自我建構(gòu)視角下個(gè)體隱私披露意愿的差異性研究

彭國(guó)超 程曉

關(guān)鍵詞： 自我建構(gòu)； 隱私披露意愿； 權(quán)限敏感度； 促進(jìn)定向； 防御定向

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

〔中圖分類(lèi)號(hào)〕Ｇ２５２.０ 〔文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼〕Ａ 〔文章編號(hào)〕１００８－０８２１ （２０２４） ０１－００８３－１３

隨著移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的迅猛發(fā)展， 用戶數(shù)據(jù)已成為服務(wù)商擁有競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要資源。越來(lái)越多的平臺(tái)利用大數(shù)據(jù)相關(guān)技術(shù)對(duì)用戶的行為數(shù)據(jù)進(jìn)行分析， 以求為用戶高效地提供個(gè)性化服務(wù)。然而， 用戶在享受互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)所提供的便利性服務(wù)的同時(shí)，也伴隨著個(gè)人隱私信息泄露的風(fēng)險(xiǎn)。近年來(lái)， 用戶個(gè)人隱私信息泄露引起了用戶對(duì)隱私信息的高度關(guān)注， 隱私披露和隱私保護(hù)已成為當(dāng)今時(shí)代的熱門(mén)話題。

目前， 關(guān)于隱私披露的研究主要集中在隱私披露行為的影響因素研究方面， 包括兩大類(lèi)： 一是個(gè)人因素， 如隱私關(guān)注［１］ 、風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知［２］ 、感知收益［３］ 、隱私擔(dān)憂［４］ 和隱私侵犯經(jīng)歷［５］ 等對(duì)隱私披露行為的影響； 二是環(huán)境因素， 如隱私政策［４］ 、政策激勵(lì)［６］ 等對(duì)隱私披露行為的影響。此外， 不同風(fēng)險(xiǎn)偏好的個(gè)體隱私披露意愿具有顯著的差異［７］ ，追求獨(dú)特性的個(gè)體會(huì)為了獲取個(gè)性化服務(wù)而選擇披露自己的隱私［８］ ， 而具有較高風(fēng)險(xiǎn)感知的個(gè)體則會(huì)為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而選擇保護(hù)隱私［９］ ， 這與自我建構(gòu)理論中的獨(dú)立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)的目標(biāo)導(dǎo)向相一致， 前者為了追求獨(dú)特性愿意承擔(dān)更高的風(fēng)險(xiǎn)， 而后者為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)則不惜放棄利益［１０］ 。因此， 本研究推測(cè)， 自我建構(gòu)可能是導(dǎo)致不同個(gè)體間隱私披露意愿存在差異的人格特質(zhì)因素。雖然已有研究也探討了人的性格特質(zhì)（外向、親和性、神經(jīng)質(zhì)） 對(duì)隱私披露意愿的影響［１１］ ， 但針對(duì)不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體對(duì)隱私披露意愿差異性的研究尚不充分。因此， 本研究試圖采用自我建構(gòu)理論來(lái)解釋不同個(gè)體間隱私披露意愿存在差異的原因， 并嘗試引入權(quán)限敏感度這一變量， 探究在不同權(quán)限敏感度下自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響是否會(huì)發(fā)生變化。

本研究重點(diǎn)關(guān)注自我建構(gòu)是否會(huì)對(duì)個(gè)體的隱私披露意愿產(chǎn)生影響， 通過(guò)兩個(gè)實(shí)驗(yàn)研究來(lái)探究以下問(wèn)題： ①自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響； ②權(quán)限敏感度對(duì)不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體隱私披露意愿的影響； ③調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與隱私披露意愿關(guān)系中的中介作用。由于自我建構(gòu)分長(zhǎng)期自我建構(gòu)和情境自我建構(gòu)［１２］ ， 因此， 在實(shí)驗(yàn)一中測(cè)量了個(gè)體的長(zhǎng)期自我建構(gòu)， 在實(shí)驗(yàn)二中采用不同的啟動(dòng)材料對(duì)個(gè)體的自我建構(gòu)進(jìn)行操縱， 測(cè)量個(gè)體的情境自我建構(gòu)。當(dāng)長(zhǎng)期自我建構(gòu)與情境自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響一致時(shí)， 可為平臺(tái)的運(yùn)營(yíng)提供更多可操作的策略。

１ 理論基礎(chǔ)

１.１ 自我建構(gòu)理論

自我建構(gòu)最早由Ｍａｒｋｕｓ Ｈ Ｒ 等［１３］ 提出， 是指?jìng)€(gè)體在對(duì)自我進(jìn)行認(rèn)知時(shí)， 認(rèn)為自己與他人關(guān)聯(lián)或獨(dú)立的程度， 據(jù)此可以將個(gè)體的自我建構(gòu)劃分為獨(dú)立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)兩種建構(gòu)類(lèi)型。Ｃｒｏｓｓ Ｓ Ｅ 等［１４］ 認(rèn)為， 不同文化背景下的個(gè)體具有不同的自我建構(gòu)類(lèi)型， 東方國(guó)家個(gè)體相比于西方國(guó)家個(gè)體具有更強(qiáng)的依存型自我建構(gòu)人格。然而， 有研究者指出， 同一個(gè)體可以同時(shí)擁有兩種不同的自我建構(gòu)類(lèi)型， 只是在特定情境下某一自我建構(gòu)類(lèi)型占主導(dǎo)地位［１３－１５］ 。自我建構(gòu)具有可塑造性， 可以通過(guò)改變個(gè)體所處的情境使個(gè)體暫時(shí)處于某一特定的自我建構(gòu)類(lèi)型［１６］ 。

自我建構(gòu)類(lèi)型會(huì)影響個(gè)體的目標(biāo)和社會(huì)取向，并影響其心理和行為決策［１６］ 。獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更加重視自我， 認(rèn)為自己是一個(gè)獨(dú)立的個(gè)體， 追求自我的獨(dú)特性， 決策和偏好較少受到外部環(huán)境的影響； 依存型自我建構(gòu)個(gè)體更加重視他人對(duì)自己的評(píng)價(jià)［１７－１９］ 。Ｍａｒｋｕｓ Ｈ Ｒ 等［１３］ 的研究表明， 自我建構(gòu)會(huì)對(duì)個(gè)體的決策和行為產(chǎn)生影響， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體在自我控制、創(chuàng)造力等方面也均表現(xiàn)出顯著差異［２０］ 。

雖然已有研究探討了不同自我建構(gòu)個(gè)體在風(fēng)險(xiǎn)偏好［２１］ 、信息處理方式［２２］ 、價(jià)值判斷［２３］ 等方面存在的差異， 但關(guān)于不同自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露行為差異性的研究尚不充分， 隱私披露信息作為一種信息刺激， 會(huì)導(dǎo)致不同自我建構(gòu)個(gè)體的信息加工差異。本研究探究不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體在面對(duì)隱私披露信息時(shí)的信息加工機(jī)制以及該機(jī)制對(duì)個(gè)體后續(xù)隱私披露意愿的影響。

１.２ 調(diào)節(jié)定向理論

調(diào)節(jié)定向是指?jìng)€(gè)體為了達(dá)到特定目標(biāo)而對(duì)認(rèn)知和行為進(jìn)行調(diào)控的自我調(diào)節(jié)傾向， 根據(jù)個(gè)體動(dòng)機(jī)導(dǎo)向可將其劃分為促進(jìn)定向和防御定向兩類(lèi)［２４］ 。同一個(gè)體可以同時(shí)擁有兩種不同的調(diào)節(jié)定向傾向， 當(dāng)個(gè)體在對(duì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行評(píng)估作出決策時(shí)， 具有更高促進(jìn)定向傾向的個(gè)體往往為了尋求利益而選擇忽視可能存在的風(fēng)險(xiǎn)， 而具有更高防御定向傾向的個(gè)體可能會(huì)采取更保守的行為以規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)［２５］ 。鄧勝利等［２６］將調(diào)節(jié)定向作為用戶特征， 研究了社交媒體個(gè)人信息披露的組態(tài)路徑； 段秋婷等［２７］ 以調(diào)節(jié)定向理論為基礎(chǔ)， 對(duì)社交媒體用戶隱私保護(hù)意向的影響機(jī)制進(jìn)行了探究； 沈旺等［２８］ 基于調(diào)節(jié)定向理論對(duì)隱私悖論進(jìn)行了研究； Ｊｉｎ Ｓ Ａ Ａ［２９］ 和Ｌｗｉｎ Ｍ Ｏ 等［３０］ 研究發(fā)現(xiàn)， 防御定向會(huì)增強(qiáng)用戶的隱私保護(hù)意愿。雖然調(diào)節(jié)定向理論已被廣泛應(yīng)用于用戶隱私披露和隱私保護(hù)相關(guān)研究， 但已有相關(guān)研究?jī)H將調(diào)節(jié)定向作為個(gè)體的個(gè)人特質(zhì)， 研究其與個(gè)體間行為差異的關(guān)系， 并沒(méi)有考慮其他因素對(duì)這一關(guān)系的作用。

此外， 個(gè)體的調(diào)節(jié)定向包括特質(zhì)性調(diào)節(jié)定向和情境性調(diào)節(jié)定向［３１］ 。特質(zhì)性調(diào)節(jié)定向指?jìng)€(gè)體長(zhǎng)期的穩(wěn)定的自我調(diào)節(jié)傾向， 通常被認(rèn)為是個(gè)體的一種個(gè)人特質(zhì)， 而情境性調(diào)節(jié)定向則是個(gè)體在特定情境下由情境因素所誘發(fā)的暫時(shí)性的自我調(diào)節(jié)傾向［３２－３３］ ，可以通過(guò)引導(dǎo)被試聚焦于事件的風(fēng)險(xiǎn)或者收益進(jìn)而激發(fā)被試的防御定向傾向或促進(jìn)定向傾向。因此，通過(guò)啟動(dòng)被試不同情境的自我建構(gòu)來(lái)激發(fā)不同的調(diào)節(jié)定向成為可能。本研究將自我建構(gòu)作為個(gè)體的特質(zhì)變量， 研究不同權(quán)限敏感度下個(gè)體的調(diào)節(jié)定向傾向在自我建構(gòu)和隱私披露意愿間的影響作用。

２ 研究假設(shè)

２.１ 自我建構(gòu)、調(diào)節(jié)定向與隱私披露意愿的關(guān)系

不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體會(huì)有不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好：獨(dú)立型自我建構(gòu)的個(gè)體在決策過(guò)程中往往會(huì)更關(guān)注可能獲得的收益， 會(huì)為了收益而承擔(dān)更大的風(fēng)險(xiǎn)；依存型自我建構(gòu)的個(gè)體對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度更消極， 在決策過(guò)程中往往表現(xiàn)得更加謹(jǐn)慎， 更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)［３４］ 。Ｋｒａｍｅｒ Ｔ 等［３５］ 認(rèn)為， 獨(dú)立型自我建構(gòu)的個(gè)體往往更關(guān)注個(gè)人的偏好， 更喜歡基于個(gè)人偏好的個(gè)性化推薦， 同時(shí)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)的個(gè)體更重視個(gè)人需求的滿足［１３］ 。在面對(duì)隱私權(quán)限披露時(shí)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體往往會(huì)更關(guān)注披露隱私所帶來(lái)的收益， 為了獲得個(gè)性化的服務(wù)而選擇披露隱私； 依存型自我建構(gòu)個(gè)體則會(huì)更加關(guān)注披露隱私可能帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)， 進(jìn)而會(huì)放棄可能的收益而規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。因此本文提出假設(shè)：

Ｈ１： 自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)個(gè)體的隱私披露意愿有顯著影響， 相較于依存型自我建構(gòu)個(gè)體， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體往往會(huì)有更高的隱私披露意愿

大量研究表明， 調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與個(gè)體行為決策間存在中介效應(yīng)［１７，３６］ ， 自我建構(gòu)與調(diào)節(jié)定向在理論上存在一定的關(guān)聯(lián)。Ｋｏｍｉｓｓａｒｏｕｋ Ｓ 等［１７］認(rèn)為， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更傾向于追求獨(dú)特性與自我提升， 這一特性與促進(jìn)定向的狀態(tài)高度相關(guān)；而依存型自我建構(gòu)的個(gè)體更遵從社會(huì)規(guī)范， 傾向于維持群體和諧與社會(huì)現(xiàn)狀， 與防御定向的內(nèi)部動(dòng)機(jī)具有高度的一致性。Ｌｅｅ Ａ Ｙ 等［３４］ 的研究也再一次證實(shí)了這一觀點(diǎn)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體以追求與眾不同為目標(biāo)， 更加注重個(gè)人成就和獨(dú)立自主， 通常具有更高的促進(jìn)定向傾向； 依存型自我建構(gòu)個(gè)體以與他人和諧相處為目標(biāo)， 更加注重與群體間的關(guān)系和履行社會(huì)責(zé)任， 在決策過(guò)程中通常表現(xiàn)出更高的防御定向傾向， 行為決策較易受到外界的影響。

不同調(diào)節(jié)定向的個(gè)體對(duì)獨(dú)特性的需求也存在顯著的差異， 與防御定向傾向個(gè)體相比， 促進(jìn)定向傾向個(gè)體往往具有更強(qiáng)的創(chuàng)造力， 具有更高的獨(dú)特性和個(gè)性化需求［３７］ ， 因而具有更高的隱私披露意愿［６］ 。個(gè)性化需求高的個(gè)體在面對(duì)新的服務(wù)時(shí)往往更能感知到該服務(wù)的價(jià)值和所能帶來(lái)的收益［３８］ ； 防御定向傾向的個(gè)體則會(huì)更在意損失， 在面對(duì)新的服務(wù)時(shí)會(huì)更聚焦于負(fù)面特征， 因而在作出決策時(shí)往往會(huì)選擇保守方案， 為了規(guī)避損失甚至?xí)鲆暱赡艿睦妫郏常梗?。不同調(diào)節(jié)定向傾向的個(gè)體在隱私披露決策上存在顯著的差異， 促進(jìn)定向的個(gè)體會(huì)更傾向于通過(guò)披露隱私信息以換取收益， 而防御定向個(gè)體則更傾向于保護(hù)個(gè)人隱私［２６］ 。因此， 本文提出假設(shè)：

Ｈ２： 自我建構(gòu)可能會(huì)通過(guò)調(diào)節(jié)定向的中介作用對(duì)隱私披露意愿產(chǎn)生間接影響

２.２ 權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用

Ｍａｌｈｏｔｒａ Ｎ Ｋ 等［４０］ 將信息的風(fēng)險(xiǎn)屬性定義為“信息敏感度”， 認(rèn)為不同個(gè)體對(duì)信息敏感度的感知存在顯著差異。Ｈａｍｉｌｔｏｎ Ｒ Ｗ 等［２１］ 研究發(fā)現(xiàn)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體在進(jìn)行決策時(shí)多聚焦于收益， 具有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好； 依存型自我建構(gòu)個(gè)體在決策過(guò)程中則多聚焦于可能存在的風(fēng)險(xiǎn)， 偏好風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型決策。長(zhǎng)期以來(lái)， 研究者們普遍認(rèn)為， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體在風(fēng)險(xiǎn)決策時(shí)表現(xiàn)出更多的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避行為， 但也有研究發(fā)現(xiàn)， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好受到風(fēng)險(xiǎn)的類(lèi)型和程度的影響［３６］ 。權(quán)限敏感度會(huì)在一定程度上影響消費(fèi)者的感知風(fēng)險(xiǎn)［４１］ ， 當(dāng)權(quán)限敏感度高時(shí)， 用戶會(huì)有更高的風(fēng)險(xiǎn)感知水平［４２］ ， 進(jìn)而對(duì)用戶的態(tài)度和隱私披露意愿產(chǎn)生更加負(fù)面的影響［４０］ 。在權(quán)限敏感度較低時(shí)，個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)降低， 因而會(huì)更加關(guān)注披露隱私信息所獲得的收益， 此時(shí)依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體更易激發(fā)促進(jìn)定向傾向， 進(jìn)而產(chǎn)生較高的隱私披露意愿； 當(dāng)權(quán)限敏感度較高時(shí)， 個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)感知會(huì)升高， 感知控制能力減弱， 并認(rèn)為可能會(huì)產(chǎn)生更嚴(yán)重的潛在后果［９］ ， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體將會(huì)把注意力放在消極方面并提高警惕， 此時(shí)依存型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)防御定向傾向， 從而降低其隱私披露意愿。因此， 本文提出如下假設(shè)：

Ｈ３： 權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的直接預(yù)測(cè)效應(yīng)

Ｈ４： 調(diào)節(jié)定向?qū)ψ晕医?gòu)與隱私披露意愿間關(guān)系的中介作用受到權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)

Ｈ４ａ： 當(dāng)權(quán)限敏感度較高時(shí)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體更易激發(fā)其促進(jìn)定向傾向， 從而相比于依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體具有更高的隱私披露意愿

Ｈ４ｂ： 當(dāng)權(quán)限敏感度較低時(shí)， 兩種自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體均易激發(fā)促進(jìn)定向傾向， 此時(shí)不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間的隱私披露意愿無(wú)顯著差異

綜合以上推導(dǎo)， 得出本研究的理論模型， 如圖１ 所示。

３ 研究一

研究一的主要目的是檢驗(yàn)自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響， 以及權(quán)限敏感度對(duì)不同自我建構(gòu)個(gè)體隱私披露意愿的影響差異。

３.１ 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

１） 預(yù)實(shí)驗(yàn)。由于本研究主要關(guān)注自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響， 為了模擬契合本研究的真實(shí)情境， 本研究在選取披露的隱私信息時(shí)應(yīng)該選擇用戶熟悉的實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景。考慮到目前移動(dòng)設(shè)備的普及，故本研究以移動(dòng)ＡＰＰ 的隱私信息披露為研究情境，同時(shí)選取的移動(dòng)ＡＰＰ 應(yīng)該是用戶所熟知的、核心功能明確的應(yīng)用類(lèi)型。在經(jīng)過(guò)慎重考慮后， 本研究實(shí)驗(yàn)一選取音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ 作為研究情境。

為了使研究更貼合實(shí)際， 本研究通過(guò)對(duì)應(yīng)用市場(chǎng)使用量較大的音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ 經(jīng)常獲取的用戶隱私權(quán)限進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)， 最終選取出６ 種音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ 經(jīng)常要求獲取的隱私權(quán)限（包括麥克風(fēng)、地理位置、通訊錄、相機(jī)、相冊(cè)、日歷）。為了選取出合適敏感度的隱私權(quán)限， 本研究邀請(qǐng)了１５０ 名被試對(duì)音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ 所要獲取的權(quán)限敏感度和權(quán)限相關(guān)性進(jìn)行打分， 最終獲得有效數(shù)據(jù)１３８ 份。結(jié)果顯示， 權(quán)限敏感度從高到低依次是： 通訊錄（Ｍ＝５.３４）、相冊(cè)（Ｍ＝ ５.０６）、地理位置（Ｍ ＝ ５.０４）、麥克風(fēng)（Ｍ ＝４.９４）、相機(jī)（Ｍ ＝ ４.７０）、日歷（Ｍ ＝ ４.５２）； 權(quán)限相關(guān)性從高到低依次是： 麥克風(fēng)（Ｍ＝５.２３）、相冊(cè)（Ｍ＝５.１３）、相機(jī)（Ｍ＝４.８８）、通訊錄（Ｍ＝４.８０）、地理位置（Ｍ＝ ４.５８）、日歷（Ｍ＝ ４ ５８）。為了降低權(quán)限相關(guān)性對(duì)隱私披露意愿的影響［４３］ ， 本研究選擇了相關(guān)性處于中間的權(quán)限作為實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景進(jìn)行實(shí)驗(yàn)， 將相機(jī)作為低敏感度權(quán)限， 通訊錄作為高敏感度權(quán)限。

２） 正式實(shí)驗(yàn)。以往多數(shù)研究均認(rèn)為自我建構(gòu)取決于個(gè)體的文化背景， 東方人更多地表現(xiàn)為依存型自我建構(gòu)個(gè)體， 但也有部分學(xué)者對(duì)此種觀點(diǎn)提出了異議， 其認(rèn)為在信息化時(shí)代， 隨著東西方文化的頻繁交流， 當(dāng)代青少年具有了更多元化的價(jià)值觀，表現(xiàn)出更多的個(gè)人主義傾向［４４］ 。本研究以大學(xué)生作為主要被試， 探究個(gè)體長(zhǎng)期性自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響， 自我建構(gòu)的量表根據(jù)Ｓｉｎｇｅｌｉｓ Ｔ Ｍ［１８］ 的研究改編而來(lái)。

實(shí)驗(yàn)的決策情境設(shè)計(jì)參考潘定等［４１］ 的研究，實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景選取大眾熟知的音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ。在實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前告訴被試本次調(diào)查是關(guān)于音樂(lè)類(lèi)ＡＰＰ 的調(diào)查，為了消除已有音樂(lè)ＡＰＰ 的口碑效應(yīng)和被試對(duì)已有音樂(lè)ＡＰＰ 的固有認(rèn)知可能對(duì)隱私披露意愿的影響［１］ ， 本研究采用一款虛擬的音樂(lè)ＡＰＰ。實(shí)驗(yàn)采用假想場(chǎng)景的方式進(jìn)行， 被試被要求想象最近新下載了一款音樂(lè)ＡＰＰ 打算聽(tīng)音樂(lè)， 但在使用過(guò)程中該ＡＰＰ 想要獲取用戶的隱私權(quán)限。不同組的被試閱讀到的實(shí)驗(yàn)材料是有區(qū)別的： 在高權(quán)限敏感度組中音樂(lè)ＡＰＰ 想要獲取被試的通訊錄權(quán)限， 低權(quán)限敏感度組中音樂(lè)ＡＰＰ 想要獲取被試的相機(jī)權(quán)限。被試閱讀完實(shí)驗(yàn)材料后， 被要求填寫(xiě)對(duì)權(quán)限敏感度的感知量表、隱私披露意愿量表和個(gè)人信息。研究表明， 授權(quán)透明度會(huì)影響用戶的隱私披露意愿［４１］ ，為了消除授權(quán)透明度對(duì)隱私披露意愿的影響， 在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中明確告知被試該音樂(lè)ＡＰＰ 獲取某一隱私權(quán)限的用途。

研究采取線上實(shí)驗(yàn)的方式對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行收集， 權(quán)限敏感度量表根據(jù)Ｌｉ Ｔ 等［４５］ 的研究改編， 隱私披露意愿的測(cè)量題項(xiàng)改編自Ｗａｎｇ Ｔ 等［４６］ 的研究， 所有題項(xiàng)均采用李克特７ 級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量。共邀請(qǐng)２００ 名被試參與實(shí)驗(yàn)， 在剔除答題時(shí)間過(guò)短和過(guò)長(zhǎng)以及所有選項(xiàng)均選擇同一評(píng)分的樣本后， 剩余有效樣本１６８ 份， 其中男生６８ 人， 女生１００ 人。

３.２ 數(shù)據(jù)分析

量表的信度一般通過(guò)克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值的大小進(jìn)行衡量， 當(dāng)克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值大于０.７ 時(shí)， 則可認(rèn)為量表具有良好的信度［４７］ 。本文利用ＳＰＳＳ ２６ 對(duì)量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)， 通過(guò)克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值來(lái)衡量問(wèn)卷信度， 通過(guò)ＫＭＯ 值和Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗(yàn)顯著性水平來(lái)衡量問(wèn)卷的效度。依存型自我建構(gòu)（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α＝０.７０９）、獨(dú)立型自我建構(gòu)（Ｃｒｏｎｂａｃｈ.ｓα＝０.７５１）、權(quán)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。為檢驗(yàn)量表效度， 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析得ＫＭＯ 值為０.７６２， 大于０.７， Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗(yàn)顯著性水平為０.０００， 表明適合做因子分析， 問(wèn)卷量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度［４８］ 。

權(quán)限敏感度和自我建構(gòu)分別取對(duì)應(yīng)量表題項(xiàng)的平均值作為該指標(biāo)的得分。其中， 自我建構(gòu)分別取依存型自我建構(gòu)量表題項(xiàng)得分的均值代表個(gè)體依存型自我建構(gòu)得分， 獨(dú)立型自我建構(gòu)量表題項(xiàng)得分的均值代表個(gè)體獨(dú)立型自我建構(gòu)得分， 并借鑒國(guó)內(nèi)外已有研究［４９］ ， 用被試獨(dú)立型自我建構(gòu)得分的均值減去依存自我建構(gòu)得分的均值， 若得分為正則將樣本劃分為獨(dú)立型自我建構(gòu)組（Ｍ ＝ １.２６８， ＳＤ ＝ ０.９３０，Ｎ＝１１０）， 得分為負(fù)則將樣本劃分為依存型自我建構(gòu)組（Ｍ＝－０.８２１， ＳＤ＝０.６８６， Ｎ＝５８）。將自我建構(gòu)和權(quán)限敏感度分別用虛擬變量表示， 獨(dú)立型自我建構(gòu)取值為１， 依存型自我建構(gòu)取值為０； 高權(quán)限敏感度取值為１， 低權(quán)限敏感度取值為０。

通過(guò)單因素方差分析檢驗(yàn)權(quán)限敏感度的操縱有效性。分析結(jié)果顯示， 在高權(quán)限敏感度組中， 被試感知到的權(quán)限敏感度顯著高于低權(quán)限敏感度組（Ｍ＝ ５.７５２， ＳＤ＝ ０.９９８ ｖｓ. Ｍ＝ ３.０７３， ＳＤ＝０.９７２； Ｆ（１，１６６）＝ ３１０.２６３， Ｐ ＝ ０.０００）， 即權(quán)限敏感度操縱成功。

以自我建構(gòu)為自變量、隱私披露意愿為因變量，進(jìn)行單因素方差分析檢驗(yàn)自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響。結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的主效應(yīng)顯著（Ｍ＝ ３.７６６，ＳＤ＝ ０.７５３ ｖｓ. Ｍ＝３. ４１５，ＳＤ＝ １.２２５； Ｆ（１，１６６）＝５.２８２， Ｐ＝０.０２３＜０. ０５）。獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿。

自我建構(gòu)和權(quán)限敏感度的交互作用： 為了更深入地探究獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體和依存型自我建構(gòu)個(gè)體間隱私披露意愿的差異， 本文引入權(quán)限敏感度作為調(diào)節(jié)變量。以隱私披露意愿作為因變量、權(quán)限敏感度和自我建構(gòu)作為固定因子， 進(jìn)行２×２ 的方差分析對(duì)權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。分析結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)和權(quán)限敏感度在隱私披露意愿上的交互作用顯著（Ｆ（１，１６４） ＝ ４１.２４４， Ｐ ＝ ０.０００），說(shuō)明權(quán)限敏感度在自我建構(gòu)與隱私披露意愿間存在顯著的調(diào)節(jié)作用， 結(jié)果如圖２ 所示。使用ＳＰＳＳ 的Ｓｙｎｔａｘ 語(yǔ)句進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析， 結(jié)果表明， 在低權(quán)限敏感度情境下， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體的隱私披露意愿無(wú)顯著差異（Ｍ＝４.１３９， ＳＤ＝０.７３２ ｖｓ．Ｍ＝ ４.２７７， ＳＤ＝ ０.４５２； Ｆ（１，１６４） ＝ ０.８３３，Ｐ ＝０.３６３＞０.０５）； 在高權(quán)限敏感度情境下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體具有更高的隱私披露意愿（Ｍ＝３.４７７， ＳＤ＝ ０.６３６ ｖｓ. Ｍ＝ ２.１９４， ＳＤ＝０.８７８； Ｆ（１，１６４）＝ ６２. ８８３， Ｐ ＝ ０.０００）。假設(shè)Ｈ１和Ｈ３ 得到驗(yàn)證。

３.３ 結(jié)果討論

研究一主要探討了自我建構(gòu)與隱私披露意愿的主效應(yīng)以及權(quán)限敏感度在兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間的隱私披露意愿存在顯著差異， 且在高權(quán)限敏感度情境下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿， 假設(shè)Ｈ１ 和假設(shè)Ｈ３ 得到驗(yàn)證。由此可見(jiàn)， 在對(duì)隱私披露意愿的影響因素進(jìn)行討論時(shí)， 除了考慮個(gè)體感知和環(huán)境因素［７］ 外， 還應(yīng)關(guān)注個(gè)體自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)隱私披露意愿的影響， 同時(shí)還需重視權(quán)限敏感度在自我建構(gòu)與隱私披露意愿間的調(diào)節(jié)作用。本文通過(guò)情境模擬實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證了個(gè)體長(zhǎng)期自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響以及權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用， 但仍存在以下問(wèn)題有待完善： ①已有研究指出， 個(gè)體的自我建構(gòu)分為長(zhǎng)期自我建構(gòu)和情境自我建構(gòu)［５０］ ， 情境自我建構(gòu)是否對(duì)隱私披露意愿存在顯著影響？ 權(quán)限敏感度能否調(diào)節(jié)兩者間的關(guān)系？ ②研究一僅驗(yàn)證了自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響， 但兩者間的內(nèi)在作用機(jī)制并沒(méi)有得到深入挖掘。個(gè)體對(duì)自我的認(rèn)知是一個(gè)動(dòng)態(tài)變化的過(guò)程， 它不僅僅受到個(gè)體所處文化背景的影響， 還在很大程度上取決于個(gè)體所處的特定情境。在研究二中， 本研究將通過(guò)啟動(dòng)材料操縱被試的不同情境自我建構(gòu)類(lèi)型， 并深入挖掘不同權(quán)限敏感度下的內(nèi)在作用機(jī)制， 以增強(qiáng)本研究結(jié)果的說(shuō)服力。

４ 研究二

研究二采用２（自我建構(gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨(dú)立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 一是為了探究不同情境自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)隱私披露意愿的影響， 以及該影響是否通過(guò)調(diào)節(jié)定向起作用， 驗(yàn)證主效應(yīng)和中介作用； 二是檢驗(yàn)權(quán)限敏感度在這一過(guò)程中是否起到了調(diào)節(jié)作用。

４.１ 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)收集

１） 預(yù)實(shí)驗(yàn)。研究二選取外賣(mài)類(lèi)ＡＰＰ 作為實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景， 與研究一的預(yù)實(shí)驗(yàn)類(lèi)似， 以李克特７ 級(jí)量表檢驗(yàn)外賣(mài)ＡＰＰ 想要獲取隱私權(quán)限的敏感度和相關(guān)性。通過(guò)對(duì)市場(chǎng)上用戶量大的外賣(mài)ＡＰＰ 進(jìn)行分析，總結(jié)出７ 種外賣(mài)類(lèi)ＡＰＰ 常要求獲取的隱私權(quán)限（包括麥克風(fēng)、通訊錄、相冊(cè)、相機(jī)、地理位置、運(yùn)動(dòng)與健身、日歷）。研究二的預(yù)實(shí)驗(yàn)與研究一由同一批被試在同一問(wèn)卷上先后完成， 邀請(qǐng)１５０ 名被試參與前測(cè)實(shí)驗(yàn)， 對(duì)外賣(mài)ＡＰＰ 所獲取權(quán)限的敏感度和相關(guān)性感知進(jìn)行打分， 最終獲取有效數(shù)據(jù)１３８ 份。結(jié)果顯示， 外賣(mài)類(lèi)ＡＰＰ 權(quán)限敏感度從高到低依次是： 通訊錄（Ｍ＝ ５.４７）、相冊(cè)（Ｍ＝ ５. ３４）、麥克風(fēng)（Ｍ ＝ ５.２３）、地理位置（ Ｍ ＝ ４.９３）、相機(jī)（ Ｍ ＝４.８５）、運(yùn)動(dòng)與健身（Ｍ＝ ４.８３）、日歷（Ｍ＝ ４.８２）；權(quán)限相關(guān)性從高到低依次是： 地理位置（ Ｍ ＝５.３４）、相機(jī)（Ｍ ＝ ５.０６）、麥克風(fēng)（Ｍ ＝ ５.０４）、日歷（Ｍ ＝ ４.９４）、通訊錄（ Ｍ ＝ ４.７０）、相冊(cè)（ Ｍ ＝４.５２）、運(yùn)動(dòng)與健身（Ｍ ＝ ４.４５）。為了降低權(quán)限相關(guān)性對(duì)隱私披露意愿的影響［４３］ ， 本研究選擇了相關(guān)性處于中間的權(quán)限作為實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景進(jìn)行實(shí)驗(yàn)， 將日歷作為低敏感度權(quán)限， 通訊錄作為高敏感度權(quán)限。

２） 正式實(shí)驗(yàn)。雖然文化背景和性別對(duì)個(gè)體的長(zhǎng)期自我建構(gòu)有影響， 但大多數(shù)學(xué)者表明， 個(gè)體的自我建構(gòu)類(lèi)型具有一定的情境性， 個(gè)體可以同時(shí)擁有獨(dú)立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)兩種不同的自我建構(gòu)類(lèi)型， 只是在特定情境下某一自我建構(gòu)占據(jù)主導(dǎo)地位［１５］ 。通過(guò)情境啟動(dòng)方式對(duì)個(gè)體的短期情境性自我建構(gòu)進(jìn)行操縱， 同樣也會(huì)影響個(gè)體后續(xù)的社會(huì)感知和行為決策［５１］ 。

本實(shí)驗(yàn)采?。玻ㄗ晕医?gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨(dú)立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的組間實(shí)驗(yàn)， 通過(guò)啟動(dòng)材料對(duì)被試的自我建構(gòu)類(lèi)型進(jìn)行控制。參考Ｍａ Ｚ Ｆ 等［５２］ 的研究， 對(duì)啟動(dòng)材料進(jìn)行設(shè)計(jì)， 在實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前要求被試閱讀一則關(guān)于網(wǎng)球比賽的材料， 以操縱被試的自我建構(gòu)類(lèi)型。同時(shí)， 本實(shí)驗(yàn)還在文字材料下方插入與文字材料描述的比賽場(chǎng)景相一致的圖片以增強(qiáng)啟動(dòng)效果。在閱讀完啟動(dòng)材料后， 要求被試填寫(xiě)情境自我構(gòu)建的操縱量表［５２］和個(gè)人信息。

實(shí)驗(yàn)的決策情境設(shè)計(jì)與研究一類(lèi)似， 在實(shí)驗(yàn)開(kāi)始前告知被試本次調(diào)查是關(guān)于外賣(mài)類(lèi)ＡＰＰ 的調(diào)查，為了消除已有外賣(mài)ＡＰＰ 的口碑效應(yīng)和被試對(duì)已有外賣(mài)ＡＰＰ 的固有認(rèn)知可能對(duì)隱私披露意愿的影響［１］ ， 本研究采用了一款虛擬的外賣(mài)ＡＰＰ。實(shí)驗(yàn)采用假想場(chǎng)景的方式進(jìn)行， 被試被要求想象最近新下載了一款外賣(mài)ＡＰＰ 打算點(diǎn)外賣(mài)， 但在使用過(guò)程中該ＡＰＰ 想要獲取用戶的隱私權(quán)限。不同組的被試閱讀到的實(shí)驗(yàn)材料是有區(qū)別的： 在高權(quán)限敏感度組中外賣(mài)ＡＰＰ 想要獲取被試的通訊錄權(quán)限， 低權(quán)限敏感度組中外賣(mài)ＡＰＰ 想要獲取被試的日歷權(quán)限。被試閱讀完實(shí)驗(yàn)材料后， 被要求填寫(xiě)對(duì)權(quán)限敏感度的感知量表、隱私披露意愿量表和調(diào)節(jié)定向傾向測(cè)量量表。為了消除授權(quán)透明度對(duì)隱私披露意愿的影響， 在實(shí)驗(yàn)過(guò)程中明確告知被試該外賣(mài)ＡＰＰ 獲取某一隱私權(quán)限的用途。

研究采取線上實(shí)驗(yàn)的方式對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行收集， 其中情境自我構(gòu)建量表改編自Ｍａ Ｚ Ｆ 等［５２］ 的研究，調(diào)節(jié)定向量表改編自Ｌｏｃｋｗｏｏｄ Ｐ 等［５３］ 的研究， 權(quán)限敏感度和隱私披露意愿的測(cè)量量表同研究一， 所有題項(xiàng)均采用李克特７ 級(jí)量表進(jìn)行測(cè)量。本次實(shí)驗(yàn)邀請(qǐng)了２６０ 名被試參與實(shí)驗(yàn)， 將被試隨機(jī)分為４組。在剔除回答時(shí)間過(guò)短和過(guò)長(zhǎng)以及所有題項(xiàng)均為相同評(píng)分的樣本后， 最終有效被試為２４０ 名， 其中男性８２ 名， 女性１５８ 名。

４.２ 數(shù)據(jù)分析

４.２.１ 信效度檢驗(yàn)

利用ＳＰＳＳ 對(duì)量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)， 具體結(jié)果如表１ 所示。從表中數(shù)值可以看出， 依存型自我建構(gòu)量表的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０.７０９， 獨(dú)立型自我建構(gòu)量表的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０. ７５５， 隱私披露意愿的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０.９２， 權(quán)限敏感度的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０.８９６， 防御定向的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０.７３８， 促進(jìn)定向的克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值為０. ８８２，克隆巴赫Ａｌｐｈａ 最小值為０.７０９， 表明問(wèn)卷具有良好的信度； 為檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度， 本文對(duì)問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析， ＫＭＯ 值為０.８０２， 大于０.７，Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗(yàn)顯著性水平為０.０００， 表明適合做因子分析， 問(wèn)卷量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度［４８］ 。

４.２.２ 結(jié)果分析

１） 變量操縱檢驗(yàn)。本實(shí)驗(yàn)中所測(cè)量的變量均通過(guò)取相應(yīng)量表題項(xiàng)的均值作為該維度的得分， 并對(duì)權(quán)限敏感度和自我建構(gòu)類(lèi)型進(jìn)行操縱有效性檢驗(yàn)。本文通過(guò)單因素方差分析檢驗(yàn)權(quán)限敏感度的操縱有效性。分析結(jié)果顯示， 在高權(quán)限敏感度組中，被試感知到的權(quán)限敏感度顯著高于低權(quán)限敏感度組（Ｍ＝ ５.３８３， ＳＤ＝ １.６４９ ｖｓ. Ｍ＝ ４.３６１， ＳＤ＝１.４７２； Ｆ（１，２３８）＝ １２.８２５， Ｐ ＝ ０.０００）， 即權(quán)限敏感度操縱成功。

通過(guò)配對(duì)樣本Ｔ 檢驗(yàn)分別考察相同自我建構(gòu)啟動(dòng)組中依存型自我建構(gòu)與獨(dú)立型自我建構(gòu)的差異： 在依存型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中， 依存型自我建構(gòu)的得分顯著高于獨(dú)立型自我建構(gòu)的得分（Ｍ＝４.９５５， Ｍ＝ ４.５４３， ｔ ＝ ３.７０６， Ｐ ＝ ０.０００）；在獨(dú)立型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中， 依存型自我建構(gòu)的得分顯著低于獨(dú)立型自我建構(gòu)的得分（Ｍ＝ ４.４１５，Ｍ＝４. ９６９， ｔ ＝ －３.９１０， Ｐ ＝ ０.０００）。通過(guò)獨(dú)立樣本Ｔ 檢驗(yàn)考察不同自我建構(gòu)啟動(dòng)組中相同自我建構(gòu)類(lèi)型的差異： 與獨(dú)立型自我建構(gòu)啟動(dòng)組相比，依存型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中的依存型自我建構(gòu)得分顯著高于獨(dú)立型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中的依存型自我建構(gòu)得分（４.９５５ ｖｓ ４.４１５， ｔ ＝ ３.３４９， Ｐ ＝０.００１）； 依存型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分顯著低于獨(dú)立型自我建構(gòu)啟動(dòng)組中的獨(dú)立型自我建構(gòu)得分（４.５４３ ｖｓ ４.９６９， ｔ ＝ －３.２４０， Ｐ ＝ ０.００２）。因此， 本實(shí)驗(yàn)通過(guò)啟動(dòng)材料對(duì)被試的自我建構(gòu)類(lèi)型進(jìn)行操縱符合實(shí)驗(yàn)要求。

２） 主效應(yīng)檢驗(yàn)。本文通過(guò)單因素方差分析檢驗(yàn)了依存型自我建構(gòu)和獨(dú)立型自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響。結(jié)果表明， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的被試的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的被試（Ｍ＝ ４.６９８６， ＳＤ＝ １.３４０ ｖｓ. Ｍ＝３.６４８６， ＳＤ＝ １.７７０； Ｆ（１，２３８） ＝ ２７.２１８， Ｐ ＝０.０００）?？梢钥闯觯?對(duì)于相同的隱私權(quán)限， 獨(dú)立型自我建構(gòu)者的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)者的隱私披露意愿， 假設(shè)Ｈ１ 再次得到驗(yàn)證。

３） 中介效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究通過(guò)分層回歸方式對(duì)調(diào)節(jié)定向的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)， 引入虛擬變量表示自我建構(gòu)， 將依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的被試的自我建構(gòu)取值為０， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的自我建構(gòu)取值為１。首先將隱私披露意愿作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量第一層， 促進(jìn)定向作為自變量第二層進(jìn)行回歸分析； 模型１ 顯示， 自我構(gòu)建對(duì)隱私披露意愿有顯著正向影響（β ＝ ０.３２０， Ｐ＝ ０.０００），模型３ 顯示， 促進(jìn)定向?qū)﹄[私披露意愿有顯著正向影響（β ＝０.６４５， Ｐ ＝０.０００）。此外， 將促進(jìn)定向作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量進(jìn)行回歸分析， 發(fā)現(xiàn)自我建構(gòu)對(duì)促進(jìn)定向有顯著正向影響（β ＝０.２０７，Ｐ ＝０.００１＜０.０１）。同理， 將隱私披露意愿作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量的第一層， 防御定向作為自變量的第二層進(jìn)行回歸分析； 結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿有顯著正向影響（β ＝ ０.３２０，Ｐ ＝０.０００）， 防御定向?qū)﹄[私披露意愿有顯著負(fù)向影響（β ＝－０.４７９， Ｐ ＝ ０.０００）。同樣將防御定向作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量進(jìn)行回歸分析， 結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對(duì)防御定向有顯著負(fù)向影響（β ＝－０.１４８， Ｐ＝０.０２２＜０.０５）， 結(jié)果如表２ 所示。由此可以得出， 自我建構(gòu)不僅能夠直接預(yù)測(cè)個(gè)體的隱私披露意愿， 還能通過(guò)調(diào)節(jié)定向的中介作用預(yù)測(cè)個(gè)體的隱私披露意愿， 調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與隱私披露意愿間起到部分中介作用， 假設(shè)Ｈ２ 得到驗(yàn)證。

４） 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。本研究通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行２（自我建構(gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨(dú)立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的方差分析檢驗(yàn)權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用。分析結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)和權(quán)限敏感度的匹配關(guān)系對(duì)隱私披露意愿具有顯著的交互作用（Ｆ（１，２３６）＝ ４３.４２５， Ｐ＝０.０００）， 即權(quán)限敏感度會(huì)顯著調(diào)節(jié)自我構(gòu)建對(duì)隱私披露意愿的影響， 二者交互效應(yīng)圖如圖３ 所示。使用ＳＰＳＳ 軟件進(jìn)行簡(jiǎn)單效應(yīng)分析， 結(jié)果顯示， 對(duì)于權(quán)限敏感度較高的隱私權(quán)限， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的用戶比依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的用戶的隱私披露意愿更高（Ｍ獨(dú)立＝４.３２０， ＳＤ＝ １.３４２ ｖｓ.Ｍ＝ ２.０６５， ＳＤ＝０.９６３； Ｆ（１，２３６）＝ ８８.４１６， Ｐ＜０.００１）； 但對(duì)于權(quán)限敏感度較低的隱私權(quán)限， 自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿無(wú)顯著影響（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 方法對(duì)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)， 置信區(qū)間設(shè)置為９５％，樣本量設(shè)置為５ ０００［５４－５５］ ， 將自我建構(gòu)和權(quán)限敏感度分別用虛擬變量表示。將隱私披露意愿作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量（依存型自我建構(gòu)表示為０， 獨(dú)立型自我建構(gòu)表示為１）， 促進(jìn)定向和防御定向分別作為中介變量， 權(quán)限敏感度作為調(diào)節(jié)變量（低權(quán)限敏感度表示為０， 高權(quán)限敏感度表示為１）。在以促進(jìn)定向?yàn)橹薪樽兞康臋z驗(yàn)中， 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（９５％ ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ ０.３４４１， ＵＬＣＩ ＝ ０.５７４２，不包含０）， 權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)與促進(jìn)定向的關(guān)系， 簡(jiǎn)單斜率分析如圖４ 所示。在高權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對(duì)促進(jìn)定向有顯著正向影響（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝０.５９４４， ＵＬＣＩ＝０.９４０９， 不包含０），即在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體相較于依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體在對(duì)隱私披露信息進(jìn)行加工時(shí)更容易激發(fā)其促進(jìn)定向傾向（作用系數(shù)為０.７６８）， 從而相對(duì)于依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體具有更高的隱私披露意愿； 在低權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對(duì)促進(jìn)定向影響不顯著（９５％ＣＩ：ＬＬＣＩ＝－０.３０２０， ＵＬＣＩ＝ ０.０００７， 包含０）， 即在低權(quán)限敏感度情境下， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體均較易激發(fā)促進(jìn)定向傾向， 進(jìn)而獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體與依存型自我建構(gòu)個(gè)體間的隱私披露意愿無(wú)顯著差異。在以防御定向?yàn)橹薪樽兞康臋z驗(yàn)中， 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)同樣顯著（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.４２２０， ＵＬＣＩ ＝－０.１７７２， 不包含０）， 表明防御定向有調(diào)節(jié)的中介作用存在， 權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)與防御定向的關(guān)系， 簡(jiǎn)單斜率分析如圖５ 所示。在高權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對(duì)防御定向有顯著負(fù)向影響（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.６９７０， ＵＬＣＩ ＝ －０.３２８３， 不包含０）， 即在高權(quán)限敏感度下， 依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體在對(duì)隱私披露信息進(jìn)行加工時(shí)更易激發(fā)其防御定向傾向（作用系數(shù)為－０.５１３）， 進(jìn)而相對(duì)于獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體有更低的隱私披露意愿； 在低權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)防御定向無(wú)顯著影響（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.０７４６， ＵＬＣＩ ＝０.２４７５， 包含０）。促進(jìn)定向和防御定向的中介作用路徑分別如圖６ 和圖７ 所示。

４.３ 結(jié)果討論

通過(guò)研究二發(fā)現(xiàn)， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間的隱私披露意愿存在顯著差異， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體的隱私披露意愿， 假設(shè)Ｈ１ 再次得到驗(yàn)證。不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體通過(guò)不同的調(diào)節(jié)定向傾向?qū)﹄[私披露意愿產(chǎn)生影響， 調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與隱私披露意愿間起到部分中介作用， 且權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)對(duì)調(diào)節(jié)定向的影響。具體來(lái)說(shuō)， 在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體更易激發(fā)其促進(jìn)定向傾向， 使個(gè)體表現(xiàn)出對(duì)相同隱私權(quán)限更高的披露意愿， 而依存型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體更易激發(fā)其防御定向傾向， 從而降低其隱私披露意愿， 假設(shè)Ｈ４ａ 得到了驗(yàn)證； 在低權(quán)限敏感度下， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體在對(duì)隱私信息進(jìn)行加工時(shí)更易激發(fā)其促進(jìn)定向傾向， 進(jìn)而導(dǎo)致與獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體間的披露意愿無(wú)顯著差異， 假設(shè)Ｈ４ｂ 得到了驗(yàn)證。權(quán)限敏感度在自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)隱私披露意愿的主效應(yīng)中起到顯著的調(diào)節(jié)作用， 即在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)占主導(dǎo)的個(gè)體比依存型自我建構(gòu)個(gè)體具有更高的隱私披露意愿； 在低權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)類(lèi)型并不會(huì)對(duì)隱私披露意愿產(chǎn)生顯著影響， 假設(shè)Ｈ３ 再次得到驗(yàn)證。

５ 研究結(jié)論與展望

５.１ 研究結(jié)論

本研究考察了自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿的影響， 探究了導(dǎo)致不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間隱私披露意愿差異的內(nèi)在機(jī)制， 得到了以下結(jié)論：

１） 自我建構(gòu)顯著影響個(gè)體的隱私披露意愿，且這一影響受到權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)。本文通過(guò)研究一驗(yàn)證了自我建構(gòu)顯著影響個(gè)體的隱私披露意愿，且權(quán)限敏感度在兩者關(guān)系間起顯著的調(diào)節(jié)作用。在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿； 在低權(quán)限敏感度下， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體的隱私披露意愿無(wú)顯著差異。不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體對(duì)事情的風(fēng)險(xiǎn)偏好存在差異［２１］ ， 相較于獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度往往更消極， 通常選擇規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)［３４］ ， 本研究結(jié)果也再次印證了這一觀點(diǎn)。當(dāng)個(gè)體在對(duì)高權(quán)限敏感度的隱私信息進(jìn)行披露決策時(shí)， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體可能會(huì)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的感知更為敏感， 相較于獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體往往會(huì)選擇放棄可能的收益進(jìn)而規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)， 因此在高權(quán)限敏感度下，相較于獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體， 依存型自我建構(gòu)個(gè)體有更低的隱私披露意愿。

２） 調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與隱私披露意愿的作用過(guò)程中發(fā)揮了中介作用。研究二采用不同的自我建構(gòu)啟動(dòng)方式再次驗(yàn)證了權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用，同時(shí)驗(yàn)證了自我建構(gòu)對(duì)個(gè)體調(diào)節(jié)定向傾向的影響，調(diào)節(jié)定向在自我建構(gòu)與隱私披露意愿間存在中介效應(yīng)， 進(jìn)一步揭示了導(dǎo)致不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間隱私披露意愿存在差異的內(nèi)在機(jī)制。在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)促進(jìn)定向傾向，依存型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)防御定向傾向； 在低權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對(duì)調(diào)節(jié)定向無(wú)顯著影響，權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)對(duì)調(diào)節(jié)定向的影響。具有促進(jìn)定向傾向的個(gè)體更具創(chuàng)新性， 對(duì)獨(dú)特性有更高的需求［３７］ 。在面對(duì)新事物時(shí)， 具有促進(jìn)定向傾向的個(gè)體對(duì)獨(dú)特性感知更為敏感， 而具有防御定向傾向的個(gè)體則更聚焦于可能的消極影響， 更關(guān)注可能的風(fēng)險(xiǎn)［５６］ ， 防御定向傾向會(huì)增強(qiáng)用戶的隱私保護(hù)意愿［２９－３０］ ， 這一觀點(diǎn)也得到了本文研究結(jié)果的支持。當(dāng)個(gè)體對(duì)高權(quán)限敏感度隱私信息進(jìn)行披露決策時(shí)， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)促進(jìn)定向傾向， 更關(guān)注披露隱私對(duì)其帶來(lái)的個(gè)性化服務(wù)等收益； 依存型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)防御定向傾向，更關(guān)注披露高敏感度隱私信息可能帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)， 進(jìn)而導(dǎo)致在高權(quán)限敏感度下， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個(gè)體的隱私披露意愿。

５.２ 理論貢獻(xiàn)與實(shí)踐意義

５.２.１ 理論貢獻(xiàn)

１） 豐富了對(duì)隱私披露影響因素的認(rèn)識(shí)。本研究采用自我建構(gòu)理論分析了個(gè)體間隱私披露意愿差異形成的原因， 擴(kuò)展了有關(guān)隱私披露影響因素的研究。近年來(lái)， 自我建構(gòu)理論被廣泛應(yīng)用于信息處理［２２］ 、價(jià)值判斷［２３］ 等的研究， 但少有學(xué)者關(guān)注自我建構(gòu)與隱私披露意愿間的關(guān)系。本研究將自我建構(gòu)理論運(yùn)用到隱私披露意愿的研究中， 發(fā)現(xiàn)獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體相較于依存型自我建構(gòu)個(gè)體具有更高的隱私披露意愿， 并且對(duì)于個(gè)體的長(zhǎng)期自我建構(gòu)和情境自我建構(gòu)， 該結(jié)果呈現(xiàn)一致性。以往關(guān)于隱私披露影響因素的研究主要考慮個(gè)體感知因素和環(huán)境因素［７］ ， 本研究引入自我建構(gòu)這一人格特質(zhì)因素探討其對(duì)隱私披露意愿的影響， 是對(duì)隱私披露影響因素研究的進(jìn)一步豐富與擴(kuò)展。

２） 引入權(quán)限敏感度這一調(diào)節(jié)變量和調(diào)節(jié)定向這一中介變量發(fā)現(xiàn)， 權(quán)限敏感度的高低會(huì)影響不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體的隱私披露意愿， 且在不同的權(quán)限敏感度下， 不同自我建構(gòu)類(lèi)型的個(gè)體會(huì)觸發(fā)不同的調(diào)節(jié)定向傾向， 進(jìn)而導(dǎo)致個(gè)體間隱私披露意愿的差異。本研究深入探究了導(dǎo)致不同自我建構(gòu)類(lèi)型個(gè)體間隱私披露意愿差異的內(nèi)在機(jī)制。

３） 拓展了自我建構(gòu)理論在用戶行為領(lǐng)域的應(yīng)用。自我建構(gòu)理論已被廣泛應(yīng)用于消費(fèi)者行為的研究， 但已有研究多關(guān)注自我建構(gòu)對(duì)產(chǎn)品設(shè)計(jì)偏好［５７］ 、儲(chǔ)蓄行為［５０］ 、品牌延伸評(píng)價(jià)［５８］ 等方面的影響， 關(guān)于自我建構(gòu)與隱私披露意愿間的關(guān)系尚無(wú)文獻(xiàn)探討。本研究基于自我建構(gòu)理論， 對(duì)個(gè)體的自我建構(gòu)類(lèi)型與隱私披露意愿的關(guān)系進(jìn)行了探討， 以嶄新的視角闡釋了不同情境下個(gè)體間隱私披露意愿存在差異的原因， 拓展了自我建構(gòu)理論在用戶行為領(lǐng)域研究中的應(yīng)用。

５.２.２ 實(shí)踐意義

自我建構(gòu)對(duì)隱私披露意愿有顯著影響， 且這一影響受到權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)， 在高權(quán)限敏感度下，相較于依存型自我建構(gòu)個(gè)體， 獨(dú)立型自我建構(gòu)個(gè)體更易激發(fā)其促進(jìn)定向傾向， 因而導(dǎo)致其具有更高的隱私披露意愿。自我建構(gòu)既具有長(zhǎng)期性又具有情境性［５９］ ， 且對(duì)隱私披露具有相似的行為結(jié)果。企業(yè)在運(yùn)營(yíng)過(guò)程中， 尤其是在想要獲取用戶敏感度較高的隱私信息時(shí)， 可以利用自我建構(gòu)的情境性采用不同的操縱方式啟動(dòng)用戶的獨(dú)立型自我建構(gòu)以激發(fā)用戶的促進(jìn)定向傾向， 進(jìn)而增強(qiáng)用戶的隱私披露意愿。同時(shí)， 企業(yè)在運(yùn)營(yíng)過(guò)程中應(yīng)關(guān)注權(quán)限敏感度對(duì)個(gè)體隱私披露意愿的影響， 在高權(quán)限敏感度下， 企業(yè)尤其應(yīng)該引導(dǎo)用戶暢想該服務(wù)能夠帶來(lái)的積極效應(yīng)以誘發(fā)用戶的獨(dú)立型自我建構(gòu)， 激發(fā)用戶的促進(jìn)定向傾向， 從而增強(qiáng)用戶的隱私披露意愿。本研究結(jié)論可為企業(yè)的高效運(yùn)營(yíng)提供理論指導(dǎo)和參考。

５.３ 不足與展望

本研究以自我建構(gòu)為視角探究了個(gè)體間隱私披露意愿存在差異的原因， 但在后續(xù)研究中仍有較多問(wèn)題值得深入探究： 本研究探討了個(gè)體自我建構(gòu)類(lèi)型對(duì)隱私披露意愿的影響， 考慮了權(quán)限敏感度對(duì)這一影響的調(diào)節(jié)作用， 但已有研究表明， 授權(quán)透明度［６０］ 和隱私意識(shí)［６１］ 均會(huì)對(duì)隱私披露產(chǎn)生影響， 未來(lái)研究可嘗試探究授權(quán)透明度以及隱私意識(shí)是否會(huì)調(diào)節(jié)自我建構(gòu)與隱私披露意愿間的關(guān)系。同時(shí)， 本研究通過(guò)問(wèn)卷收集實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 后續(xù)研究可以通過(guò)收集被試的腦電或者眼動(dòng)等數(shù)據(jù)對(duì)個(gè)體的隱私披露行為進(jìn)行探究。