● 劉建新 范秀成 李東進(jìn)

(1 西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 重慶 400715；2，3 復(fù)旦大學(xué)管理學(xué)院 上海 200433；4 南開大學(xué)商學(xué)院 天津 300071)

1.引言

近年來，隨著共享經(jīng)濟(jì)和信息技術(shù)的發(fā)展，我國和全球共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展蒸蒸日上，各種共享產(chǎn)品不斷涌現(xiàn)，從共享單車、共享汽車和共享充電寶到共享住房、共享睡眠倉和共享生產(chǎn)能力等，涉及交通出行、生活服務(wù)、房屋住宿、醫(yī)療分享、知識(shí)技能、生產(chǎn)能力等各個(gè)領(lǐng)域，極大地方便了社會(huì)公眾的日常生活和促進(jìn)了社會(huì)資源的利用效率，甚至正在顛覆或重構(gòu)人們的生活方式和整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。國家信息中心和中國互聯(lián)網(wǎng)協(xié)會(huì)分享經(jīng)濟(jì)工作委員會(huì)聯(lián)合發(fā)布的《中國分享經(jīng)濟(jì)發(fā)展報(bào)告2020》顯示，2019年我國共享經(jīng)濟(jì)市場交易額約為32828億元，比上年增長11.6%，其中生活服務(wù)、生產(chǎn)能力和知識(shí)技能位居前三，交易規(guī)模分別為17300億元、9205億元和3063 億元，增速分別為8.8%、11.8%和30.2%；超8億人參與共享經(jīng)濟(jì)活動(dòng)；服務(wù)提供者約7800萬人，而共享經(jīng)濟(jì)平臺(tái)的就業(yè)人數(shù)約632萬人，比上年增長4.2%。共享經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展為我國經(jīng)濟(jì)增長、創(chuàng)造就業(yè)、促進(jìn)創(chuàng)新、活躍市場和國際拓展等做出了重要貢獻(xiàn)。但與我國共享產(chǎn)品的遍地開花和共享經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展極不協(xié)調(diào)的是，共享產(chǎn)品被破壞現(xiàn)象極為嚴(yán)重，共享單車不僅遍體鱗傷，而且“上樹入河”；共享雨傘用后不還，據(jù)為己有；共享住房垃圾遍地，設(shè)施失竊等。存在這樣的現(xiàn)象盡管跟共享產(chǎn)品質(zhì)量、共享制度設(shè)計(jì)和共享產(chǎn)品管理等不足息息相關(guān)，但也與共享產(chǎn)品消費(fèi)者的內(nèi)在驅(qū)動(dòng)機(jī)制密不可分。然而，目前有關(guān)共享產(chǎn)品不道德行為的研究主要集中在經(jīng)濟(jì)或法律領(lǐng)域，例如經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的“公地悲劇”和“破窗效應(yīng)”，法律領(lǐng)域的監(jiān)管法規(guī)缺失和誠信制度建設(shè)等，而從消費(fèi)者視角探尋共享產(chǎn)品的消費(fèi)者不道德行為則較為鮮見。這不僅在一定程度上影響了共享經(jīng)濟(jì)理論的完整性，而且也影響了共享產(chǎn)品的有效管理和健康發(fā)展。

為此，本文將基于心理所有權(quán)理論并應(yīng)用實(shí)驗(yàn)研究方法深入探尋消費(fèi)者破壞共享產(chǎn)品的不道德行為的影響機(jī)理，具體研究問題包括共享產(chǎn)品是否、怎樣及何時(shí)會(huì)影響消費(fèi)者的不道德行為。研究創(chuàng)新主要有首次從消費(fèi)者行為學(xué)視角探索了消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品的不道德行為，并進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)了其內(nèi)在機(jī)制和邊界條件，這不僅對(duì)深化和完善共享經(jīng)濟(jì)理論具有重要的理論意義，而且對(duì)于改善共享產(chǎn)品管理、促進(jìn)共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的管理啟示。論文將首先進(jìn)行文獻(xiàn)綜述和發(fā)展研究假設(shè)，然后進(jìn)行實(shí)驗(yàn)操作和假設(shè)檢驗(yàn)，最后總結(jié)研究結(jié)論、研究意義和研究局限。

2.文獻(xiàn)綜述

雖然Weitzman(1983)很早就提出了“共享經(jīng)濟(jì)”的概念，并認(rèn)為共享經(jīng)濟(jì)有利于解決員工失業(yè)、生產(chǎn)停滯和價(jià)格上漲等問題，但傳統(tǒng)的共享經(jīng)濟(jì)主要聚焦于利潤分享制度、收入分享制度、員工持股機(jī)制、勞動(dòng)者管理合作社、勞動(dòng)資本合伙制度等(Mead，1986)，而真正的現(xiàn)代共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展是隨互聯(lián)網(wǎng)信息發(fā)展應(yīng)運(yùn)而生的，并有效融入了可持續(xù)發(fā)展、綠色發(fā)展、協(xié)同發(fā)展和產(chǎn)業(yè)供應(yīng)鏈等理念，從而形成真正建立在人與物質(zhì)資料共享基礎(chǔ)上的社會(huì)經(jīng)濟(jì)生態(tài)系統(tǒng)理論(Weber，2014)。正是在共享經(jīng)濟(jì)理論和信息技術(shù)發(fā)展的強(qiáng)大影響和有效支持下，一系列共享產(chǎn)品應(yīng)運(yùn)而生，例如共享單車、共享汽車、共享雨傘、共享充電寶、共享睡眠倉、共享住房等，極大地便利了社會(huì)公眾的生產(chǎn)生活和有效地減少了資源浪費(fèi)(Fournier et al.，2013)。Botsman 和Rogers(2010)認(rèn)為，共享產(chǎn)品是指消費(fèi)者無須持有產(chǎn)品與服務(wù)的所有權(quán)而是通過合作的方式與他人共享的產(chǎn)品和服務(wù)。它具有“大眾參與、匹配供求、兩權(quán)分離、協(xié)同消費(fèi)”等重要特征。但隨著共享經(jīng)濟(jì)的風(fēng)起云涌和共享產(chǎn)品的遍地開花，共享產(chǎn)品被破壞現(xiàn)象屢見不鮮，甚至呈現(xiàn)日益嚴(yán)重的趨勢(shì)，某些共享產(chǎn)品或共享企業(yè)因?yàn)椴豢捌茐亩铰木S艱，甚至破產(chǎn)倒閉。共享產(chǎn)品被大量破壞不僅直接影響了社會(huì)公眾的使用便利和共享企業(yè)的財(cái)產(chǎn)收益(馮素玲等，2019)，而且也嚴(yán)重影響了共享經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和整個(gè)社會(huì)的良好形象。

雖然Chen(2009)、Moeller與Wittkowski(2010)、Hamari et al.(2015)等研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者參與共享經(jīng)濟(jì)的動(dòng)機(jī)包括節(jié)約成本、關(guān)注環(huán)境、減輕負(fù)擔(dān)、增強(qiáng)自由等，但目前有關(guān)共享產(chǎn)品被破壞的不道德行為研究主要集中于經(jīng)濟(jì)、法律、道德等領(lǐng)域，缺乏從消費(fèi)者視角研究破壞共享產(chǎn)品的心理機(jī)制與邊界條件。例如秦錚和王欽(2017)等就研究發(fā)現(xiàn)共享單車被破壞主要是由于市場與政府的雙重失靈，具體原因包括共享單車公共品屬性、存在負(fù)外部性和信息不對(duì)稱等，解決的有效途徑是構(gòu)建一種“政府—市場—社會(huì)”三方協(xié)同解決機(jī)制。張旖昕(2017)等研究認(rèn)為共享產(chǎn)品被破壞一方面源于“公地悲劇”，即共享企業(yè)為私利大肆擴(kuò)張而無視共享產(chǎn)品的管理，另一方面源于“破窗效應(yīng)”，即對(duì)破壞者的破壞行為產(chǎn)生了效仿效應(yīng)，無論是政府還是企業(yè)都沒有做到有效的監(jiān)管。同時(shí)，彭岳(2016)等研究認(rèn)為共享產(chǎn)品被頻繁破壞跟我國的法律不健全有關(guān)，我國目前缺乏對(duì)共享產(chǎn)品破壞行為的有效監(jiān)管和規(guī)制，違法成本過低，因此制止共享產(chǎn)品被破壞必須完善法律法規(guī)，增強(qiáng)威懾和懲戒。而王茜(2017)等研究認(rèn)為，共享產(chǎn)品例如共享單車被破壞跟某些消費(fèi)者的道德缺失有關(guān)，因此建議在不斷提高整個(gè)國民道德水平的同時(shí)通過建立共享經(jīng)濟(jì)信用體制規(guī)范用戶的道德行為，增強(qiáng)道德意識(shí)才是減少共享產(chǎn)品被破壞、發(fā)展共享經(jīng)濟(jì)的根本之道。但與這些外生性研究相比，目前有關(guān)破壞共享產(chǎn)品心理機(jī)制的內(nèi)生性研究卻嚴(yán)重不足，在一定程度上弱化了對(duì)該問題的有效洞察和降低了共享產(chǎn)品治理的有效性。Pierce et al.(2001，2003)等提出的心理所有權(quán)理論為該問題的洞察和解決提供了新的視角和機(jī)制。

心理所有權(quán)是指個(gè)體“感覺到目標(biāo)物或目標(biāo)物的一部分屬于‘我的’或‘我們的’的心理狀態(tài)”，主要由歸屬感、認(rèn)同感和效能感等維度構(gòu)成(Pierce et al.，2001)。它不同于正式所有權(quán)或法律所有權(quán)，正式所有權(quán)或法律所有權(quán)擁有對(duì)目標(biāo)物的財(cái)產(chǎn)權(quán)、控制權(quán)和知情權(quán)等實(shí)權(quán)，并且被法律所承認(rèn)和保護(hù)；而心理所有權(quán)只是擁有對(duì)目標(biāo)物的控制感、認(rèn)同感和效能感等虛權(quán)，只為個(gè)體自己所承認(rèn)和保護(hù)(Peck and Shu，2009)，甚至?xí)a(chǎn)生沒有占有的純粹所有權(quán)效應(yīng)(Sen and Johnson，1997)。已有研究表明，消費(fèi)者會(huì)對(duì)觸摸過的產(chǎn)品(Peck and Childers，2006；Peck and Shu，2009)、授權(quán)選擇上市的產(chǎn)品(Fuchs et al.2010)、經(jīng)常光顧的品牌連鎖店(Hou and Wu，2008)、旅游過的目的地(Carter and Gilovich，2012)、自己所選擇的酒店(Shu and Peck，2015)、所使用的技術(shù)(Kirks et al.，2015)、參與設(shè)計(jì)或組裝過的產(chǎn)品(Baxter et al.2015)等產(chǎn)生心理所有權(quán)，并且因此會(huì)對(duì)稟賦效應(yīng)(Red et al.，2007； Morewedge et al.，2009；Doomer and Swaminathan，2013)、價(jià)值判斷(Yeung，2013)、購買意愿(Jussila et al.，2015)、支付意愿、消費(fèi)滿意、品牌忠誠等產(chǎn)生重要影響。Pierce et al.(2001，2003)、Jussila et al.(2015)、Peck與Shu(2018)等研究認(rèn)為，個(gè)體可以通過增強(qiáng)控制、增強(qiáng)熟悉和加大投入等途徑催生或增強(qiáng)心理所有權(quán)。Sen與Johnson(1997)、Peck與Shu(2015)等研究發(fā)現(xiàn)，增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)目標(biāo)產(chǎn)品的心理所有權(quán)會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者的保護(hù)行為，甚至有可能降低消費(fèi)者的分享性。由于共享產(chǎn)品被公共共享，不僅缺失具有排他性的獨(dú)占性，而且更缺乏身份表征性，因此它們屢被破壞主要是因?yàn)橄M(fèi)者缺乏對(duì)它們的心理所有權(quán)。

3.研究假設(shè)

3.1 共享產(chǎn)品對(duì)消費(fèi)者心理所有權(quán)的影響

Durgee與O’Connor(1995)、Baumeister與Wangenheim(2014)和Schaefers et al.(2016)等研究發(fā)現(xiàn)共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品最大的區(qū)別在于所有權(quán)的不同，私有產(chǎn)品更加強(qiáng)調(diào)商品的“所有權(quán)”，并因此而承擔(dān)相應(yīng)的責(zé)任和風(fēng)險(xiǎn)；而共享產(chǎn)品更加強(qiáng)調(diào)商品的“使用權(quán)”，“不求所有，但求所用”，因此而實(shí)現(xiàn)社會(huì)閑置資源的有效利用。Sen與Johnson(1997)等進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，心理所有較之于實(shí)際占有對(duì)消費(fèi)者的價(jià)值判斷和產(chǎn)品偏好有更大的影響，心理所有往往會(huì)成為自我概念或自我一致性的重要表征。Hillenbrand與Money(2015)在研究心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者自我概念的反映時(shí)發(fā)現(xiàn)，心理所有權(quán)會(huì)依次反映“感知自我”“活著自我”“智慧自我”和“核心自我”等四個(gè)層面，但Tian et al.(2001)等研究也發(fā)現(xiàn)能夠反映自我概念的所有之物應(yīng)該具有獨(dú)特性、可控性和認(rèn)同感等特征，最好是能有效反映或表達(dá)自我價(jià)值觀(Richins，1994)。相比較于私有產(chǎn)品而言，共享產(chǎn)品一方面并沒有對(duì)其擁有正式或法律所有權(quán)，無法對(duì)其進(jìn)行物權(quán)主張和實(shí)際控制，因此會(huì)削弱消費(fèi)者對(duì)其產(chǎn)生心理所有權(quán)的法律基礎(chǔ)和事實(shí)基礎(chǔ)；另一方面共享產(chǎn)品往往具有標(biāo)準(zhǔn)化和通用性，缺乏個(gè)性或獨(dú)特性，難以成為消費(fèi)者身份符號(hào)的有效象征(Belk，1988)。同時(shí)，Durgee與O’Connor(1995)研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品更多的是強(qiáng)調(diào)使用的工具性，而非強(qiáng)調(diào)占有的終極性，由此會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者缺乏對(duì)共享產(chǎn)品的參與性或熟悉性，而Pierce et al.(2001，2003)等認(rèn)為參與性或熟悉性的缺失會(huì)降低個(gè)體的心理所有權(quán)。Bardi和Echardt(2012)對(duì)共享汽車的定性研究也發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品會(huì)有更低的心理所有權(quán)。因此，共享產(chǎn)品相對(duì)于私有產(chǎn)品而言，更難以讓消費(fèi)者產(chǎn)生心理所有權(quán)。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H1：共享產(chǎn)品相比較于私有產(chǎn)品而言，消費(fèi)者更難以對(duì)其產(chǎn)生心理所有權(quán)。

自我投入感(self-investment)是消費(fèi)者對(duì)目標(biāo)物的物質(zhì)或能量投入或付出的心理感知。Pierce et al.(2001，2003)等認(rèn)為，個(gè)體的自我投入既包括金錢、物品、工具等物質(zhì)的投入，也包括時(shí)間、想法、技能等“心理能量”的投入。Lovelock與Gummesson(2004)、Moeller與Wittkowski(2010)、Belk(2013)等研究均發(fā)現(xiàn)，暫時(shí)的租用物品要比永久的所有物品會(huì)讓消費(fèi)者承擔(dān)更少的“所有負(fù)擔(dān)”，既包括不需要支付大量的資金成本，例如物品購買成本和保管費(fèi)用，也不需要承擔(dān)較大的責(zé)任和風(fēng)險(xiǎn)，例如物品退化風(fēng)險(xiǎn)、物品保管責(zé)任等。因此，相比較于需要投入大量成本和承擔(dān)較大風(fēng)險(xiǎn)的私有產(chǎn)品而言，共享產(chǎn)品需要消費(fèi)者投入的物質(zhì)或能力相對(duì)有限，例如共享單車僅需要消費(fèi)者投入可退換的押金、為數(shù)不多的使用費(fèi)用和簡單的使用知識(shí)，因此共享產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生較低的自我投入感。例如，Moeller與Wittkowski(2010)就研究發(fā)現(xiàn)，共享產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者有更低的價(jià)格意識(shí)。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H2：共享產(chǎn)品相比較于私有產(chǎn)品而言，消費(fèi)者會(huì)有更低的自我投入感。

較低的自我投入感會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生較低的心理所有權(quán)。Pierce et al.(2001，2003)等在研究心理所有權(quán)時(shí)發(fā)現(xiàn)，較高的自我投入是消費(fèi)者產(chǎn)生或增強(qiáng)心理所有權(quán)的重要途徑，因?yàn)檩^高的自我投入一方面不僅會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生“沉沒成本”，并因此而對(duì)投入成果產(chǎn)生“索取權(quán)”，從而成為心理所有權(quán)的重要基礎(chǔ)；另一方面也會(huì)讓消費(fèi)者因熟悉或認(rèn)同而產(chǎn)生情感紐帶，成為自我價(jià)值或自我效能的重要表征，并因此而產(chǎn)生心理依戀(Chen，2009)。正因?yàn)槿绱?，Pierce et al.(2001，2003)將自我投入與增強(qiáng)控制和增強(qiáng)熟悉并稱為心理所有權(quán)產(chǎn)生的三條重要途徑。而實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，增加消費(fèi)者的自我投入會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者的心理所有權(quán)，例如Franke et al.(2010)等研究發(fā)現(xiàn)讓消費(fèi)者參與價(jià)值共創(chuàng)會(huì)讓消費(fèi)者對(duì)目標(biāo)產(chǎn)品產(chǎn)生心理所有權(quán)，Baxter et al.(2015)等研究也發(fā)現(xiàn)讓消費(fèi)者參與設(shè)計(jì)會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生心理所有權(quán)，而Fuchs et al.(2010)等甚至研究發(fā)現(xiàn)授權(quán)消費(fèi)者選擇上市的產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者對(duì)上市產(chǎn)品產(chǎn)生心理所有權(quán)。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H3：自我投入感積極影響消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品的心理所有權(quán)。并且結(jié)合H2進(jìn)一步認(rèn)為，自我投入感在共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者心理所有權(quán)中起中介作用。

與自我投入感一樣，心理污染感也會(huì)在共享產(chǎn)品影響心理所有權(quán)中起著中介作用。心理污染感(psychological contagion，PC)是指消費(fèi)者對(duì)其他人接觸或使用過的物品感到厭惡(disgusted)的心理狀態(tài)。Agro et al.(2008)、Newman et al.(2011)等研究發(fā)現(xiàn)，明星接觸過的產(chǎn)品不會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生厭惡感，而且還有可能增強(qiáng)產(chǎn)品評(píng)價(jià)，但Argo et al.(2006)、Morales與Fitzsimons(2007)、Hou et al.(2016)等還是研究發(fā)現(xiàn)被其他人觸摸或使用過的產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生厭惡感，從而產(chǎn)生污染效應(yīng)，Hasford et al.(2015)等進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)甚至推測(cè)或感知都可能產(chǎn)生心理污染感。Argo et al.(2006)等研究認(rèn)為，造成污染效應(yīng)的原因在于消費(fèi)者的厭惡心理，而產(chǎn)品是否包裝、消費(fèi)者認(rèn)知方式等會(huì)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。Bardhi與Eckhardt(2012)等研究發(fā)現(xiàn)，租用較之于所有也更會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生心理污染感，并因此而降低對(duì)所租之物的認(rèn)知評(píng)價(jià)和情感依戀。根據(jù)已有研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品也會(huì)產(chǎn)生心理污染感，主要原因有三個(gè)方面：一是共享產(chǎn)品也會(huì)被眾多不熟悉的消費(fèi)者使用，而莫名的使用會(huì)造成接觸性污染(Belk，2010；Bardhi and Eckhardt，2012)；二是共享產(chǎn)品被眾多人使用會(huì)在一定程度上降低消費(fèi)者的私密性，而隱私是消費(fèi)者自我構(gòu)念的重要組成部分(Dusek and Flaberty，1981)，因此會(huì)在一定程度上造成身份性污染；三是Brown et al.(2005)、Kirk et al.(2018)等研究認(rèn)為消費(fèi)者具有領(lǐng)地性，包括自己的玩具、汽車或住房都是消費(fèi)者的領(lǐng)地屬物，眾多共享消費(fèi)者的頻繁侵犯或“闖入”會(huì)在一定程度上侵犯消費(fèi)者的領(lǐng)地獨(dú)立性，因此也會(huì)產(chǎn)生心理污染感。此外，Watkins et al.(2016)等研究認(rèn)為消費(fèi)者之物往往是消費(fèi)者重要的自我表征，具有重要的象征意義，而共享產(chǎn)品的公共性會(huì)在一定程度上污染消費(fèi)者自我概念或自我形象的獨(dú)立性和象征意義。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H4：共享產(chǎn)品相比較于私有產(chǎn)品而言，消費(fèi)者會(huì)有更強(qiáng)的心理污染感。

Argo et al.(2006)、Morales與Fitzsimons(2007)、Hasford et al.(2015)等研究認(rèn)為，心理污染感不僅會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生較強(qiáng)的心理厭惡感，而且也會(huì)降低消費(fèi)者的產(chǎn)品評(píng)價(jià)。心理所有權(quán)往往要求消費(fèi)者對(duì)目標(biāo)物具有較高的歸屬感、認(rèn)同感和效能感(Jussila et al.，2015)，這有利于消費(fèi)者的身份建構(gòu)和形象表征，甚至成為消費(fèi)者有效的自我延伸。然而，心理污染感一方面會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生厭惡感，消費(fèi)者會(huì)盡力避免與之接觸，造成實(shí)質(zhì)性的有形傳染；另一方面它會(huì)損害消費(fèi)者的自我構(gòu)念或自我形象，很難成為消費(fèi)者的“核心自我”或自我延伸(Hillenbrand and Money，2015)，甚至?xí)幌M(fèi)者視為重要的自我威脅，因此會(huì)降低對(duì)它的“心理占有”。同時(shí)，Howard與Genler(2001)、Fairbrother et al.(2005)、Hasford et al.(2015)等研究還認(rèn)為，心理污染感會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生消極情緒，而消極情緒會(huì)降低消費(fèi)者的積極態(tài)度和產(chǎn)品評(píng)價(jià)。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H5：心理污染感消極影響消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品的心理所有權(quán)。并且結(jié)合H4進(jìn)一步認(rèn)為，心理污染感在共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者心理所有權(quán)中起中介作用。

3.2 心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者不道德行為的影響

消費(fèi)者道德是消費(fèi)者在獲得、使用或丟棄產(chǎn)品或服務(wù)時(shí)所遵循的道德原則和標(biāo)準(zhǔn)(Muncy and vitell，1992)，而消費(fèi)者不道德行為(consumer unethical behavior，CUB)是指消費(fèi)者違反消費(fèi)情境中可接受的行為規(guī)范或破壞消費(fèi)秩序的消費(fèi)者行為(Fullerton and Punj，2004)。已有研究表明，消費(fèi)者不道德行為會(huì)對(duì)個(gè)人、組織和社會(huì)產(chǎn)生消極影響，例如自私行為、漠視行為和破壞行為等。道德信念缺失是消費(fèi)者產(chǎn)生不道德行為的重要特質(zhì)前因(Muncy and vitell，1992)，但心理所有權(quán)的不足也是消費(fèi)者產(chǎn)生不道德行為的重要狀態(tài)成因。Peck和Shu(2015)等研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)者不僅會(huì)對(duì)產(chǎn)生心理所有權(quán)的目標(biāo)物有更高的滿意感，而且會(huì)產(chǎn)生保護(hù)行為，例如讓自己所選擇的酒店房間更清潔；Jussila et al.(2015)等研究也發(fā)現(xiàn)，更高的心理所有權(quán)會(huì)讓消費(fèi)者有更高的產(chǎn)品評(píng)價(jià)、購買意愿或支付意愿等，從而會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生更大的“稟賦效應(yīng)”(Dommer and Swaminathan，2013)。心理所有權(quán)之所以會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生保護(hù)行為是因?yàn)橐环矫婺繕?biāo)物讓自己產(chǎn)生了價(jià)值認(rèn)同和情感依戀(Shu and Peck，2011)，另一方面是因?yàn)槟繕?biāo)物代表或象征著自我身份或自我價(jià)值，目標(biāo)物的損壞或滅失會(huì)讓消費(fèi)者的自我概念受損(Belk，1988)。然而，共享產(chǎn)品不同于私有產(chǎn)品，所有權(quán)的非己性和使用權(quán)的共享性不利于消費(fèi)者的占有排他性和身份建構(gòu)性，甚至?xí)a(chǎn)生稀釋效應(yīng)或回火效應(yīng)(backfire effect)，因此會(huì)讓其產(chǎn)生更低的心理所有權(quán)，而更低的心理所有權(quán)會(huì)降低消費(fèi)者的保護(hù)動(dòng)機(jī)，更有可能產(chǎn)生不道德的破壞行為。同時(shí)，Brown et al.(2005)、Avey et al.(2009)、kirk et al.(2018)等也研究發(fā)現(xiàn)，更低的心理所有權(quán)會(huì)讓消費(fèi)者對(duì)目標(biāo)物產(chǎn)生范圍更小和強(qiáng)度更低的領(lǐng)地性，消費(fèi)者的維護(hù)動(dòng)機(jī)也會(huì)相應(yīng)地減弱。Bardi和Echardt(2012)等也研究發(fā)現(xiàn)，租用較之于所有會(huì)讓消費(fèi)者產(chǎn)生更大的機(jī)會(huì)主義行為，Schaefers等(2015)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)共享產(chǎn)品的匿名性會(huì)進(jìn)一步增強(qiáng)消費(fèi)者不當(dāng)行為的傳染效應(yīng)。此外，Durgee與O’Connor(1995)也研究發(fā)現(xiàn)，租用較之于所有會(huì)讓消費(fèi)者與目標(biāo)物產(chǎn)生分離感，而分離感會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者的過度使用或錯(cuò)誤使用。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H6：心理所有權(quán)會(huì)消極影響消費(fèi)者的不道德行為。并且結(jié)合H1進(jìn)一步認(rèn)為，心理所有權(quán)在共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為中起中介作用。

3.3 社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向?qū)π睦硭袡?quán)影響消費(fèi)者不道德行為的調(diào)節(jié)作用

社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向(social value orientation，SVO)是指個(gè)體對(duì)于自己和他人結(jié)果分配的特定偏好(van Lange et al.，1997)，即假設(shè)個(gè)體在對(duì)資源分配中自己與他人的所得進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，其動(dòng)機(jī)與目標(biāo)是不相同的(Murply et al.，2011)。它是一種重要的社會(huì)意識(shí)，會(huì)對(duì)消費(fèi)者的認(rèn)知和行為具有重要的驅(qū)動(dòng)、制約和導(dǎo)向作用。親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向(pro-self social value orientation，Pro-self SVO)的消費(fèi)者會(huì)最大化自我利益，而不太考慮他人的利益或感受，其具體行為表現(xiàn)包括自我、自私、競爭、寡助、見利忘義等；而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向(pro-social social value orientation，Pro-social SVO)的消費(fèi)者則不同，他們?cè)谧鰶Q策時(shí)不僅會(huì)考慮自我利益，而且也會(huì)考慮他人的利益或感受(van Lange et al.，2007；Murphy et al.，2011)，其具體行為表現(xiàn)為樂于分享、合作、助人、安慰、捐贈(zèng)等。不同社會(huì)價(jià)值導(dǎo)向的行為反應(yīng)差異已經(jīng)在資源困境、公共物品困境和談判情境等中得到了有效證實(shí)，而且進(jìn)一步研究表明它們還會(huì)影響人們的情感狀態(tài)和合作傾向等。Roux et al.(2015)就研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)價(jià)值導(dǎo)向會(huì)調(diào)節(jié)資源稀缺提示對(duì)消費(fèi)者行為的影響，即親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向消費(fèi)者在面對(duì)資源稀缺提示時(shí)更容易產(chǎn)生自私行為，而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向消費(fèi)者則并沒有這樣的反應(yīng)差異。

Chen(2009)、Belk(2010，2013)、Bardi與Echardt(2012)等研究發(fā)現(xiàn)，租用或共享消費(fèi)也可能會(huì)受到消費(fèi)者社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的影響。例如，Bardi和Echardt(2012)就研究發(fā)現(xiàn)親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者有更高的汽車租用消費(fèi)意愿，因?yàn)樗麄冇懈叩摹碍h(huán)境意識(shí)”；而親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者有更高的購買汽車意愿，因?yàn)樗麄冇懈叩摹拔镔|(zhì)主義”傾向(Durgee and O’Connor，1995；Fritze，2018)。例如，van Lange et al.(1998)也研究發(fā)現(xiàn)，親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者更多選擇公共交通方式，而親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者更多選擇駕駛私家車出行方式。由于親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者有更高的自我關(guān)注和自我利益保護(hù)，因此對(duì)有更高心理所有權(quán)的目標(biāo)物會(huì)有更強(qiáng)的保護(hù)動(dòng)機(jī)。但由于共享產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者有更低的心理所有權(quán)，因此親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者會(huì)有更弱的保護(hù)動(dòng)機(jī)和更高的機(jī)會(huì)主義行為，即更容易產(chǎn)生不道德行為；而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者不僅關(guān)注自我利益，同時(shí)也關(guān)注他人或社會(huì)公益，甚至關(guān)注他人或社會(huì)公益超過了對(duì)自我利益的關(guān)注和保護(hù)，因此無論是否對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生心理所有權(quán)，都將會(huì)產(chǎn)生更高的保護(hù)動(dòng)機(jī)和更低的機(jī)會(huì)主義行為，即有更低的不道德行為。據(jù)此，本研究假設(shè)：

H7：消費(fèi)者的社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向會(huì)調(diào)節(jié)心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者不道德行為的影響，即親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者在低心理所有權(quán)時(shí)有更高的不道德行為，而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者在無論高低心理所有權(quán)時(shí)均有較低的不道德行為。

綜合以上研究文獻(xiàn)和所有研究假設(shè)，我們提出如圖1所示的研究概念框架模型。接下來將通過1個(gè)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)和2個(gè)實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)所有研究假設(shè)和整個(gè)研究概念框架模型，其中實(shí)驗(yàn)1主要檢驗(yàn)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的直接效應(yīng)，實(shí)驗(yàn)2主要檢驗(yàn)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的中介機(jī)制，實(shí)驗(yàn)3主要檢驗(yàn)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為中介效應(yīng)的社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向調(diào)節(jié)作用。

圖1 整個(gè)概念框架模型

4.實(shí)驗(yàn)操作與假設(shè)檢驗(yàn)

4.1 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)1：共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的直接效應(yīng)

4.1.1 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)1的主要目的是檢驗(yàn)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的直接效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)采用混合實(shí)驗(yàn)，其中產(chǎn)品屬性(共享產(chǎn)品vs.私有產(chǎn)品)是組間因素，而產(chǎn)品類別是組內(nèi)因素。為了避免實(shí)驗(yàn)者預(yù)定實(shí)驗(yàn)商品對(duì)被試產(chǎn)生期許效應(yīng)，我們?cè)谖髂夏尘C合性高校招募了18名被試(11男/7女，M年齡=21.372，SD=0.873)，讓其回憶和列舉共享產(chǎn)品的例子，最后選擇10件產(chǎn)品作為實(shí)驗(yàn)商品。所有被試列舉了共享單車、共享汽車、共享民宿等共享產(chǎn)品，其中列舉最多的達(dá)到21種，最少的為6種，平均列舉M共享產(chǎn)品=11.337種(SD=2.419)。根據(jù)共享產(chǎn)品的代表典型性和應(yīng)用廣泛性，3位實(shí)驗(yàn)者根據(jù)被提及次數(shù)共同決定了10種共享產(chǎn)品用于實(shí)驗(yàn)1，即共享單車、共享汽車、共享民宿等。實(shí)驗(yàn)商品確定后，我們?cè)谀痴{(diào)研網(wǎng)站上進(jìn)行了問卷調(diào)研，其中一類是共享產(chǎn)品，另一類是私有產(chǎn)品。兩類問卷中的每類產(chǎn)品都設(shè)置了消費(fèi)情境，例如針對(duì)共享單車設(shè)置了“我經(jīng)常在共享單車使用結(jié)束后隨意停放”和針對(duì)共享民宿設(shè)置了“我經(jīng)常在住民宿酒店后不整理床單和潔具”，并且以是否使用過該產(chǎn)品為前置題，而后才回答“消費(fèi)者不道德行為測(cè)量量表”?！跋M(fèi)者不道德行為測(cè)量量表”采用的是Muncy與Vitell(1992)開發(fā)的“道德信念量表”，包括主動(dòng)從違法行為中獲利、被動(dòng)獲利、問題行為和無傷害行為四個(gè)維度，為了避免產(chǎn)生答題疲勞效應(yīng)，每個(gè)維度我們選取最具代表性的測(cè)量問項(xiàng)，例如“主動(dòng)從違法行為中獲利”選擇的測(cè)試問項(xiàng)是“這樣做，我有利可圖”。測(cè)量量表采用的是5點(diǎn)制Likert量表(1=強(qiáng)烈不贊同，5=強(qiáng)烈贊同)，分值越高表明不道德程度越高。為了吸引更多被試認(rèn)真參與問卷調(diào)查，我們一方面給予完整填寫問卷的被試3元人民幣的紅包獎(jiǎng)勵(lì)，另一方面在所有問卷收集完成后每名被試獲得一次100元人民幣的抽獎(jiǎng)機(jī)會(huì)。我們?cè)谀痴{(diào)研網(wǎng)站收集了300份問卷，其中有187人選擇了共享產(chǎn)品問卷，113人選擇了私有產(chǎn)品問卷，被調(diào)查人員年齡為19歲到55歲之間，62%的男性，38%的為女性，被調(diào)查人員絕大多數(shù)月收入在3000～5000元人民幣。調(diào)查結(jié)束后，經(jīng)仔細(xì)檢查，發(fā)現(xiàn)有34份被調(diào)查問卷存在回答不完整、缺失值太多和答題不認(rèn)真(例如“11111”或“12345”)等問題，因此將它們剔除，最終有效問卷回答率為88.667%。

4.1.2 準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)結(jié)果

SPSS22.0信度統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，“消費(fèi)者不道德行為測(cè)量量表”的四個(gè)問項(xiàng)的Cronbach’s α為0.773，均大于可接受的標(biāo)準(zhǔn)0.700(Churchill，1979)，表明其具有良好的內(nèi)部一致性和可靠性，隨后將其均值化處理形成消費(fèi)者不道德行為指數(shù)。實(shí)驗(yàn)調(diào)查結(jié)果如表1所示，共享產(chǎn)品回答人數(shù)最多的是共享單車，達(dá)到153人，而最少的是共享睡眠艙和共享健身房，均為12人；在共享產(chǎn)品中消費(fèi)者不道德行為最高的是共享民宿，其均值為M=2.906(SD=0.755)，最低的是共享雨傘，其均值為M=2.286(SD=0.667)；與相應(yīng)的私有產(chǎn)品相比，共享產(chǎn)品均比私有產(chǎn)品有更高的消費(fèi)者不道德行為，其中差異最為顯著的是共享民宿(M共享產(chǎn)品=2.906，M私有產(chǎn)品=1.543，t(213)=13.135，p<0.050)。由此可見，相對(duì)于私有產(chǎn)品而言，共享產(chǎn)品更容易引起消費(fèi)者的不道德行為。

表1 共享產(chǎn)品消費(fèi)者不道德行為統(tǒng)計(jì)結(jié)果

準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)1有效檢驗(yàn)了共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的直接效應(yīng)，表明共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品而言更容易引起消費(fèi)者的不道德行為。但該實(shí)驗(yàn)也存在以下不足：一是該實(shí)驗(yàn)主要采用網(wǎng)絡(luò)調(diào)查的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法，更傾向于描述性研究；二是該實(shí)驗(yàn)僅僅揭示了直接效應(yīng)，而沒有揭示共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的內(nèi)在機(jī)制。為此，實(shí)驗(yàn)2將通過實(shí)驗(yàn)方法探查共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的作用機(jī)理。

4.2 實(shí)驗(yàn)2：共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的多重中介機(jī)制

4.2.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)1

預(yù)實(shí)驗(yàn)1主要為實(shí)驗(yàn)1檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)商品、實(shí)驗(yàn)情境和實(shí)驗(yàn)過程等實(shí)驗(yàn)材料的有效性。為了增強(qiáng)研究的外部效度，預(yù)實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)1將采用共享產(chǎn)品中最具廣泛性和代表性的共享單車。投射技術(shù)已經(jīng)被廣泛應(yīng)用于消費(fèi)者行為學(xué)研究(Boddy，2004)，它能夠有效檢測(cè)很難甚至無法通過直接詢問被試得到的真實(shí)想法和情緒。由于不道德行為被視為消極行為，直接檢測(cè)被試很可能會(huì)產(chǎn)生道德掩飾效應(yīng)，因此投射技術(shù)更為適宜。實(shí)驗(yàn)情境分為兩類，一類是共享產(chǎn)品情境，另一類是私有產(chǎn)品情境。共同的實(shí)驗(yàn)情境為設(shè)想自己是情境主角，“由于撰寫論文需要，我需要到省圖書館去借五本圖書。省圖書館距離自己所在的學(xué)校大概有3公里，騎自行車是最理想的出行方式。某一天早晨我騎著共享單車(vs.自有單車)直奔省圖書館而去，但當(dāng)我到達(dá)省圖書館時(shí)，我發(fā)現(xiàn)周邊有‘禁止自行車入內(nèi)’的警醒提示……”其中共享產(chǎn)品省略的信息為“我就停在警示標(biāo)語不遠(yuǎn)之處，立馬上樓去尋找自己所要的圖書”，而私有產(chǎn)品省略的信息為“我努力找到自行車停車棚后，立馬上樓去尋找自己所要的圖書”。為了避免字?jǐn)?shù)差異產(chǎn)生閱讀理解偏差，省略的字?jǐn)?shù)均為20字，核心差異僅為11字。我們?cè)谖髂夏尘C合性高校招募了28名被試參與預(yù)實(shí)驗(yàn)1，采用組間設(shè)計(jì)分別給被試呈現(xiàn)不同的實(shí)驗(yàn)情境(共享產(chǎn)品vs.私有產(chǎn)品)，讓其在5個(gè)問項(xiàng)上評(píng)價(jià)差異。所有問項(xiàng)包括“我去省圖書館借書？”“我騎的自行車去的省圖書館？”“我騎的自行車是共享單車？(1=自有單車，7=共享單車)”“我為停車很焦慮？”和“我為停車費(fèi)時(shí)很多？”，所有問項(xiàng)均為7點(diǎn)制Likert量表(1=非常不贊同，7=非常贊同)。問項(xiàng)填寫完成后，被試將被問詢實(shí)驗(yàn)?zāi)康?、被致謝和領(lǐng)取10元人民幣的參與獎(jiǎng)勵(lì)和一次100元人民幣的抽獎(jiǎng)機(jī)會(huì)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，經(jīng)仔細(xì)檢查，發(fā)現(xiàn)有2名被試因答題不認(rèn)真而被剔除，最終有效被試為26名(15男/11女)，有效被試的平均年齡為M年齡=21.038歲(SD=0.871)。

預(yù)實(shí)驗(yàn)1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，共享產(chǎn)品組與私有產(chǎn)品組在“我去省圖書館借書？”(M共享產(chǎn)品=6.286，M私有產(chǎn)品=6.417，t(24)=-0.679，p=0.504>0.050)和“我騎的自行車去的省圖書館？”(M共享產(chǎn)品=6.071，M私有產(chǎn)品=6.167，t(24)=-0.334，p=0.741>0.050)問項(xiàng)上并不存在顯著差異，但在后3個(gè)問項(xiàng)上存在顯著差異，“我騎的自行車是共享單車？(1=自有單車，7=共享單車)”(M共享產(chǎn)品=6.643，M私有產(chǎn)品=1.333，t(24)=27.265，p<0.050)、“我為停車很焦慮？”(M共享產(chǎn)品=3.357，M私有產(chǎn)品=5.333，t(24)=-10.148，p<0.050)和“我為停車費(fèi)時(shí)很多？(M共享產(chǎn)品=2.643，M私有產(chǎn)品=5.500，t(24)=-14.273，p<0.050)”，而兩者在年齡、性別、人數(shù)等方面并無顯著差異。該研究結(jié)果表明，共享產(chǎn)品與私有產(chǎn)品信息操縱是成功的，我們將把它用于主實(shí)驗(yàn)1中。

4.2.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)1的目的主要是檢測(cè)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的中介機(jī)制。實(shí)驗(yàn)將采用單因素組間設(shè)計(jì)。除了被試被要求填寫的調(diào)查問項(xiàng)和實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)不一樣外，實(shí)驗(yàn)商品、實(shí)驗(yàn)情境和實(shí)驗(yàn)過程等與預(yù)實(shí)驗(yàn)1完全一樣。調(diào)查問項(xiàng)包括“自我投入感測(cè)量量表”“心理污染感測(cè)量量表”“心理所有權(quán)測(cè)量量表”和“消費(fèi)者不道德行為測(cè)量量表”等，其中“自我投入感測(cè)量量表”改編自Pelham(1995的6項(xiàng)7點(diǎn)制Likert量表(例如“我感覺自己投入了很多的精力和時(shí)間”)，“心理污染感測(cè)量量表”改編自Argo et al.(2006)、Morales與Fitzsimons(2007)等所使用的4問項(xiàng)7點(diǎn)制Likert量表(例如“我對(duì)別人使用過的東西感到厭惡”)，“心理所有權(quán)測(cè)量量表” 改編自Yeung(2012)等使用的6項(xiàng)7點(diǎn)制Likert量表(例如“我感覺到這個(gè)產(chǎn)品就是我的”)，“消費(fèi)者不道德行為測(cè)量量表”與實(shí)驗(yàn)1相同。除這些測(cè)量量表外，所有被試還將被檢測(cè)消費(fèi)者的心理抗拒，因?yàn)橐延醒芯堪l(fā)現(xiàn)心理抗拒可能是影響消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生不道德行為的重要?jiǎng)訖C(jī)。測(cè)量問項(xiàng)都采用的單一問項(xiàng)，因?yàn)橐延醒芯堪l(fā)現(xiàn)單一問項(xiàng)有時(shí)比多條目問項(xiàng)有更強(qiáng)的檢測(cè)效度，問項(xiàng)也采用的是7點(diǎn)制Likert量表。為了盡量避免產(chǎn)生自我效度或期許效應(yīng)，所有量表的問項(xiàng)都采取混合編排。同時(shí)為了檢測(cè)被試的認(rèn)知反應(yīng)，所有被試在量表填寫完后還將進(jìn)行開放式問題“我為什么會(huì)這樣”的回答，忽略錯(cuò)別字和標(biāo)點(diǎn)符號(hào)等，以便盡快和盡可能地表明自己的真實(shí)想法。我們?cè)谖髂夏尘C合性高校招募了199名被試分三批次參與實(shí)驗(yàn)，每批次實(shí)驗(yàn)結(jié)束時(shí)被試還要完善個(gè)人統(tǒng)計(jì)信息、被問詢實(shí)驗(yàn)?zāi)康暮皖I(lǐng)取實(shí)驗(yàn)參與獎(jiǎng)勵(lì)，而實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明實(shí)驗(yàn)批次并沒有對(duì)實(shí)驗(yàn)產(chǎn)生干擾。實(shí)驗(yàn)參與獎(jiǎng)勵(lì)為每名被試15元人民幣和一次100元人民幣的抽獎(jiǎng)機(jī)會(huì)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，經(jīng)仔細(xì)檢查，基于實(shí)驗(yàn)1的原因有23名被試被剔除，最終有效被試176名(81男/95女)，有效被試的平均年齡為M年齡=21.369歲(SD=1.359)。

4.2.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

(1)信效度檢驗(yàn)與變量處理。SPSS22.0的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，自我投入感、心理污染感、心理所有權(quán)、消費(fèi)者道德行為等的信度Cronbach’s α位于0.738～0.871，均大于可接受的標(biāo)準(zhǔn)0.700(Churchill，1979)，表明其具有良好的內(nèi)部一致性與可靠性。同時(shí)，驗(yàn)證性因子分析(CFA)發(fā)現(xiàn)，所有問項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均介于0.633～0.742，超過0.500的最低標(biāo)準(zhǔn)，表明各變量具有良好的聚合效度；各變量的AVE值的均方根大于其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度(Fornall and Larcker，1981)。Haman單因子檢驗(yàn)結(jié)果也表明，在將所有問項(xiàng)一起做因子分析未旋轉(zhuǎn)時(shí)第一個(gè)主成分占到的載荷量是28.619%，表明同源方法偏差并不嚴(yán)重。此外，為了統(tǒng)計(jì)的需要，我們對(duì)共享產(chǎn)品(SP)與私有產(chǎn)品(PP)分別編碼為1和0。

(2)直接效應(yīng)檢測(cè)。直接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示：①ANOVA結(jié)果顯示，共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品有更低的心理所有權(quán)(MSP=2.743，MPP=5.471，t(174)=-93.606，p<0.050)，因此假設(shè)H1得到有效支持；②ANOVA結(jié)果顯示，共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品有更低的自我投入感(MSP=3.001，MPP=5.492，t(174)=-54.564，p<0.050)，因此假設(shè)H2得到有效支持；③以自我投入感為自變量、心理所有權(quán)為因變量構(gòu)建的回歸方程(F(1，174)=4223.166，p<0.050)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，自我投入感會(huì)積極影響消費(fèi)者的心理所有權(quán)(β=0.886，t(174)=58.887，p<0.050)，因此假設(shè)H3的前半部分得到有效支持，而后半部分將通過中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)；④ANOVA結(jié)果顯示，共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品有更高的心理污染感(MSP=5.120，MPP=2.095，t(174)=48.225，p<0.050)，因此假設(shè)H4得到有效支持；⑤以心理污染感為自變量、心理所有權(quán)為因變量構(gòu)建的回歸方程(F(1，174)=2526.144，p<0.050)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，自我污染感會(huì)消極影響消費(fèi)者的心理所有權(quán)(β=-0.867，t(174)=-50.261，p<0.050)，因此假設(shè)H5的前半部分得到有效支持，而后半部分也將通過中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)；⑥以心理所有權(quán)為自變量、消費(fèi)者不道德行為為因變量構(gòu)建的回歸方程(F(1，174)=142.316，p<0.050)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，心理所有權(quán)會(huì)消極影響消費(fèi)者的不道德行為(β=-0.671，t(174)=-11.930，p<0.050)，因此假設(shè)H6前半部分得到有效支持，而后半部分同樣將通過中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

(3)中介效應(yīng)檢驗(yàn)。由于Baron與Kenny(1986)的傳統(tǒng)中介效應(yīng)檢驗(yàn)備受詬病(Muller et al.，2005)，因此本文采用了Bootstrap中介檢驗(yàn)分析程序。根據(jù)該程序的要求對(duì)各變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后，按照Zhao等(2013)提出的中介效應(yīng)分析程序，參照Hayes(2013)等提出的Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，選擇模型6，樣本量選擇為5000，取樣方法為選擇偏差校正的非參數(shù)百分位法。結(jié)果如表2所示，“共享產(chǎn)品→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”“共享產(chǎn)品→心理污染感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”等中介路徑效應(yīng)顯著，效應(yīng)大小分別為0.353(LLCI=0.157，ULCI=0.549，不包含0)、0.564(LLCI=0.165，ULCI=0.963，不包含0)和0.341(LLCI=0.187，ULCI=0.494，不包含0)，因此假設(shè)H3、H5和假設(shè)H6的后半部分均得到有效支持；同時(shí)，“共享產(chǎn)品→自我投入感→消費(fèi)者不道德行為”(LLCI=-0.124，ULCI=0.293，包含0)、“共享產(chǎn)品→心理污染感→消費(fèi)者不道德行為”(LLCI=-0.150，ULCI=0.308，包含0)、“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理污染感→消費(fèi)者不道德行為”(LLCI=-0.167，ULCI=0.043，包含0)和“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理污染感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(LLCI=-0.126，ULCI=0.134，包含0)等中介路徑效應(yīng)不顯著；此外，在控制了各中介路徑后，“共享產(chǎn)品→消費(fèi)者不道德行為”直接路徑效應(yīng)仍然顯著，直接效應(yīng)為0.195(LLCI=0.076，ULCI=0.317，不包含0)。與中介效應(yīng)檢驗(yàn)一樣，盲于實(shí)驗(yàn)?zāi)康牡膬晌粚＜疫M(jìn)行編碼(不道德行為理由編碼為1，道德行為理由編碼為-1，無關(guān)內(nèi)容摒棄，不一致通過協(xié)商解決)的認(rèn)知反應(yīng)統(tǒng)計(jì)結(jié)果也顯示，共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品有更多的不道德行為想法(MSP=3.032，MPP=-1.679，t(174)=35.153，p<0.050)，例如有人就認(rèn)為“反正不是我的，沒有必要把車停到指定地點(diǎn)”；相反，私有產(chǎn)品較之于共享產(chǎn)品有更多的道德行為想法(MSP=-1.902，MPP=2.214，t(174)=-39.198，p<0.050)，例如有人就認(rèn)為“害怕丟了，損失的是自己的”。最后，將心理抗拒作為協(xié)變量納入中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，心理抗拒并未起到中介作用(LLCI=-0.093，ULCI=0.137，不包含0)，因此無法成為該影響的替代性解釋。

表2 共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的中介路徑

通過實(shí)驗(yàn)2有效檢驗(yàn)了假設(shè)H1～H6，全部假設(shè)均得到了有效支持，而且有效排除了心理抗拒的替代性解釋，表明共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為確實(shí)存在多重中介機(jī)制。但該實(shí)驗(yàn)同樣存在兩個(gè)不足：一是該實(shí)驗(yàn)采用的實(shí)驗(yàn)商品是共享單車，其他產(chǎn)品是否也會(huì)產(chǎn)生這樣的影響機(jī)制不得而知；二是該實(shí)驗(yàn)僅僅檢驗(yàn)了共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的多重中介機(jī)制，但沒有明確該多重中介機(jī)制的邊界條件。為此，我們將通過實(shí)驗(yàn)3檢驗(yàn)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的邊界條件。

4.3 實(shí)驗(yàn)3：社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向?qū)蚕懋a(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的調(diào)節(jié)作用

4.3.1 預(yù)實(shí)驗(yàn)2

預(yù)實(shí)驗(yàn)2的實(shí)驗(yàn)?zāi)康囊仓饕菣z驗(yàn)商品、實(shí)驗(yàn)情境和實(shí)驗(yàn)信息等實(shí)驗(yàn)材料的有效性。為了進(jìn)一步增強(qiáng)研究的外部效度，預(yù)實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3將選用共享民宿作為實(shí)驗(yàn)商品，理由是共享民宿也是共享產(chǎn)品的典型代表。Asatryan與Oh(2008)、Shu與Peck(2015)等已經(jīng)研究了消費(fèi)者的酒店心理所有權(quán)及其影響，這將成為該實(shí)驗(yàn)的重要借鑒。實(shí)驗(yàn)3同樣采用投射技術(shù)進(jìn)行操作。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)也是采用單因素組間設(shè)計(jì)。實(shí)驗(yàn)情境為設(shè)想自己是情境主角，“2018年夏天重慶持續(xù)多日40°C以上高溫，酷暑難耐，我打算去貴州某地避暑納涼。我通過搜尋找到了一處共享民宿(我乘坐火車回到了我家的民宿店)，不僅天氣涼爽，而且設(shè)施完善，是消暑納涼的理想之所。在住宿期間，民宿店(我自己)把房間打掃得干干凈凈，床鋪和潔具整潔如新，令人心曠神怡、愜意無比”，其中括號(hào)外為共享產(chǎn)品，括號(hào)內(nèi)為私有產(chǎn)品。同樣為了避免字?jǐn)?shù)差異產(chǎn)生閱讀理解偏差，不同之語皆為17字。與預(yù)實(shí)驗(yàn)1一樣，所有被試也要回答四個(gè)問項(xiàng)，即“我去了貴州納涼避暑？”“我住了民宿店？”“我住的民宿店是誰的？(1=自家民宿店，7=共享民宿店)”和“民宿店被干凈打掃？(1=自己打掃，7=民宿店打掃)”。我們?cè)谖髂夏尘C合性高校招募了32名被試參與預(yù)實(shí)驗(yàn)2，實(shí)驗(yàn)過程和實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)等與預(yù)實(shí)驗(yàn)1一樣。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，經(jīng)仔細(xì)檢查，基于預(yù)實(shí)驗(yàn)1相同的原因有1名被試被剔除，最終有效被試為31名(16男/15女)，有效被試的平均年齡為M年齡=21.129歲(SD=0.922)。

預(yù)實(shí)驗(yàn)2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，共享產(chǎn)品組與私有產(chǎn)品組在“我去了貴州納涼避暑？”(M共享產(chǎn)品=6.625，M私有產(chǎn)品=6.5333，t(29)=0.502，p=0.619>0.050)和“我住了民宿店？”(M共享產(chǎn)品=6.438，M私有產(chǎn)品=6.400，t(29)=0.205，p=0.839>0.050)2個(gè)問項(xiàng)上并不存在顯著差異，但在后2個(gè)問項(xiàng)上存在顯著差異，“我住的民宿店是誰的？(1=私有產(chǎn)品，7=共享產(chǎn)品)”(M共享產(chǎn)品=6.313，M私有產(chǎn)品=1.400，t(29)=24.485，p<0.050)和“民宿店被干凈打掃”(M共享產(chǎn)品=6.625，M私有產(chǎn)品=1.333，t(29)=29.792，p<0.050)，而兩者同樣在年齡、性別、人數(shù)等方面并無顯著差異。該研究結(jié)果表明，共享產(chǎn)品與私有產(chǎn)品信息操縱是成功的，我們將把它用于主實(shí)驗(yàn)2中。

4.3.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)2的主要目的是檢驗(yàn)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向?qū)蚕懋a(chǎn)品影響消費(fèi)者多重中介機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，而且進(jìn)一步拓展研究的外部效度。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)采用單因素組間設(shè)計(jì)。除了增加“消費(fèi)者社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向檢測(cè)”、認(rèn)知反應(yīng)檢測(cè)和參與實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)外，實(shí)驗(yàn)商品、實(shí)驗(yàn)情境和實(shí)驗(yàn)過程等與預(yù)實(shí)驗(yàn)2一樣。已有研究表明，消費(fèi)者的社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向常用的測(cè)量方法有三種，即三優(yōu)勢(shì)測(cè)量法、環(huán)形測(cè)驗(yàn)法和滑塊測(cè)驗(yàn)法，但Murphy等(2011)建構(gòu)的滑塊測(cè)驗(yàn)法由于在重測(cè)信度、聚合效度和預(yù)測(cè)效度等方面顯著優(yōu)于其他兩種測(cè)量方法而備受推崇。滑塊測(cè)驗(yàn)法認(rèn)為社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向是一種相對(duì)穩(wěn)定的人格傾向，個(gè)體的決策應(yīng)該符合或接近其動(dòng)機(jī)矢量，因此個(gè)體多次決策所得動(dòng)機(jī)矢量能夠作為其社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的有效度量。整個(gè)測(cè)驗(yàn)由6個(gè)初級(jí)項(xiàng)目和9個(gè)次級(jí)項(xiàng)目組成，所有項(xiàng)目均采用相同通用式，操作過程首先賦予被試一定金錢等資源(本文為150元人民幣)在自己與他人之間分配(分配50～100元人民幣)，6個(gè)初級(jí)項(xiàng)目通過6條線段來表示，這6條線段能夠充分代表主要的社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向類型(利他導(dǎo)向、親社會(huì)導(dǎo)向、個(gè)人導(dǎo)向和競爭導(dǎo)向)；然后通過社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向公式計(jì)算角度值(-16.26°，61.39°)，角度值越小表明越親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向，角度值越大表明越親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向；最后對(duì)被試進(jìn)行社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向分類，即自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者和親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向者。本實(shí)驗(yàn)采用的是社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向滑塊測(cè)驗(yàn)網(wǎng)絡(luò)版，所有檢測(cè)結(jié)果均自動(dòng)生成。認(rèn)知反應(yīng)檢測(cè)和實(shí)驗(yàn)參與獎(jiǎng)勵(lì)與實(shí)驗(yàn)2一樣。我們?cè)谖髂夏尘C合性高校招募了287名被試分5批次參與實(shí)驗(yàn)，實(shí)驗(yàn)結(jié)果表明實(shí)驗(yàn)批次并沒有對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生干擾。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后，經(jīng)仔細(xì)檢查，基于實(shí)驗(yàn)2相同的原因剔除36名被試，最終有效被試251名(133男/118女)，有效被試的平均年齡為M年齡=21.473歲(SD=1.476)。

4.3.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

(1)信效度檢驗(yàn)與變量處理。SPSS22.0統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，自我投入感、心理污染感、心理所有權(quán)和消費(fèi)者不道德行為等的信度Cronbach’s α位于0.783～0.894，均大于可接受的標(biāo)準(zhǔn)0.700(Churchill，1979)，同樣表明其具有良好的內(nèi)部一致性、穩(wěn)定性與可靠性。同時(shí)，驗(yàn)證性因子分析(CFA)也發(fā)現(xiàn)，所有問項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷值均位于0.617～0.752，超過0.500的最低標(biāo)準(zhǔn)，同樣表明各變量具有良好的聚合效度；各變量的AVE值的均方根大于其他變量之間的相關(guān)系數(shù)，同樣表明各變量之間具有良好的區(qū)分效度(Fornall and Larcker，1981)。Haman單因子檢驗(yàn)結(jié)果也表明，在將所有問項(xiàng)一起做因子分析未旋轉(zhuǎn)時(shí)第一個(gè)主成分占到的載荷量是29.391%，同樣表明同源方法偏差并不嚴(yán)重。同樣為了統(tǒng)計(jì)的方便，將共享產(chǎn)品(共享產(chǎn)品=1，私有產(chǎn)品=0)和社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向(親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向=1，親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向=0)進(jìn)行啞變量編碼。

(2)調(diào)節(jié)作用檢測(cè)。ANOVA和線性回歸方程統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，各變量的直接效應(yīng)與實(shí)驗(yàn)2一樣，例如ANOVA結(jié)果顯示共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品會(huì)讓消費(fèi)者有更低的心理所有權(quán)(MSP=3.542，MPP=4.450，t(249)=-7.935，p<0.050)，因此假設(shè)H1得到穩(wěn)健支持；同時(shí)線性回歸方程(F(1，249)=55.515，p<0.050)結(jié)果也顯示心理所有權(quán)會(huì)消極影響消費(fèi)者不道德行為(β=0.427，t(249)=-7.451，p<0.050)，因此假設(shè)H6前半部分也得到穩(wěn)健支持。而假設(shè)H7認(rèn)為“消費(fèi)者的價(jià)值觀導(dǎo)向會(huì)調(diào)節(jié)心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者不道德行為的影響，即親自我者在低心理所有權(quán)時(shí)有更高的不道德行為，而親社會(huì)者在無論高低心理所有權(quán)時(shí)均有較低的不道德行為”。由于心理所有權(quán)是連續(xù)變量，而社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向是分類變量，因此采用了分組回歸調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)法。分組回歸結(jié)果顯示，對(duì)于親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者而言，高心理所有權(quán)較之于低心理所有權(quán)會(huì)讓消費(fèi)者有更高的不道德行為(β=-0.661，t(111)=-9.286，p<0.050)；而對(duì)于親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者而言，高心理所有權(quán)與低心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者不道德行為的影響并不顯著(β=-0.123，t(136)=-1.446，p=0.151>0.050)。因此假設(shè)H7得到有效支持。

(3)中介效應(yīng)檢測(cè)。采用與實(shí)驗(yàn)2相同的Bootstrap中介檢驗(yàn)分析程序，選擇模型6，對(duì)親自我和親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向消費(fèi)者分組進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)比分析如表3所示，對(duì)于親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者而言，除了“共享產(chǎn)品→消費(fèi)者不道德行為”的直接效應(yīng)更為顯著(βpro-self SVO=0.237，LLCI=0.129，ULCI=0.343，不包含0)外，“共享產(chǎn)品→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-self SVO=0.429，LLCI=0.241，ULCI=0.616，不包含0)、“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-self SVO=0.613，LLCI=0.449，ULCI=0.779，不包含0)和“共享產(chǎn)品→心理污染感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-self SVO=0.371，LLCI=0.285，ULCI=0.457，不包含0)等中介路徑效應(yīng)顯著，而其他中介路徑效應(yīng)不顯著；而對(duì)于親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者而言，無論是“共享產(chǎn)品→消費(fèi)者不道德行為”的直接效應(yīng)(βpro-social SVO=0.083，LLCI=-0.095，ULCI=0.261，包含0)還是“共享產(chǎn)品→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-social SVO=0.068，LLCI=-0.221，ULCI=0.003，包含0)、“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-social SVO=0.065，LLCI=-0.007，ULCI=0.184，包含0)和“共享產(chǎn)品→心理污染感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”(βpro-social SVO=-0.017，LLCI=-0.103，ULCI=0.011，包含0)等中介路徑效應(yīng)均不顯著，而且其他中介路徑效應(yīng)同樣不顯著。因此，對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生不道德行為的主要是親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者。同時(shí)認(rèn)知反應(yīng)結(jié)果也表明，親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者有更多的不道德行為想法(Mpro-self SVO=2.887，Mpro-social SVO=-1.635，t(249)=29.167，p<0.050)，例如有被試就認(rèn)為“民宿店又不是我的，當(dāng)然應(yīng)該民宿店自己負(fù)責(zé)保潔”；而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者有更少的不道德行為想法(Mpro-self SVO=-1.791，Mpro-socialSVO=3.446，t(249)=-46.819，p<0.050)，例如有被試就認(rèn)為“多考慮一下別人，自己也會(huì)很開心”。

通過實(shí)驗(yàn)3有效檢驗(yàn)了社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向?qū)τ诠蚕懋a(chǎn)品引起的心理所有權(quán)對(duì)消費(fèi)者不道德行為的調(diào)節(jié)作用，即假設(shè)H7，無論是中介效應(yīng)檢測(cè)還是認(rèn)知反應(yīng)檢測(cè)均表明親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者較之于親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者在面對(duì)共享產(chǎn)品時(shí)有更高的不道德行為。該實(shí)驗(yàn)結(jié)果有效明確了共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為多重中介機(jī)制的邊界條件。

表3 不同社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的中介路徑比較

5.研究結(jié)論與局限

共享經(jīng)濟(jì)正在發(fā)展成為我國經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的“亮點(diǎn)”和“名片”，共享單車、共享汽車、共享民宿等一系列共享產(chǎn)品應(yīng)運(yùn)而生，不僅對(duì)于改善我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、解決社會(huì)就業(yè)和促進(jìn)社會(huì)創(chuàng)新等具有重要的意義，而且對(duì)于便利社會(huì)公眾生活、促進(jìn)綠色生活方式轉(zhuǎn)變具有重要的作用。與共享經(jīng)濟(jì)的蓬勃發(fā)展相比，共享產(chǎn)品被大量破壞的不道德行為也屢見不鮮，但目前相關(guān)研究卻極為缺失，嚴(yán)重影響了共享經(jīng)濟(jì)理論體系的完整性和指導(dǎo)性。本文對(duì)消費(fèi)者破壞共享產(chǎn)品的不道德行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)與邊界條件進(jìn)行了探索和研究，得出了一些重要研究結(jié)論，具有重要的理論意義和實(shí)踐啟示。當(dāng)然，受制于研究條件和研究方法等的限制，本文也存在一些亟待改進(jìn)的研究局限。

5.1 研究結(jié)論

(1)相比較于私有產(chǎn)品而言，共享產(chǎn)品更容易引起消費(fèi)者的不道德行為。不僅社會(huì)觀察發(fā)現(xiàn)共享產(chǎn)品相對(duì)于私有產(chǎn)品更容易引起消費(fèi)者的不道德行為，而且我們的實(shí)驗(yàn)研究也發(fā)現(xiàn)共享產(chǎn)品較之于私有產(chǎn)品更容易引起消費(fèi)者破壞的不道德行為。實(shí)驗(yàn)1的結(jié)果表明，不僅廣泛共享的共享單車、共享汽車和共享民宿等會(huì)引起消費(fèi)者的不道德行為，而且共享書籍、共享洗衣機(jī)等有限共享產(chǎn)品也會(huì)引起消費(fèi)者的不道德行為。

(2)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為存在多重中介機(jī)制。消費(fèi)者破壞共享產(chǎn)品的不道德行為的動(dòng)機(jī)是多元的，甚至?xí)a(chǎn)生傳染效應(yīng)或“破窗效應(yīng)”(Schaefers et al.，2015)，但其動(dòng)機(jī)結(jié)構(gòu)并非雜亂無章，而是存在一定的結(jié)構(gòu)體系。實(shí)驗(yàn)2和實(shí)驗(yàn)3的中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，心理所有權(quán)的缺失是消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生不道德行為的核心主因，而心理所有權(quán)的缺失一方面在于消費(fèi)者的自我投入感較低，另一方面在于消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品心理污染感的加劇，因此共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為存在“共享產(chǎn)品→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”“共享產(chǎn)品→自我投入感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”和“共享產(chǎn)品→心理污染感→心理所有權(quán)→消費(fèi)者不道德行為”等多重中介機(jī)制，并且得到了認(rèn)知反應(yīng)的驗(yàn)證。同時(shí)，實(shí)驗(yàn)2還表明心理抗拒并未成為替代性解釋。

(3)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向會(huì)對(duì)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的多重中介效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生不道德行為的多重中介機(jī)制并不是無條件限制的，社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向會(huì)對(duì)共享產(chǎn)品的消費(fèi)者不道德行為產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。實(shí)驗(yàn)3的結(jié)果表明，親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者在共享產(chǎn)品引起的低心理所有權(quán)時(shí)會(huì)有更高的消費(fèi)者不道德行為，而親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者則在高低心理所有權(quán)時(shí)均有不顯著的不道德行為，并且也得到了認(rèn)知反應(yīng)的驗(yàn)證。

5.2 研究意義

(1)理論意義。本文的理論貢獻(xiàn)主要有三個(gè)方面：一是不同于目前絕大多數(shù)的研究集中于共享經(jīng)濟(jì)的影響因素、技術(shù)算法、制度治理等方面，本文從消費(fèi)者視角探索了共享產(chǎn)品的消費(fèi)者不道德行為，有效地拓展了共享經(jīng)濟(jì)理論的研究視角；二是不同于以往基于社會(huì)規(guī)范、感知風(fēng)險(xiǎn)和環(huán)保責(zé)任等方面的理論解釋，本文基于心理所有權(quán)理論，通過構(gòu)建多重中介模型深入探索和檢驗(yàn)了消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品產(chǎn)生不道德行為的心理機(jī)制，有效地深化了理論解釋和豐富了共享經(jīng)濟(jì)理論體系；三是基于心理所有權(quán)理論發(fā)現(xiàn)，親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者較之于親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者更容易產(chǎn)生不道德行為，社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向調(diào)節(jié)作用的發(fā)現(xiàn)有助于明確和豐富消費(fèi)者對(duì)共享產(chǎn)品不道德行為的邊界條件。

(2)管理啟示。本文的研究結(jié)果對(duì)于共享產(chǎn)品廠商、消費(fèi)者和政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)都具有重要的管理啟示。對(duì)于共享產(chǎn)品廠商而言，共享產(chǎn)品被破壞嚴(yán)重?fù)p害了廠商的財(cái)務(wù)收益和企業(yè)形象，有的廠商甚至因?yàn)楣蚕懋a(chǎn)品被大量破壞而破產(chǎn)倒閉，如何減少和消除消費(fèi)者破壞的不道德行為成為廠商高度關(guān)注的經(jīng)營問題，本文的研究發(fā)現(xiàn)心理所有權(quán)缺失是消費(fèi)者產(chǎn)生不道德行為的重要原因，而親自我社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者較之于親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的消費(fèi)者有更高的不道德行為，因此廠商應(yīng)該積極通過培育共享產(chǎn)品品牌、構(gòu)建共享產(chǎn)品社群和加強(qiáng)消費(fèi)者親社會(huì)社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向教育等增強(qiáng)消費(fèi)者的心理所有權(quán)和轉(zhuǎn)變其社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向，從而減少消費(fèi)者不道德行為的發(fā)生，這才是共享產(chǎn)品消費(fèi)者不道德行為的根本治理之策。對(duì)于消費(fèi)者而言，應(yīng)該充分認(rèn)識(shí)到共享產(chǎn)品給自己和社會(huì)帶來的價(jià)值，例如增強(qiáng)選擇自由性、降低負(fù)擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)和增強(qiáng)人際關(guān)系等，要積極培養(yǎng)對(duì)共享產(chǎn)品的心理所有權(quán)和社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向(Belk，2014；Kirk et al.，2015)，減少不道德行為的發(fā)生和促進(jìn)共享經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而對(duì)于政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)而言，除了采用法律手段和行政措施加強(qiáng)共享產(chǎn)品管理和消費(fèi)者消費(fèi)行為治理外，更重要的是通過宣傳引導(dǎo)消費(fèi)者的共享產(chǎn)品消費(fèi)和增強(qiáng)消費(fèi)者親社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向教育，進(jìn)而從根本上促進(jìn)消費(fèi)者消費(fèi)行為改善。

5.3 研究局限

由于研究條件和研究方法的限制，本文也存在以下一些研究局限：一是雖然本文研究發(fā)現(xiàn)了共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的多重中介機(jī)制和社會(huì)價(jià)值觀導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用，但由于其影響因素眾多，影響結(jié)構(gòu)復(fù)雜，更多的影響機(jī)制和邊界條件有待探索和研究；二是本文只對(duì)共享產(chǎn)品影響消費(fèi)者不道德行為的作用機(jī)制和調(diào)節(jié)邊界進(jìn)行了截面研究，而無論是共享產(chǎn)品還是消費(fèi)者都是動(dòng)態(tài)發(fā)展的，因此需要對(duì)該影響進(jìn)行跟蹤研究，調(diào)查其時(shí)序影響；三是本文在測(cè)量心理污染感、消費(fèi)者不道德行為等構(gòu)念時(shí)為了避免被試產(chǎn)生疲勞效應(yīng)，都只是采用了代表性的調(diào)查問項(xiàng)，未來的研究需要采用更為完整的相關(guān)構(gòu)念測(cè)量量表進(jìn)行檢測(cè)；四是本文采用的實(shí)驗(yàn)商品是共享單車和共享民宿、實(shí)驗(yàn)被試是西南某綜合性高校的在校大學(xué)生和數(shù)據(jù)收集方法是紙筆自陳報(bào)告法，這毫無疑問會(huì)影響研究結(jié)果的外部效度，因此未來應(yīng)該擴(kuò)大實(shí)驗(yàn)商品范圍與實(shí)驗(yàn)被試范圍和更多地采用內(nèi)隱態(tài)度測(cè)量(IAT)、功能性核磁共振(fRMI)和眼動(dòng)跟蹤技術(shù)(ET)等更為科學(xué)的方法改進(jìn)研究的外部效度。