么優點和缺點？ （3）這會影響自己與其他人的關系嗎？ （4）比如你會有什么樣的朋友，或者如何影響你與朋友和家人的現有關系？

反之，在低流動性組中，被試會想象自己獲得了一個一直想要的工作，但是這項工作要求自己至少在未來10 年居住在同一個地區。然后他們同樣要回答以上類似的問題來想象在這種流動性下對于他們日常生活方式和人際關系的影響。

接下來被試需要做出關于理想型和易得型產品偏好的選擇。在本實驗中，我們使用多組產品來測量被試的易得型產品偏好。具體而言，我們要求被試評價他們對辦公桌、咖啡機、手機、餐廳的偏好（Libermanamp;Trope，1998;Wangetal.，2020），對于每組產品我們都給出兩個選項供被試選擇，這兩個選項區別在于一個選項是理想型產品，在獲取或安裝上更加復雜，需要在前期花費更多時間和精力但是功能豐富、使用感或體驗更好；另一個選項是易得型產品，易于獲取或使用，但是功能簡單基礎，使用感或體驗一般（詳細信息見網絡版附錄5。我們通過7點量表測量了被試更傾向于選擇哪一種產品 1 = 非常偏好產品A， 7 = 非常偏好產品B）。實驗結束前被試需要提供自身的人口統計學信息。

3.3 研究結果分析

主效應檢驗我們首先對被試的易得型產品偏好進行重新編碼，使得易得型產品偏好得分越高代表被試越傾向于在每組產品中選擇易得型產品。為了進一步檢驗H1，我們將被試的感知居住流動性（低居住流動性組被試編碼為0，高居住流動性組被試編碼為1作為自變量，被試的易得型產品偏好作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。通過對每一組產品的易得型偏好分別進行獨立樣本 t 檢驗，我們發現這4組產品表現出一致的趨勢，即高流動性組的被試更傾向于選擇易得型產品。因此，我們對這4組產品的易得型偏好加總取平均值 （ a = 0 . 7 ） ，將得到的值作為因變量反映被試整體的易得型產品偏好進行獨立樣本 t 檢驗。結果表明，高流動性組的被試比低流動性組被試具有更高的易得型產品偏好H1得到進一步驗證。

通過操縱被試感知到的居住流動性，我們發現相比于低流動性組的被試，高流動性組的被試會更加偏好易得型產品。本實驗進一步證明了居住流動性與易得型產品偏好間的因果關系。值得注意的是，研究1b與研究1d中，被試均在易得型產品與理想型產品間做出選擇，那么居住流動性對易得型產品偏好的影響也可能是由于高居住流動性的被試厭惡理想型產品導致的。在研究1e中，我們將被試隨機分配到易得型產品組或理想型產品組，通過獨立決策模式進一步驗證了居住流動性與易得型產品偏好間的因果關系（研究1e的詳細過程與結果見網絡版附錄2）。至此，居住流動性與易得型產品偏好間的因果關系得到一致的證明。然而，在以上研究中，被試均只表達了他們的產品偏好，并沒有做出實際的產品選擇行為，因此，在研究1c中，我們試圖在真實的產品選擇情境中再一次驗證居住流動性對易得型產品偏好影響的穩健性。

4研究1c：真實的產品選擇

4.1 研究目的

研究1a和研究1b（以及網絡版附錄中的研究1d與研究1e通過不同的研究方法與多種產品驗證了居住流動性對易得型產品偏好的影響。盡管如此，在以上幾個研究中被試均被要求表明他們對一種或幾種產品的偏好，而不是做出實際的、真實的產品選擇。為了檢驗主效應的穩健性，在研究1c中，我們希望測量被試在真實的產品選擇情境中的偏好。同時，研究1c采用了與研究1b不同的方法來操控被試感知到的居住流動性，以期進一步證明主效應的穩健性。此外，考慮到已有的文獻表明高感知居住流動性會促使消費者更加偏好購買熟悉的產品（Oishietal.，2012），在研究1c中我們還希望排除產品熟悉度的干擾與替代解釋，即被試并非是因為易得型產品更熟悉而更偏好這類產品，以期進一步明確本文的理論貢獻。

4.2 研究過程及方法

研究1c采用的是單因素組間設計（高流動性組vs.低流動性組）。實驗開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進行了事前預估。當 a= 0 . 0 5 ，power （1- β ） = 0 . 8 且效應量Cohen's d = 0 . 3 7 （參考研究1b得到的效應量，之后的單素被試間設計也參考了這一效應量）時，最小計劃樣本量為232。考慮部分被試可能因為沒有認真答題而被剔除，我們最終在中國的一所大學校園里隨機招募了300名大學生進行實驗。其中3人未完成實驗，26人未通過寫作任務的注意力檢測，最終得到有效回答271人

23.57歲， S D = 2 . 4 9 歲， 5 3 . 9 % 女性）。

在本研究中，被試將會被隨機分配到高流動性組或低流動性組之一。在實驗開始時，我們首先對被試進行感知居住流動性的操縱，為了進一步檢驗主效應的穩健性，研究1c采用了與研究1b不同的方法來操控被試感知到的居住流動性。具體而言，我們告知被試將要進行一個記憶考察任務，需要他們仔細閱讀一篇新聞報道并記住其中的信息。根據被試所分到的組別我們會派發不同的新聞稿以供閱讀。在高流動性組的被試讀到一篇描述流動的生活方式成為常態的新聞，而低流動性組的被試讀到一篇描述穩定的生活方式成為常態的新聞（詳細信息見網絡版附錄6。在讀完新聞報道后，我們還要求被試寫下兩個生活中能印證該新聞的事例。接著，我們通過兩個問題測量被試感知到的居住流動性來檢驗我們操縱的有效性（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意;Oishi etal.，2012）：（1）生活在這樣的環境中讓我感到我的住所是不穩定的。（2）生活在這樣的環境中讓我感到居住流動性高。隨后，被試被告知上一個實驗已經結束，為了感謝他們的參與，除了原有的被試費外，我們將額外進行一次抽獎。具體而言，我們告知被試我們將從本次實驗的所有參與者中隨機抽取兩名，贈送一份拼圖作為禮品。我們給被試提供了兩款拼圖以供選擇，這兩款拼圖的價格與質量完全相同，其中，拼圖A是理想型產品，它有1200塊拼圖碎片，完成該拼圖需要較多的時間，但完成后的拼圖看上去十分精美；拼圖B是易得型產品，它有200塊拼圖碎片，完成該拼圖需要的時間較少，但完成后的拼圖并不如拼圖A精美，為了增強選擇的真實感，我們附上了拼圖的真實圖片以供被試參考（改編自Wang etal.，2020，具體信息見網絡版附錄7）。被試被要求從兩款拼圖中選擇一款，如果他們中獎，他們將收到自己所選擇的那一份拼圖。此外，為了排除產品熟悉感的干擾與替代解釋，我們測量了被試對兩款拼圖的熟悉程度差異，語句改編自Oishi等（2012）：“你覺得哪一款拼圖看上去更熟悉？” 1 = 對拼圖A更熟悉， 7 = 對拼圖B更熟悉）。實驗結束前我們收集了被試的人口統計信息。實驗結束后我們隨機抽取了兩名被試贈送了與拼圖等額的獎金。

4.3 研究結果分析

操縱檢驗我們首先進行了對感知居住流動性的操縱檢驗。我們先將測量被試感知到的居住流動性的兩個語句加總取平均值 （ r = 0 . 6 8 ） ，作為反映被試感知到的居住流動性的指標。接著我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動性作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。結果表明，高居住流動性組 = 1 . 0 2 ） 的被試比低居住流動性組的被試感知到了更高的居住流動性（ M 低流動性= 3 . 0 1 ， S D = 1 . 0 7 ， t （ 2 6 9 ） = 1 3 . 3 2 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen's ，證明我們的操縱是有效的。

主效應檢驗我們首先對被試的易得型產品偏好進行虛擬編碼，被試選擇理想型產品（拼圖 A）編碼為0，被試選擇易得型產品（拼圖B）編碼為1。接著我們將被試的感知居住流動性（低居住流動性組被試編碼為0，高居住流動性組被試編碼為1作為自變量，被試的易得型產品偏好作為因變量進行logistic回歸分析。結果表明，高流動性組的被試（ 3 8 . 8 % ） 比低流動性組被試 （ 2 7 . 5 % ） 更可能選擇易得型產品 ? b = 0 . 5 1 ， S . E . = 0 . 2 6 Wald p = 0.049），H1在真實的產品選擇情境中得到進一步驗證。

另外，我們將被試對兩款拼圖的熟悉程度和所用7點量表的中間值“4”進行單樣本 t 檢驗分析，結果顯示，被試對兩款拼圖的熟悉程度得分顯著低于中間值\"4” （ t （ 2 7 0 ） = - 4 . 2 2 0 p lt; 0 . 0 0 1 ，這說明被試更加熟悉的是理想型產品（拼圖A）。結合主效應檢驗中logistic回歸分析的結果，我們可以發現即便被試對易得型產品更不熟悉，但高感知居住流動性還是會顯著提高被試的易得型產品偏好，這既說明了對產品的熟悉度不是被試選擇易得型產品的原因，更進一步證明了感知居住流動性對易得型產品偏好的效應會超過單純的熟悉尋求效應。進一步地，我們運用回歸分析法來進行中介效應檢驗，排除熟悉感在感知居住流動性對易得型產品偏好的效應中的替代解釋。我們采用對間接中介效應 的自主抽樣檢驗（bootstrap test） （PROCESS Model 4;Hayes，2018），其中‘ 代表感知居住流動性對熟悉感的影響，“b”代表熟悉感對易得型產品偏好的影響（Hayes，2018；Zhaoetal.，2010）。在樣本選擇為5000次、 9 5 % 的置信區間下，通過bootstrap分析發現熟悉感的間接中介效應不顯著 （ a × b = 0 . 4 2 2 09 5 % C I[ - 1 . 3 7 1 ， 1 . 0 4 7 ] ） 。這進一步說明了感知居住流動性對易得型產品偏好的影響并不由熟悉感解粹。

研究1c通過在真實的產品選擇情境中測量被試的易得型產品偏好，進一步證明了居住流動性對易得型產品偏好效應的穩健性。另外，研究1c還排除了熟悉感對主效應的干擾與替代解釋的可能性。綜合研究1a至研究1c，我們通過不同的實驗方法、不同的情境、不同的產品與被試證明了H1，即消費者的居住流動性越高，對易得型產品偏好越強。然而，這一效應的內在機制尚不明確。因此，在研究2中，我們會進一步探究感知居住流動性對易得型產品偏好影響的作用機制。

5 研究2：過程關注的中介作用

5.1 研究目的

在本研究中，我們想進一步探究感知居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制。根據假設，我們認為感知居住流動性激發了個體的過程關注思維，并導致他們對易得型產品的偏好更高。因此在本研究中，我們在操縱感知居住流動性和測量易得型產品偏好的基礎上，進一步測量了被試的過程關注程度以檢驗其是否具有中介效應。本研究還測量了其他可能的中介變量。具體而言，研究表明過程關注思維與個體的解釋水平相關，因此我們還測量了其它可能與個體的解釋水平相關的維度，包括抽象思維/具體思維（Forsteretal.，2004；Malkoc etal.，2010；Torelli amp; Kaikati，2009；White et al.，2011）、首要關注思維/次要關注思維（Libermanamp;Trope，1998；Kim et al.，2008；Trope et al.，2007;Tropeamp;Liberman，200o）、優點思維/缺點思維（Eyalet al.，2004; Herzog et al.， 2007; Trope et al.，2007）等.以此進一步檢驗本研究提出的中介機制，即居住流動性具體是通過影響個體的過程關注思維，而非影響其它與解釋水平相關的維度，進而影響了個體的易得型產品偏好。此外，先前的研究表明，居住流動性會增強焦慮感（Moyleamp;Parkes，1999），消費者也可能是因為受到焦慮情緒支配而選擇更容易獲得的產品。另外，研究表明居住流動性會影響個體的控制感（Yu etal.，2020;Yuan et al.，2021），而控制感往往會左右消費者的產品偏好（Kayetal.，2009;Landau etal.，2015），因此控制感也有可能在感知居住流動性對易得型產品偏好的影響中起中介作用。因此，本研究還測量了被試的感知焦慮與控制感，希望排除以上可能的替代中介解釋。

5.2 研究過程及方法

本研究采用的是單因素組間設計（高流動性組vs.低流動性組）。在實驗開始前，我們使用 Power3.1對樣本量進行了事前預估。當 a= 0 . 0 5 ，power（1- β ） = 0 . 8 且效應量Cohen's d = 0 . 3 7 時，最小計劃樣本量為232。考慮到本實驗要測量檢驗的變量較多，加上我們采用線上實驗的方式，我們最終在Credamo平臺招募了400名被試" = 2 9 . 2 8"歲，S D = 7 . 9 0 歲， 6 1 . 8 % 女性）進行實驗。

實驗開始時，我們告知被試本實驗將會由幾個不相關的部分組成。實驗開始后，被試將會被隨機分配到高流動性組或低流動性組并接受與研究1b中一致的對感知居住流動性的操縱。接下來我們通過兩個問題測量被試感知到的居住流動性 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意；Oishietal.，2012）：（1）這項工作導致我的住所變得不穩定。（2）這項工作導致我的居住流動性提高。

接著被試需要做出關于理想型和易得型產品傾向的選擇。本研究選擇與研究1b中基本一致的手機來測量被試的易得型產品偏好。我們讓被試想象他們打算購買一部手機，并給被試提供了兩款手機以供選擇。其中，手機A是理想型產品，它新潮，性能強大，但需要預定，要等待幾個月才能拿到產品；手機B是易得型產品，已經推出一段時間，性能普通，但購買起來很方便，可以立刻直接買到。被試選擇兩款手機里更偏好的那個 （ 1 = 一定偏好A型手機， 7 = 一定偏好B型手機）。

完成對于產品偏好的測量后，我們通過一個語句對被試的過程關注程度進行測量。語句改編自Hsieh和Yalch（2020）：“你認為你在購買產品時，會更多考慮使用產品的過程難易程度還是使用產品帶來的好處有多大？”（ （ 1 = 更考慮使用產品的過程， 7 = 更考慮產品帶來的好處）。在數據處理時通過反向編碼使得分越高代表過程關注程度越高。

此外，我們還測量了其它與個體解釋水平相關的維度。具體而言，根據Pfundmair等（2015）的量表，我們通過4個語句測量被試的抽象思維/具體思維（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）：（1）在做出產品選擇時，我的思維更加具體而不是抽象。（2）在做出產品選擇時，我更喜歡具體地考慮事情，而不是抽象地考慮事情。（③）在做出產品選擇時，我更多考慮具體的計劃而不是抽象的目標。（4）如果其他人看到我的選擇，他們會認為我的思維更加具體，而不是抽象。根據Kim等（2008）的量表，我們通過4個語句測量被試的首要關注思維/次要關注思維（ 1 = 考慮的很少， 考慮的很多）：（1）在做出產品選擇時，你認為自己多大程度上考慮了產品的主要屬性？（2）在做出產品選擇時，你認為自己多大程度上考慮了產品的基礎屬性？（3）在做出產品選擇時，你認為自己多大程度上考慮了產品的關鍵屬性？（4）在做出產品選擇時，你認為自己多大程度上考慮了產品的中心屬性？根據Eyal等（2004）的量表，我們通過兩個語句分別測量了被試的優點思維和缺點思維（ 1 = 非常不感興趣， 7 = 非常有興趣）：（1）如果在做出產品選擇時，有一些關于產品優點的額外信息，你多大程度上有興趣繼續閱讀這些信息以了解產品優點？（2）如果在做出產品選擇時，有一些關于產品缺點的額外信息，你多大程度上有興趣繼續閱讀這些信息以了解產品缺點？

另外，根據Darrat等（2016）的量表，我們通過兩個語句測量被試感知的焦慮感，以檢驗可能的替代中介解釋 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）：（1）在想象這份工作時，我毫無理由地感到害怕。（2）在想象這份工作時，我發現自己很容易心煩或感到恐慌。我們還對于被試的控制感進行測量。語句來自Kay等（2009）：“發生在我生活中的事情常常超出了我的掌控范圍”（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）。在數據處理時通過反向編碼使得分越高代表控制感越高。最后，我們收集了被試的人口統計信息。

5.3 研究結果分析

操縱檢驗我們首先進行了對感知居住流動性的操縱檢驗。我們先將測量被試感知到的居住流動性的兩個語句加總取平均值 （ r = 0 . 9 6 ） ，作為反映被試感知到的居住流動性的指標。接著我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動性作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。結果表明，高居住流動性組 S D = 0 . 7 4 ） 的被試比低居住流動組的被試感知到了更高的居住流動性 2.06， S D = 1 . 2 8 t （ 3 9 8 ） = 4 0 . 3 1 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 4 . 0 4 ） ，證明我們的操縱是有效的。

主效應檢驗在數據分析過程中，首先我們對于主效應進行再一次驗證。我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試對易得型手機的偏好作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗來驗證主效應。結果表明高流動性組的被試比低流動性組被試具有更高的易得型產品偏好 S D = 1 . 9 4 ; vs. S D = 1 . 8 0 ， t （ 3 9 8 ） = 4 . 2 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 0.42），主效應顯著，H1再次得到支持。

中介效應檢驗我們運用回歸分析法來進行中介效應檢驗，證明過程關注在感知居住流動性對易得型產品偏好的效應中起到中介作用，并試圖排除其他的替代解釋。我們首先對被試的過程關注、控制感的得分進行反向編碼，并對具體思維、首要關注思維和焦慮感的各個測項的得分取均值 具體思維= 0 . 7 9 α首要關注思維 = 0 . 6 5 作為中介變量指標，分值越高，則分別代表被試的過程關注程度越高、具體思維程度越高、首要關注思維程度越高、優點思維越高、缺點思維越高、焦慮感越高、控制感越高。我們采用對間接中介效應 的自主抽樣檢驗（bootstrap test）（PROCESS Model 4;Hayes，2018），其中‘ ”、“ 、 ”、 、“ 、“a6”、“a\"分別代表感知居住流動性對過程關注、具體思維、首要關注思維、優點思維、缺點思維、焦慮感、控制感的影響，‘ 、 ’、“b”、 、\"b5”、 、 \"分別代表過程關注、具體思維、首要關注思維、優點思維、缺點思維、焦慮感、控制感對易得型產品偏好的影響（Hayes，2018；Zhao etal.，2010）。在樣本選擇為5000次、 9 5 % 的置信區間下，通過bootstrap分析發現過程關注的間接中介效應是顯著正向的 ， 9 5 % CI [0.0035，0.1526]），具體思維的間接中介效應不顯著 一， 9 5 % CI ，0.0337]），首要關注思維的間接中介效應不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0424，0.0364]），優點思維的間接中介效應不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0094，0.1789]），缺點思維的間接中介效應不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0349，0.0504]），焦慮感的間接中介效應不顯著 ， 9 5 % CI[-0.1274，0.1494]），控制感的間接中介效應不顯著 ， 9 5 % CI[ - 0 . 2 1 8 9 ，0.2182]）。進一步的，居住流動性會提高過程關注 0 . 4 7 ; t = 2 . 8 8 ， p = 0 . 0 0 4 ） 和焦慮感 = 0 . 8 3 t = 5 . 3 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ） ，居住流動性會降低控制感 t = - 8 . 3 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ），居住流動性對具體思維 t = - 0 . 2 0 、首要關注思維 t = 0 . 0 9 p = 0 . 9 3 0 ） 、優點思維 = - 0 . 1 8 t = - 1 . 7 1 ， p = 0 . 0 8 8 ） 、缺點思維 t = - 0 . 1 5 ， p = 0 . 8 7 8 ? 則均沒有顯著影響，這證明了居住流動性只提高了被試的過程關注思維，而不影響其它與解釋水平相關的變量。同時，過程關注對易得型產品偏好有顯著正向影響 ， t = 2 . 3 7 ），優點思維對易得型產品偏好有顯著負向影響 ， t = - 4 . 2 8 p lt; 0 . 0 0 1 ，而具體思維 、首要關注思維 - 0 . 1 9 t = - 1 . 2 5 p = 0 . 2 1 2 ） 、缺點思維 t= - 1 . 8 1 ， p = 0 . 0 7 1 ? ）、焦慮感 t = 0 . 2 5 p =

0.799）和控制感 ， t = - 0 . 0 8 0 p = 0 . 9 3 8 ; 對易得型產品偏好則均沒有顯著影響。最后，感知居住流動性對易得型產品偏好的直接影響顯著 0.64， t = 3 . 2 7 p = 0 . 0 0 1 ；如圖3）。綜上，本研究的結果表明過程關注在感知居住流動性影響易得型產品偏好的過程中起到了中介的作用，H2得到支持。同時，本研究還排除了具體思維、首要關注思維、優點思維、缺點思維等與解釋水平相關的變量的替代中介解釋，證明了在居住流動性對易得型產品影響的機制下，具體而言是過程關注思維起了中介作用，而不是整體的解釋水平或其它與解釋水平相關變量起到了中介作用。此外，本研究還排除了焦慮感、控制感等可能的替代中介解釋。在此基礎上，我們還希望通過對過程關注的不同測量，并在獨立決策模式下進一步檢驗過程關注的中介作用。為此我們進行了研究4a與研究4b（詳細過程與結果見網絡版附錄3與附錄4），進一步證明了居住流動性通過提高了過程關注，進而提高了被試的易得型產品偏好，深入揭示了過程關注是如何在居住流動性對易得型產品偏好的影響中起中介作用的。至此，本文的中介機制已經得到了有力的支持，接下來我們希望進一步檢驗居住流動性對易得型產品偏好的效應中的調節變量，并檢驗被調節的中介模型，以期更加明確居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制。

6研究3a：最大化者特質的調節作用

6.1 研究目的

研究1至研究2已經證明了感知居住流動性對易得型產品偏好的影響及其內在機制，并通過不同的操縱、不同的方法和不同的情境驗證這一效應的穩健性。在研究3a中，我們希望進一步探究個體特質的差異—即個體是最大化者還是滿足者——是否會在居住流動性對易得型產品偏好的影響中起到調節作用。根據最大化者/滿足者的相關理論，我們認為如果消費者是最大化者，那么無論其居住流動性的高低，出于愿意付出更多努力、希望做出最佳選擇的動機（Schwartzetal.，2002），這類消費者在決策時將不太會關注獲得或使用產品過程的難易，而是更加關注產品的價值，即愿意為了產品效用的最大化而不再關注過程（Hsiehamp;Yalch，2020;Luanamp;Li，2017。所以對這類群體而言，感知居住流動性對易得型產品偏好的影響就會被削弱。因此，本研究中加入了最大化量表來研究是否感知居住流動性對產品偏好的影響受到個體最大化者/滿足者特質的調節。此外，本研究還測量了被試的過程關注思維，希望檢驗被調節的中介模型，以進一步明確感知居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制。根據H3，我們預期如果消費者是最大化者，感知居住流動性對易得型產品的偏好的主效應及過程關注的中介效應就不顯著了。

6.2 研究過程及方法

研究3a采用的是單因素組間設計（高流動性組vs.低流動性組）。實驗開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進行了事前預估。當 a= 0 . 0 5 ，power （l- β ） = 0 . 8 且效應量 f = 0 . 1 5 （參考Wang etal.，2021）時，最小計劃樣本量為351。考慮到我們采用線上實驗的方式，部分被試可能因為沒有認真答題而被刪除，我們最終在Credamo平臺招募了500名被試進行實驗。其中66人未通寫作任務的注意力檢測（在寫作任務中作答字數少于20），最終得到有效回答434人， S D = 7 . 6 1 歲， 7 4 . 2 % 女性）。

在實驗開始時，被試被隨機分配到兩組之一，接受與研究1b中一致的對感知居住流動性的操縱并回答與研究2中相同的問題作為操縱檢驗。接著我們采用與研究2一致的語句測量了被試的過程關注思維。隨后被試需要做出關于理想型和易得型產品偏好的選擇。本研究選擇與研究1c基本一致的拼圖來測量被試的易得型產品偏好。我們讓被試想象他們打算購買一盒拼圖，并給被試提供了兩款拼圖以供選擇。其中，拼圖A是理想型產品，它需要更多的時間拼裝，但完成后也更加精美；拼圖B是易得型產品，完成該拼圖所需的時間更少，完成后的拼圖不如拼圖A精美。被試選擇兩款拼圖里更偏好的那個（ 1 = 一定偏好A拼圖， 7 = 一定偏好B拼圖；改編自Wangetal.，2020；具體信息見網絡版附錄7文字描述部分）。

完成對于產品偏好的選擇后，我們參考了Misuraca和Fasolo（2018）的建議，采用了Schwartz等（2002）開發的最大化經典量表中的8個語句測量了被試最大化者/滿足者特質 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意。例如“當我看電視的時候，即時我只打算看一個節目，我也會經常換臺來瀏覽所有的可選項”、“無論我做什么，我都對自己有最高的標準”等）。最后，我們收集了被試的人口統計信息。

6.3 研究結果分析

操縱檢驗我們首先進行了對感知居住流動性的操縱檢驗。我們先將測量被試感知到的居住流動性的兩個語句加總取平均值 （ r = 0 . 9 6 ） ，作為反映被試感知到的居住流動性的指標。接著我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動性作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。結果表明，高居住流動性組 ， S D = 0 . 7 7 ） 的被試比低居住流動性組的被試感知到了更高的居住流動性 M 低流動性= 1 . 9 9 S D = 1 . 2 1 ， t （ 4 3 2 ） = 4 3 . 9 3 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen'sd = 4 . 2 3 ， ，證明我們的操縱是有效的。

主效應檢驗在檢驗調節效應前，首先我們對于主效應進行再一次驗證。我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試對易得型產品的偏好作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗來驗證主效應。結果表明高流動性組的被試比低流動性組被試具有更高的易得型產品偏好 S D = 1 . 8 9 ;vs. S D = 1 . 7 0 三 t （ 4 3 2 ） = 2 . 9 6 ， p = 0 . 0 0 3 ，Cohen's d = 0.28），主效應顯著，H1再次得到支持。

調節效應檢驗

首先，為了確保我們在本實驗中對感知居住流動性的操縱沒有影響調節變量，以避免共線性效應（Masonamp;Perreault，1991），我們先將測量被試最大化者特質的8個語句加總取平均值 Ψ（ a= 0 . 7 7 ） ， ，作為反映被試最大化者特質的指標，接著我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試的最大化者得分作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。結果顯示我們對被試感知居住流動性的操縱對被試最大化者特質的測量沒有影響這表明在個體水平上，個體的最大化者特質是固有的、穩定的，并沒有因為簡單的、偶然的實驗操縱而改變。

接下來我們運用回歸分析法來進行調節效應檢驗，證明個體的最大化者特質在感知居住流動性對易得型產品偏好的效應中起到調節作用。我們通過PROCESSModel1 （Hayes，2018）進行回歸分析0 X= 感知居住流動性 低流動性， 高流動性]， M= 最大化者得分[中心化]， 易得型產品偏好）。結果發現，居住流動性對易得型產品偏好具有顯著正向影響 （ b = 0 . 5 4 ， s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 4 ， p ，進一步為我們的假設提供支持。同時更重要的是，結果表明感知居住流動性與最大化者特質的交互項會對易得型產品的偏好產生顯著影響 （ b = - 0 . 3 8 0 s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = - 2 . 2 4 p = 0 . 0 2 5 ） 。通過泛光燈分析我們確認了Johnson-Neyman值（Spilleretal.，2013），如圖4，結果表明對于最大化者（最大化者特質得分高于4.55，占比 3 1 . 1 % 而言，感知居住流動性對易得型產品偏好的影響就不再顯著了 （ b = 0 ） . 3 7 ， s e = 0 . 1 9 ， p = 0 . 0 5 ） 。由此看出，對最大化者而言，受到來自居住流動性的影響較小，人們對于易得型產品沒有顯著的偏好。結果顯示了居住流動性和個體最大化者特質之間的交互作用，表明了個體最大化者特質在其中所起到的調節作用。

接著我們運用回歸分析法來進行被調節的中介效應檢驗，以進一步證明個體的最大化者特質會調節過程關注在居住流動性對易得型產品偏好影響中的中介作用。我們通過PROCESSModel8（Hayes，2018）進行回歸分析 感知居住流動性[ 0 = 低流動性， 1 = 高流動性]， M= 過程關注[中心化]， W= 最大化者得分[中心化]， 易得型產品偏好）。結果表明被調節的中介效應顯著 （ b = - 0 . 0 5 s e = 0 . 0 3 ， 。具體而言，居住流動性對過程關注有顯著正向影響 0.46， s e = 0 . 1 4 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 9 ， p = 0 . 0 0 2 ） ，且居住流動性與最大化者特質的交互項會對過程關注有顯著影響 （ b = - 0 . 3 0 ， s e = 0 . 1 4 t （ 4 3 0 ） = - 2 . 1 3 ， p = 0.034）。在控制居住流動性的直接效應 （ b = 0 . 4 6 ，se= 0 . 1 7 t （ 4 3 0 ） = 2 . 6 8 0 p = 0 . 0 0 8 ） 及其與最大化者特質的交互效應 （ b = - 0 . 3 3 s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = - 1 . 9 4 ， p 后，過程關注對易得型產品偏好有顯著正向影響 （ b = 0 . 1 8 ， s e = 0 . 0 6 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 0 ， p = 0.002）。更重要的是，對于非最大化者（最大化者特質得分低于4.55）而言，過程關注能在居住流動性對易得型產品偏好的影響中起到中介作用 ? b = 0 . 1 3 s e = 0 . 0 7 ， 9 5 % CI[0.0263，0.2763]），而對最大化者而言，這一效應將不再顯著 （ b = 0 . 0 3 ， 9 5 % CI[-0.0363，0.1035]；詳見圖5）。

綜上，由研究3a的結果得知，當消費者在決策中是最大化者時，感知居住流動性對易得型產品偏好的主效應及過程關注的中介效應就都不再顯著了，這一結果表明個體特質的差異—即個體屬于最大化者或滿足者——會調節感知居住流動性對易得型產品偏好的影響，H3得到支持。同時本研究進一步證明了過程關注的中介作用，感知居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制因此更加清晰，H2得到進一步支持。

7研究3b：決策對象作為邊界條件

7.1 研究目的

在本研究中，我們希望進一步檢驗感知居住流動性對易得型產品偏好影響的邊界條件。根據決策對象的相關理論，我們認為當消費者為自己做決策時，居住流動性提高了過程關注，進而提高了對易得型產品的偏好；但當消費者為他人做決策時，即使居住流動性激發了過程關注的思維，但由于社會距離和心理距離的存在，消費者總是輕視產品的易得性、重視產品的理想性（Baskinetal.，2014;Luetal.，2013），所以此時感知居住流動性對易得型產品偏好的影響就不再存在了。因此，在本研究中，我們在操縱感知居住流動性的基礎上，增加了對決策對象的操縱。此外，本研究還測量了被試的過程關注思維，希望檢驗被調節的中介模型，以進一步明確居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制。根據H4，我們預期當被試為自己做消費決策時，感知居住流動性對易得型產品偏好的主效應及過程關注的中介效應依然存在，但當被試為他人做消費決策時，這一效應就不顯著了。

7.2 研究過程及方法

研究3b采用2（居住流動性：高vs.低） × 2 （決策對象：為自己vs．為他人）的組間實驗設計。實驗開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進行了事前預估。當 a= 0 . 0 5 ， power （ 1 - β ） = 0 . 8 且效應量 f = 0 . 1 5 （參考Wangetal.，2021）時，最小計劃樣本量為351。考慮到我們采用線上實驗的方式，部分被試可能因為沒有認真答題而被刪除，我們最終在Credamo平臺招募了520名被試進行實驗。其中28人未通過寫作任務的注意力檢測，最終得到有效回答492人 $（ M _ { ☉ B ＼backslash ＼cdot } = 2 6 . 4 9$ 歲， S D = 6 . 8 3 歲， 7 3 . 0 % 女性）。

在實驗開始時，被試首先接受與研究1b中一致的對感知居住流動性的操縱并回答與研究2中相同的問題作為操縱檢驗。接著被試需要做出關于理想型和易得型產品傾向的選擇。本研究選擇與研究1b類似的餐廳來測量被試的易得型產品偏好。我們給被試提供了兩家餐廳以供選擇，其中，餐廳A代表理想型產品，它的菜品美味，但路程較遠，等待時間較長；餐廳B代表易得型產品，它菜品普通但路程較近，等待時間較短。此外，在為自己決策的組中，我們讓被試想象他們是為自己挑選餐廳，而在為他人決策的組中，我們讓被試想象他們是為朋友挑選餐廳，以此操縱決策對象。我們通過7點量表測量被試更傾向于選擇理想型產品還是易得型產品（ 1 = 一定偏好A餐廳， 7 = 一定偏好B餐廳）。另外，我們還采用與研究2一致的語句測量了被試的過程關注思維。最后，我們測量了被試的人口統計信息。

7.3 研究結果分析

操縱檢驗我們首先進行了對感知居住流動性的操縱檢驗。我們先將測量被試感知到的居住流動性的兩個語句加總取平均值 （ r = 0 . 9 4 ） ，作為反映被試感知到的居住流動性的指標。接著我們將低流動性組的被試編碼為0，高流動性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動性作為因變量進行獨立樣本 t 檢驗。結果表明，高居住流動性組 ， S D = 0 . 9 4 ） 的被試比低居住流動組的被試感知到了更高的居住流動性 ， Cohen's d ，證明我們的操縱是有效的。

邊界效應檢驗我們通過2（居住流動性：高vs.低） × 2 （決策對象：自我vs.他人）ANOVA檢驗決策對象的邊界效應，其中以易得型產品偏好為因變量。結果顯示居住流動性的主效應顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 4 . 8 0 0 p= 0 . 0 2 9 ， ，進一步為我們的假設提供支持。決策對象的主效應不顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 1 . 2 6 p = 0 . 2 6 2 。重要的是，結果表明居住流動性與決策對象的交互效應顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 6 . 0 8 ， p = 0.014， 。由此可知，決策對象是感知居住流動性對易得型產品偏好的影響的邊界條件。簡單效應分析結果進一步表明，在為自己決策組中，本實驗復制了之前的實驗結果，即感知居住流動性會提高被試對易得型產品的偏好Cohen's d = 0 . 0 2 ；見圖6）。綜上，當為自己做決策時，感知居住流動性對易得型產品偏好的主效應再一次得到驗證，而為他人做決策時.感知居住流動性對易得型產品偏好的影響就不顯著了，這證明了決策對象確實是邊界條件，H4得到支持。

接著我們運用回歸分析法來進行被調節的中介效應檢驗，以進一步證明決策對象會調節過程關注在居住流動性對易得型產品偏好影響中的中介作用。我們通過PROCESS Model15 （Hayes，2018）進行回歸分析 X= ? 感知居住流動性 低流動性1 = 高流動性]， M= 過程關注[中心化]， W= 決策對象 為他人決策， 1 = 為自己決策]， 易得型產品偏好）。結果表明被調節的中介效應顯著 （ b = 0.09， s e = 0 . 0 6 0 9 5 % CI[0.0013，0.2287]）。具體而言，居住流動性對過程關注有顯著正向影響 （ b = 0 . 3 8 s e = 0 . 1 5 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 5 9 ， ，此外，居住流動性與決策對象的交互項對易得型產品偏好有顯著影響 （ b = 0 . 8 3 ， s e = 0 . 3 6 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 3 3 ， p = 0 . 0 2 0 ， ），且過程關注與決策對象的交互項對易得型產品偏好有顯著影響 （ b = 0 . 2 4 s e = 0 . 1 1 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 2 0 p = 0.028）。更重要的是，當被試為自己決策時，過程關注能在居住流動性對易得型產品偏好的影響中起到中介作用 （ b = 0 . 1 0 ， s e = 0 . 0 5 ， 9 5 % CI [0.0180，0.2191]），而當被試為他人決策時，這一效應將不再顯著 （ b = 0 . 0 1 ， ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 5 6 5 0.0842]；詳見圖7）。

綜上，由研究3b的結果得知，當消費者為他人決策時，感知居住流動性對易得型產品偏好的主效應及過程關注的中介效應就都不再顯著了，這一結果表明決策對象會調節感知居住流動性對易得型產品偏好的影響，H4得到支持。同時本研究進一步證明了過程關注的中介作用，居住流動性對易得型產品偏好影響的內在機制因此更加明確，H2得到進一步支持。

8 討論

8.1 研究結論

本研究旨在對于感知居住流動性與消費者易得型產品偏好兩者之間的關系進行探索，解釋其內在機制并且找到對于兩者關系起到調節作用的因素。本研究提出的4個假設在實驗中均得到了驗證。研究1a通過分析二手數據初步檢驗了居住流動性與易得型產品偏好間的相關關系。研究1b操縱了個體感知的居住流動性水平證明了主效應，即感知居住流動性越高，被試對于易得型產品的偏好程度越高。研究1c在真實的產品選擇情境中再一次驗證了主效應的穩健性，并排除了熟悉感的干擾與替代解釋。研究2通過測量過程關注證明了感知居住流動性會激發消費者的過程關注思維，進而提高對易得型產品的偏好，并進一步排除了具體思維、首要關注思維、優點思維、缺點思維等與解釋水平相關的變量的替代解釋，同時排除了控制感、焦慮感等可能的替代解釋。研究3a通過測量被試是最大化者還是滿足者這一個人特質，證明了最大化者的調節效應。對于最大化者而言，居住流動性對易得型產品偏好的主效應及過程關注的中介效應不再顯著。研究3b證明了決策對象是感知居住流動性對易得型產品偏好影響的邊界條件，當消費者為他人做決策時，該效應就不再存在了。此外，另有4個研究（詳細信息見網絡版附錄1至附錄4通過不同的研究模式與研究方法，進一步驗證了主效應與中介效應的穩健性。

因此，我們可以得出結論，高感知居住流動性激發了個體的過程關注，進而提高對易得型產品的偏好，該效應在消費者是最大化者時或為他人做決策的情境中不再顯著。本研究對于消費行為學領域的研究具有一定的理論貢獻。

首先，通過研究感知居住流動性對消費者易得型產品偏好的影響，本文識別了居住流動性的一種新的下游效應。社會學家對驅動居住流動的前因已經進行了詳細的探究，如個人的家庭背景（Mulder，2007）、資源獲取的難易程度（Coulteramp;Van Ham，2013）、通勤成本（Schmidt，2014）等。如今，該領域研究已經開始將居住流動視為全球范圍的普遍現象，并開始研究居住流動帶來的下游結果。這方面的研究表明，居住流動性對于個體既有短期影響，也有長期影響。短期影響體現在居住流動性既會改變個體的自我概念（Oishietal.，2007），也影響個體的人際認知和社交網絡（Lun，Oishi，amp;Tenney，2012：Oishi etal.，2013;Wang etal.，2021）；而長期影響表現在童年時期的居住流動會影響成年后的幸福感、身體健康、犯罪行為等（Jelleymanamp; Spencer，2008;Oishiamp;Schimmack，2010;Webb etal.，2016）。然而，值得關注的是，關于居住流動性是否會系統地影響消費者的決策偏好，尤其是消費者對產品不同屬性的偏好問題，鮮有文獻進行研究。本文在總結了僅有的居住流動性對消費者偏好影響的文獻（Oishietal.，2012;Oishietal.，2015）的基礎上，從更一般、更宏觀的視角上提出了一個新的研究目標，考察了感知居住流動性如何影響消費者對產品易得性與理想性的偏好，填補了居住流動性對產品屬性偏好影響的理論空缺，豐富了感知居住流動性下游結果的研究，本文的結論對于社會流動理論進行延伸，使其在消費行為學領域得到豐富和發展。

第二，本文豐富了對產品易得性與理想性屬性偏好的研究。先前的研究主要聚焦于易得性與理想性的定義、成因、差異等（Bettmanetal.，1998;

Libermanamp;Trope，1998）。目前，越來越多的心理學與行為學研究開始考察影響個體決策中對易得性與理想性權重考量的因素。例如時間距離（Libermanamp;Trope，1998；Zhaoetal.，2007）、決策中斷（Liu2008）、身高（Aggarwalamp;Zhao，2015）、決策對象（Baskinetal.，2014;Luetal.，2013）等。然而，現有研究中探討消費者易得型產品偏好的前因研究相對匱乏，尤其是關于消費者的個人經歷會對消費者的易得性與理想性偏好產生何種影響的研究更少。本文研究表明，有更多搬遷經歷的消費者會更加偏好簡便的易得型產品，豐富了易得性與理想性偏好在消費行為領域的前因性研究。此外，以往的研究往往是通過解釋水平理論解釋前因對個體易得性和理想性偏好的影響（Aggarwalamp;Zhao，2015;Baskinetal.，2014;Luetal.，2013），而本文通過對解釋水平理論各個維度的表征進行檢驗，進一步提出了更加具體明確的中介機制——過程關注，以新的視角和理論解釋了居住流動性對易得型產品偏好的影響。

第三，本文證明了感知居住流動性是通過激發消費者的過程關注思維進而提高其易得型產品偏好，豐富了過程關注的相關理論與應用范圍。以往關于過程關注的研究大都集中在其對個體目標完成或團隊績效的影響，如過程關注會影響個人是否能有效地提高學習成績（Phamamp;Taylor，1999）、完成體育鍛煉（Freundetal.；201O；Kaftanamp;Freund，2020）、提升自我效能（Zimmermanamp;Kitsantas，1997：1999）等。隨著過程關注得到越來越多的研究，營銷領域開始研究其對消費行為的影響。相關研究表明消費者對廣告的態度（Escalasamp;Luce，2003;2004）、對新產品的采用（Castanoetal.，2008）以及對健康食品的評價（Xieetal.，2016）等多方面都會受到過程關注的影響。但我們注意到，目前該領域幾乎沒有研究探討消費者的個體特征如何影響其過程關注的思維，并進而對消費決策產生影響。為了彌補這一理論空缺，我們首先確認了居住流動性這一新穎的影響消費者過程關注思維的前因變量，并創新性地將過程關注作為解釋消費者決策偏好的內在機制加以檢驗，既擴展了過程關注的成因性研究，又豐富了過程關注理論的應用范圍。

最后，本文通過引入最大化者/滿意者以及決策對象作為居住流動性對易得型產品偏好影響的調節變量，豐富了相關理論。最大化者/滿意者作為個體穩定的特質之一，正在得到越來越多的關注。

已有研究表明滿足者與最大化者不僅在樂觀、抑郁等情緒方面有著顯著區別（Dar-Nimrodetal.，2009;Schwartzetal.，2002），還會在工作選擇（Iyengaretal.，2006）、旅游決策（Lietal.，2019）、風險偏好（Qiuetal.，2020）等方面展現出不同的偏好。決策對象也被越來越多的研究證明會影響消費者的偏好（Liuetal.，2022;Pollaiamp;Kirchler，2012;Polman，2012）。盡管如此，目前并沒有理論揭示最大化者或決策對象與居住流動性之間的關系。本文創新性地將最大化理論以及決策對象理論與消費者的居住流動性以及過程關注思維聯系起來，證明了最大化者這一個人特質的調節作用，并將決策對象界定為感知居住流動性對易得型產品偏好影響的邊界條件，豐富了最大化者/滿足者以及決策對象的相關研究與應用范圍。此外，本文揭示了解釋水平理論相關研究下的各個變量間的整體聯系，以統一的概念框架整合了解釋水平理論中不同維度變量間的關系，對解釋水平理論架構做出了進一步的貢獻。

8.2 實踐啟示

我國是一個人口流動大國，頻繁的居住流動對于個體的生活習慣、心理都帶來了一定的影響。本研究的結論可以為企業提供一定的幫助和借鑒，為其產品調研和市場營銷策略提供了方向。本研究證明了在居住流動更大的情況下，相比于理想型產品，人們會更加偏好易得型產品，因此在未來，在產品設計和投放上，企業可以在易得型產品設計中增加幫助解決居住流動帶來影響的功能，提高產品的易得度，獲得消費者的青睞。同樣，對于人口流動較大的城市，進行更多的易得型產品投放，有利于滿足更多人的需求，增加產品銷售額。

此外，本研究為營銷人員進行產品定位也提供了一定的指導。在如今高流動性的社會中，理想型產品很有可能在銷售時遇到物美價廉產品的有力競爭，但如果營銷人員能轉變思路，將這類產品定位為“禮品”、“贈品”，很可能反而吸引到更多的消費者。另一方面，消費者在日常為他人做消費決策時，可以換位思考，對于經常搬遷的收禮者，更加注重產品的簡易屬性，或許更能讓收禮者滿意。

8.3 研究局限與未來研究方向

作為對于居住流動性與易得型產品偏好的研究，本研究依然存在著不足以及有待改進的空間。

第一，本研究對于易得型產品偏好進行測量時對于因變量的選擇比較有限，選擇了家具、娛樂產品和體驗產品作為易得型產品和理想型產品進行測量，具有一定的局限性。在日后的測量中，可以選擇更多不同種類的產品進行測量，擴大研究的適用范圍。比如根據理財產品、享樂用品等進行進一步的區分，來研究是否會對結果造成不同的影響。

第二，除了最大化者特質與決策對象，可能還有其他的變量會影響居住流動性對于易得型產品偏好的效應，在未來的研究中可以繼續去探究其他變量的調節與邊界作用。比如個體對于風險性的感知、對于所處環境的歸屬感等，都有可能影響居住流動性對于易得型產品偏好的效應。

最后，本研究在樣本量與樣本來源的選擇上還可改進，如果未來有更多相關研究，在開展相關實驗時樣本量可以更加精確一致。此外，本研究的樣本來源雖然包含線上問卷、線下實驗與二手數據，但基本屬于中國樣本，該效應對不同文化背景下的消費者是否穩定，未來的研究可以進一步探索，以增強研究的整體說服力。

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The impact of residential mobility on consumers’ preference for feasible products

WANG Lili， SU Xiao，LIANG Keyin （DepartmentofMarketing，SchoolofManagement，Zhejiang UniversityHangzhou 31058，China）

Abstract

Nowadays， billions of people frequently change their residence， and residential mobility has become an essential part of consumers’lives allover the world.Researchers have recognized the importance of residential mobility and prior research mainly focused on how residential mobility affected individuals’self-concept and their interactions with others.Thereare also some research investigating the long-term effects of residential mobility on individuals’health and education. However，litle is known about how residential mobility influences consumers’ product preferences.To fillthis research void，this research focused on the feasible and desirable attributes of products and proposed that residential mobility strengthened consumers’process focus mind-set， which in turn increased their preferences for feasible （rather than desirable）products.Inaddition， we believed that this effect would not be significant for maximizers，and this effect would also be attenuated when consumers made decisions for others rather than for themselves.

We conducted ten studies （4 in appendix） to test our hypotheses. Study la used secondary data from CHFS to provide preliminary evidence for the relationship between residential mobilityand preference for feasible product. Study 1b employed a single factor （residential mobility： high vs.low） between-subjects design and 150 Credamo workers were recruited. We manipulated participants’residential mobility through a writing task and then measured their preferences for four pairs of products.The results showed that residential mobility increased consumers’ preference for feasible products.In Study lc，we aimed to measure participants’ preference in a real product choice context to test the robustness of our main efect.This study employed a single factor （residential mobility： high vs.low） between-subjects design，and we randomly recruited university students.We manipulated residential mobility in a diferent way and told participants that they had the extra chance to win a puzzle to measure their real choice.The results further confirmed the robustness of the effect of residential mobility on the preference for feasible products in a real product choice context.

In Study 2 we tried to explore the underlying mechanism.This study employed a single factor （residential mobility：high vs.low）between-subjects design.40o Credamo workers participated in the study. The manipulation of mobility and measurement of preference for feasible products was similar to Study 1b.Then we measured participants’ processfocus mind-set.This study not only showed that our proposed efect was driven by process focus， but also ruled out alternative explanations such as abstract thinking， primary focus，sense of control and anxiety.In Study 3a，we employeda single factor （residential mobility：high vs.low） between-subjects design and recruited 434 Credamo workers. We manipulated residential mobility same as Study lb and measured whether participants were maximier or satisficeer. Results replicated the effect of residential mobilityon preferencefor feasible products and showed the moderating role ofmaximizer.Finally， in Study 3b，we conducted a 2 （mobility： high vs.low） × 2 （object of decision： self vs.others）.Results showed that the effect of residential mobility on preference for feasible products would be atenuated if participants made decisions for others rather than for themselves.

Taken together， this research demonstrated that consumers with high residential mobility preferred feasible products，which was driven by process focus.For consumers who were maximizers or those who decide for others，this effect would not be significant. Our research not only reveals a novel downstream effect of residential mobility， but also enriches the literature on feasibility preference and processfocus. Accordingly，this research yields strong practical implications for marketing strategies.

Keywordsresidential mobility，feasible product， process focus， maximizer，self-other difference