自我建构视角下个体隐私披露意愿的差异性研究

彭国超 程晓

关键词： 自我建构； 隐私披露意愿； 权限敏感度； 促进定向； 防御定向

ＤＯＩ：１０．３９６９ ／ ｊ．ｉｓｓｎ．１００８－０８２１．２０２４．０１．００８

〔中图分类号〕Ｇ２５２.０ 〔文献标识码〕Ａ 〔文章编号〕１００８－０８２１ （２０２４） ０１－００８３－１３

随着移动互联网技术的迅猛发展， 用户数据已成为服务商拥有竞争优势的重要资源。越来越多的平台利用大数据相关技术对用户的行为数据进行分析， 以求为用户高效地提供个性化服务。然而， 用户在享受互联网技术所提供的便利性服务的同时，也伴随着个人隐私信息泄露的风险。近年来， 用户个人隐私信息泄露引起了用户对隐私信息的高度关注， 隐私披露和隐私保护已成为当今时代的热门话题。

目前， 关于隐私披露的研究主要集中在隐私披露行为的影响因素研究方面， 包括两大类： 一是个人因素， 如隐私关注［１］ 、风险认知［２］ 、感知收益［３］ 、隐私担忧［４］ 和隐私侵犯经历［５］ 等对隐私披露行为的影响； 二是环境因素， 如隐私政策［４］ 、政策激励［６］ 等对隐私披露行为的影响。此外， 不同风险偏好的个体隐私披露意愿具有显著的差异［７］ ，追求独特性的个体会为了获取个性化服务而选择披露自己的隐私［８］ ， 而具有较高风险感知的个体则会为了规避风险而选择保护隐私［９］ ， 这与自我建构理论中的独立型自我建构和依存型自我建构的目标导向相一致， 前者为了追求独特性愿意承担更高的风险， 而后者为了规避风险则不惜放弃利益［１０］ 。因此， 本研究推测， 自我建构可能是导致不同个体间隐私披露意愿存在差异的人格特质因素。虽然已有研究也探讨了人的性格特质（外向、亲和性、神经质） 对隐私披露意愿的影响［１１］ ， 但针对不同自我建构类型的个体对隐私披露意愿差异性的研究尚不充分。因此， 本研究试图采用自我建构理论来解释不同个体间隐私披露意愿存在差异的原因， 并尝试引入权限敏感度这一变量， 探究在不同权限敏感度下自我建构对隐私披露意愿的影响是否会发生变化。

本研究重点关注自我建构是否会对个体的隐私披露意愿产生影响， 通过两个实验研究来探究以下问题： ①自我建构对隐私披露意愿的影响； ②权限敏感度对不同自我建构类型个体隐私披露意愿的影响； ③调节定向在自我建构与隐私披露意愿关系中的中介作用。由于自我建构分长期自我建构和情境自我建构［１２］ ， 因此， 在实验一中测量了个体的长期自我建构， 在实验二中采用不同的启动材料对个体的自我建构进行操纵， 测量个体的情境自我建构。当长期自我建构与情境自我建构对隐私披露意愿的影响一致时， 可为平台的运营提供更多可操作的策略。

１ 理论基础

１.１ 自我建构理论

自我建构最早由Ｍａｒｋｕｓ Ｈ Ｒ 等［１３］ 提出， 是指个体在对自我進行认知时， 认为自己与他人关联或独立的程度， 据此可以将个体的自我建构划分为独立型自我建构和依存型自我建构两种建构类型。Ｃｒｏｓｓ Ｓ Ｅ 等［１４］ 认为， 不同文化背景下的个体具有不同的自我建构类型， 东方国家个体相比于西方国家个体具有更强的依存型自我建构人格。然而， 有研究者指出， 同一个体可以同时拥有两种不同的自我建构类型， 只是在特定情境下某一自我建构类型占主导地位［１３－１５］ 。自我建构具有可塑造性， 可以通过改变个体所处的情境使个体暂时处于某一特定的自我建构类型［１６］ 。

自我建构类型会影响个体的目标和社会取向，并影响其心理和行为决策［１６］ 。独立型自我建构个体更加重视自我， 认为自己是一个独立的个体， 追求自我的独特性， 决策和偏好较少受到外部环境的影响； 依存型自我建构个体更加重视他人对自己的评价［１７－１９］ 。Ｍａｒｋｕｓ Ｈ Ｒ 等［１３］ 的研究表明， 自我建构会对个体的决策和行为产生影响， 不同自我建构类型的个体在自我控制、创造力等方面也均表现出显著差异［２０］ 。

虽然已有研究探讨了不同自我建构个体在风险偏好［２１］ 、信息处理方式［２２］ 、价值判断［２３］ 等方面存在的差异， 但关于不同自我建构个体的隐私披露行为差异性的研究尚不充分， 隐私披露信息作为一种信息刺激， 会导致不同自我建构个体的信息加工差异。本研究探究不同自我建构类型个体在面对隐私披露信息时的信息加工机制以及该机制对个体后续隐私披露意愿的影响。

１.２ 调节定向理论

调节定向是指个体为了达到特定目标而对认知和行为进行调控的自我调节倾向， 根据个体动机导向可将其划分为促进定向和防御定向两类［２４］ 。同一个体可以同时拥有两种不同的调节定向倾向， 当个体在对风险进行评估作出决策时， 具有更高促进定向倾向的个体往往为了寻求利益而选择忽视可能存在的风险， 而具有更高防御定向倾向的个体可能会采取更保守的行为以规避风险［２５］ 。邓胜利等［２６］将调节定向作为用户特征， 研究了社交媒体个人信息披露的组态路径； 段秋婷等［２７］ 以调节定向理论为基础， 对社交媒体用户隐私保护意向的影响机制进行了探究； 沈旺等［２８］ 基于调节定向理论对隐私悖论进行了研究； Ｊｉｎ Ｓ Ａ Ａ［２９］ 和Ｌｗｉｎ Ｍ Ｏ 等［３０］ 研究发现， 防御定向会增强用户的隐私保护意愿。虽然调节定向理论已被广泛应用于用户隐私披露和隐私保护相关研究， 但已有相关研究仅将调节定向作为个体的个人特质， 研究其与个体间行为差异的关系， 并没有考虑其他因素对这一关系的作用。

此外， 个体的调节定向包括特质性调节定向和情境性调节定向［３１］ 。特质性调节定向指个体长期的稳定的自我调节倾向， 通常被认为是个体的一种个人特质， 而情境性调节定向则是个体在特定情境下由情境因素所诱发的暂时性的自我调节倾向［３２－３３］ ，可以通过引导被试聚焦于事件的风险或者收益进而激发被试的防御定向倾向或促进定向倾向。因此，通过启动被试不同情境的自我建构来激发不同的调节定向成为可能。本研究将自我建构作为个体的特质变量， 研究不同权限敏感度下个体的调节定向倾向在自我建构和隐私披露意愿间的影响作用。

２ 研究假设

２.１ 自我建构、调节定向与隐私披露意愿的关系

不同自我建构类型的个体会有不同的风险偏好：独立型自我建构的个体在决策过程中往往会更关注可能获得的收益， 会为了收益而承担更大的风险；依存型自我建构的个体对待风险的态度更消极， 在决策过程中往往表现得更加谨慎， 更倾向于规避风险［３４］ 。Ｋｒａｍｅｒ Ｔ 等［３５］ 认为， 独立型自我建构的个体往往更关注个人的偏好， 更喜欢基于个人偏好的个性化推荐， 同时， 独立型自我建构的个体更重视个人需求的满足［１３］ 。在面对隐私权限披露时， 独立型自我建构个体往往会更关注披露隐私所带来的收益， 为了获得个性化的服务而选择披露隐私； 依存型自我建构个体则会更加关注披露隐私可能带来的风险， 进而会放弃可能的收益而规避风险。因此本文提出假设：

Ｈ１： 自我建构类型对个体的隐私披露意愿有显著影响， 相较于依存型自我建构个体， 独立型自我建构个体往往会有更高的隐私披露意愿

大量研究表明， 调节定向在自我建构与个体行为决策间存在中介效应［１７，３６］ ， 自我建构与调节定向在理论上存在一定的关联。Ｋｏｍｉｓｓａｒｏｕｋ Ｓ 等［１７］认为， 独立型自我建构个体更倾向于追求独特性与自我提升， 这一特性与促进定向的状态高度相关；而依存型自我建构的个体更遵从社会规范， 倾向于维持群体和谐与社会现状， 与防御定向的内部动机具有高度的一致性。Ｌｅｅ Ａ Ｙ 等［３４］ 的研究也再一次证实了这一观点， 独立型自我建构个体以追求与众不同为目标， 更加注重个人成就和独立自主， 通常具有更高的促进定向倾向； 依存型自我建构个体以与他人和谐相处为目标， 更加注重与群体间的关系和履行社会责任， 在决策过程中通常表现出更高的防御定向倾向， 行为决策较易受到外界的影响。

不同调节定向的个体对独特性的需求也存在显著的差异， 与防御定向倾向个体相比， 促进定向倾向个体往往具有更强的创造力， 具有更高的独特性和个性化需求［３７］ ， 因而具有更高的隐私披露意愿［６］ 。个性化需求高的个体在面对新的服务时往往更能感知到该服务的价值和所能带来的收益［３８］ ； 防御定向倾向的个体则会更在意损失， 在面对新的服务时会更聚焦于负面特征， 因而在作出决策时往往会选择保守方案， 为了规避损失甚至会忽视可能的利益［３９］ 。不同调节定向倾向的个体在隐私披露决策上存在显著的差异， 促进定向的个体会更倾向于通过披露隐私信息以换取收益， 而防御定向个体则更倾向于保护个人隐私［２６］ 。因此， 本文提出假设：

Ｈ２： 自我建构可能会通过调节定向的中介作用对隐私披露意愿产生间接影响

２.２ 权限敏感度的调节作用

Ｍａｌｈｏｔｒａ Ｎ Ｋ 等［４０］ 将信息的风险属性定义为“信息敏感度”， 认为不同个体对信息敏感度的感知存在显著差异。Ｈａｍｉｌｔｏｎ Ｒ Ｗ 等［２１］ 研究发现， 独立型自我建构个体在进行决策时多聚焦于收益， 具有更高的風险偏好； 依存型自我建构个体在决策过程中则多聚焦于可能存在的风险， 偏好风险规避型决策。长期以来， 研究者们普遍认为， 依存型自我建构个体在风险决策时表现出更多的风险规避行为， 但也有研究发现， 不同自我建构类型的个体对风险的偏好受到风险的类型和程度的影响［３６］ 。权限敏感度会在一定程度上影响消费者的感知风险［４１］ ， 当权限敏感度高时， 用户会有更高的风险感知水平［４２］ ， 进而对用户的态度和隐私披露意愿产生更加负面的影响［４０］ 。在权限敏感度较低时，个体的风险感知会降低， 因而会更加关注披露隐私信息所获得的收益， 此时依存型自我建构占主导的个体更易激发促进定向倾向， 进而产生较高的隐私披露意愿； 当权限敏感度较高时， 个体的风险感知会升高， 感知控制能力减弱， 并认为可能会产生更严重的潜在后果［９］ ， 依存型自我建构个体将会把注意力放在消极方面并提高警惕， 此时依存型自我建构个体更易激发防御定向倾向， 从而降低其隐私披露意愿。因此， 本文提出如下假设：

Ｈ３： 权限敏感度显著调节自我建构对隐私披露意愿的直接预测效应

Ｈ４： 调节定向对自我建构与隐私披露意愿间关系的中介作用受到权限敏感度的调节

Ｈ４ａ： 当权限敏感度较高时， 独立型自我建构占主导的个体更易激发其促进定向倾向， 从而相比于依存型自我建构占主导的个体具有更高的隐私披露意愿

Ｈ４ｂ： 当权限敏感度较低时， 两种自我建构类型的个体均易激发促进定向倾向， 此时不同自我建构类型个体间的隐私披露意愿无显著差异

综合以上推导， 得出本研究的理论模型， 如图１ 所示。

３ 研究一

研究一的主要目的是检验自我建构对隐私披露意愿的影响， 以及权限敏感度对不同自我建构个体隐私披露意愿的影响差异。

３.１ 实验设计与数据收集

１） 预实验。由于本研究主要关注自我建构对隐私披露意愿的影响， 为了模拟契合本研究的真实情境， 本研究在选取披露的隐私信息时应该选择用户熟悉的实验场景。考虑到目前移动设备的普及，故本研究以移动ＡＰＰ 的隐私信息披露为研究情境，同时选取的移动ＡＰＰ 应该是用户所熟知的、核心功能明确的应用类型。在经过慎重考虑后， 本研究实验一选取音乐类ＡＰＰ 作为研究情境。

为了使研究更贴合实际， 本研究通过对应用市场使用量较大的音乐类ＡＰＰ 经常获取的用户隐私权限进行了统计， 最终选取出６ 种音乐类ＡＰＰ 经常要求获取的隐私权限（包括麦克风、地理位置、通讯录、相机、相册、日历）。为了选取出合适敏感度的隐私权限， 本研究邀请了１５０ 名被试对音乐类ＡＰＰ 所要获取的权限敏感度和权限相关性进行打分， 最终获得有效数据１３８ 份。结果显示， 权限敏感度从高到低依次是： 通讯录（Ｍ＝５.３４）、相册（Ｍ＝ ５.０６）、地理位置（Ｍ ＝ ５.０４）、麦克风（Ｍ ＝４.９４）、相机（Ｍ ＝ ４.７０）、日历（Ｍ ＝ ４.５２）； 权限相关性从高到低依次是： 麦克风（Ｍ＝５.２３）、相册（Ｍ＝５.１３）、相机（Ｍ＝４.８８）、通讯录（Ｍ＝４.８０）、地理位置（Ｍ＝ ４.５８）、日历（Ｍ＝ ４ ５８）。为了降低权限相关性对隐私披露意愿的影响［４３］ ， 本研究选择了相关性处于中间的权限作为实验场景进行实验， 将相机作为低敏感度权限， 通讯录作为高敏感度权限。

２） 正式实验。以往多数研究均认为自我建构取决于个体的文化背景， 东方人更多地表现为依存型自我建构个体， 但也有部分学者对此种观点提出了异议， 其认为在信息化时代， 随着东西方文化的频繁交流， 当代青少年具有了更多元化的价值观，表现出更多的个人主义倾向［４４］ 。本研究以大学生作为主要被试， 探究个体长期性自我建构对隐私披露意愿的影响， 自我建构的量表根据Ｓｉｎｇｅｌｉｓ Ｔ Ｍ［１８］ 的研究改编而来。

实验的决策情境设计参考潘定等［４１］ 的研究，实验场景选取大众熟知的音乐类ＡＰＰ。在实验开始前告诉被试本次调查是关于音乐类ＡＰＰ 的调查，为了消除已有音乐ＡＰＰ 的口碑效应和被试对已有音乐ＡＰＰ 的固有认知可能对隐私披露意愿的影响［１］ ， 本研究采用一款虚拟的音乐ＡＰＰ。实验采用假想场景的方式进行， 被试被要求想象最近新下载了一款音乐ＡＰＰ 打算听音乐， 但在使用过程中该ＡＰＰ 想要获取用户的隐私权限。不同组的被试阅读到的实验材料是有区别的： 在高权限敏感度组中音乐ＡＰＰ 想要获取被试的通讯录权限， 低权限敏感度组中音乐ＡＰＰ 想要获取被试的相机权限。被试阅读完实验材料后， 被要求填写对权限敏感度的感知量表、隐私披露意愿量表和个人信息。研究表明， 授权透明度会影响用户的隐私披露意愿［４１］ ，为了消除授权透明度对隐私披露意愿的影响， 在实验过程中明确告知被试该音乐ＡＰＰ 获取某一隐私权限的用途。

研究采取线上实验的方式对数据进行收集， 权限敏感度量表根据Ｌｉ Ｔ 等［４５］ 的研究改编， 隐私披露意愿的测量题项改编自Ｗａｎｇ Ｔ 等［４６］ 的研究， 所有题项均采用李克特７ 级量表进行测量。共邀请２００ 名被试参与实验， 在剔除答题时间过短和过长以及所有选项均选择同一评分的样本后， 剩余有效样本１６８ 份， 其中男生６８ 人， 女生１００ 人。

３.２ 数据分析

量表的信度一般通过克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值的大小进行衡量， 当克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值大于０.７ 时， 则可认为量表具有良好的信度［４７］ 。本文利用ＳＰＳＳ ２６ 对量表进行信效度检验， 通过克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值来衡量问卷信度， 通过ＫＭＯ 值和Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形检验显著性水平来衡量问卷的效度。依存型自我建构（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α＝０.７０９）、独立型自我建构（Ｃｒｏｎｂａｃｈ.ｓα＝０.７５１）、权限敏感度（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α＝０.７５２）、披露意愿（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α＝０.８３０）， 表明量表具有良好的信度。为检验量表效度， 对数据进行探索性因子分析得ＫＭＯ 值为０.７６２， 大于０.７， Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形检验显著性水平为０.０００， 表明适合做因子分析， 问卷量表具有良好的结构效度［４８］ 。

权限敏感度和自我建构分别取对应量表题项的平均值作为该指标的得分。其中， 自我建构分别取依存型自我建构量表题项得分的均值代表个体依存型自我建构得分， 独立型自我建构量表题项得分的均值代表个体独立型自我建构得分， 并借鉴国内外已有研究［４９］ ， 用被试独立型自我建构得分的均值减去依存自我建构得分的均值， 若得分为正则将样本划分为独立型自我建构组（Ｍ ＝ １.２６８， ＳＤ ＝ ０.９３０，Ｎ＝１１０）， 得分为负则将样本划分为依存型自我建构组（Ｍ＝－０.８２１， ＳＤ＝０.６８６， Ｎ＝５８）。将自我建构和权限敏感度分别用虚拟变量表示， 独立型自我建构取值为１， 依存型自我建构取值为０； 高权限敏感度取值为１， 低权限敏感度取值为０。

通过单因素方差分析检验权限敏感度的操纵有效性。分析结果显示， 在高权限敏感度组中， 被试感知到的权限敏感度显著高于低权限敏感度组（Ｍ＝ ５.７５２， ＳＤ＝ ０.９９８ ｖｓ. Ｍ＝ ３.０７３， ＳＤ＝０.９７２； Ｆ（１，１６６）＝ ３１０.２６３， Ｐ ＝ ０.０００）， 即权限敏感度操纵成功。

以自我建构为自变量、隐私披露意愿为因变量，进行单因素方差分析检验自我建构对隐私披露意愿的影响。结果显示， 自我建构对隐私披露意愿的主效应显著（Ｍ＝ ３.７６６，ＳＤ＝ ０.７５３ ｖｓ. Ｍ＝３. ４１５，ＳＤ＝ １.２２５； Ｆ（１，１６６）＝５.２８２， Ｐ＝０.０２３＜０. ０５）。独立型自我建构个体的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构个体的隐私披露意愿。

自我建构和权限敏感度的交互作用： 为了更深入地探究独立型自我建构个体和依存型自我建构个体间隐私披露意愿的差异， 本文引入权限敏感度作为调节变量。以隐私披露意愿作为因变量、权限敏感度和自我建构作为固定因子， 进行２×２ 的方差分析对权限敏感度的调节效应进行检验。分析结果显示， 自我建构和权限敏感度在隐私披露意愿上的交互作用显著（Ｆ（１，１６４） ＝ ４１.２４４， Ｐ ＝ ０.０００），說明权限敏感度在自我建构与隐私披露意愿间存在显著的调节作用， 结果如图２ 所示。使用ＳＰＳＳ 的Ｓｙｎｔａｘ 语句进行简单效应分析， 结果表明， 在低权限敏感度情境下， 不同自我建构类型个体的隐私披露意愿无显著差异（Ｍ＝４.１３９， ＳＤ＝０.７３２ ｖｓ．Ｍ＝ ４.２７７， ＳＤ＝ ０.４５２； Ｆ（１，１６４） ＝ ０.８３３，Ｐ ＝０.３６３＞０.０５）； 在高权限敏感度情境下， 独立型自我建构个体具有更高的隐私披露意愿（Ｍ＝３.４７７， ＳＤ＝ ０.６３６ ｖｓ. Ｍ＝ ２.１９４， ＳＤ＝０.８７８； Ｆ（１，１６４）＝ ６２. ８８３， Ｐ ＝ ０.０００）。假设Ｈ１和Ｈ３ 得到验证。

３.３ 结果讨论

研究一主要探讨了自我建构与隐私披露意愿的主效应以及权限敏感度在两者关系中的调节作用。不同自我建构类型个体间的隐私披露意愿存在显著差异， 且在高权限敏感度情境下， 独立型自我建构个体的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构个体的隐私披露意愿， 假设Ｈ１ 和假设Ｈ３ 得到验证。由此可见， 在对隐私披露意愿的影响因素进行讨论时， 除了考虑个体感知和环境因素［７］ 外， 还应关注个体自我建构类型对隐私披露意愿的影响， 同时还需重视权限敏感度在自我建构与隐私披露意愿间的调节作用。本文通过情境模拟实验验证了个体长期自我建构对隐私披露意愿的影响以及权限敏感度的调节作用， 但仍存在以下问题有待完善： ①已有研究指出， 个体的自我建构分为长期自我建构和情境自我建构［５０］ ， 情境自我建构是否对隐私披露意愿存在显著影响？ 权限敏感度能否调节两者间的关系？ ②研究一仅验证了自我建构对隐私披露意愿的影响， 但两者间的内在作用机制并没有得到深入挖掘。个体对自我的认知是一个动态变化的过程， 它不仅仅受到个体所处文化背景的影响， 还在很大程度上取决于个体所处的特定情境。在研究二中， 本研究将通过启动材料操纵被试的不同情境自我建构类型， 并深入挖掘不同权限敏感度下的内在作用机制， 以增强本研究结果的说服力。

４ 研究二

研究二采用２（自我建构： 依存型自我建构／ 独立型自我建构）×２（权限敏感度： 高／ 低）的组间实验设计， 一是为了探究不同情境自我建构类型对隐私披露意愿的影响， 以及该影响是否通过调节定向起作用， 验证主效应和中介作用； 二是检验权限敏感度在这一过程中是否起到了调节作用。

４.１ 实验设计与数据收集

１） 预实验。研究二选取外卖类ＡＰＰ 作为实验场景， 与研究一的预实验类似， 以李克特７ 级量表检验外卖ＡＰＰ 想要获取隐私权限的敏感度和相关性。通过对市场上用户量大的外卖ＡＰＰ 进行分析，总结出７ 种外卖类ＡＰＰ 常要求获取的隐私权限（包括麦克风、通讯录、相册、相机、地理位置、运动与健身、日历）。研究二的预实验与研究一由同一批被试在同一问卷上先后完成， 邀请１５０ 名被试参与前测实验， 对外卖ＡＰＰ 所获取权限的敏感度和相关性感知进行打分， 最终获取有效数据１３８ 份。结果显示， 外卖类ＡＰＰ 权限敏感度从高到低依次是： 通讯录（Ｍ＝ ５.４７）、相册（Ｍ＝ ５. ３４）、麦克风（Ｍ ＝ ５.２３）、地理位置（ Ｍ ＝ ４.９３）、相机（ Ｍ ＝４.８５）、运动与健身（Ｍ＝ ４.８３）、日历（Ｍ＝ ４.８２）；权限相关性从高到低依次是： 地理位置（ Ｍ ＝５.３４）、相机（Ｍ ＝ ５.０６）、麦克风（Ｍ ＝ ５.０４）、日历（Ｍ ＝ ４.９４）、通讯录（ Ｍ ＝ ４.７０）、相册（ Ｍ ＝４.５２）、运动与健身（Ｍ ＝ ４.４５）。为了降低权限相关性对隐私披露意愿的影响［４３］ ， 本研究选择了相关性处于中间的权限作为实验场景进行实验， 将日历作为低敏感度权限， 通讯录作为高敏感度权限。

２） 正式实验。虽然文化背景和性别对个体的长期自我建构有影响， 但大多数学者表明， 个体的自我建构类型具有一定的情境性， 个体可以同时拥有独立型自我建构和依存型自我建构两种不同的自我建构类型， 只是在特定情境下某一自我建构占据主导地位［１５］ 。通过情境启动方式对个体的短期情境性自我建构进行操纵， 同样也会影响个体后续的社会感知和行为决策［５１］ 。

本实验采取２（自我建构： 依存型自我建构／ 独立型自我建构）×２（权限敏感度： 高／ 低）的组间实验， 通过启动材料对被试的自我建构类型进行控制。参考Ｍａ Ｚ Ｆ 等［５２］ 的研究， 对启动材料进行设计， 在实验开始前要求被试阅读一则关于网球比赛的材料， 以操纵被试的自我建构类型。同时， 本实验还在文字材料下方插入与文字材料描述的比赛场景相一致的图片以增强启动效果。在阅读完启动材料后， 要求被试填写情境自我构建的操纵量表［５２］和个人信息。

实验的决策情境设计与研究一类似， 在实验开始前告知被试本次调查是关于外卖类ＡＰＰ 的调查，为了消除已有外卖ＡＰＰ 的口碑效应和被试对已有外賣ＡＰＰ 的固有认知可能对隐私披露意愿的影响［１］ ， 本研究采用了一款虚拟的外卖ＡＰＰ。实验采用假想场景的方式进行， 被试被要求想象最近新下载了一款外卖ＡＰＰ 打算点外卖， 但在使用过程中该ＡＰＰ 想要获取用户的隐私权限。不同组的被试阅读到的实验材料是有区别的： 在高权限敏感度组中外卖ＡＰＰ 想要获取被试的通讯录权限， 低权限敏感度组中外卖ＡＰＰ 想要获取被试的日历权限。被试阅读完实验材料后， 被要求填写对权限敏感度的感知量表、隐私披露意愿量表和调节定向倾向测量量表。为了消除授权透明度对隐私披露意愿的影响， 在实验过程中明确告知被试该外卖ＡＰＰ 获取某一隐私权限的用途。

研究采取线上实验的方式对数据进行收集， 其中情境自我构建量表改编自Ｍａ Ｚ Ｆ 等［５２］ 的研究，调节定向量表改编自Ｌｏｃｋｗｏｏｄ Ｐ 等［５３］ 的研究， 权限敏感度和隐私披露意愿的测量量表同研究一， 所有题项均采用李克特７ 级量表进行测量。本次实验邀请了２６０ 名被试参与实验， 将被试随机分为４组。在剔除回答时间过短和过长以及所有题项均为相同评分的样本后， 最终有效被试为２４０ 名， 其中男性８２ 名， 女性１５８ 名。

４.２ 数据分析

４.２.１ 信效度检验

利用ＳＰＳＳ 对量表进行信效度检验， 具体结果如表１ 所示。从表中数值可以看出， 依存型自我建构量表的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０.７０９， 独立型自我建构量表的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０. ７５５， 隐私披露意愿的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０.９２， 权限敏感度的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０.８９６， 防御定向的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０.７３８， 促进定向的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值为０. ８８２，克隆巴赫Ａｌｐｈａ 最小值为０.７０９， 表明问卷具有良好的信度； 为检验量表的结构效度， 本文对问卷数据进行探索性因子分析， ＫＭＯ 值为０.８０２， 大于０.７，Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形检验显著性水平为０.０００， 表明适合做因子分析， 问卷量表具有良好的结构效度［４８］ 。

４.２.２ 结果分析

１） 变量操纵检验。本实验中所测量的变量均通过取相应量表题项的均值作为该维度的得分， 并对权限敏感度和自我建构类型进行操纵有效性检验。本文通过单因素方差分析检验权限敏感度的操纵有效性。分析结果显示， 在高权限敏感度组中，被试感知到的权限敏感度显著高于低权限敏感度组（Ｍ＝ ５.３８３， ＳＤ＝ １.６４９ ｖｓ. Ｍ＝ ４.３６１， ＳＤ＝１.４７２； Ｆ（１，２３８）＝ １２.８２５， Ｐ ＝ ０.０００）， 即权限敏感度操纵成功。

通过配对样本Ｔ 检验分别考察相同自我建构启动组中依存型自我建构与独立型自我建构的差异： 在依存型自我建构启动组中， 依存型自我建构的得分显著高于独立型自我建构的得分（Ｍ＝４.９５５， Ｍ＝ ４.５４３， ｔ ＝ ３.７０６， Ｐ ＝ ０.０００）；在独立型自我建构启动组中， 依存型自我建构的得分显著低于独立型自我建构的得分（Ｍ＝ ４.４１５，Ｍ＝４. ９６９， ｔ ＝ －３.９１０， Ｐ ＝ ０.０００）。通过独立样本Ｔ 检验考察不同自我建构启动组中相同自我建构类型的差异： 与独立型自我建构启动组相比，依存型自我建构启动组中的依存型自我建构得分显著高于独立型自我建构启动组中的依存型自我建构得分（４.９５５ ｖｓ ４.４１５， ｔ ＝ ３.３４９， Ｐ ＝０.００１）； 依存型自我建构启动组中的独立型自我建构得分显著低于独立型自我建构启动组中的独立型自我建构得分（４.５４３ ｖｓ ４.９６９， ｔ ＝ －３.２４０， Ｐ ＝ ０.００２）。因此， 本实验通过启动材料对被试的自我建构类型进行操纵符合实验要求。

２） 主效应检验。本文通过单因素方差分析检验了依存型自我建构和独立型自我建构对隐私披露意愿的影响。结果表明， 独立型自我建构占主导的被试的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构占主导的被试（Ｍ＝ ４.６９８６， ＳＤ＝ １.３４０ ｖｓ. Ｍ＝３.６４８６， ＳＤ＝ １.７７０； Ｆ（１，２３８） ＝ ２７.２１８， Ｐ ＝０.０００）。可以看出， 对于相同的隐私权限， 独立型自我建构者的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构者的隐私披露意愿， 假设Ｈ１ 再次得到验证。

３） 中介效应检验。本研究通过分层回归方式对调节定向的中介效应进行检验， 引入虚拟变量表示自我建构， 将依存型自我建构占主导的被试的自我建构取值为０， 独立型自我建构占主导的自我建构取值为１。首先将隐私披露意愿作为因变量， 自我建构作为自变量第一层， 促进定向作为自变量第二层进行回归分析； 模型１ 显示， 自我构建对隐私披露意愿有显著正向影响（β ＝ ０.３２０， Ｐ＝ ０.０００），模型３ 显示， 促进定向对隐私披露意愿有显著正向影响（β ＝０.６４５， Ｐ ＝０.０００）。此外， 将促进定向作为因变量， 自我建构作为自变量进行回归分析， 发现自我建构对促进定向有显著正向影响（β ＝０.２０７，Ｐ ＝０.００１＜０.０１）。同理， 将隐私披露意愿作为因变量， 自我建构作为自变量的第一层， 防御定向作为自变量的第二层进行回归分析； 结果显示， 自我建构对隐私披露意愿有显著正向影响（β ＝ ０.３２０，Ｐ ＝０.０００）， 防御定向对隐私披露意愿有显著负向影响（β ＝－０.４７９， Ｐ ＝ ０.０００）。同样将防御定向作为因变量， 自我建构作为自变量进行回归分析， 结果显示， 自我建构对防御定向有显著负向影响（β ＝－０.１４８， Ｐ＝０.０２２＜０.０５）， 结果如表２ 所示。由此可以得出， 自我建构不仅能够直接预测个体的隐私披露意愿， 还能通过调节定向的中介作用预测个体的隐私披露意愿， 调节定向在自我建构与隐私披露意愿间起到部分中介作用， 假设Ｈ２ 得到验证。

４） 调节效应检验。本研究通过对数据进行２（自我建构： 依存型自我建构／ 独立型自我建构）×２（权限敏感度： 高／ 低）的方差分析检验权限敏感度的调节作用。分析结果显示， 自我建构和权限敏感度的匹配关系对隐私披露意愿具有显著的交互作用（Ｆ（１，２３６）＝ ４３.４２５， Ｐ＝０.０００）， 即权限敏感度会显著调节自我构建对隐私披露意愿的影响， 二者交互效应图如图３ 所示。使用ＳＰＳＳ 软件进行简单效应分析， 结果显示， 对于权限敏感度较高的隐私权限， 独立型自我建构占主导的用户比依存型自我建构占主导的用户的隐私披露意愿更高（Ｍ独立＝４.３２０， ＳＤ＝ １.３４２ ｖｓ.Ｍ＝ ２.０６５， ＳＤ＝０.９６３； Ｆ（１，２３６）＝ ８８.４１６， Ｐ＜０.００１）； 但对于权限敏感度较低的隐私权限， 自我建构对隐私披露意愿无显著影响（Ｍ＝ ４.９９３， ＳＤ＝ １.２７１ ｖｓ. Ｍ＝４.８３７， ＳＤ＝１.２１８； Ｆ（１，２３６）＝ ０.５６０， Ｐ ＝０.４５５＞０.０５）。

本研究采用Ｂｉａｓ－Ｃｏｒｒｅｃｔｅｄ Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ 方法对有调节的中介效应进行检验， 置信区间设置为９５％，样本量设置为５ ０００［５４－５５］ ， 将自我建构和权限敏感度分别用虚拟变量表示。将隐私披露意愿作为因变量， 自我建构作为自变量（依存型自我建构表示为０， 独立型自我建构表示为１）， 促进定向和防御定向分别作为中介变量， 权限敏感度作为调节变量（低权限敏感度表示为０， 高权限敏感度表示为１）。在以促进定向为中介变量的检验中， 有调节的中介效应显著（９５％ ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ ０.３４４１， ＵＬＣＩ ＝ ０.５７４２，不包含０）， 权限敏感度显著调节自我建构与促进定向的关系， 简单斜率分析如图４ 所示。在高权限敏感度下， 自我建构对促进定向有显著正向影响（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝０.５９４４， ＵＬＣＩ＝０.９４０９， 不包含０），即在高权限敏感度下， 独立型自我建构占主导的个体相较于依存型自我建构占主导的个体在对隐私披露信息进行加工时更容易激发其促进定向倾向（作用系数为０.７６８）， 从而相对于依存型自我建构占主导的个体具有更高的隐私披露意愿； 在低权限敏感度下， 自我建构对促进定向影响不显著（９５％ＣＩ：ＬＬＣＩ＝－０.３０２０， ＵＬＣＩ＝ ０.０００７， 包含０）， 即在低权限敏感度情境下， 不同自我建构类型个体均较易激发促进定向倾向， 进而独立型自我建构个体与依存型自我建构个体间的隐私披露意愿无显著差异。在以防御定向为中介变量的检验中， 有调节的中介效应同样显著（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.４２２０， ＵＬＣＩ ＝－０.１７７２， 不包含０）， 表明防御定向有调节的中介作用存在， 权限敏感度显著调节自我建构与防御定向的关系， 简单斜率分析如图５ 所示。在高权限敏感度下， 自我建构对防御定向有显著负向影响（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.６９７０， ＵＬＣＩ ＝ －０.３２８３， 不包含０）， 即在高权限敏感度下， 依存型自我建构占主导的个体在对隐私披露信息进行加工时更易激发其防御定向倾向（作用系数为－０.５１３）， 进而相对于独立型自我建构占主导的个体有更低的隐私披露意愿； 在低权限敏感度下， 自我建构类型对防御定向无显著影响（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.０７４６， ＵＬＣＩ ＝０.２４７５， 包含０）。促进定向和防御定向的中介作用路径分别如图６ 和图７ 所示。

４.３ 结果讨论

通过研究二发现， 不同自我建构类型个体间的隐私披露意愿存在显著差异， 独立型自我建构占主导的个体的隐私披露意愿顯著高于依存型自我建构占主导的个体的隐私披露意愿， 假设Ｈ１ 再次得到验证。不同自我建构类型的个体通过不同的调节定向倾向对隐私披露意愿产生影响， 调节定向在自我建构与隐私披露意愿间起到部分中介作用， 且权限敏感度显著调节自我建构对调节定向的影响。具体来说， 在高权限敏感度下， 独立型自我建构占主导的个体更易激发其促进定向倾向， 使个体表现出对相同隐私权限更高的披露意愿， 而依存型自我建构占主导的个体更易激发其防御定向倾向， 从而降低其隐私披露意愿， 假设Ｈ４ａ 得到了验证； 在低权限敏感度下， 依存型自我建构个体在对隐私信息进行加工时更易激发其促进定向倾向， 进而导致与独立型自我建构个体间的披露意愿无显著差异， 假设Ｈ４ｂ 得到了验证。权限敏感度在自我建构类型对隐私披露意愿的主效应中起到显著的调节作用， 即在高权限敏感度下， 独立型自我建构占主导的个体比依存型自我建构个体具有更高的隐私披露意愿； 在低权限敏感度下， 自我建构类型并不会对隐私披露意愿产生显著影响， 假设Ｈ３ 再次得到验证。

５ 研究结论与展望

５.１ 研究结论

本研究考察了自我建构对隐私披露意愿的影响， 探究了导致不同自我建构类型个体间隐私披露意愿差异的内在机制， 得到了以下结论：

１） 自我建构显著影响个体的隐私披露意愿，且这一影响受到权限敏感度的调节。本文通过研究一验证了自我建构显著影响个体的隐私披露意愿，且权限敏感度在两者关系间起显著的调节作用。在高权限敏感度下， 独立型自我建构个体的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构个体的隐私披露意愿； 在低权限敏感度下， 不同自我建构类型个体的隐私披露意愿无显著差异。不同自我建构类型的个体对事情的风险偏好存在差异［２１］ ， 相较于独立型自我建构个体， 依存型自我建构个体对风险的态度往往更消极， 通常选择规避风险［３４］ ， 本研究结果也再次印证了这一观点。当个体在对高权限敏感度的隐私信息进行披露决策时， 依存型自我建构个体可能会对风险的感知更为敏感， 相较于独立型自我建构个体， 依存型自我建构个体往往会选择放弃可能的收益进而规避风险， 因此在高权限敏感度下，相较于独立型自我建构个体， 依存型自我建构个体有更低的隐私披露意愿。

２） 调节定向在自我建构与隐私披露意愿的作用过程中发挥了中介作用。研究二采用不同的自我建构启动方式再次验证了权限敏感度的调节作用，同时验证了自我建构对个体调节定向倾向的影响，调节定向在自我建构与隐私披露意愿间存在中介效应， 进一步揭示了导致不同自我建构类型个体间隐私披露意愿存在差异的内在机制。在高权限敏感度下， 独立型自我建构个体更易激发促进定向倾向，依存型自我建构个体更易激发防御定向倾向； 在低权限敏感度下， 自我建构对调节定向无显著影响，权限敏感度显著调节自我建构对调节定向的影响。具有促进定向倾向的个体更具创新性， 对独特性有更高的需求［３７］ 。在面对新事物时， 具有促进定向倾向的个体对独特性感知更为敏感， 而具有防御定向倾向的个体则更聚焦于可能的消极影响， 更关注可能的风险［５６］ ， 防御定向倾向会增强用户的隐私保护意愿［２９－３０］ ， 这一观点也得到了本文研究结果的支持。当个体对高权限敏感度隐私信息进行披露决策时， 独立型自我建构个体更易激发促进定向倾向， 更关注披露隐私对其带来的个性化服务等收益； 依存型自我建构个体更易激发防御定向倾向，更关注披露高敏感度隐私信息可能带来的风险， 进而导致在高权限敏感度下， 独立型自我建构个体的隐私披露意愿显著高于依存型自我建构个体的隐私披露意愿。

５.２ 理论贡献与实践意义

５.２.１ 理论贡献

１） 丰富了对隐私披露影响因素的认识。本研究采用自我建构理论分析了个体间隐私披露意愿差异形成的原因， 扩展了有关隐私披露影响因素的研究。近年来， 自我建构理论被广泛应用于信息处理［２２］ 、价值判断［２３］ 等的研究， 但少有学者关注自我建构与隐私披露意愿间的关系。本研究将自我建构理论运用到隐私披露意愿的研究中， 发现独立型自我建构个体相较于依存型自我建构个体具有更高的隐私披露意愿， 并且对于个体的长期自我建构和情境自我建构， 该结果呈现一致性。以往关于隐私披露影响因素的研究主要考虑个体感知因素和环境因素［７］ ， 本研究引入自我建构这一人格特质因素探讨其对隐私披露意愿的影响， 是对隐私披露影响因素研究的进一步丰富与扩展。

２） 引入权限敏感度这一调节变量和调节定向这一中介变量发现， 权限敏感度的高低会影响不同自我建构类型个体的隐私披露意愿， 且在不同的权限敏感度下， 不同自我建构类型的个体会触发不同的调节定向倾向， 进而导致个体间隐私披露意愿的差异。本研究深入探究了导致不同自我建构类型个体间隐私披露意愿差异的内在机制。

３） 拓展了自我建构理论在用户行为领域的应用。自我建构理论已被广泛应用于消费者行为的研究， 但已有研究多关注自我建构对产品设计偏好［５７］ 、储蓄行为［５０］ 、品牌延伸评价［５８］ 等方面的影响， 关于自我建构与隐私披露意愿间的关系尚无文献探讨。本研究基于自我建构理论， 对个体的自我建构类型与隐私披露意愿的关系进行了探讨， 以崭新的视角阐释了不同情境下个体间隐私披露意愿存在差异的原因， 拓展了自我建构理论在用户行为领域研究中的应用。

５.２.２ 实践意义

自我建构对隐私披露意愿有显著影响， 且这一影响受到权限敏感度的调节， 在高权限敏感度下，相较于依存型自我建构个体， 独立型自我建构个体更易激发其促进定向倾向， 因而导致其具有更高的隐私披露意愿。自我建构既具有长期性又具有情境性［５９］ ， 且对隐私披露具有相似的行为结果。企业在运营过程中， 尤其是在想要获取用户敏感度较高的隐私信息时， 可以利用自我建构的情境性采用不同的操纵方式启动用户的独立型自我建构以激发用户的促进定向倾向， 进而增强用户的隐私披露意愿。同时， 企业在运营过程中应关注权限敏感度对个体隐私披露意愿的影响， 在高权限敏感度下， 企业尤其应该引导用户畅想该服务能够带来的积极效应以诱发用户的独立型自我建构， 激发用户的促进定向倾向， 从而增强用户的隐私披露意愿。本研究结论可为企业的高效运营提供理论指导和参考。

５.３ 不足与展望

本研究以自我建构为视角探究了个体间隐私披露意愿存在差异的原因， 但在后续研究中仍有较多问题值得深入探究： 本研究探讨了个体自我建构类型对隐私披露意愿的影响， 考虑了权限敏感度对这一影响的调节作用， 但已有研究表明， 授权透明度［６０］ 和隐私意识［６１］ 均会对隐私披露产生影响， 未来研究可尝试探究授权透明度以及隐私意识是否会调节自我建构与隐私披露意愿间的关系。同时， 本研究通过问卷收集实验数据， 后续研究可以通过收集被试的脑电或者眼动等数据对个体的隐私披露行为进行探究。