SCI论文（www.lunwensci.com）:
【摘 要】 基于自我建构视角，结合认知一致性理论，将心理所有权作为中介变量，构建消费 者共享住宿参与意愿模型 。通过问卷法和情境实验法，利用 SPSS进行分析，研究发现：消费者自 我建构和广告诉求的交互作用对共享住宿参与意愿有显著影响，并且心理所有权在消费者自我 建构和广告诉求对共享住宿参与意愿中起中介作用，最后为共享住宿企业如何制定营销策略提 供一些建议 。
【关键词】 自我建构 ；独特性诉求 ； 归属感诉求 ；共享住宿参与意愿
2021 年是我国“十四五 ”发展规划年，纵观国家层面和各地出台的一系列规划文件可以看出，共 享经济新业态新模式将迎来新的发展机遇 ，人们对“远方的家 ”——共享住宿也抱有较高的期待[1] 。 但共享经济高速发展 ，并不代表所有共享项目都收获了成功 。2018 年 ，共享单车巨头 ofo 陆续撤出 海 外 市 场 ，如 印 度 、以 色 列 、中 东 、澳 大 利 亚 、德 国 、美 国 、西班 牙 和 韩 国 市 场 。ofo 共 享 单 车 创 始 人 戴 维 讲 到：目前 ofo 面 临 的 问题不光是 资 金链微 小 等 问题 ，更 多 的是 国 家政 策和文化 差 异造 成 的 一 系列问题 。 同时 ，2022 年 5 月 24 日，“爱彼迎退出中国大陆 ”的话题迅速冲上热搜 ，引起爱彼迎粉丝 们 的 叹 息 。Airbnb 共 享 住 宿 平 台 成 立 于 2008 年 ，分 布 于全 球 220 个 国 家 和 地 区 ，平 台 用 户 超 过 7.5 亿 。但在 中 国 落地 时 却 出现 了“ 叫好不 叫座 ”的现 象 ，中 国 消 费 者 似乎对 这种共 享模式并不是很感 兴趣 。这不禁让我们再一次思考为什么在本国取得辉煌成就的共享模式 ，在进入他国市场后却遭 受如此严重的碰壁 。不同文化背景下消费者心理特征和情感需求的差异是否会影响消费者共享住 宿 的 接 受 度 ？ 以 及 共 享 住 宿 的参 与 意愿 ？ 现 有 共 享 经 济 的研 究 主要集 中 在 欧 美 国 家 [2] ，在 中 国 情 景下的研究较少 。并且关于文化价值观对参与共享经济意愿的影响 [3-5] ，也未提出消费者哪种关键 的个性 因 素 影 响 其共 享住 宿参 与 意愿 。 因此 ，我 们选 用 自 我建 构 —— 已被证 实是描述 与 比较东 西 方文化差异的变量，来探查对共享住宿参与意愿的影响，并揭示这一影响的作用机理与边界条件 。
一、理论基础与研究假设
（一）共享住宿参与意愿
当前研究分析消费者参与共享住宿的主要动机有经济动机 、社会动机 、新奇动机 、享乐和本真 性动机组成 [6] 。从社会动机和本真性动机分析 ，一直以来 ，中国消费者被认为更愿意与他人建立联 系并 且 乐 于 沟 通 以 去 寻 找 在 异 地“家 ”的感 觉 [7] ，而 共 享 住 宿期 间 主 客 之 间 的 互 动 又 决 定 着 消 费体 验的好坏 [8] ，因此共享住宿会成为中国消费者旅游时的选择 。从经济动机分析 ，当协同消费可以以 低 于 购 买 商 品 和服 务 的 价格 获 得 该产 品 的使 用权 时 [9] ，经 济 利 益 认 知 高 的 消 费 者会 倾 向 于 选 择 这 种参与方式 [10] 。但从新奇动机分析 ，Mao 和 Lyu 认为共享住宿所提供的非标准化和个性化的旅游产品服务可以给消费者提供更多的服务体验 [11] 。Guttentag 认为追求新奇与个体创新性保持一致 ，追 求新奇和独特性体验的消费者更愿意选择 Airbnb，因为共享住宿 Airbnb 比传统住宿能够带来更多 的新奇体验 [12] 。王学军和王春国认为对于协同消费这种分享超越了家人和朋友等信任圈的边界而 在陌生人之间展开 ，在这种情景下消费者对风险的感知会越强烈 [13] 。根据物质主义价值观 ，协同消 费是以非所有权为特征的消费模式，而通过占有 、拥有和获得物品来实现成就感和中心感的消费者 会较少参与 [14] 。
（二）消费者自我建构与广告诉求对共享住宿参与意愿的影响
自我建构理论指出独立自我建构是把自己看作一个自主 、独立的人 ，其行动被看成是一个独立 的整体 ，与其他整体以及社会和自然形成鲜明的对比 [15] 。独立自我建构的人更愿意保持与众不同 ， 强调成就和自主 ，他们也更强调内在想法 [16] 。相依型自我建构是说个体对自我的定义主要依靠的 是与他人的关系 ，以个人在团队中的地位和身份为基础 [14] ，该建构主张和谐融入他人 、强调履行各 种社会角色和保持与他人的联系，他们也更看重自己的社会身份 。盛光华等指出中国 、日本和韩国 的消费者受东方文化的影响 ，遵从集体的想法对个体来说更重要 [17] ，主要表现出的也是相依自我建 构的倾向 。
在广告诉求的研究中 ，学者们通常将广告诉求按照感性与理性 、利己与利他 [18] 、温暖与热情 [19] 等进行分类 。依据 Liu等学者研究权力感与广告诉求对共享参与意愿来划分广告诉求 ，我们主要 从共享住宿的特点出发 ，按照归属感和独特性来划分广告诉求 [20] 。其中 ，归属感诉求以通过共享平 台进入新的社群从而构建同伴关系而获得 [21] ，以“爱彼迎 ”为代表的共享住宿提倡的理念就是让客 人有宾至如归的感觉 ，并与当地人建立联系 。而中国文化中也更加强调“家 ”的精神价值 ，对于中 国游客来说 ，共享住宿通过互联网平台更好地满足了他们全家的出游和深度体验当地生活与当地 居民进行互动的需求 [7] 。
Markus 在研究中提出中国人最主要体现的是相依自我建构 ，而美国人最主要体现的是独立自 我建构 。相依自我建构的人更愿意根据先赋性和交往性形成新的团体 [15] ，在本研究中就表现为消 费者对归属感的广告诉求也更加积极 。独特性广告诉求通过强调共享住宿提供不同于传统酒店的 独特性住宿体验来吸引消费者 [2] 。在西方社会中 ，人们倾向于追求独特性的消费来表明自己的独 特性 [22] 。对于追求独特性体验的消费者来说，共享住宿向他们提供了机会 。
根据认知一致性理论 ，价值观一致是影响消费者广告评价的决定因素 [23] ，当广告诉求与消费者 价值观一致时，归属感广告更能获得相依自我建构消费者的青睐，而独特性广告更能获得独立自我 建构消费者的青睐 。
H1：广告诉求（归属感/独特性）调节了消费者自我建构对共享住宿参与意愿的影响 。
H1a：在归属感的广告诉求下，相比独立自我建构的消费者，相依自我建构的消费者更愿意参与 共享住宿 。
H1b：在独特性的广告诉求下 ，相比相依自我建构的消费者 ，独立自我建构的消费者更愿意选择参与共享住宿 。
（三）心理所有权的中介作用
心理所有权源于空间感 、认同感和效能感的需求和动机 [24] 。其中 ，效能感是指个体有能力在探 索或改造环境的过程中获得对目标物的控制权进而满足其内在需求 ；自我认同通过拥有目标物以 及对目标物的了解 、使用 、控制从而实现认识自我 、展现自我以及保持其连续性 [25-26] ；空间感是指个 体为了实现拥有领域和空间的需求 ，对可能成为居住的“家 ”投入大量的精力和资源 ，以达到占有 它的目的 ，体现了对“ 家 ”的功能的认识 。而归属感的广告诉求更能展现个体对领域和空间的需 求 ，也更能使个体产生心理所有权 。独特性的广告诉求则体现对于独特的展现符合个体实现认识 自我、展现自我以及保持认知一致性的需求 。 因此，对于希望在异地能寻找到“家 ”的感觉的相依自我 建构的消费者 ，体现归属感的广告诉求的共享住宿 ，更能促进相依自我的消费者心理所有权的产 生 [27] 。而对于需求独特性体验的独立自我建构的消费者 [28] ，体现独特性的广告诉求更能激发起其 自我一致性，从而产生心理所有权 [29] 。
根据占有心理学理论 ，个体对目标物产生占有感能激发个体正面情感和责任感的产生 [26] 。组织行为学中也提到当员工对组织产生心理所有权时对态度和行为都有积极影响 [30] 。 当个体对事物 产生心理所有权，从积极方面来看，心理所有权使个体产生责任感 、付出感和保护欲 [31] ；从消极方面 来看 ，心理所有权会促使个体会因为丧失感做出破坏行为 [26] 。根据已有研究也可以发现 ，消费者对 自身产生心理所有权的产品和品牌有更积极的态度和更高的购买意愿 。 因此，提出：
H2：心理所有权中介消费者自我建构和广告诉求对共享住宿参与意愿的交互作用 。 理论模型具体如图 1 所示 。
二、实验设计与假设验证
（一）研究一
研究一通过问卷法验证消费者自我建构和感知独特性的交互作用对消费者共享住宿参与意愿 的影响及心理所有权的中介作用，并为后续研究进行铺垫 。
1. 样本及数据收集 。采用调查问卷法进行数据收集 ，问卷主要由四部分构成：（ 1 ）本研究的简 要介绍；（ 2 ）筛选出未参与过共享住宿的被试；（ 3 ）收集被试的自我建构 、感知独特性 、心理所有权 和共享住宿参与意愿；（ 4 ）有关人口统计特征的问项（性别 、年龄 、学历 、月收入）。 本次调查在 cre- damo 平台进行数据收集，历时 2 天，回收有效问卷 259份 。样本统计情况如表 1 所示 。2. 变量测量 。本研究主要采用问卷调查的研究方法验证假设 ，问卷内容的制定主要是基于前 人研究所用量表，再结合真实情境予以修订 。具体方法如下 。
（ 1 ）消费者自我建构 。对消费者自我建构的测量借鉴潘黎和吕巍 [32] 的成熟量表 ，符合本研究的 情景 ，该变量由相依自我和独立自我两个维度组成 ，共 16个题项构成 ，采用 Likert7 级量表（ 1= 非常 不满意，7=非常满意）。
（ 2 ）感知独特性 。对感知独特性采用单一题项进行测量 ，如“您感觉之前参与过/了解过的共享 住宿（如途家 、木鸟 、飞猪民宿 、小猪民宿 、爱彼迎等）的普通程度”，采用 Likert7 级量表（ 1= 非常普 通，7=非常不普通）。
（ 3 ）心理所有权 。对心理所有权的测量借鉴 Simon 等[33] 的成熟量表 ，共 4个题项构成 ，采用 Lik- ert7 级量表（ 1=非常不满意，7=非常满意）。
（ 4 ）共享住宿参与意愿 。对共享住宿参与意愿借鉴 Davidson[3] 对消费者共享住宿参与意愿测量 量表，共 3个题项构成，采用 Likert7 级量表（ 1=非常不满意，7=非常满意）。
（ 5 ）消费者的人口统计变量 。过往研究表明 ，消费者的人口统计信息（如性别 、年龄 、学历 、收 入）均会影响其消费行为，因此将消费者的性别 、年龄 、学历和收入作为控制量 。
3. 实证结果与分析。（ 1 ）共同方法偏差分析与相关分析 。使用 SPSS23.0 和 AMOS23.0 进行实证 检验 。 由于采用问卷调查法 ，通过被试自我报告获得数据 ，可能存在共同方法偏差问题 ，因此采用 单因子验证性因子分析 ，对所有自评项目进行共同方法偏差检验 。 结果显示 ，X2/df=19.046 、RM- SEA=0.264 、IFI=0.122 、CFI=0.118 、TLI=0.034 、NFI=0.116，模型拟合度很差 ，所以判断不存在严重的共 同方法偏差问题，具体结果如表 2 所示 。变量间的相关系数矩阵见表 3 。 由表 3 结果可知 ，月收入(β =0.205，P<0.05 ）、相依自我建构(β = 0.230，P<0.05 ）、独立自我建构(β =0.299，P<0.05 ）、感知独特性(β =0.391，P<0.05 ）和心理所有权(β = 0.573，P<0.05 ）都对消费者共享住宿参与意愿有正向的影响 。（ 2 ）信度和效度检验 。信度分析：由表 4 可知 ，Cronbach's α系数介于 0.903 ～ 0.958 之间 ，均大于 0.7，表明本研究所用量表具有良好的内在一致性 。各变量的 CR 值介于 0.903 ～ 0.958，CR 值均高于 0.7，说明量表的内部一致性较好 。
效度分析：本文采用验证性因子分析方法检验相依自我建构 、独立自我建构 、心理所有权和共 享住宿参与意愿的效度 。所有题项的标准化因子载荷均大于 0.5，说明量表具有良好的可靠性 ；且 AVE 值在 0.632 ～ 0.756 之间，均大于 0.5，说明各变量具有良好的区分效度 。（ 3 ）假 设检 验 。 我 们 采 用 PROCESS 程 序 中 的 Bootstrap 法检 验 有 调 节 的 中介 和 调 节效 应 ，将 自 我建构 与感知 独特性进行交互 ，具体结果如表 5 所 示 ，自 我建构 与感知 独特性对 消费者共享住宿参 与 意愿 有 负 向 影 响(β =-0.058，P<0.001 ），因 此 ，可 初 步 推 断 当 自 我 建 构 指 数越 低（独 立 自 我 程 度越 高）的 消 费 者对共 享住 宿产 生 高感 知 独特性 时会 更愿 意参 与共 享住 宿 。为 了进 一步验证有调 节 的 中介效应 ，采 用 Bootstrap 法进行检验 ，结果表 明 ，自 我建 构和感 知 独特性 的 交 互作 用显著 影 响 心理 所 有 权(β =-0.108，SE=0.027，t=-4.041，p<0.01 ）；心 理 所 有 权(β =0.557，SE=0.053，t=10.510，p<0.001 ） 又显著影 响消费者共享住宿参 与意愿 。 同 时，结果显示，心理所有权 的 中介作用显著（LLCI=-0.098， ULCI=-0.027，不包含 0），效 应 系 数 为 -0.060 。说 明 心 理所 有权 在 自 我 建 构 和感 知 独特 性对 消 费 者 共 享 住 宿 参 与 意 愿 的 交 互 作 用 中 起 到 了 中 介 作 用 ，并 且 中 介 效 应 存 在 时 ，直 接 效 应 区 间 包 含 0 （LLCI=-0.081，ULCI=0.077），效应 系数-0.002，这说 明 心理所有权具有 完全 中介效应 。并且在描绘调 节变 量 高低不 同情况下 消费者 自 我建构对共享住宿参 与 意愿差别 时，由结果可得，当感知 独特性低 时 ，心理所有权 的 中介效应就会更 强（LLCI=0.087，ULCI=0.278，不包含 0），效应 系数 为 - 1.6603；而感 知独特性高时，心理所有权的中介效应就不显著（LLCI=-0.093，ULCI=0.046，包含 0），效应系数为-0.027 。
综上所述 ，消费者 自 我建构 与感知 独特性 的交互作 用对共享住宿参 与 意愿有显著影 响 。但是 ， 当感知 独特性 高 时，心理所有权 的 中介作 用就不显著 。 因此，后续从 归属感和 独特性两个方面进行 研究，采用实验法论证变量之间的关系 。
（二）实验一
实验一根据 已有 学者对于广告诉求 的 测 量模型 的 总结，将 聚焦于广告诉求 中 的“归属感 ”和“独 特性 ”这两个 角度，来探 究广告诉求 的调节作 用 。本研 究将通过实验 启动 自 我建构并检验广告诉求 的调 节作 用 ，采 用 2（消 费 者 自 我建 构：相依 自 我 VS 独立 自 我）*2（广告诉求：归 属感 VS 独特性）的 实验设计 。1. 研 究 设 计 。实 验 一 采 用 2（自 我 建 构 ：相 依 自 我 VS 独 立 自 我）*2（广 告 诉 求 ：归 属 感 VS 独 特 性）的组间设计来验证 H1 。
首先 ，对被 试 进 行 自 我 建 构 操 纵 ，我 们 采 用 Trafimow等 的 方 法 操 纵被 试 的 自 我 建 构 [14] ，即 让被试阅读 一个关 于“ 国 王 索斯特 ”的 故 事并 回答相关 问题 ，在相依 自 我 的 实验 组 中 故 事 主 角 索斯特 的 决策完全出于家族和集体利益，而在独立自我的实验组中索斯特的决策完全出于个体利益 。其次， 对广告诉求进行操纵则借鉴了 Liu 等的方法 [20] ，即让被试阅读一篇近期关于木鸟的广告，其中，归属 感 的 广 告诉 求 为“无 论 你 去 哪 里 ，都 有 宾 至如 归 的感 觉 。在木 鸟 上感 受 一 次 家 的体 验 ”，独特 性 的 标语为“无论你去哪里，都有与众不同的感觉 。在木鸟上感受一次独特的体验”。
2. 实 验 程 序 。本 次 实 验 在 Credamo平 台 上 进 行 数 据 收集 ，共 收集 有效 问 卷 240份 。其 中 ，男 性 73 人 ，占 比 30.4% ；年 龄 21 ～ 30 岁 占 比 45.4% ；本科 占 比 67.1% 。 为 了 避免 选 择 偏 差 ，将被 试 随机 分 配 到 4 个 实 验 组 中 。 分 组 后 形 成 自 我 建 构（相 依 自 我 VS 独 立 自 我）和 广 告 诉 求（归 属 感 VS 独 特 性），两两分组形成四种情况，详见表 6 。首先 ，被 试 阅读关 于 启 动 自 我建 构 的 刺激材料 。本 实验请被 试先 阅读 一 篇关 于“ 国 王 索斯特 ” 的 故 事 ，并 回答 一个 简单 问题 ，其 真 实 目 的是有效 启 动被 试 的 自 我建 构 。之 后 ，被 试 需要 回答 4 个 测 量 情 境 性 自 我 建 构 的 问 题 [16] 。 用 独 立 自 我 平 均 数 减 去 相 依 自 我 平 均 数 作 为 被 试 的 自 我 建 构 指 数 ，分数越高越偏向于独立自我 。其次 ，让被试继续阅读一篇关于“木鸟 ”的广告 ，并回答关于广告 诉 求 的 操 纵检 验 的 测 量题 项 ，如“请 问木 鸟 民 宿 广 告 主要 是 强 调 归 属感还 是 独特 性 ”。之 后 ，借 鉴 Davidson 的共 享住 宿参 与 意愿 量表 [3] 的 填 写 。 以 上 量表 均 采 用 Likert7 级 量表 ，1= 非常不 同 意 ，7= 非常同意 。最后，请被试提供相应的人口统计信息 。
3. 实 验 结果 。（ 1 ）信 度检 验 与 变 量处 理 。根 据 SPSS23.0 统 计 结果 显 示 ，共 享 住 宿参 与 意愿 的信 度 Cronbach's α为 0.799，大于可接受的范围 ，表明测量具有良好的内部一致性和可靠性 。相依自我 和 独 立 自 我 所 采 用 的 都 是 两 题 项 ，所 以 只 需 报 告 斯 皮 尔 曼 系 数 。 最 终 结 果 为 相 依 自 我 r=0.557，p=0.00；独立自我 r=0.573，p=0.00 。而广告诉求采用的是单一题项 ，无需进行信度检验 。 同时验证性 因 子分析发现 ，共 享住 宿参 与 意愿所有检 测 问 项 都 负 载在单 一 因 子 上 ，因此形 成各 自 的 确认 指数 。 此外，为了便于统计，分别将独立自我和相依自我编码为 1 和 0，将独特性广告诉求和归属感广告诉 求编码为 1 和 0 。
（ 2 ）操纵结果 。采用 ANOVA法检验在本实验中操纵自我建构和广告诉求是否成功 。从自我建 构操纵来说 ，结果表明 ，独立自我建构指数均值为 0.42（ SD=1.32 ），相依自我建构指数均值为 -0.75 （ SD=1.54 ），两者具有显著差异（ F（ 1，240 ）=6.314，P=0.000 ）。 从广告诉求操纵来说 ，结果表明 ，被试 对于广告是否描述为独特性的评价均值为 6.23（ SD=1.14 ），被试对于广告是否描述为归属感的评价 均值为 2.02（ SD=1.619 ），两者具有显著差异（ F（ 1，240 ）=23.356，P=0.000 ）。 这说明本实验对被试的 自我建构和广告诉求的操纵是成功的 。
（ 3 ）假设检验 。假设 H1 及其分假设 H1a 、H1b 提出 ，广告诉求（归属感/独特性）调节了消费者自 我建构对共享住宿参与意愿的影响 。其中 ，在归属感的广告诉求下 ，相比于独立自我建构的消费 者 ，相依自我建构的消费者更愿意参与共享住宿 ；在独特性的广告诉求下 ，相比于相依自我建构的 消费者 ，独立自我建构的消费者更愿意选择参与共享住宿 。 为了验证假设 H1 及其分假设 H1a和 H1b，对共享住宿参与意愿进行了单因素方差分析 。结果显示 ，自我建构和广告诉求的交互作用对 消费者共享住宿参与意愿显著（ F（ 1，240 ）=6.222，P=0.013 ），广告诉求的主效应不显著（ F（ 1，240 ）= 1.091，P=0.297 ）。 如图 2 所示 ，对于归属感广告诉求 ，相依自我建构消费者的共享住宿参与意愿与 独立自我建构消费者的共享住宿参与意愿有显著差异（ M 相 依 自 我 =5.767，SD=0.13，M 独 立 自 我 =5.167，SD= 0.13 ）；而对于独特性广告诉求 ，相依自我建构消费者的共享住宿参与意愿与独立自我建构消费者 的共享住宿参与意愿没有显著差异（ M 相 依 自 我 =5.578，SD=0.13，M 独 立 自 我 =5.628，SD=0.13 ）。 同时 ，通过 数据分析可得相关人口统计变量都不显著 。 由此，假设 H1 和 H1a成立，假设 H1b 不成立 。
（三）实验二
本实验通过测量个体情境性自我建构特征 ，检验广告诉求与自我建构对消费者共享住宿参与 意愿的交互效应，并进一步分析心理所有权对此交互效应的中介传导作用机制 。
1.研究设计 。采用 2（自我建构：相依自我 VS 独立自我）*2（广告诉求：归属感 VS 独特性）的组 间设计来验证 H2 。
首先 ，对被试进行自我建构操纵 ，采用 Brewer 和 Gardner 提出的代词圈点法来分别激活被试的 独立自我建构和相依自我建构 [34] 。为了增强被试的情景感 ，在问卷一开始就向被试展示了木鸟民 宿的网站界面 ，让被试将网站界面出现的文字中的“我 ”和“我们 ”人称代词找出来 ，并回答一些与 实验的真实意图无关的问题，以提出不认真作答的问卷和验证操纵是否成功 。其次，被试在完成自 我建构方式的操纵后将看到订阅号信息中关于木鸟民宿的广告内容，其中归属感广告诉求为“无论 你去哪里 ，都有宾至如归的感觉 。在木鸟上感受一次家的体验”，独特性的广告诉求为“无论你去 哪里，与众不同的感觉 。在木鸟上感受一次独特的体验”。
2.实验程序 。本次实验在 Credamo平台上进行数据收集，共收集有效问卷 220份 。其中，女性占 120 人 ，占比 54.55% ；年龄 21 ～ 30 岁占比 52.3% ；本科占比 35% 。为了避免选择偏差 ，将被试随机分 配 到 4 个 实 验 组 中 。 分 组 后 形 成 自 我 建 构（相 依 自 我 VS 独 立 自 我）和 广 告 诉 求（归 属 感 VS 独 特 性），两两分组形成四种情况，同实验一 。
首先 ，被试阅读关于自我建构的刺激材料 。本实验请被试阅读一段关于木鸟民宿公司介绍和 口号的文字 ，即相依自我中公司介绍“木鸟民宿隶属于北京爱游易科技有限公司 ，是我们公司推出 的一款主打实惠 、便利和个性化为一体的共享模式，并且通过互联网将闲置的房屋资源和临时需要 房屋使用权的人联系起来，实现闲置资源最大化的利用 。 同时，我们公司推出的共享住宿具有不同 于传统酒店的非标准化 、使用权让渡 、交易成本低和注重顾客体验性和社交性等特点 。我们公司推 出的也是近年来关注度 、下载量和评分高的共享住宿之一 。”口号为“我们就是这样一群有梦想的 人：梦想在您的旅途中 ，有家人般的陪伴！ 今天不需要太好 ，但一定要比昨天好！”独立自我中公司 介绍“木鸟民宿隶属于北京爱游易科技有限公司 ，是我公司推出的一款主打实惠 、便利和个性化为 一体的共享模式，并且通过互联网将闲置的房屋资源和临时需要房屋使用权的人联系起来，实现闲 置资源最大化的利用 。 同时 ，我公司推出的共享住宿具有不同于传统酒店的非标准化 、使用权让 渡 、交易成本低和注重顾客体验性和社交性等特点 。我公司推出的也是近年来关注度 、下载量和评 分高的共享住宿之一 。”口号为“我就是这样一个有梦想的人：梦想在您的旅途中 ，有自己所喜欢的 事物！ 今天不需要太好 ，但一定要比昨天好！”之后 ，被试需要回答一个检验是否认真阅读文章的 检验题项和两个操纵检验的问题 。用独立自我减去相依自我的分数作为被试的自我建构指数 ，分 数越高越偏向于独立自我 。接下来 ，让被试继续分析一个关于“木鸟民宿 ”的广告诉求 ，并回答关 于广告诉求的操纵检验的测量题项 。然后 ，被试完成相应 Simon 等的心理所有权[33] 和 Davidson 的共 享住宿参与意愿 [3] 题项的填写 。 以上量表均采用 Likert7 级量表 ，1= 非常不同意 ，7= 非常同意 。最 后，请被试提供相应的人口统计信息 。
3. 实验结果。（ 1 ）信度检验与变量处理 。根据 SPSS23.0 统计结果显示 ，共享住宿参与意愿的信 度 Cronbach's “为 0.842，心理所有权的信度 Cronbach's “为 0.798，大于可接受的范围 ，表明测量具有 良好的内部一致性和可靠性 。对于自我建构的测量所选择的是两题项的量表 ，r=0.185，p=0.006 。 而广告诉求采用的是单一题项，无需进行信度检验 。 同时验证性因子分析发现，共享住宿参与意愿 和心理所有权问项都负载在单一因子上 ，因此形成各自的确认指数 。此外 ，为了便于统计 ，分别将 独立自我和相依自我编码为 1 和 0，将独特性广告诉求和归属感广告诉求编码为 1 和 0 。
（ 2 ）操纵结果 。首先 ，采用 ANOVA法检验在本实验中操纵自我建构和广告诉求是否成功 。从 自我建构操纵来说 ，结果表明独立自我均值为 -0.78（ SD=1.63 ），相依自我均值为 0.59（ SD=1.42 ），两 者具有显著差异（ F（ 1，220 ）=3.049，P=0.000 ）。 从广告诉求操纵来说 ，结果表明 ，被试对于广告是否 描 述 为 独 特 性 的 评 价 均 值 为 6.31（ SD=0.73 ），被 试 对 于 广 告 是 否 描 述 为 归 属 感 的 评 价 均 值 为 1.79 （ SD=1.16 ），两者具有显著差异（ F（ 1，220 ）=3.730，P=0.000 ）。 这说明本实验对被试的自我建构和广 告诉求的操纵是成功的 。
（ 3 ）假设检验 。假设 H1 及其分假设 H1a 、H1b 提出 ，广告诉求（归属感/独特性）调节了消费者共 享住宿参与意愿 。为了验证假设，对共享住宿参与意愿进行单因素方差分析 。结果显示，自我建构 和广告诉求的交互作用对消费者共享住宿参与意愿显著（ F（ 1，220 ）=8.486，P=0.004 ），广告诉求（ F （ 1，220 ）=0.068，P=0.795 ）和自我建构（ F（ 1，220 ）=0.133，P=0.716 ）的主效应都不显著 。 图 3 显示对于 归属感广告诉求 ，相依自我建构消费者的共享住宿参与意愿与独立自我建构消费者的共享住宿参 与意愿有显著差异（ M 相 依 自 我 =5.739，SD=0.12，M 独 立 自 我 =5.442，SD=0.12 ）；而对于独特性广告诉求 ，相 依自我建构消费者的共享住宿参与意愿与独立自我建构消费者的共享住宿参与意愿有显著差异 （ M 相 依 自 我 =5.370，SD=0.12，M 独 立 自 我 =5.752，SD=0.12 ）。 由此，假设 H1 及其分假设 H1a 、H1b 得到支持 。
最后 ，利用 Preacher 等和 Hayes 提出的有调节的中介模型（ PROCESS Model 7 ）进行 Bootstrap 检 验 [35] ，样本量选择 5000 。在 95%置信区间下 ，将消费者自我建构作为自变量 ，广告诉求作为调节变 量 ，心理所有权作为中介变量 ，共享住宿参与意愿作为因变量 。若置信区间不包含 0，则说明心理 所有权中介了消费者自我建构和广告诉求对共享住宿参与意愿的交互作用 。
结果表明 ，消费者自我建构和广告诉求的交互作用显著影响心理所有权(β =0.61，SE=0.24，t= 2.54，p<0.05 ）；心 理 所 有 权(β =0.68，SE=0.05，t=14.43，p<0.001 ）又 显 著 影 响 共 享 住 宿 参 与 意 愿 。 同 时 ，结 果 显 示 ，心 理 所 有 权 的 中 介 作 用 显 著（ LLCI=0.114，ULCI=0.762，不 包 含 0），效 应 系 数 为 0.4156 。这说明心理所有权在消费者自我建构和广告诉求对共享住宿参与意愿的交互作用中起到了 中 介 作 用 ，并 且 中 介 效 应 存 在 时 ，直 接 效 应 区 间 包 含 0（ LLCI=-0.097，ULCI=0.237 ），效 应 系 数 0.0703，说明心理所有权具有完全中介效应 。 因此，H2 得到验证 。
三、研究结论与启示
（一）研究结论
我们从个体性格特征和心理占有等层面出发 ，解析了消费者自我建构与广告诉求的交互影响 共享住宿参与意愿的内部作用机制，通过问卷调查和设计两个情景实验法检验研究假设，得到以下 研究结论 。
研究一采用问卷调查法 ，验证了消费者自我建构与感知独特性的交互作用对共享住宿参与意 愿的影响，并发现当感知独特性高时，心理所有权的中介作用不显著 。为后续情境实验做好铺垫 。
实验一旨在通过实验素材激活个体情境性自我建构的基础上 ，检验消费者自我建构和广告诉 求对共享住宿参与意愿的交互作用 。实验结果显示 ，消费者自我建构和广告诉求的交互作用对共 享住宿参与意愿有显著的影响 。具体来说 ，在归属感的广告诉求下 ，相比于独立自我的消费者 ，相 依自我的消费者对共享住宿参与意愿更强 。
实验二旨在通过代词圈点法激活个体情境性自我建构 ，再次检验消费者自我建构和广告诉求 对共享住宿参与意愿的影响，以及验证心理所有权在其中所起的中介作用 。其中，在独特性广告诉 求下 ，独立自我建构的消费者对共享住宿参与意愿更强 ；相反 ，在归属感广告诉求下 ，相依自我建 构的消费者对共享住宿参与意愿更强 。并且验证了心理所有权在广告诉求和自我建构对共享住宿 参与意愿的交互作用之中起到了完全中介作用 。
（二）研究启示
1. 理论意义。（ 1 ）拓宽了共享住宿参与意愿的前因研究 。 目前对于共享住宿主体的研究中 ，更 多关注的是房东和消费者的动机 [3][36] 。本研究将关注重点集中在消费者个性特征方面 ，挖掘其在国 际营销中和企业干预情境下对共享住宿决策过程的影响作用 。
（ 2 ）考虑了共享住宿中消费者的情感需求 。 已有研究主要集中在共享产品的效用因素 [37][38] 。本 研究分析了参与共享住宿过程中消费者对共享住宿的心理所有权 ，如何激发消费者对参与共享住 宿的心理所有权，从而增强消费者的共享住宿参与意愿，证实了强调所有权与共享的相似之处会正 向影响消费者的共享住宿参与意愿 。
（ 3 ）将归属感和独特性广告诉求纳入共享住宿领域的研究中 ，强调了广告诉求与消费者自我建 构对参与意愿会产生差异 。在现实中消费者对于广告诉求的理解受个人认知的影响 ，本研究也证 实消费者对于广告诉求的理解受个人价值观的影响 ，为后续学者挖掘其在体验营销中对协同消费 购买决策过程的影响作用提供了新视角 。
2.现实意义。（ 1 ）有利于企业了解不同文化背景下的消费者群体对共享住宿的参与程度 。通过 对不同文化背景的群体推送不同属性的房源去匹配不同的消费群体，从而引导消费行为 、提高参与意愿以及为共享企业选择目标市场和进行营销沟通提供借鉴 。 同时 ，企业还可以根据自己房源属 性 ，使用情境刺激调整消费者的主导自我建构 ，激发消费者的相依自我建构 ，从而促进消费者的共 享住宿参与意愿，使归属感的广告实现较好的效果 。
（ 2 ）有利于企业了解不同消费者群体对于归属感和独特性的感知程度 ，从而制定影响消费者行 为的政策和舆论干预策略 。具体来说，对于不同类型自我建构的消费者，应该区分归属感和独特性 广告诉求 ，这会影响消费者的共享参与意愿 ；反之 ，不加以区分的话 ，会对消费者的参与意愿产生 适得其反的效果 。
（三）不足与展望
第一 ，本研究仅在中国文化背景下验证了消费者对共享住宿的参与意愿 。在中国最典型的自 我建构是相依自我 ，因此对于主打“家 ”文化的共享住宿有着更强的参与意愿 。未来研究可以以中 西文化背景为比较来验证不同文化主导下的自我建构对共享住宿参与意愿的影响 。
第二 ，本研究为了使被试感受到更真实的实验环境 ，采用木鸟民宿作为研究背景 ，未考虑被试 是否对此共享住宿产生固有态度 。未来研究仍可采用虚拟名称作研究 ，以检验真实产品名称是否 会影响实验的准确度 。
第三 ，本研究仅分析了心理所有权的背后心理机制 ，未丰富其他心理机制的研究 。研究发现在 独立自我建构与独特性广告诉求对共享住宿参与意愿的交互作用中心理所有权未能起到中介作 用，未来研究仍可分析是否存在其他心理变量在其中发挥作用 。
第四 ，本研究仅分析共享住宿一行业的消费者意愿 ，但是目前共享经济下多个项目都已出现了 “ 水土不服 ”的情况 ，未来可结合多个行业对消费者的参与意愿和重购意愿进行全方位的分析或者 研究消费者对特定共享产品类型的接受度和产品属性是否存在差异 。
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