社交情境对体验型消费参与兴趣的影响研究

○ 李倩倩 范雅雯 宋文静

引言

移动互联网赋能线上社交，商业化共享系统增效分享经济，直播链接万千受众……看似热闹的时代，在现实中却面临愈来愈难建立和维持的情感支持系统。加之独生子女一代逐渐成为新生代消费群体，传统“独乐乐不如众乐乐”的结伴出行之外，孤独经济开始涌现：独自看电影、独自吃火锅、独自唱K……越来越多的人们面临一个消费困境：面对极具诱惑的体验型活动时却无伴可约，去还是不去？这不仅是年代的差异，更是时代的难题。一方面是体验型活动本身的吸引力，一边是独身前往可能的社交或心理压力——当然，也可能是更多的自由和享受。孰能胜出，难以预测。

现有研究的一个基本发现是：孤独体验所收获的幸福感低于有其他人参与的体验。[1]但是，这受到体验活动类型的调节：对独自参与公开享乐活动（如独自看电影），会因担心他人对自己社会联通性产生消极判断，而表现出较低的预期享受程度和参与兴趣。这些消极判断在实用（如独自买菜）或私密（如在家看电影）活动中则不存在。[2]这说明，对公开享乐活动，当缺少同伴时人们会产生额外的心理压力而不愿参与。然而，这能阐明传统的“独乐乐不如众乐乐”，却难以解释孤独经济的盛行：为何有些人更喜欢独自体验而无惧众人眼光？面对公开体验活动的吸引，我行我素与前瞻后顾者到底有何差异？

本研究致力于回答该问题并揭示背后的选择机制。除了以上理论解释的贡献，研究还具有提升消费者幸福的价值。研究表明，体验型消费因更持久的享乐属性、[3]更利于自我发现[4]与认同、[5]更不易于进行负面的购后比较[6]和产生后悔情绪，[7]而能比物质型消费带给消费者更高的幸福感。[8,9]公开享乐性活动由于具有更高的他人涉入度[1]和交流价值，[10]更能让消费者感到幸福。若皆如之前研究，因缺乏同伴而放弃独自参与公开享乐型体验活动，在规避社交心理压力的同时也错失了可能的快乐，甚至自我放空向内寻求的良机。这并不是消费者获得幸福的良策，反而因为放弃可能产生遗憾等负面情绪。因此，探究社交情境影响消费者参与兴趣和预期享受程度的内在过程机制和外在作用机制，将有助于帮助消费者克服独自参与体验型消费的担忧和抗拒心理，丰富享乐消费领域的研究成果。

一、文献回顾与假设推导

1.社交情境对参与兴趣和预期享受程度的直接效应假设

心理学家Van Boven等[11]首次将消费划分为物质型消费（Material Purchase）和体验型消费（Experiential Purchase）：物质型消费指为了拥有一件有形的、可占有的物品而产生的消费行为，强调“保存与占有”；体验型消费则是为了获得一段或一系列亲身经历的生活体验而进行的消费行为，强调“过程与经历”。

一些研究探讨了消费类型与幸福感的关系，结果表明，相较于物质型消费，消费者在体验型消费中得到的幸福感更强。首先，Van Boven等[11]提出由于体验型消费的无形性，即其仅存在于消费者的记忆中，因此更易在事后被正面解读，与真实自我更相关，且社会价值更高，从而更能让消费者感到幸福。随后，Ramanathan等[12]指出与他人共享体验活动可以增强消费者与共享者之间的社会关系，因此参与体验型消费的幸福感更高。此外，Carter等[13]体验型消费具备可叙事性角度，即更可能用于和同伴共享体验经过与感受，所以比物质型消费更能带来快乐和满足感。综上所述，不难看出其最核心的解释机制在于体验型消费的社会化本质。[11,14]现实情境中，不同于毛衣、手表、珠宝等物品的独占性，外出就餐、旅游、看电影等体验本身就具有社交性。因此，参与体验型消费有利于关系需要和归属需要的满足；同时，由于体验经历叙述结构的完整性，易激发他人交谈兴趣，交流价值更高，从而满足社会联结动机，进而促进幸福感的产生。[10]

然而，正是由于体验型消费的社会化本质，其享乐优势受到社交情境制约。与独自参与体验型消费经历相比，与他人共同参与的经历被认为更有价值，更能带来快乐。[1]同时，由于共享性消费会增强社会联系，从而导致有他人涉入的物质型消费甚至比独自参与的体验型消费幸福感更高。[1]可见，体验型消费的享乐优势主要来自社交性，包括过程本身和事后交流。对于过程本身而言，体验型消费的社交性会明显受到社交情境的影响：结伴而行方能体现活动的社交本质。若独自前往，体验型消费自身的享乐价值（如电影带来的愉悦感）依然存在，但社交价值（如过程带来的归属与关系满足）则难以获得。此外，积极的体验型消费经历会带来更高水平的幸福感，但消极经历（如独自参与公开享乐性体验活动）则会导致更大程度的不幸福。[3]在现实背景中，互联网迅速普及且独生子女群体逐渐扩大，越来越多个体将精神寄托于网络世界，而现实则生活于孤独状态，对独自参与公开—享乐性体验型消费活动兴趣较低。因此，由于归属需要和社会联结动机的驱动，消费者参与公开—享乐的体验型消费的兴趣和预期享受程度会受到有无他人涉入的影响。据此，本文提出假设：

H1：社交情境影响消费者的参与兴趣和预期享受程度：相较于独自消费情境，结伴参与会增加消费者的参与兴趣和预期享受程度

2.状态自尊的中介效应假设

先前研究从体验型消费的社交性特点揭示出对他人感知自我社会连通性的消极担忧，导致独自参与公开享乐活动的低意愿和预期享乐程度。[2]然而，这只揭示了个体关于社会对自己认可方面的关注，实际上，独自或结伴参加活动还可能引发对自我内心的满足感差异，进而带来不同的参与意愿。本研究认为，将一个包含社会和个人取向的心理概念纳入框架并作为中介，可以更完整地解释社交情境与公开享乐型体验消费的关联机制。以往研究表明，自尊是一个包含社会取向和个人取向的双维度系统，既重视社会对自己的认可，又重视自我内心的满足和潜力的发挥。[15]并且，自尊不仅能够直接解释主观幸福感[16]等积极情感，同时也可以作为预测幸福感的重要中介因素。[17]因此，本研究将自尊作为潜在的中介变量进行研究。

自尊是个体在社会化过程中形成的对自我价值的情感体验和评价，其核心在于自我价值判断与体验。[15,18]从概括性看，自尊分为总体自尊和特定领域自尊。社交自尊属于特定领域自尊，即个体对自己的社会交往能力与交往状况的评价与情绪。[19]从稳定性看，又可分为状态自尊和特质自尊。特质自尊是个体在长时期表现出来的整体的、稳定的自尊状态；状态自尊是个体在某时某刻的自尊状态，是在某种情境或状态下个体对自己的情感性评定，易受情境影响。[20]考虑到本研究以公开—享乐的体验型消费作为研究对象，消费者的自尊会受到社交情境的影响，表现出不稳定的特征，因此，本研究集中考察状态自尊。

作为包含社会取向和个人取向的双维度系统，个体的状态自尊在社交情境与参与兴趣的中介作用有两个方面。一方面，个体对自我的价值感知取决于个体如何看待社会眼中的“我”，重视社会对自我的认可。根据社会计量器理论，状态自尊本质是人际关系的计量器，计量个体在具体情境中所感知到的他人评价。当个体感知到他人的认可与接纳时，状态自尊水平会上升，反之则下降。[21]当独自参与公开—享乐性的体验型消费时，消费者会担心他人认为自己没有朋友，对自己的社会联通性产生消极判断，[2]从而导致状态自尊受损。另一方面，自尊来源于个体认知和评价作为主体自我的正向情感体验，重视个人取向的自我价值感。在独自参与的消费情境下，未被满足的归属需要和体验型消费的社交性本质之间的冲突，会导致消费者自身产生诸如尴尬、孤独、不自在、控制感缺失等负向体验或消极自我评价，进而降低其状态自尊。在社交领域中，当处于低状态自尊的情况下，消费者会感知人际不安全，怀疑自己的社会接纳水平，对社交信号高度敏感，担心被拒绝。[22,23]此时，面对公开—享乐性体验型消费活动，低状态自尊导致的高自我怀疑度会促使消费者行为更加谨慎，限制自己与他人的社会交往，采取消极被动的应对方式以避免负面社会评价或拒绝，[24]从而降低其参与兴趣和预期享受程度。基于以上，社交情境会通过状态自尊间接影响消费者的参与兴趣和预期享受程度。由此本文提出假设：

H2：状态自尊在社交情境对参与兴趣和预期享受程度的影响中起中介作用

3.自我构念的调节效应假设

如前所述，孤独经济的盛行表明，并非每个人都拒做“独行侠”。甚至有不少人更偏爱如此，将其视为自我放空的独特体验。那么，是什么特质使得某些人并不惧怕独自行动且更享受其中？考虑到研究关于社交情境，表示自我与他人独立或依赖关系的自我构念预期会起调节作用。自我构念指人们在多大程度上认为自我与他人相联系或分离，是影响人们认知、情感和动机的重要人格特质，[25]通常包括依赖型和独立型。依赖型自我构念将自我视为社会情境中的一部分，强调自我与他人的关联，用与他人关系及情境因素规范自身行为，有着较高水平的归属需要；而独立型自我构念将自我看作与他人相区别的独立个体，注重自身独特性和自主性，于他们而言，情境和他人只是用来证实内在自我的评价标准，社会联结动机较弱，归属需要处于低水平状态。因此，相较于独立型自我构念，依赖型自我构念会更高估社交情境对参与兴趣和预期享受程度的预测作用。由此，本文提出假设：

H3：自我构念调节社交情境对参与兴趣和预期享受程度的影响：依赖型自我构念会增强该影响

另一方面，依赖型与独立型自我构念者具有不同的自尊基础。[25]依赖型个体自尊来源于融洽社会关系的构建及不同情境下的自我调节能力，强调社会规范和自我约束，更多考虑他人的期望，倾向于通过公开属性如社会角色和人际关系定义自我，因此更重视他人对自我社会联通性的评价；相反，独立型个体自尊来源于内在特质确认与自我表达，注重自我实现，更多考虑内在需要的满足，倾向于通过内在属性如个人的能力、想法来定义自我，较少关注他人对自我社会关系的评价。[26]此外，关系导向的依赖型自我构念更容易在独自参与的体验型消费情境中产生负向体验和消极自我评价。综上推测，相较于独立型自我构念，依赖型自我构念的自我价值判断和情感体验更容易受社交情境的影响，即社交情境对其状态自尊的影响更强。由此，本文提出假设：

H4：自我构念调节社交情境对状态自尊的影响：依赖型自我构念会增强该影响

4.心理距离的再调节效应假设

如果说自我构念揭示了人格差异，那么心理距离则能够解释环境带来的心理差异：一个对朋友依赖甚强以致不愿独自出门去看电影的人，为何到了遥远的古镇，却一个人逍遥自在；不仅如此，对两周后的计划和明天的选择也通常存在差异……这些涉及心理距离的两个维度——时间距离和空间距离。用心理距离来研究这些差异在当今现实背景下重要而有趣。

心理距离是一种“自我中心”概念，指个体对某个事件接近或远离参照点时所形成的一种主观感知。[27]研究表明，心理距离会影响个体对事物的解释水平（Construal Level）：心理距离越远，个体越关注反映事件本质的抽象的、核心的、去情境化的高解释水平特征；心理距离越近，个体越关注与事件手段有关的具体的、外围的、情境化的低解释水平特征。[27]以往研究指出，心理距离具有四个维度：时间距离、空间距离、社会距离和假设性。时间距离是个体感知到事件发生的时间与参照点之间的距离；空间距离指事物在空间上离参照点的远近；社会距离用于描述对个体或群体间亲密度的感知；而假设性则指事件发生的可能性大小。[27]根据解释水平理论，四个维度均以自我为参考点，与“我”“现在”“这儿”“真实”有关的直接经验就是心理距离的原点。因此，个体对这些维度具有相似的心理加工过程，相互之间存在潜在的自动化联系，对任一维度距离的感知都会对其他维度的远近感知产生影响，并最终以心理距离这个共同维度对个体认知和决策产生影响。[28]例如，当事件发生的时间距现在较远、地点距自身较远、为他人而非自己做决策以及事件发生概率较低时，个体均倾向关注去情境化的信息，以高解释水平解读事件。[29,30]

以往研究发现，自我构念与解释水平之间存在一定的联系。[25]具体表现为独立型自我构念较少关注情境信息，更注重自主性及背景独立性信息，其心理表征更抽象，因而对事件的解释水平更高；而依赖型自我构念注重具体的情境，更关注社会性与背景依赖性知识，心理表征更具体，解释水平更低。[31]然而，在心理距离远时，具体情境信息的可得性与可靠性变得更低，依赖型个体将会表现出与独立型个体类似的高解释水平特征，更多地聚焦与体验本质相关的核心特征，从而降低社交情境对状态自尊的影响，减弱自我构念的调节效应；相反，在心理距离近时，依赖型自我构念能掌握或预测更多、更为详细的情境信息，对社交情境传递出的人际关系线索则会更加敏感，此时状态自尊更易受到社交情境的影响，从而增强自我构念的调节效应。综上，本文提出假设：

H5：自我构念对社交情境和状态自尊的调节效应受到心理距离的再调节：当心理距离近时，自我构念对社交情境和状态自尊的调节效应增强；当心理距离远时，自我构念对社交情境和状态自尊的调节效应减弱

至此，形成本研究的理论模型，如图1所示。

图1 理论模型

二、实验一：状态自尊中介效应与自我构念调节效应检验

1.研究目的与实验设计

根据研究框架和假设，本研究共分为两个实验展开。实验一旨在探讨社交情境与体验型消费参与兴趣和预期享受程度之间的关系及状态自尊在二者间的中介效应。同时，引入自我构念作为调节变量，检验在不同的自我构念类型下，社交情境对状态自尊、参与兴趣和预期享受程度的影响有何差异。实验设计和操作程序如下：采用2（社交情境：独自vs.结伴）×2（自我构念：独立型vs.依赖型）的组间设计，共形成4 组实验情境。以网络问卷的形式采用滚雪球抽样，共回收有效问卷172 份（n1=44，n2=41，n3=40，n4=47）。其中，男性占比31.6%，女性68.4%；年龄范围为19-40 岁，平均27.3 岁；大学本科学历者较多，占比54.1%；职业分布较为均匀，学生占比36.6%，企业工作人员占比35.5%，其他职业总计27.9%。被试随机进入一个实验情境，依照指令依次完成4 部分内容：自我构念的操纵与操纵检验，消费情境与社交情境的阅读与想象，参与兴趣、预期享受程度与状态自尊的测量及人口统计信息。

对情境性自我构念的操纵借鉴了Trafimow等[32]提出的故事启动法，即通过讲故事的形式给被试呈现主人公遵循独立型自我构念或依赖型自我构念的行事作风，以激活某种特定的自我构念倾向。实际操作是请被试阅读一个关于古苏美尔勇士的故事并回答有关问题，故事前部分的内容相同，后部分则根据特定类型的自我构念针对性地向被试呈现，即在独立型自我构念实验组中主人公的用人决策完全出于个人的利益，在依赖型自我构念实验组则完全出于家族的利益。在阅读完故事后，为进一步强化操纵效果和弱化实验目的，被试将回答以下两个问题：“索特选择吉尔指挥军队的理由是什么”及“你是否崇拜索特”。对情境性自我构念的操纵检验则参照由Hamilton等[33]提出且被广泛应用的临时自我构念量表，[34]共包含6 个题项。其中，3 个题项测量独立型自我构念，如“现在，‘我’这个词最多地出现在我脑海中”；另外3 个题项测量依赖型自我构念，如“现在，‘我们’这个词最多地出现在我脑海中”。采用李克特7 级量表（1=非常不同意，7=非常同意）。

外出就餐、电影院观影、度假旅游、听音乐会等消费活动的体验属性[3,11]和公开—享乐属性[2]已在研究中被反复证实，因此，本研究选取最常见、最频繁的餐厅就餐消费作为具体的实验情境。同时，社交情境的操纵参考Ratner等[2]的实验材料，对无同伴陪同的独自消费情境的描述是：最近新开了一家你一直想尝试的餐厅，但你的朋友没空陪你去这家餐厅吃饭。对有同伴涉入的结伴消费情境的描述是：最近新开了一家你一直想尝试的餐厅，正好你的朋友也有空和你一起去这家餐厅吃饭。

对参与兴趣和预期享受程度的测量参照Ratner等[2]研究中使用的题项，即“你是否有兴趣独自/和朋友一起去这家餐厅吃饭”，“如果你一个人/和朋友一起去这家餐厅吃饭，你预期的享受程度是”。采用7 级量表（1=非常没兴趣/不享受，7=非常有兴趣/享受）。对社交领域下状态自尊的测量选用Heatherton等[35]开发的量表，共7 个题项，包括“我感到很不自在”“我担心别人对我的看法”等。采用7 级量表（1=非常不同意，7=非常同意），数据分析时采用反向计分，分值越高则状态自尊越高。

2.数据分析与假设检验

（1）信度分析和操纵检验

在进行假设检验之前，首先对实验问卷进行信度分析和操纵检验。信度检验结果显示，各量表的Cronbach's α系数值分别为：独立型自我构念量表0.794、依赖型自我构念量表0.790、状态自尊量表0.805，证明量表具有良好的信度。同时，本实验量表均来源于国内外研究的常用量表，经过反复、严格的双向翻译和验证，具有较高的内容效度。

在对情境性自我构念的操纵检验中，用依赖型自我构念题项的均值减去独立型自我构念题项的均值得到被试的自我构念指数，分数越高说明被试越偏向依赖型自我构念。数据分析结果显示，依赖型自我构念操纵组的自我构念指数显著高于独立型自我构念操纵组（M依赖型=0.576，M独立型=-0.413，t（169.538）=-8.163，p<0.01），且依赖型自我构念组的指数为正值，独立型自我构念组的指数为负，说明对自我构念的操纵是成功的。

（2）社交情境对参与兴趣的直接效应与状态自尊的中介效应检验

以社交情境为自变量，分别以参与兴趣和预期享受程度为因变量进行独立样本T 检验，结果显示，社交情境影响消费者的参与兴趣（M独自消费=4.35，M结伴消费=5.54，t（170）=-6.859，p<0.01）和预期享受程度（M独自消费=4.45，M结伴消费=5.53，t（157.952）=-6.897，p<0.01）的直接效应显著，即相较于独自消费情境，结伴参与会增加消费者的参与兴趣和预期享受程度，H1 得以验证。

按照Zhao等[36]提出的中介效应分析程序，参照Hayes[37]提出的Bootstrap方法对状态自尊进行中介效应检验，选择模型4，样本量为5000，取样方法为选择偏差校正的非参数百分位法。首先，以社交情境作为自变量，参与兴趣作为因变量，性别、年龄、学历、月收入作为控制变量。结果显示，在95% 的置信区间下，状态自尊的中介效应显著（LLCI=0.429，ULCI=0.946，不包含0），中介效应值为0.667；在控制了中介变量状态自尊后，社交情境对参与兴趣的直接效应依旧显著（LLCI=0.175，ULCI=0.850，不包含0），直接效应值为0.513，表明状态自尊在社交情境对参与兴趣的影响中起着部分中介作用。然后，以预期享受程度作为因变量，结果显示，在95% 的置信区间下，状态自尊的中介效应显著（LLCI=0.376，ULCI=0.845，不包含0），中介效应值为0.588；在控制了中介变量状态自尊后，社交情境对预期享受程度的直接效应依旧显著（LLCI=0.152，ULCI=0.766，不包含0），直接效应值为0.459，表明状态自尊在社交情境对预期享受程度的影响中同样起部分中介作用。综上，H2 得以验证，数据分析结果见表1。

表1 状态自尊的中介效应分析结果

（3）自我构念的调节效应检验

在本实验中，自变量社交情境和调节变量自我构念都属于类别变量，采用双因素ANOVA 分析进行调节效应检验。分析结果如表2所示。首先，社交情境与自我构念对参与兴趣的交互效应显著（F（1,168）=16.951，p ＜0.01），同时社交情境对参与兴趣的主效应显著（F（1,168）=51.369，p<0.01），自我构念对参与兴趣的主效应不显著（F（1,168）=2.042，p>0.05）。为了更直观地判断调节效果，绘制如图2所示的交互效应图。可以看出，相较于独立型自我构念（M独自消费=4.79，M结伴消费=5.30），依赖型自我构念增强了社交情境对参与兴趣的影响（M独自消费=3.87，M结伴消费=5.74），表明自我构念显著调节社交情境对参与兴趣的影响。

图2 自我构念与社交情境对参与兴趣的交互效应

表2 自我构念的调节效应分析结果：1

其次，社交情境与自我构念对预期享受程度的交互效应显著（F（1,168）=7.136，p<0.01），同时社交情境对预期享受程度的主效应显著（F（1,168）=49.970，p<0.01），自我构念对预期享受程度的主效应不显著（F（1,168）=2.017，p>0.05）。绘制如图3所示的交互效应图，可以看出，相较于独立型自我构念（M独自消费=4.75，M结伴消费=5.43），依赖型自我构念增强了社交情境对预期享受程度的影响（M独自消费=4.12，M结伴消费=5.62）。表明自我构念显著调节社交情境对预期享受程度的影响。综合以上分析，H3 得以验证，即自我构念调节社交情境对参与兴趣和预期享受程度的影响，依赖型自我构念会增强这一影响。

图3 自我构念与社交情境对预期享受程度的交互效应

最后，检验自我构念对社交情境影响状态自尊的调节效应。分析结果如表2所示，社交情境与自我构念对状态自尊的交互效应显著（F（1,168）=4.172，p<0.05），同时社交情境（F（1,168）=49.148，p<0.01）和自我构念（F（1,168）=6.175，p<0.05）对状态自尊的主效应均显著。同样，从图4 的交互效应图可以看出，相较于独立型自我构念（M独自消费=4.62，M结伴消费=5.36），依赖型自我构念增强了社交情境对状态自尊的影响（M独自消费=3.95，M结伴消费=5.29），即自我构念显著调节社交情境对状态自尊的影响，H4 得以验证。

图4 自我构念与社交情境对状态自尊的交互效应

三、实验二：心理距离再调节效应检验

1.研究目的与实验设计

为提高研究结论的生态效度，实验二通过自陈量表直接测量被试的主导性自我构念，对自我构念的调节效应和状态自尊的中介效应进行稳健性检验。同时，在实验一的基础上，进一步引入心理距离作为再调节变量，通过操纵被试在时间维度和空间维度上的心理距离感知，检验在不同距离远近下，自我构念对社交情境和状态自尊关系的调节效应强弱。根据解释水平理论，心理距离的四个维度均以个体的直接经验为原点，个体对各维度信息具有类似的心理加工过程，其对个体认知和决策行为的影响也具有相似的特征，[38]距离远时倾向以整体化加工方式处理信息，解释水平较高；距离近时反之。基于心理距离各维度的同质性，现有研究通常选取2-3个典型维度进行实验设计。[39,40]考虑到体验型消费的本质是个体亲身经历的体验活动，其总发生在具体的时间和地点框架下；同时，本研究重点关注外出吃饭、看电影等日常体验型消费活动，其发生的概率性差异不大；此外，社会距离的影响因素较多，难以在实验中实现逐个操纵与控制。综上，考虑到实验的可操作性与简洁性，本研究在实验二选取时间距离和空间距离作为代表维度以检验心理距离的再调节机制。

实验设计和操作程序如下：采用2（社交情境：独自vs.结伴）×2（心理距离：近vs.远）×2（距离维度：时间距离vs.空间距离）的组间设计，共形成8 组实验情境。研究邀请了国内两所高校的288 位同学参与实验，共回收有效问卷279 份，男性占比32.9%，女性67.1%，平均年龄22.2 岁。被试随机进入一个实验情境，依照指令依次完成以下5 部分内容：消费情境的阅读与想象（包含社交情境与心理距离操纵），心理距离操纵检验，参与兴趣、预期享受程度与状态自尊的测量，主导性自我构念测量及人口统计信息。其中，对参与兴趣、预期享受程度和状态自尊的测量与实验一相同。

基于实验一消费情境的选择原则，实验二选取电影院观影和餐厅就餐分别作为时间距离和空间距离操纵组的实验情境，对社交情境的操纵方法与实验一类似，具体情境描述见表3。对心理距离的操纵检验采用单个问项，即“你认为‘这周末’/‘半年后’距离现在_______”或“你认为这家餐厅的地理位置_______”，采用7 级量表进行打分（1=非常近，7=非常远）。

表3 心理距离操纵描述

对主导性自我构念的测量采用Singelis[41]的SCS 量表，是目前研究中使用最广泛的量表。鉴于被试均为中国消费者，因此本研究使用王裕豪等[42]翻译的中文版本，共24 个题项，采用7 级量表（1=非常不同意，7=非常同意）。其中，12 个题项测量独立型自我构念，如“我乐意在许多方面与众不同”，“与其被误解，不如直截了当地说出自己的想法”；12 个题项测量依赖型自我构念，如“对我来说，尊重集体的决定是重要的”，“我经常感到保持良好的人际关系比我自己取得的成绩更重要”。

2.数据分析与假设检验

（1）信度分析和操纵检验

对实验问卷进行信度检验，结果显示，各量表的Cronbach's α 系数值分别为：状态自尊量表0.766、独立型自我构念量表0.804、依赖型自我构念量表0.832，均大于0.7，证明量表具有良好的信度。同时，本实验量表来源于国内外研究的常用量表，经过严格的双向翻译和本土化验证，具有较高的内容效度。

对心理距离进行操纵检验，结果显示，远时间距离组的距离感知显著高于近时间距离组（M远时间距离=4.61，M近时间距离=2.87，t（134.854）=-6.146，p<0.01），远空间距离组的距离感知显著高于近空间距离组（M远空间距离=4.58，M近空间距离=2.91，t（135.605）=-5.895，p<0.01），因此对心理距离的操纵是成功的。

（2）社交情境对参与兴趣的直接效应与状态自尊的中介效应检验

以社交情境作为自变量，参与兴趣和预期享受程度作为因变量进行直接效应检验，社交情境对被试的参与兴趣（M独自消费=4.44，M结伴消费=5.17，t（277）=-4.628，p<0.01）和预期享受程度（M独自消费=4.64，M结伴消费=5.38，t（277）=-5.165，p<0.01）的影响显著，即相较于独自消费情境，结伴参与会增加消费者的参与兴趣和预期享受程度，H1 得以再次验证。

采用同实验一的Bootstrap方法检验状态自尊的中介效应。以性别、年龄、月收入作为控制变量，以参与兴趣作为因变量，结果显示，在95% 的置信区间下，状态自尊的中介效应显著（LLCI=0.200，ULCI=0.525，不包含0），中介效应值为0.342；在控制状态自尊后，社交情境对参与兴趣的直接效应依旧显著（LLCI=0.127，ULCI=0.721，不包含0），直接效应值为0.424，表明状态自尊在社交情境对参与兴趣的影响中起部分中介作用。以预期享受程度作为因变量的结果显示，在95%的置信区间下，状态自尊的中介效应显著（LLCI=0.136，ULCI=0.440，不包含0），中介效应值为0.259；在控制状态自尊后，社交情境对预期享受程度的直接效应依旧显著（LLCI=0.220，ULCI=0.775，不包含0），直接效应值为0.497，表明状态自尊在社交情境对预期享受程度的影响中起部分中介作用。综上，H2 得以再次验证。

（3）自我构念的调节效应检验

在检验前对数据进行预处理。首先，分别对两类型的自我构念题项求均值得到独立型自我构念指数和依赖型自我构念指数，再用标准化的依赖型自我构念指数减去独立型自我构念指数得到自我构念指数，反映被试的自我构念倾向，数值越大说明被试越偏向依赖型自我构念，反之则偏向独立型自我构念。其次，鉴于自我构念指数属于连续变量，社交情境为二分变量，因此采用层级回归分析。同时，为减小多重共线性的影响，对社交情境和自我构念进行标准化处理，并构建二者乘积项。

以社交情境作为自变量，分别以参与兴趣、预期享受程度和状态自尊作为因变量建立回归模型，回归分析结果如表4所示。在控制被试的性别、年龄和月可支配收入后，自我构念与社交情境的交互项对参与兴趣（模型2，β=0.203，p<0.05）、预期享受程度（模型4，β=0.238，p<0.01）和状态自尊（模型6，β=0.314，p<0.01）的影响显著，表明自我构念在社交情境与参与兴趣、社交情境与预期享受程度、社交情境与状态自尊之间起调节作用。为了更直观地判断调节效果，将自我构念按照均值加减一个标准差分为独立型自我构念组和依赖型自我构念组，绘制调节效应图，如图5、图6、图7所示。可以看出，相较于独立型自我构念，依赖型自我构念增强了社交情境与参与兴趣、社交情境与预期享受程度、社交情境与状态自尊的相关关系，H3 和H4再次得以验证。

图5 自我构念对社交情境与参与兴趣的调节效应

图6 自我构念对社交情境与预期享受程度的调节效应

图7 自我构念对社交情境与状态自尊的调节效应

表4 自我构念的调节效应分析结果：2

（4）心理距离的再调节效应检验

首先，按照罗胜强等[43]推荐的方法进行三阶调节效应的初步检验。分别用标准化的社交情境、自我构念与时间距离和空间距离构建乘积项进行层级回归分析，分析结果如表5所示。在控制被试的性别、年龄和月可支配收入后，社交情境、自我构念和时间距离的乘积项对状态自尊的影响显著（模型3，β=-0.125，p ＜0.05），时间距离的再调节效应得以初步验证；社交情境、自我构念和空间距离的乘积项对状态自尊的影响边界显著（模型6，β=-0.138，p=0.05），空间距离的再调节效应得以初步验证。

表5 心理距离的再调节效应分析结果

为进一步验证三阶调节效应，参照Hayes[37]提出的Bootstrap方法进行条件性间接效应检验，选择模型3，样本量为5000，取样方法为选择偏差校正的非参数百分位法。条件性间接效应分析结果如表6所示。社交情境、自我构念和时间距离的交互效应显著（LLCI=-0.947，ULCI=-0.057，不包含0），效应值为-0.502。在近时间距离下，社交情境和自我构念的交互项对状态自尊的影响显著（LLCI=0.490，ULCI=1.145，不包含0），效应值为0.818；在远时间距离下，社交情境和自我构念的交互项对状态自尊的影响依旧显著（LLCI=0.013，ULCI=0.618，不包含0），但效应值降低为0.316，说明自我构念对社交情境与自我构念之间的调节效应受到时间距离的负向再调节。同时，社交情境、自我构念和空间距离的交互效应显著（LLCI=-1.104，ULCI=-0.001，不包含0），效应值为-0.553。在近空间距离下，社交情境和自我构念的交互项对状态自尊的影响显著（LLCI=0.529，ULCI=1.320，不包含0），效应值为0.924；在远空间距离下，社交情境和自我构念的交互项对状态自尊的影响不再显著（LLCI=-0.014，ULCI=0.758，包含0），说明自我构念对社交情境与自我构念之间的调节效应同样受到空间距离的负向再调节。

表6 心理距离的条件性间接效应分析结果

最后，为更直观地展示调节效应的效果，绘制三阶调节效应图，如图8、图9所示。可以看出，相较于近时间距离和空间距离，远距离下的依赖型自我构念的直线斜率减小，独立型自我构念的斜率增大，即自我构念对社交情境和状态自尊的调节作用减弱，与H5 的预测方向一致。综上，H5 得以验证。

图8 时间距离的再调节效应

图9 空间距离的再调节效应

四、研究结论与讨论

1.研究结论

体验固有的社会化本质是解释体验型消费比物质型消费更能让消费者幸福的根本原因。然而，当受到社交情境的制约时，体验型消费就不再表现出显著的享乐优势，甚至比有他人涉入的物质型消费的幸福感更低。[1]鉴于此，本研究聚焦公开享乐型体验消费，探究社交情境对消费者参与兴趣和预期享受程度的影响，重点考察状态自尊的中介效应及自我构念和心理距离感知差异对社交情境偏好的调节效应。

结果表明，消费者参与公开享乐型体验消费的兴趣和享受程度会受到他人涉入的影响：相较于独自消费情境，结伴参与会增加消费者的参与兴趣和预期享受程度。究其原因，已有研究显示，相对于私密享乐型体验活动或者目的性的物质消费，当考虑公开享乐型体验消费时，消费者会担心别人对自己的社会联通性产生消极判断进而降低参与意愿。[2]该理论揭示了个体对社会认可的顾虑，但是未显示个体在此情境中因对自我认可产生心理压力而不愿参与的情况。本研究运用包含社会取向和个人取向的双维度系统自尊，具体地，受社交情境影响的状态自尊作为中介，涵盖了社会认可和自我认可两个方面的中介考量。结果说明，独自参与的消费情境在难以满足消费者的社会联结动机同时，消费者也容易产生诸如不自在、尴尬等负向情感体验的预期。这些均会导致消费者社交领域下的状态自尊下降，进而降低其参与兴趣和预期享受程度。

社交情境对状态自尊、参与兴趣和预期享受程度的影响机制进一步受到自我构念和心理距离的三阶调节。首先，相较于独立型自我构念，依赖型自我构念有更高的归属需要和社会联结动机，更重视他人的评价和期望，[25]因此增强了社交情境与参与兴趣和预期享受程度、社交情境与状态自尊的关系。其次，由于在心理距离远时，依赖型自我构念难以获取具体的情境信息，容易低估社交情境对状态自尊的预测作用，减弱了自我构念的调节效应。此外，结果表明，时间距离和空间距离对自我构念调节效应的影响方向一致，但空间距离的再调节效应更为强烈，即在远空间距离下自我构念的调节效应不再显著。对此的可能解释是，依赖型自我构念更加重视群体内成员的评价，[44]当空间距离远时，在公开情境中的他人由于远离生活场景，“内群体”特征相对较弱，从而感知到的社会距离也更远，两维度距离的影响叠加则增强了对自我构念和状态自尊的再调节效应。

2.研究意义与展望

享乐消费研究对消费者行为领域的重要性早已达成共识，且体验型消费比物质型消费更能让消费者感到幸福的观点已被证实，[3,13]体验型消费能否为消费者带来差异化的享乐程度值得进一步关注。已有学者从体验的具体属性[2]及细分类别[45]与社交情境结合考察这一问题。本研究进一步从人格特质和心理认知出发，探究社交情境影响公开—享乐的体验型消费参与兴趣和预期享受程度的作用机制，丰富了享乐消费领域研究成果，拓宽了体验型消费决策研究的思考视角和探讨空间。

本研究的理论贡献体现在以下几方面：（1）揭示了社交领域下的状态自尊受损是社交情境对体验型消费兴趣负向影响的原因。以往研究从社会认可与接纳影响个体行为的角度，证实了独自参与公开—享乐体验型消费会降低消费者的兴趣和预期享受程度。[2]本研究则从社会认可和自我认可双维度出发，探讨了状态自尊的中介作用。社交领域下的低状态自尊促使消费者行事谨慎，限制自己与他人的交往，从而降低对体验型消费活动的参与兴趣和预期享受程度。[24]因此，较现有研究更全面地揭示了消费者在现实社交不足时抗拒独自参与公开体验型活动的心理机制，并有助于拓展自尊与主观幸福感的研究。（2）识别了社交情境对公开—享乐体验型消费影响异质性的来源。Ratner等[2]的跨文化研究发现，集体主义和个人主义文化价值观下的消费者对享乐活动的社交情境偏好并不存在显著差异。然而，本研究运用自我构念则有不同发现。究其原因，Hofstede等[46]对文化价值观的分析是基于国家层面的，不能普遍地用来解释个人行为，将二者直接等同可能导致“区位谬误”。[47]体验型消费的社会化本质，使其更易受到自我与他人关系认知的影响。因此，作为文化价值观在个人层面的体现，自我构念更准确地揭示了社交情境对体验型消费参与兴趣的影响。这对理解个体消费者的享乐决策差异有重要的启示意义。（3）引入心理距离这一普遍存在的自然和社会现实，提高了研究结论的适用价值。Pelletier等[48]的研究发现逃避现实性是高质量体验型消费活动的重要维度之一，而与现实情境较远的心理距离是实现逃避现实性的基础。本研究引入心理距离这一重要概念，探索其对自我构念的调节作用。同时，研究选取时间距离和空间距离作为代表维度，证实了心理距离不同维度间的相似因果联系，有助于构建心理距离影响决策的统一理论，拓展了解释水平理论在消费研究领域的交叉应用。综合而言，本文对研究问题提供完善的中介路径、揭示了个性差异和环境导致的心理差异对中介路径的调节与再调节作用，对研究问题提供了更全面、权变的结果预测和机制解释。

本研究对个人更好地理解自己的决策动机和决策后果是一个重要启示。现有研究已充分揭示了体验活动的优势。当犹豫不决甚至放弃独自参加心仪活动的时候，要直面自己的心理需求，鼓励自己出去：（1）运用自我构念，阅读、观看独自旅行等能引发独立自我构念的故事或视频等；（2）运用空间距离，选择离自己的生活工作等地点较远的体验场所；（3）运用时间距离，提前一些时间做规划并采取行动，如预定机票、买票等。如此，消费者可以通过这种最具享乐属性的消费类型提升幸福感。

对企业特别是娱乐、餐饮、旅游等行业企业，通过把握自我构念和心理距离的调节效应和可操纵性，可以帮助消费者摆脱独自参与公开享乐型体验消费的担忧和抗拒，以吸引顾客前来。具体而言包括两方面：（1）在我国集体主义文化价值观下，依赖型自我构念在个体层面仍占据主导，[30]因此，企业在构建营销信息时应有意识地通过特定话术或情节，激活消费者情境性的独立型自我构念或弱化主导性的依赖型自我构念。例如，在广告中回避人际互动的热闹场景，减少使用“家人”“聚会”等字眼，转而强调活动带来的“放松”“享受”等内在需求，以减弱消费者的归属需要和社会联结动机，提升独自参与意愿。（2）当心理距离远时，依赖型自我构念会低估独自社交情境的负向影响。因此，可以将目标市场定位于其他省市的消费者，并且，推出提前购买优惠等措施，通过增加空间和时间距离来提升消费者的心理距离，提升消费者独自参与公开体验活动的意愿。同时，广告应聚焦体验高解释水平的核心享乐属性以启动消费者的远距离心理感知，例如重点描绘电影逼真的特效观感体验，亦或是旅行地独特的风土人情，从而弱化消费者对独自消费情境的关注和消极情绪预估，提升参与意愿。

本研究还存在一定的研究局限，也是未来的可能研究方向。（1）由于消费者的前期决策效用往往有异于实际体验效用，[49]未来研究可采用真实情境操纵或实地实验测量消费者独自参与公开—享乐性体验型消费的状态自尊和享受程度，更深入地检验社交情境的作用机制。（2）由于人们会普遍高估他人对自我的关注程度，陷入“聚光灯效应”，[50]从而在考虑独自参与体验型消费时容易高估他人对自己社会联通性的消极判断，未来研究可从他人视角考察他人对自己独自参与行为的实际评价，以验证和深化本文的研究结论。（3）本研究以时间距离和空间距离为代表维度验证了心理距离对社交情境偏好的影响，未来研究可进一步选取其他距离维度检验类似效应是否存在。以社会距离为例，与结伴对象的群际关系或亲密程度是否会影响消费者的社交情境偏好及参与兴趣和预期享受程度，值得后续探讨，这将有助于更全面地揭示心理距离影响享乐决策的完整机制。