吳小梅 謝清照 林 佳 張彬昇 韓 翌

（1.廈門理工學院經(jīng)濟與管理學院，福建 廈門 361024；2.廈門理工學院國際教育學院，福建 廈門 361024；3.廈門理工學院文化產(chǎn)業(yè)與旅游學院，福建 廈門 361024）

一、引言

隨著城市化、商業(yè)化的發(fā)展，越來越多的人開始走出穩(wěn)定且固定的“熟人社會”，成為外地就業(yè)人員、離鄉(xiāng)在外的學生、時常出差的商務工作者等“類單身族”，從而為獨處提供了客觀的社會條件?，F(xiàn)代社會日益發(fā)達的社交媒體使人們的交流更加快捷頻繁，但深度交往的缺失和社交關系的局部化與外在化導致一種內在的空心化，這也讓越來越多的人需要通過獨處來滿足個人的內在訴求。獨處是一種無論在內在心理還是外在行為層面上都不會與外界存在任何關聯(lián)的狀態(tài)，即個體不會與他人進行信息或情感交流[1]。學術界對獨處所引發(fā)的“孤獨+消費”的現(xiàn)代化經(jīng)濟模式展開了探索性研究，發(fā)現(xiàn)獨處者更注重“自悅式”消費[2]；孤獨感增強了人們對于理性訴求產(chǎn)品的偏好[3]。孤獨感會導致人們產(chǎn)生補償性消費行為[4]。獨處與消費行為關系的現(xiàn)有研究聚焦討論消極獨處，即普通意義上的孤獨感，并混淆地將獨處直接視作孤獨。獨處因動機不同可分為非自愿性獨處和建設性獨處兩種類型[5]。非自愿性獨處與個體在社會網(wǎng)絡關系中因缺失陪伴渴望社會歸屬產(chǎn)生的孤獨感相聯(lián)系，帶有負面情緒和消極的心理體驗，可視為消極獨處。建設性獨處不是一種基于負面情緒或環(huán)境的被迫選擇，而是一種基于自我偏好的主動行為。在獨處的過程中，個體會有更高的自主性和積極體驗[6]，可視為積極獨處。

本文將獨處區(qū)分為消極和積極兩種類型，探索獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響機制，重點研究社交需求的中介作用和自我建構的調節(jié)作用，剖析獨處者產(chǎn)生網(wǎng)絡沖動性購買行為的心理動因，并探討個體差異的影響。

二、研究模型與研究假設

1.研究模型

根據(jù)理論回顧和邏輯推演，提出本文的研究模型（詳見圖1）。不同類型的獨處激發(fā)人們不同程度的社交需求，進而影響人們的網(wǎng)絡沖動性購買行為，即社交需求在獨處和沖動性購買行為之間起中介作用。自我建構分為依存型自我建構和獨立型自我建構，不同類型的自我建構調節(jié)了獨處和社交需求之間的關系。

圖1 研究模型

2.研究假設

（1）消極獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響

沖動性購買行為是消費者受到外界刺激產(chǎn)生強烈購買渴望，希望立即獲得滿足但還未仔細考慮后果的非計劃消費行為[7]。隨著電子商務的迅速發(fā)展，網(wǎng)購成為人們解壓、排解情緒、滿足自我的一種方式。研究證明人際關系冷漠和社會性分離與網(wǎng)絡消費成癮有較高相關性[8]。消極獨處的典型特征之一就是較強的孤獨感，孤獨感是個體由于實際社交情況未達預期而主觀感受到的社會隔離[9]。孤獨感削弱個體抵制誘惑的能力，抵制誘惑能力耗竭的消費者更容易產(chǎn)生沖動性購買行為[10]。此外消極獨處伴隨的負面情緒也會觸發(fā)消費者的情緒調節(jié)動機，提高消費者沖動購買傾向[11]。關于自我控制方面的研究也發(fā)現(xiàn)屈從誘惑的一個普遍原因就是改善不良心情[12]。因此本文提出以下假設：

H1：消極獨處正向影響網(wǎng)絡沖動性購買行為。

（2）積極獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響

積極獨處在可以幫助個體更新情緒、實現(xiàn)自我評價與自我康復，進而可以更好地面對壓力和焦慮，還可以幫助個體自我治愈、自我認知并實現(xiàn)再創(chuàng)造[13]。積極獨處是自我實現(xiàn)者的主要特征，他們喜歡通過安靜的獨處，更好地思考、分析和比較，以便尋求更為合理的解決方案[14]。自我實現(xiàn)者做決策時不會過分依賴他人，不易受外界影響，同時能夠較好地接受和處理負面情緒，做出更正確的決策[15]。因此本文提出以下假設：

H2：積極獨處負向影響網(wǎng)絡沖動性購買行為。

（3）社交需求的中介作用

社交需求是個體在社會生活中與其他個體建立積極關系的需求[16]。顧客內在的情緒是誘發(fā)非理性消費行為的因素之一，消極獨處伴隨的孤獨感是實際社交狀況未達到預期而產(chǎn)生的痛苦情緒。研究發(fā)現(xiàn)當個體社交需求達不到理想預期時，會更重視對社交要素的追求[17]，因此消極獨處者通過消費來參與社會交往的意愿更強。社會需求程度高的個體更難被滿足[18]，通過網(wǎng)絡沖動性購買來改善情緒、增加與他人聯(lián)系的可能性增加。相比較而言，積極獨處者主觀幸福感更高、社會適應性更強[19]，較少產(chǎn)生負面情緒并將其轉移到消費需求層面。因此本文提出以下假設：

H3：社交需求在消極獨處和網(wǎng)絡沖動性購買之間起中介作用；

H4：社交需求在積極獨處和網(wǎng)絡沖動性購買之間起中介作用。

（4）自我建構的調節(jié)作用

自我建構是自我定義的基礎以及自我獨立于他人或與他人相互依存的程度[20]。獨立型自我建構強調個人作為獨立個體的意義，具有動機穩(wěn)定、自我認知較強等特征，依存型自我建構則側重于自我與他人的關系及個人在集體中的身份和地位。消極獨處時人們傾向于尋求社會聯(lián)系，從而導致社交需求增加[21]，而依存型自我建構者強調自身與他人的依存程度，對他人表現(xiàn)出更多的關注[22]， 因此依存型自我建構會強化消極獨處與社交需求之間的正向關系。積極獨處者享受獨處并能從中獲益，此時他們的社交需求降低。獨立型自我建構者擁有更高的自我概念清晰度，生活目標和規(guī)劃較明確，對他人的依附程度較低，獨處時通常具有較好的抗壓能力和自我調控意識[23]。因此獨立型自我建構會強化積極獨處與社交需求之間的負向關系。因此本文提出以下假設：

H5：依存型自我建構在消極獨處與社交需求之間起正向調節(jié)作用；

H6：獨立型自我建構在積極獨處與社交需求之間起正向調節(jié)作用。

三、研究設計與數(shù)據(jù)分析

1.研究設計

本研究采用在線問卷調查的方法。2022 年10 月在問卷星平臺上隨機發(fā)放問卷，采用李克特五點量表對問卷條目進行評分。本研究共收集到問卷427 份，其中對個別未填錯填選項按照缺失值進行處理，剔除無效問卷13 份，最終得到有效問卷414 份，問卷有效率為96.96%。研究樣本中女性占57.25%，男性占42.75%。從年齡來看， 18 歲～30 歲占比最高為66.18%；從最高學歷來看，本科占比最高為71.26%；從職業(yè)來看，全日制學生占比最高為60.63%；從月收入來看，3500 元及以下占比最高為37.20%。

2.數(shù)據(jù)分析

（1）量表及信度分析

本文所有變量的測量量表均采用國內外期刊已使用過的成熟量表，具有較好的信度與效度。獨處的測量基于陳曉莉和戴曉陽（2012）的獨處行為量表[24]，該量表有四個分量表，本文采用了其中的積極獨處分量表、孤獨分量表和社交回避分量表。積極獨處分量表共10 個條目，本研究中該量表的Cronbach's alpha 系數(shù)為0.979?；谙撵P等（2021）的研究[25]，孤獨分量表和社交回避分量表共同組成了消極獨處分量表，共15個條目，本研究中該量表的Cronbach's alpha 系數(shù)為0.974。沖動性購買行為的測量采用Badgaiyan 等（2017）的沖動購買行為量表[26]，共3 個條目，本研究中該量表的Cronbach's alpha 系數(shù)為0.759。自我建構的測量采用了王裕豪等（2008）的自我建構量表[27]，共24 個條目。兩個維度依存型和獨立型自我建構的Cronbach's alpha 系數(shù)分別為0.956 和0.834。社交需求的測量采用Han（2015）的社交需求量表[28]，共4 個條目，本研究中該量表的Cronbach's alpha 系數(shù)為0.931。

（2）效度分析

進行驗證性因子（CFA）分析，因子對應的平均方差提取值（AVE）均大于0.5，組合信度值（CR）均大于0.7，具有較好的收斂效度（詳見表1）。

表1 收斂效度分析：AVE和CR指標

采用平均方差提取值比較法檢驗主要構念間的區(qū)分效度。消極獨處，積極獨處，沖動性購買，依存型自我建構，獨立型自我建構和社交需求的AVE 平方根值分別為0.865，0.918，0.710，0.861，0.710，0.898 均大于與其他構念的相關系數(shù)，具有良好的區(qū)分效度（詳見表2）。

表2 區(qū)分效度分析：Pearson相關和AVE平方根值

3.假設檢驗

（1）獨處對沖動性購買行為的影響分析

本研究利用SPSSAU，采用層次回歸分析法進行假設檢驗。由表3 可知，消極獨處對沖動性購買行為有顯著的正向影響（M2，β=0.435，p ＜0.01），假設H1 得到驗證。由表4 可知積極獨處對沖動性購買行為有顯著的負向影響（M2，β= -0.270，p＜0.01），假設H2 得到驗證。

表3 消極獨處對沖動性購買行為的影響以及社交需求的中介作用

表4 積極獨處對沖動性購買行為的影響以及社交需求的中介作用

（2）社交需求的中介作用分析

對于中介效果的檢驗，借鑒Baron 和Kenny（1986）提出的逐步回歸法[29]，結果列于表3 與表4 中。①自變量對因變量的影響（H1-H2，上文已分析）。②自變量對中介變量的影響。由表3 可知，消極獨處正向影響社交需求（M1，β=0.654，p＜0.01）。由表4 可知，積極獨處負向影響社交需求（M1，β=-0.505，p ＜0.01）。③中介效應（假設H3-H4）。當中介變量引入回歸方程后，由表3 可知，消極獨處與沖動性購買的關系顯著（M3，β=0.260，p ＜0.01），社交需求系數(shù)顯著（M3，β=0.268，p ＜0.01）。由表4 可知，積極獨處與沖動性購買關系顯著（M3，β= -0.096，p ＜0.05），社交需求系數(shù)顯著（M3，β=0.343，p ＜0.01）。綜上可知，在將中介變量引入方程之后，自變量與因變量的關系均依舊顯著，說明中介變量在自變量與因變量之間均起到部分中介的作用，因此假設H3，H4 得到驗證。

由表5 可知，消極獨處40.27%通過中介變量社交需求來影響沖動性購買行為，還有59.73%通過自身去影響沖動性購買行為。積極獨處64.24%通過中介變量社交需求來影響沖動性購買行為，還有35.76%通過自身去影響沖動性購買行為。

表5 社交需求的中介效應

（3）自我建構的調節(jié)作用分析

由表6 可知，消極獨處與依存型自我構建的交互項對社交需求沒有顯著影響（M2，β= -0.044），因此假設H5 不成立。由表7 可知，獨立型自我建構正向調節(jié)積極獨處與社交需求之間的負向關系（M2，β=0.120，p ＜0.05），因此假設H6 成立。

表6 依存型自我建構的調節(jié)作用

表7 獨立型自我建構的調節(jié)作用

四、研究結論與啟示

1.研究結論

本研究探究了獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響及影響機制，基于實證分析結果得出以下結論：第一，消極獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為有顯著正向影響。第二，積極獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為有顯著負向影響。第三，社交需求在獨處與網(wǎng)絡沖動性購買行為之間起部分中介作用。第四，依存型自我建構對消極獨處和社交需求之間的關系無調節(jié)作用，這與本研究的假設存在差異，可能的解釋是消極獨處比積極獨處更復雜，消極獨處狀態(tài)下的依存型自我建構者未必有更強烈的社交需求。而獨立型自我建構在積極獨處與社交需求之間起正向調節(jié)作用，與研究假設吻合。

2.理論貢獻

本研究的理論貢獻主要有以下幾點：第一，本研究驗證了獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響，豐富了獨處與消費行為關系的研究。第二，本研究區(qū)分了兩類獨處（消極獨處和積極獨處），關注了獨處的兩面性，在一定程度上補充了有關獨處的研究。第三，本研究驗證了社交需求在獨處和網(wǎng)絡沖動性購買行為之間的中介作用，明晰了獨處對網(wǎng)絡沖動性購買行為的影響機制。第四，本研究進一步探索了獨處影響網(wǎng)絡沖動性購買行為的邊界條件，驗證了獨立型自我建構在積極獨處與社交需求之間的正向調節(jié)作用。

3.管理啟示

本研究可以為企業(yè)網(wǎng)絡營銷實踐提供有益的建議。首先，對于那些不太容易沖動消費的個體，比如積極獨處者，電子商務企業(yè)應該采取更有效的措施提高其購買意愿。其次，電子商務企業(yè)可以通過提供更方便的社交方式、更愉快的社交體驗滿足獨處人群的社交需求。第三，針對不同自我建構類型的消費者，企業(yè)可以根據(jù)其特點或偏好進行營銷推廣，以提高營銷績效。