彭國超 程曉

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

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

〔中圖分類號〕Ｇ２５２.０ 〔文獻標識碼〕Ａ 〔文章編號〕１００８－０８２１ （２０２４） ０１－００８３－１３

隨著移動互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的迅猛發(fā)展， 用戶數(shù)據(jù)已成為服務商擁有競爭優(yōu)勢的重要資源。越來越多的平臺利用大數(shù)據(jù)相關(guān)技術(shù)對用戶的行為數(shù)據(jù)進行分析， 以求為用戶高效地提供個性化服務。然而， 用戶在享受互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)所提供的便利性服務的同時，也伴隨著個人隱私信息泄露的風險。近年來， 用戶個人隱私信息泄露引起了用戶對隱私信息的高度關(guān)注， 隱私披露和隱私保護已成為當今時代的熱門話題。

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： 一是個人因素， 如隱私關(guān)注［１］ 、風險認知［２］ 、感知收益［３］ 、隱私擔憂［４］ 和隱私侵犯經(jīng)歷［５］ 等對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［６］ 等對隱私披露行為的影響。此外， 不同風險偏好的個體隱私披露意愿具有顯著的差異［７］ ，追求獨特性的個體會為了獲取個性化服務而選擇披露自己的隱私［８］ ， 而具有較高風險感知的個體則會為了規(guī)避風險而選擇保護隱私［９］ ， 這與自我建構(gòu)理論中的獨立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)的目標導向相一致， 前者為了追求獨特性愿意承擔更高的風險， 而后者為了規(guī)避風險則不惜放棄利益［１０］ 。因此， 本研究推測， 自我建構(gòu)可能是導致不同個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)） 對隱私披露意愿的影響［１１］ ， 但針對不同自我建構(gòu)類型的個體對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)理論來解釋不同個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)對隱私披露意愿的影響是否會發(fā)生變化。

本研究重點關(guān)注自我建構(gòu)是否會對個體的隱私披露意愿產(chǎn)生影響， 通過兩個實驗研究來探究以下問題： ①自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響； ②權(quán)限敏感度對不同自我建構(gòu)類型個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)分長期自我建構(gòu)和情境自我建構(gòu)［１２］ ， 因此， 在實驗一中測量了個體的長期自我建構(gòu)， 在實驗二中采用不同的啟動材料對個體的自我建構(gòu)進行操縱， 測量個體的情境自我建構(gòu)。當長期自我建構(gòu)與情境自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響一致時， 可為平臺的運營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， 是指個體在對自我進行認知時， 認為自己與他人關(guān)聯(lián)或獨立的程度， 據(jù)此可以將個體的自我建構(gòu)劃分為獨立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)兩種建構(gòu)類型。Ｃｒｏｓｓ Ｓ Ｅ 等［１４］ 認為， 不同文化背景下的個體具有不同的自我建構(gòu)類型， 東方國家個體相比于西方國家個體具有更強的依存型自我建構(gòu)人格。然而， 有研究者指出， 同一個體可以同時擁有兩種不同的自我建構(gòu)類型， 只是在特定情境下某一自我建構(gòu)類型占主導地位［１３－１５］ 。自我建構(gòu)具有可塑造性， 可以通過改變個體所處的情境使個體暫時處于某一特定的自我建構(gòu)類型［１６］ 。

自我建構(gòu)類型會影響個體的目標和社會取向，并影響其心理和行為決策［１６］ 。獨立型自我建構(gòu)個體更加重視自我， 認為自己是一個獨立的個體， 追求自我的獨特性， 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)個體更加重視他人對自己的評價［１７－１９］ 。Ｍａｒｋｕｓ Ｈ Ｒ 等［１３］ 的研究表明， 自我建構(gòu)會對個體的決策和行為產(chǎn)生影響， 不同自我建構(gòu)類型的個體在自我控制、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)個體在風險偏好［２１］ 、信息處理方式［２２］ 、價值判斷［２３］ 等方面存在的差異， 但關(guān)于不同自我建構(gòu)個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， 會導致不同自我建構(gòu)個體的信息加工差異。本研究探究不同自我建構(gòu)類型個體在面對隱私披露信息時的信息加工機制以及該機制對個體后續(xù)隱私披露意愿的影響。

１.２ 調(diào)節(jié)定向理論

調(diào)節(jié)定向是指個體為了達到特定目標而對認知和行為進行調(diào)控的自我調(diào)節(jié)傾向， 根據(jù)個體動機導向可將其劃分為促進定向和防御定向兩類［２４］ 。同一個體可以同時擁有兩種不同的調(diào)節(jié)定向傾向， 當個體在對風險進行評估作出決策時， 具有更高促進定向傾向的個體往往為了尋求利益而選擇忽視可能存在的風險， 而具有更高防御定向傾向的個體可能會采取更保守的行為以規(guī)避風險［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)， 對社交媒體用戶隱私保護意向的影響機制進行了探究； 沈旺等［２８］ 基于調(diào)節(jié)定向理論對隱私悖論進行了研究； Ｊｉｎ Ｓ Ａ Ａ［２９］ 和Ｌｗｉｎ Ｍ Ｏ 等［３０］ 研究發(fā)現(xiàn)， 防御定向會增強用戶的隱私保護意愿。雖然調(diào)節(jié)定向理論已被廣泛應用于用戶隱私披露和隱私保護相關(guān)研究， 但已有相關(guān)研究僅將調(diào)節(jié)定向作為個體的個人特質(zhì)， 研究其與個體間行為差異的關(guān)系， 并沒有考慮其他因素對這一關(guān)系的作用。

此外， 個體的調(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)定向指個體長期的穩(wěn)定的自我調(diào)節(jié)傾向， 通常被認為是個體的一種個人特質(zhì)， 而情境性調(diào)節(jié)定向則是個體在特定情境下由情境因素所誘發(fā)的暫時性的自我調(diào)節(jié)傾向［３２－３３］ ，可以通過引導被試聚焦于事件的風險或者收益進而激發(fā)被試的防御定向傾向或促進定向傾向。因此，通過啟動被試不同情境的自我建構(gòu)來激發(fā)不同的調(diào)節(jié)定向成為可能。本研究將自我建構(gòu)作為個體的特質(zhì)變量， 研究不同權(quán)限敏感度下個體的調(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

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)類型的個體會有不同的風險偏好：獨立型自我建構(gòu)的個體在決策過程中往往會更關(guān)注可能獲得的收益， 會為了收益而承擔更大的風險；依存型自我建構(gòu)的個體對待風險的態(tài)度更消極， 在決策過程中往往表現(xiàn)得更加謹慎， 更傾向于規(guī)避風險［３４］ 。Ｋｒａｍｅｒ Ｔ 等［３５］ 認為， 獨立型自我建構(gòu)的個體往往更關(guān)注個人的偏好， 更喜歡基于個人偏好的個性化推薦， 同時， 獨立型自我建構(gòu)的個體更重視個人需求的滿足［１３］ 。在面對隱私權(quán)限披露時， 獨立型自我建構(gòu)個體往往會更關(guān)注披露隱私所帶來的收益， 為了獲得個性化的服務而選擇披露隱私； 依存型自我建構(gòu)個體則會更加關(guān)注披露隱私可能帶來的風險， 進而會放棄可能的收益而規(guī)避風險。因此本文提出假設：

Ｈ１： 自我建構(gòu)類型對個體的隱私披露意愿有顯著影響， 相較于依存型自我建構(gòu)個體， 獨立型自我建構(gòu)個體往往會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)與個體行為決策間存在中介效應［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］認為， 獨立型自我建構(gòu)個體更傾向于追求獨特性與自我提升， 這一特性與促進定向的狀態(tài)高度相關(guān)；而依存型自我建構(gòu)的個體更遵從社會規(guī)范， 傾向于維持群體和諧與社會現(xiàn)狀， 與防御定向的內(nèi)部動機具有高度的一致性。Ｌｅｅ Ａ Ｙ 等［３４］ 的研究也再一次證實了這一觀點， 獨立型自我建構(gòu)個體以追求與眾不同為目標， 更加注重個人成就和獨立自主， 通常具有更高的促進定向傾向； 依存型自我建構(gòu)個體以與他人和諧相處為目標， 更加注重與群體間的關(guān)系和履行社會責任， 在決策過程中通常表現(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)定向的個體對獨特性的需求也存在顯著的差異， 與防御定向傾向個體相比， 促進定向傾向個體往往具有更強的創(chuàng)造力， 具有更高的獨特性和個性化需求［３７］ ， 因而具有更高的隱私披露意愿［６］ 。個性化需求高的個體在面對新的服務時往往更能感知到該服務的價值和所能帶來的收益［３８］ ； 防御定向傾向的個體則會更在意損失， 在面對新的服務時會更聚焦于負面特征， 因而在作出決策時往往會選擇保守方案， 為了規(guī)避損失甚至會忽視可能的利益［３９］ 。不同調(diào)節(jié)定向傾向的個體在隱私披露決策上存在顯著的差異， 促進定向的個體會更傾向于通過披露隱私信息以換取收益， 而防御定向個體則更傾向于保護個人隱私［２６］ 。因此， 本文提出假設：

Ｈ２： 自我建構(gòu)可能會通過調(diào)節(jié)定向的中介作用對隱私披露意愿產(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］ 將信息的風險屬性定義為“信息敏感度”， 認為不同個體對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)， 獨立型自我建構(gòu)個體在進行決策時多聚焦于收益， 具有更高的風險偏好； 依存型自我建構(gòu)個體在決策過程中則多聚焦于可能存在的風險， 偏好風險規(guī)避型決策。長期以來， 研究者們普遍認為， 依存型自我建構(gòu)個體在風險決策時表現(xiàn)出更多的風險規(guī)避行為， 但也有研究發(fā)現(xiàn)， 不同自我建構(gòu)類型的個體對風險的偏好受到風險的類型和程度的影響［３６］ 。權(quán)限敏感度會在一定程度上影響消費者的感知風險［４１］ ， 當權(quán)限敏感度高時， 用戶會有更高的風險感知水平［４２］ ， 進而對用戶的態(tài)度和隱私披露意愿產(chǎn)生更加負面的影響［４０］ 。在權(quán)限敏感度較低時，個體的風險感知會降低， 因而會更加關(guān)注披露隱私信息所獲得的收益， 此時依存型自我建構(gòu)占主導的個體更易激發(fā)促進定向傾向， 進而產(chǎn)生較高的隱私披露意愿； 當權(quán)限敏感度較高時， 個體的風險感知會升高， 感知控制能力減弱， 并認為可能會產(chǎn)生更嚴重的潛在后果［９］ ， 依存型自我建構(gòu)個體將會把注意力放在消極方面并提高警惕， 此時依存型自我建構(gòu)個體更易激發(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：

Ｈ３： 權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)對隱私披露意愿的直接預測效應

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： 當權(quán)限敏感度較高時， 獨立型自我建構(gòu)占主導的個體更易激發(fā)其促進定向傾向， 從而相比于依存型自我建構(gòu)占主導的個體具有更高的隱私披露意愿

Ｈ４ｂ： 當權(quán)限敏感度較低時， 兩種自我建構(gòu)類型的個體均易激發(fā)促進定向傾向， 此時不同自我建構(gòu)類型個體間的隱私披露意愿無顯著差異

綜合以上推導， 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自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響， 以及權(quán)限敏感度對不同自我建構(gòu)個體隱私披露意愿的影響差異。

３.１ 實驗設計與數(shù)據(jù)收集

１） 預實驗。由于本研究主要關(guān)注自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響， 為了模擬契合本研究的真實情境， 本研究在選取披露的隱私信息時應該選擇用戶熟悉的實驗場景。考慮到目前移動設備的普及，故本研究以移動ＡＰＰ 的隱私信息披露為研究情境，同時選取的移動ＡＰＰ 應該是用戶所熟知的、核心功能明確的應用類型。在經(jīng)過慎重考慮后， 本研究實驗一選取音樂類ＡＰＰ 作為研究情境。

為了使研究更貼合實際， 本研究通過對應用市場使用量較大的音樂類ＡＰＰ 經(jīng)常獲取的用戶隱私權(quán)限進行了統(tǒng)計， 最終選取出６ 種音樂類ＡＰＰ 經(jīng)常要求獲取的隱私權(quán)限（包括麥克風、地理位置、通訊錄、相機、相冊、日歷）。為了選取出合適敏感度的隱私權(quán)限， 本研究邀請了１５０ 名被試對音樂類ＡＰＰ 所要獲取的權(quán)限敏感度和權(quán)限相關(guān)性進行打分， 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（Ｍ＝ ５.０６）、地理位置（Ｍ ＝ ５.０４）、麥克風（Ｍ ＝４.９４）、相機（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（Ｍ＝５.２３）、相冊（Ｍ＝５.１３）、相機（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)限作為實驗場景進行實驗， 將相機作為低敏感度權(quán)限， 通訊錄作為高敏感度權(quán)限。

２） 正式實驗。以往多數(shù)研究均認為自我建構(gòu)取決于個體的文化背景， 東方人更多地表現(xiàn)為依存型自我建構(gòu)個體， 但也有部分學者對此種觀點提出了異議， 其認為在信息化時代， 隨著東西方文化的頻繁交流， 當代青少年具有了更多元化的價值觀，表現(xiàn)出更多的個人主義傾向［４４］ 。本研究以大學生作為主要被試， 探究個體長期性自我建構(gòu)對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。

實驗的決策情境設計參考潘定等［４１］ 的研究，實驗場景選取大眾熟知的音樂類ＡＰＰ。在實驗開始前告訴被試本次調(diào)查是關(guān)于音樂類ＡＰＰ 的調(diào)查，為了消除已有音樂ＡＰＰ 的口碑效應和被試對已有音樂ＡＰＰ 的固有認知可能對隱私披露意愿的影響［１］ ， 本研究采用一款虛擬的音樂ＡＰＰ。實驗采用假想場景的方式進行， 被試被要求想象最近新下載了一款音樂ＡＰＰ 打算聽音樂， 但在使用過程中該ＡＰＰ 想要獲取用戶的隱私權(quán)限。不同組的被試閱讀到的實驗材料是有區(qū)別的： 在高權(quán)限敏感度組中音樂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ＡＰＰ 想要獲取被試的相機權(quán)限。被試閱讀完實驗材料后， 被要求填寫對權(quán)限敏感度的感知量表、隱私披露意愿量表和個人信息。研究表明， 授權(quán)透明度會影響用戶的隱私披露意愿［４１］ ，為了消除授權(quán)透明度對隱私披露意愿的影響， 在實驗過程中明確告知被試該音樂ＡＰＰ 獲取某一隱私權(quán)限的用途。

研究采取線上實驗的方式對數(shù)據(jù)進行收集， 權(quán)限敏感度量表根據(jù)Ｌｉ Ｔ 等［４５］ 的研究改編， 隱私披露意愿的測量題項改編自Ｗａｎｇ Ｔ 等［４６］ 的研究， 所有題項均采用李克特７ 級量表進行測量。共邀請２００ 名被試參與實驗， 在剔除答題時間過短和過長以及所有選項均選擇同一評分的樣本后， 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克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值的大小進行衡量， 當克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值大于０.７ 時， 則可認為量表具有良好的信度［４７］ 。本文利用ＳＰＳＳ ２６ 對量表進行信效度檢驗， 通過克隆巴赫Ａｌｐｈａ 值來衡量問卷信度， 通過ＫＭＯ 值和Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗顯著性水平來衡量問卷的效度。依存型自我建構(gòu)（Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓ α＝０.７０９）、獨立型自我建構(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。為檢驗量表效度， 對數(shù)據(jù)進行探索性因子分析得ＫＭＯ 值為０.７６２， 大于０.７， Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗顯著性水平為０.０００， 表明適合做因子分析， 問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)分別取對應量表題項的平均值作為該指標的得分。其中， 自我建構(gòu)分別取依存型自我建構(gòu)量表題項得分的均值代表個體依存型自我建構(gòu)得分， 獨立型自我建構(gòu)量表題項得分的均值代表個體獨立型自我建構(gòu)得分， 并借鑒國內(nèi)外已有研究［４９］ ， 用被試獨立型自我建構(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立型自我建構(gòu)組（Ｍ ＝ １.２６８， ＳＤ ＝ ０.９３０，Ｎ＝１１０）， 得分為負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。

通過單因素方差分析檢驗權(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，進行單因素方差分析檢驗自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響。結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對隱私披露意愿的主效應顯著（Ｍ＝ ３.７６６，ＳＤ＝ ０.７５３ ｖｓ. Ｍ＝３. ４１５，ＳＤ＝ １.２２５； Ｆ（１，１６６）＝５.２８２， Ｐ＝０.０２３＜０. ０５）。獨立型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿。

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立型自我建構(gòu)個體和依存型自我建構(gòu)個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， 進行２×２ 的方差分析對權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)效應進行檢驗。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 語句進行簡單效應分析， 結(jié)果表明， 在低權(quán)限敏感度情境下， 不同自我建構(gòu)類型個體的隱私披露意愿無顯著差異（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， 獨立型自我建構(gòu)個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Ｈ１和Ｈ３ 得到驗證。

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)類型個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， 獨立型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿， 假設Ｈ１ 和假設Ｈ３ 得到驗證。由此可見， 在對隱私披露意愿的影響因素進行討論時， 除了考慮個體感知和環(huán)境因素［７］ 外， 還應關(guān)注個體自我建構(gòu)類型對隱私披露意愿的影響， 同時還需重視權(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。本文通過情境模擬實驗驗證了個體長期自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響以及權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用， 但仍存在以下問題有待完善： ①已有研究指出， 個體的自我建構(gòu)分為長期自我建構(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研究一僅驗證了自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響， 但兩者間的內(nèi)在作用機制并沒有得到深入挖掘。個體對自我的認知是一個動態(tài)變化的過程， 它不僅僅受到個體所處文化背景的影響， 還在很大程度上取決于個體所處的特定情境。在研究二中， 本研究將通過啟動材料操縱被試的不同情境自我建構(gòu)類型， 并深入挖掘不同權(quán)限敏感度下的內(nèi)在作用機制， 以增強本研究結(jié)果的說服力。

４ 研究二

研究二采用２（自我建構(gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的組間實驗設計， 一是為了探究不同情境自我建構(gòu)類型對隱私披露意愿的影響， 以及該影響是否通過調(diào)節(jié)定向起作用， 驗證主效應和中介作用； 二是檢驗權(quán)限敏感度在這一過程中是否起到了調(diào)節(jié)作用。

４.１ 實驗設計與數(shù)據(jù)收集

１） 預實驗。研究二選取外賣類ＡＰＰ 作為實驗場景， 與研究一的預實驗類似， 以李克特７ 級量表檢驗外賣ＡＰＰ 想要獲取隱私權(quán)限的敏感度和相關(guān)性。通過對市場上用戶量大的外賣ＡＰＰ 進行分析，總結(jié)出７ 種外賣類ＡＰＰ 常要求獲取的隱私權(quán)限（包括麥克風、通訊錄、相冊、相機、地理位置、運動與健身、日歷）。研究二的預實驗與研究一由同一批被試在同一問卷上先后完成， 邀請１５０ 名被試參與前測實驗， 對外賣ＡＰＰ 所獲取權(quán)限的敏感度和相關(guān)性感知進行打分， 最終獲取有效數(shù)據(jù)１３８ 份。結(jié)果顯示， 外賣類ＡＰＰ 權(quán)限敏感度從高到低依次是： 通訊錄（Ｍ＝ ５.４７）、相冊（Ｍ＝ ５. ３４）、麥克風（Ｍ ＝ ５.２３）、地理位置（ Ｍ ＝ ４.９３）、相機（ Ｍ ＝４.８５）、運動與健身（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（Ｍ ＝ ５.０６）、麥克風（Ｍ ＝ ５.０４）、日歷（Ｍ ＝ ４.９４）、通訊錄（ Ｍ ＝ ４.７０）、相冊（ Ｍ ＝４.５２）、運動與健身（Ｍ ＝ ４.４５）。為了降低權(quán)限相關(guān)性對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)限作為實驗場景進行實驗， 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） 正式實驗。雖然文化背景和性別對個體的長期自我建構(gòu)有影響， 但大多數(shù)學者表明， 個體的自我建構(gòu)類型具有一定的情境性， 個體可以同時擁有獨立型自我建構(gòu)和依存型自我建構(gòu)兩種不同的自我建構(gòu)類型， 只是在特定情境下某一自我建構(gòu)占據(jù)主導地位［１５］ 。通過情境啟動方式對個體的短期情境性自我建構(gòu)進行操縱， 同樣也會影響個體后續(xù)的社會感知和行為決策［５１］ 。

本實驗采?。玻ㄗ晕医?gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的組間實驗， 通過啟動材料對被試的自我建構(gòu)類型進行控制。參考Ｍａ Ｚ Ｆ 等［５２］ 的研究， 對啟動材料進行設計， 在實驗開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)類型。同時， 本實驗還在文字材料下方插入與文字材料描述的比賽場景相一致的圖片以增強啟動效果。在閱讀完啟動材料后， 要求被試填寫情境自我構(gòu)建的操縱量表［５２］和個人信息。

實驗的決策情境設計與研究一類似， 在實驗開始前告知被試本次調(diào)查是關(guān)于外賣類ＡＰＰ 的調(diào)查，為了消除已有外賣ＡＰＰ 的口碑效應和被試對已有外賣ＡＰＰ 的固有認知可能對隱私披露意愿的影響［１］ ， 本研究采用了一款虛擬的外賣ＡＰＰ。實驗采用假想場景的方式進行， 被試被要求想象最近新下載了一款外賣ＡＰＰ 打算點外賣， 但在使用過程中該ＡＰＰ 想要獲取用戶的隱私權(quán)限。不同組的被試閱讀到的實驗材料是有區(qū)別的： 在高權(quán)限敏感度組中外賣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ＡＰＰ 想要獲取被試的日歷權(quán)限。被試閱讀完實驗材料后， 被要求填寫對權(quán)限敏感度的感知量表、隱私披露意愿量表和調(diào)節(jié)定向傾向測量量表。為了消除授權(quán)透明度對隱私披露意愿的影響， 在實驗過程中明確告知被試該外賣ＡＰＰ 獲取某一隱私權(quán)限的用途。

研究采取線上實驗的方式對數(shù)據(jù)進行收集， 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量量表同研究一， 所有題項均采用李克特７ 級量表進行測量。本次實驗邀請了２６０ 名被試參與實驗， 將被試隨機分為４組。在剔除回答時間過短和過長以及所有題項均為相同評分的樣本后， 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

利用ＳＰＳＳ 對量表進行信效度檢驗， 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， 表明問卷具有良好的信度； 為檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度， 本文對問卷數(shù)據(jù)進行探索性因子分析， ＫＭＯ 值為０.８０２， 大于０.７，Ｂａｒｔｌｅｔｔ 球形檢驗顯著性水平為０.０００， 表明適合做因子分析， 問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。本實驗中所測量的變量均通過取相應量表題項的均值作為該維度的得分， 并對權(quán)限敏感度和自我建構(gòu)類型進行操縱有效性檢驗。本文通過單因素方差分析檢驗權(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。

通過配對樣本Ｔ 檢驗分別考察相同自我建構(gòu)啟動組中依存型自我建構(gòu)與獨立型自我建構(gòu)的差異： 在依存型自我建構(gòu)啟動組中， 依存型自我建構(gòu)的得分顯著高于獨立型自我建構(gòu)的得分（Ｍ＝４.９５５， Ｍ＝ ４.５４３， ｔ ＝ ３.７０６， Ｐ ＝ ０.０００）；在獨立型自我建構(gòu)啟動組中， 依存型自我建構(gòu)的得分顯著低于獨立型自我建構(gòu)的得分（Ｍ＝ ４.４１５，Ｍ＝４. ９６９， ｔ ＝ －３.９１０， Ｐ ＝ ０.０００）。通過獨立樣本Ｔ 檢驗考察不同自我建構(gòu)啟動組中相同自我建構(gòu)類型的差異： 與獨立型自我建構(gòu)啟動組相比，依存型自我建構(gòu)啟動組中的依存型自我建構(gòu)得分顯著高于獨立型自我建構(gòu)啟動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)啟動組中的獨立型自我建構(gòu)得分顯著低于獨立型自我建構(gòu)啟動組中的獨立型自我建構(gòu)得分（４.５４３ ｖｓ ４.９６９， ｔ ＝ －３.２４０， Ｐ ＝ ０.００２）。因此， 本實驗通過啟動材料對被試的自我建構(gòu)類型進行操縱符合實驗要求。

２） 主效應檢驗。本文通過單因素方差分析檢驗了依存型自我建構(gòu)和獨立型自我建構(gòu)對隱私披露意愿的影響。結(jié)果表明， 獨立型自我建構(gòu)占主導的被試的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)占主導的被試（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， 對于相同的隱私權(quán)限， 獨立型自我建構(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Ｈ１ 再次得到驗證。

３） 中介效應檢驗。本研究通過分層回歸方式對調(diào)節(jié)定向的中介效應進行檢驗， 引入虛擬變量表示自我建構(gòu)， 將依存型自我建構(gòu)占主導的被試的自我建構(gòu)取值為０， 獨立型自我建構(gòu)占主導的自我建構(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， 促進定向作為自變量第二層進行回歸分析； 模型１ 顯示， 自我構(gòu)建對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， 將促進定向作為因變量， 自我建構(gòu)作為自變量進行回歸分析， 發(fā)現(xiàn)自我建構(gòu)對促進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行回歸分析； 結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對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)作為自變量進行回歸分析， 結(jié)果顯示， 自我建構(gòu)對防御定向有顯著負向影響（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)不僅能夠直接預測個體的隱私披露意愿， 還能通過調(diào)節(jié)定向的中介作用預測個體的隱私披露意愿， 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Ｈ２ 得到驗證。

４） 調(diào)節(jié)效應檢驗。本研究通過對數(shù)據(jù)進行２（自我建構(gòu)： 依存型自我建構(gòu)／ 獨立型自我建構(gòu)）×２（權(quán)限敏感度： 高／ 低）的方差分析檢驗權(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)限敏感度會顯著調(diào)節(jié)自我構(gòu)建對隱私披露意愿的影響， 二者交互效應圖如圖３ 所示。使用ＳＰＳＳ 軟件進行簡單效應分析， 結(jié)果顯示， 對于權(quán)限敏感度較高的隱私權(quán)限， 獨立型自我建構(gòu)占主導的用戶比依存型自我建構(gòu)占主導的用戶的隱私披露意愿更高（Ｍ獨立＝４.３２０， ＳＤ＝ １.３４２ ｖｓ.Ｍ＝ ２.０６５， ＳＤ＝０.９６３； Ｆ（１，２３６）＝ ８８.４１６， Ｐ＜０.００１）； 但對于權(quán)限敏感度較低的隱私權(quán)限， 自我建構(gòu)對隱私披露意愿無顯著影響（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 方法對有調(diào)節(jié)的中介效應進行檢驗， 置信區(qū)間設置為９５％，樣本量設置為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， 獨立型自我建構(gòu)表示為１）， 促進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）。在以促進定向為中介變量的檢驗中， 有調(diào)節(jié)的中介效應顯著（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)與促進定向的關(guān)系， 簡單斜率分析如圖４ 所示。在高權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對促進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， 獨立型自我建構(gòu)占主導的個體相較于依存型自我建構(gòu)占主導的個體在對隱私披露信息進行加工時更容易激發(fā)其促進定向傾向（作用系數(shù)為０.７６８）， 從而相對于依存型自我建構(gòu)占主導的個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)對促進定向影響不顯著（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)類型個體均較易激發(fā)促進定向傾向， 進而獨立型自我建構(gòu)個體與依存型自我建構(gòu)個體間的隱私披露意愿無顯著差異。在以防御定向為中介變量的檢驗中， 有調(diào)節(jié)的中介效應同樣顯著（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)對防御定向有顯著負向影響（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)占主導的個體在對隱私披露信息進行加工時更易激發(fā)其防御定向傾向（作用系數(shù)為－０.５１３）， 進而相對于獨立型自我建構(gòu)占主導的個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)類型對防御定向無顯著影響（９５％ＣＩ： ＬＬＣＩ ＝ －０.０７４６， ＵＬＣＩ ＝０.２４７５， 包含０）。促進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

通過研究二發(fā)現(xiàn)， 不同自我建構(gòu)類型個體間的隱私披露意愿存在顯著差異， 獨立型自我建構(gòu)占主導的個體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)占主導的個體的隱私披露意愿， 假設Ｈ１ 再次得到驗證。不同自我建構(gòu)類型的個體通過不同的調(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)對調(diào)節(jié)定向的影響。具體來說， 在高權(quán)限敏感度下， 獨立型自我建構(gòu)占主導的個體更易激發(fā)其促進定向傾向， 使個體表現(xiàn)出對相同隱私權(quán)限更高的披露意愿， 而依存型自我建構(gòu)占主導的個體更易激發(fā)其防御定向傾向， 從而降低其隱私披露意愿， 假設Ｈ４ａ 得到了驗證； 在低權(quán)限敏感度下， 依存型自我建構(gòu)個體在對隱私信息進行加工時更易激發(fā)其促進定向傾向， 進而導致與獨立型自我建構(gòu)個體間的披露意愿無顯著差異， 假設Ｈ４ｂ 得到了驗證。權(quán)限敏感度在自我建構(gòu)類型對隱私披露意愿的主效應中起到顯著的調(diào)節(jié)作用， 即在高權(quán)限敏感度下， 獨立型自我建構(gòu)占主導的個體比依存型自我建構(gòu)個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)類型并不會對隱私披露意愿產(chǎn)生顯著影響， 假設Ｈ３ 再次得到驗證。

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)對隱私披露意愿的影響， 探究了導致不同自我建構(gòu)類型個體間隱私披露意愿差異的內(nèi)在機制， 得到了以下結(jié)論：

１） 自我建構(gòu)顯著影響個體的隱私披露意愿，且這一影響受到權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)。本文通過研究一驗證了自我建構(gòu)顯著影響個體的隱私披露意愿，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， 獨立型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿； 在低權(quán)限敏感度下， 不同自我建構(gòu)類型個體的隱私披露意愿無顯著差異。不同自我建構(gòu)類型的個體對事情的風險偏好存在差異［２１］ ， 相較于獨立型自我建構(gòu)個體， 依存型自我建構(gòu)個體對風險的態(tài)度往往更消極， 通常選擇規(guī)避風險［３４］ ， 本研究結(jié)果也再次印證了這一觀點。當個體在對高權(quán)限敏感度的隱私信息進行披露決策時， 依存型自我建構(gòu)個體可能會對風險的感知更為敏感， 相較于獨立型自我建構(gòu)個體， 依存型自我建構(gòu)個體往往會選擇放棄可能的收益進而規(guī)避風險， 因此在高權(quán)限敏感度下，相較于獨立型自我建構(gòu)個體， 依存型自我建構(gòu)個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)啟動方式再次驗證了權(quán)限敏感度的調(diào)節(jié)作用，同時驗證了自我建構(gòu)對個體調(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， 進一步揭示了導致不同自我建構(gòu)類型個體間隱私披露意愿存在差異的內(nèi)在機制。在高權(quán)限敏感度下， 獨立型自我建構(gòu)個體更易激發(fā)促進定向傾向，依存型自我建構(gòu)個體更易激發(fā)防御定向傾向； 在低權(quán)限敏感度下， 自我建構(gòu)對調(diào)節(jié)定向無顯著影響，權(quán)限敏感度顯著調(diào)節(jié)自我建構(gòu)對調(diào)節(jié)定向的影響。具有促進定向傾向的個體更具創(chuàng)新性， 對獨特性有更高的需求［３７］ 。在面對新事物時， 具有促進定向傾向的個體對獨特性感知更為敏感， 而具有防御定向傾向的個體則更聚焦于可能的消極影響， 更關(guān)注可能的風險［５６］ ， 防御定向傾向會增強用戶的隱私保護意愿［２９－３０］ ， 這一觀點也得到了本文研究結(jié)果的支持。當個體對高權(quán)限敏感度隱私信息進行披露決策時， 獨立型自我建構(gòu)個體更易激發(fā)促進定向傾向， 更關(guān)注披露隱私對其帶來的個性化服務等收益； 依存型自我建構(gòu)個體更易激發(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的風險， 進而導致在高權(quán)限敏感度下， 獨立型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿顯著高于依存型自我建構(gòu)個體的隱私披露意愿。

５.２ 理論貢獻與實踐意義

５.２.１ 理論貢獻

１） 豐富了對隱私披露影響因素的認識。本研究采用自我建構(gòu)理論分析了個體間隱私披露意愿差異形成的原因， 擴展了有關(guān)隱私披露影響因素的研究。近年來， 自我建構(gòu)理論被廣泛應用于信息處理［２２］ 、價值判斷［２３］ 等的研究， 但少有學者關(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)理論運用到隱私披露意愿的研究中， 發(fā)現(xiàn)獨立型自我建構(gòu)個體相較于依存型自我建構(gòu)個體具有更高的隱私披露意愿， 并且對于個體的長期自我建構(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)因素探討其對隱私披露意愿的影響， 是對隱私披露影響因素研究的進一步豐富與擴展。

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)限敏感度的高低會影響不同自我建構(gòu)類型個體的隱私披露意愿， 且在不同的權(quán)限敏感度下， 不同自我建構(gòu)類型的個體會觸發(fā)不同的調(diào)節(jié)定向傾向， 進而導致個體間隱私披露意愿的差異。本研究深入探究了導致不同自我建構(gòu)類型個體間隱私披露意愿差異的內(nèi)在機制。

３） 拓展了自我建構(gòu)理論在用戶行為領(lǐng)域的應用。自我建構(gòu)理論已被廣泛應用于消費者行為的研究， 但已有研究多關(guān)注自我建構(gòu)對產(chǎn)品設計偏好［５７］ 、儲蓄行為［５０］ 、品牌延伸評價［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)系尚無文獻探討。本研究基于自我建構(gòu)理論， 對個體的自我建構(gòu)類型與隱私披露意愿的關(guān)系進行了探討， 以嶄新的視角闡釋了不同情境下個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)域研究中的應用。

５.２.２ 實踐意義

自我建構(gòu)對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)個體， 獨立型自我建構(gòu)個體更易激發(fā)其促進定向傾向， 因而導致其具有更高的隱私披露意愿。自我建構(gòu)既具有長期性又具有情境性［５９］ ， 且對隱私披露具有相似的行為結(jié)果。企業(yè)在運營過程中， 尤其是在想要獲取用戶敏感度較高的隱私信息時， 可以利用自我建構(gòu)的情境性采用不同的操縱方式啟動用戶的獨立型自我建構(gòu)以激發(fā)用戶的促進定向傾向， 進而增強用戶的隱私披露意愿。同時， 企業(yè)在運營過程中應關(guān)注權(quán)限敏感度對個體隱私披露意愿的影響， 在高權(quán)限敏感度下， 企業(yè)尤其應該引導用戶暢想該服務能夠帶來的積極效應以誘發(fā)用戶的獨立型自我建構(gòu)， 激發(fā)用戶的促進定向傾向， 從而增強用戶的隱私披露意愿。本研究結(jié)論可為企業(yè)的高效運營提供理論指導和參考。

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)研究中仍有較多問題值得深入探究： 本研究探討了個體自我建構(gòu)類型對隱私披露意愿的影響， 考慮了權(quán)限敏感度對這一影響的調(diào)節(jié)作用， 但已有研究表明， 授權(quán)透明度［６０］ 和隱私意識［６１］ 均會對隱私披露產(chǎn)生影響， 未來研究可嘗試探究授權(quán)透明度以及隱私意識是否會調(diào)節(jié)自我建構(gòu)與隱私披露意愿間的關(guān)系。同時， 本研究通過問卷收集實驗數(shù)據(jù)， 后續(xù)研究可以通過收集被試的腦電或者眼動等數(shù)據(jù)對個體的隱私披露行為進行探究。