居住流動(dòng)性對消費(fèi)者易得型產(chǎn)品偏好的影響

1引言

1.1 問題提出

在當(dāng)今全球化的大背景下，居住流動(dòng)是一個(gè)十分普遍的現(xiàn)象。在美國，遠(yuǎn)距離住宅流動(dòng)率始終處于高水平，2015年起每年有超過3000萬的美國居民有搬遷行為（Frost，2020）。中國同樣是一個(gè)居住流動(dòng)大國，《中國流動(dòng)人口發(fā)展報(bào)告》顯示，2021年居住流動(dòng)人口達(dá)2.47億人，占總?cè)丝诘?1 8 % 。

由于大規(guī)模的住所遷移正在全球范圍內(nèi)成為一種常態(tài)，關(guān)于居住流動(dòng)性的研究在學(xué)術(shù)界也受到越來越多的關(guān)注（Oishi，2010）。研究發(fā)現(xiàn)，居住流動(dòng)性不僅影響個(gè)體如何界定“自我”，還影響個(gè)體與“他人\"的關(guān)系（Choiamp;Oishi，2019）。另外，部分研究關(guān)注居住流動(dòng)性的長期后果，即在兒童時(shí)期的搬遷經(jīng)歷對個(gè)體長期的健康（Hendriksetal.，2016;Oishiamp;Schimmack，2010）與學(xué)業(yè)（Fowleretal.，2015）的影響。然而，關(guān)于居住流動(dòng)性如何影響消費(fèi)者的產(chǎn)品選擇和偏好的研究還相對缺乏，本文希望探究居住流動(dòng)性如何影響消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好。值得注意的是，越來越多的研究開始關(guān)注主觀感知到的居住流動(dòng)性，該領(lǐng)域的大量研究表明個(gè)體感知的居住流動(dòng)性是可以通過操縱激活的，并同樣會(huì)對情緒、認(rèn)知、行為等產(chǎn)生影響（Lun，Oishi，amp;Tenney，2012;Oishiet al.，2012;Oishi et al.，2013;Wang et al.，2021）?；诖?，本文主要希望探究個(gè)體主觀感知到的居住流動(dòng)性（以下簡稱\"感知居住流動(dòng)性\"會(huì)對個(gè)體的消費(fèi)偏好有怎樣的影響。

考慮到感知居住流動(dòng)性會(huì)影響個(gè)體的心理狀態(tài)與行為動(dòng)機(jī)，我們認(rèn)為，激活感知居住流動(dòng)會(huì)影響消費(fèi)者對于不同特性的產(chǎn)品的偏好程度。本研究我們著眼于產(chǎn)品的易得性屬性（feasibility）和理想性屬性（desirability）。具體而言，產(chǎn)品易得性反映了得到該產(chǎn)品的難易程度，而產(chǎn)品理想性反映了該產(chǎn)品最終的價(jià)值（Libermanamp;Trope，1998）。例如，對于一名學(xué)生而言，在學(xué)校食堂就餐更加方便，但是口味可能相對普通，因此這一選擇易得性較高而理想性偏低（在本文中我們稱之為“易得型產(chǎn)品\"；而去市中心的高檔餐廳就餐味道會(huì)更好，但可能消耗大量時(shí)間在交通與排隊(duì)上，因此這一選擇理想性較高而易得性偏低（在本文中我們稱之為“理想型產(chǎn)品\"）。為了了解消費(fèi)者如何在這兩類產(chǎn)品間做出決策，如今國內(nèi)外通過易得型與理想型劃分產(chǎn)品的研究正受到越來越多的關(guān)注（Baskinetal.，2014;Hsiehamp;Yalch，2020;Han etal.，2019；Lu et al.，2013;Wangetal.，2020）。因此在本文中，我們試圖研究消費(fèi)者對易得型/理想型產(chǎn)品的偏好是否會(huì)受感知居住流動(dòng)性的影響。結(jié)合解釋水平、過程關(guān)注/結(jié)果關(guān)注、最大化者/滿足者以及決策對象的相關(guān)文獻(xiàn)，我們認(rèn)為，高感知居住流動(dòng)性會(huì)激活個(gè)體過程關(guān)注思維，從而更加偏好易得型產(chǎn)品。同時(shí)，我們認(rèn)為對于最大化者該效應(yīng)并不明顯。最后，我們也發(fā)現(xiàn)為他人做決策時(shí)，并無該效應(yīng)。接下來，我們將對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行詳細(xì)梳理以構(gòu)建理論框架并提出假設(shè)。

1.2 文獻(xiàn)綜述

1.2.1 居住流動(dòng)性

在研究個(gè)體行為時(shí)，居住流動(dòng)性一般被定義為“個(gè)體在一段時(shí)間內(nèi)搬遷住地的次數(shù)”（Lun，Roth，etal.，2012；Oishietal.，2013）。本文也將在這一概念的基礎(chǔ)上探究感知居住流動(dòng)性對個(gè)體消費(fèi)偏好的影響。

已有的研究表明，感知居住流動(dòng)性對于個(gè)體既有短期影響，也有長期影響（Choiamp;Oishi，2019）。一方面，研究發(fā)現(xiàn)搬遷行為會(huì)引起即時(shí)的心理反應(yīng)如興奮，焦慮（Moyleamp;Parkes，1999），并令人們更關(guān)心他們的未來關(guān)系（Oishiamp;Kesebir，2012）。感知居住流動(dòng)性也對自我定義（Oishietal.，2007）和人際認(rèn)知產(chǎn)生影響（Lun，Oishi，amp; Tenney，2012;Wang etal.，2021）。例如，感知居住流動(dòng)性高的個(gè)體更樂于幫助離他們遠(yuǎn)的人（Wangetal.，2021）?，F(xiàn)有的研究還調(diào)查了居住流動(dòng)性帶來的長期后果。例如，兒童時(shí)期的搬遷行為與成年后的主觀幸福感呈負(fù)相關(guān)（Oishiamp;Schimmack，2010）。

綜上，相關(guān)研究已經(jīng)揭示了居住流動(dòng)對個(gè)體情緒、自我定義、人際關(guān)系等方面的短期影響以及成年后的長期影響。然而，我們注意到，目前關(guān)于感知居住流動(dòng)性如何影響消費(fèi)者的產(chǎn)品選擇與偏好的研究仍然非常少，僅有Oishi等（2012）發(fā)現(xiàn)高感知居住流動(dòng)性會(huì)促使消費(fèi)者更加傾向購買熟悉品牌的產(chǎn)品，以及Oishi等（2015）發(fā)現(xiàn)高感知居住流動(dòng)性的消費(fèi)者更加偏好低承諾需求的產(chǎn)品?？紤]到感知居住流動(dòng)性變化帶來的心理狀態(tài)與行為動(dòng)機(jī)的轉(zhuǎn)變都會(huì)左右個(gè)體的消費(fèi)選擇，我們認(rèn)為感知居住流動(dòng)性對消費(fèi)者產(chǎn)品選擇與偏好的影響還有更多可發(fā)掘的理論空缺。在本研究中，我們聚焦于產(chǎn)品的特定屬性（易得性與理想性）來研究感知居住流動(dòng)性是否影響消費(fèi)者對易得型產(chǎn)品的偏好。

1.2.2 易得性與理想性

在消費(fèi)行為的研究中產(chǎn)品的易得性與理想性得到了越來越多的關(guān)注（Baskinetal.，2014;Hsiehamp;Yalch，2020;Liu，2008;Luetal.，2013）。產(chǎn)品理想性代表著這個(gè)產(chǎn)品可以帶給消費(fèi)者的價(jià)值或利益，而產(chǎn)品易得性代表著消費(fèi)者得到該產(chǎn)品需要投入的資源，往往強(qiáng)調(diào)的是獲得產(chǎn)品的難易程度（Liberman amp;Trope，1998；Tropeamp;Liberman，2010）。例如，在消費(fèi)決策的情境中，如果一個(gè)消費(fèi)者偏好購置舒適感高的高級沙發(fā)，這往往意味著對于產(chǎn)品主要特征和價(jià)值的關(guān)注，即在意產(chǎn)品的理想性屬性。相反，如果他喜歡易組裝、便攜的折疊椅則意味著對于產(chǎn)品次要特征和獲取途徑的關(guān)注，即在意產(chǎn)品的易得性屬性。事實(shí)上，人們?nèi)绾稳∩崂硐胄院鸵椎眯裕Q于消費(fèi)者在做出選擇時(shí)所關(guān)注的主要目標(biāo)：是“最大化選擇的效用\"還是“最大限度地減少所需的努力”（Bettmanetal.，1998;Luanamp;Li，2017，而感知居住流動(dòng)性是否以及如何影響消費(fèi)者的這一決策過程就是本文希望探究的。接下來，我們從解釋理論水平出發(fā)，并進(jìn)一步引入過程關(guān)注的概念，對居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的關(guān)系提供詳細(xì)的理論支持并提出假設(shè)。

1.2.3 解釋水平與過程關(guān)注

為了進(jìn)一步探究居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制，我們從解釋水平理論出發(fā)，試圖確認(rèn)更加具體的中介變量。Liberman 和 Trope（1998）奠基性的研究中證明了高解釋水平與理想性屬性相聯(lián)系，而低解釋水平與易得性屬性相聯(lián)系。后續(xù)也有更多研究開始通過解釋水平理論來探究個(gè)體對易得性屬性或理想性屬性的偏好（Baskinetal.，2014;Lu et al.，2013）。

不過，我們認(rèn)為，在本研究試圖探究的居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中，解釋水平并不適合直接解釋這一效應(yīng)。具體而言，從Trope和Liberman（2003）對解釋水平的界定出發(fā)，大量研究證明了其核心構(gòu)念包含抽象思維/具體思維（Forsteret al.，2004）、過程關(guān)注/結(jié)果關(guān)注（Trope＆Liberman，2010）、首要/次要特征關(guān)注（Tropeetal.，2007）等多個(gè)維度。但我們認(rèn)為，居住流動(dòng)性并不會(huì)對解釋水平整體、即上述的解釋水平在各個(gè)維度上的表征都產(chǎn)生影響，同時(shí)，在產(chǎn)品決策偏好的情境中，解釋水平的各個(gè)維度上的表征也并非都會(huì)直接對易得型產(chǎn)品偏好產(chǎn)生顯著影響。因此，我們認(rèn)為，相比于直接將概念相對宏大寬泛的解釋水平作為中介解釋，基于其拓展研究確認(rèn)一個(gè)概念更加明確、與居住流動(dòng)性和易得型產(chǎn)品偏好關(guān)系更加密切的維度作為中介應(yīng)當(dāng)是更加合適的。為此，我們進(jìn)行文獻(xiàn)梳理后發(fā)現(xiàn)，過程關(guān)注/結(jié)果關(guān)注是解釋水平理論在消費(fèi)決策情境中的直接表征之一（Tropeamp;Liberman，2003；2010），并且更可能在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起到更直接準(zhǔn)確的中介作用。

Zhao等（2011）在總結(jié)先前研究的基礎(chǔ)上，界定了在消費(fèi)行為情境中過程關(guān)注與結(jié)果關(guān)注的概念：過程關(guān)注（processfocus）指重點(diǎn)關(guān)注使用產(chǎn)品的各個(gè)步驟與過程，而結(jié)果關(guān)注（outcomefocus）指重點(diǎn)關(guān)注使用產(chǎn)品的理想結(jié)果。研究表明過程關(guān)注對個(gè)體完成特定任務(wù)或?qū)崿F(xiàn)特定目標(biāo)有重要作用，并對消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好與決策有著顯著影響（Escalasamp;Luce，2003；2004;Hsiehamp;Yalch，2020）。

通過對居住流動(dòng)性相關(guān)研究的歸納，我們注意到高居住流動(dòng)性的個(gè)體往往會(huì)感到生活的不確定性，并產(chǎn)生各方面的擔(dān)憂（Yuetal.，2020;Yuanetal.2021）。根據(jù)過程關(guān)注的相關(guān)文獻(xiàn)，我們認(rèn)為當(dāng)個(gè)體不知道該如何完成一件事，并對該事物產(chǎn)生不確定感與擔(dān)憂時(shí)，他們應(yīng)當(dāng)會(huì)將思考更加聚焦在過程上，即如何做成一件事，因而也就更有可能產(chǎn)生過程關(guān)注的思維。相關(guān)文獻(xiàn)也為我們的這一推論提供了支持。Zimmerman和Kitsantas （1997;1999）的研究表明，當(dāng)面臨新的事物時(shí)，個(gè)體更傾向于采用過程關(guān)注的思維。由于高居住流動(dòng)性的個(gè)體更經(jīng)常搬遷到新的社區(qū)中，他們也往往需要處理大量全新的任務(wù)（Oishietal.，2012），并建立新的社交關(guān)系（Oishietal.，2013），因此高居住流動(dòng)性的個(gè)體更傾向于在這種全新的環(huán)境中產(chǎn)生過程關(guān)注的思維。此外，Pham和Taylor （1999）的研究表明，過程關(guān)注比結(jié)果關(guān)注更能有效地幫個(gè)體應(yīng)對壓力事件并減少焦慮，由于頻繁搬遷者常常面臨壓力并感到焦慮情緒（Deane，1990;Moyleamp;Parkes，1999），他們更有可能產(chǎn)生過程關(guān)注的思維，以此可以達(dá)到調(diào)節(jié)情緒狀態(tài)的目的（Tayloretal.，1998）。相關(guān)領(lǐng)域的研究也進(jìn)一步證明了過程關(guān)注會(huì)緩解個(gè)體的恐懼、焦慮等情緒，使個(gè)體對不確定的未來感到不那么擔(dān)憂，這正是符合高居住流動(dòng)性個(gè)體核心需求的（Acharetal.，2020;VanKnippenbergetal.，2006）。綜上我們認(rèn)為，高居住流動(dòng)性的消費(fèi)者出于對生活的不確定，面對新環(huán)境、新事物的應(yīng)激反應(yīng)以及緩解壓力與焦慮的動(dòng)機(jī)，更可能關(guān)注過程，即高居住流動(dòng)性會(huì)激發(fā)消費(fèi)者過程關(guān)注的思維。

另一方面，研究表明，過程關(guān)注的思維會(huì)促使人們思考實(shí)現(xiàn)某個(gè)目標(biāo)的逐步過程，而結(jié)果關(guān)注的思維會(huì)促使人們思考實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的帶來的理想價(jià)值（Tayloretal.，1998）。從易得性與理想性的定義出發(fā)思考實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的逐步過程的消費(fèi)者，應(yīng)當(dāng)更關(guān)注達(dá)到最終狀態(tài)的難易程度。Zhao等（2007）的研究中進(jìn)一步指出，過程關(guān)注突出了事件具體的、與易得性相關(guān)的層面，而結(jié)果關(guān)注突出了事件抽象的、與理想性相關(guān)的層面。Hsieh和Yalch（2020）的研究也證明了過程關(guān)注與易得型產(chǎn)品偏好之間存在相關(guān)關(guān)系。由于已經(jīng)有大量文獻(xiàn)揭示了過程關(guān)注與易得型產(chǎn)品偏好間的關(guān)系（Hsiehamp;Yalch，2020；Libermanamp;Trope，1998；Tayloretal.，1998；Tropeamp;Liberman，2003;2010;Zhaoetal.，2007），我們有理由認(rèn)為，當(dāng)高居住流動(dòng)性激活時(shí)，消費(fèi)者更加關(guān)注過程，從而重視獲得產(chǎn)品的難易程度，因此也就更加偏好易得型產(chǎn)品。綜上，本研究提出如下假設(shè)：

H1：高感知居住流動(dòng)性會(huì)提高消費(fèi)者對于易得型產(chǎn)品（相比于理想型產(chǎn)品）的偏好。

H2：過程關(guān)注在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起中介作用。

1.2.4 滿足者與最大化者

如果過程關(guān)注確如我們推測的在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起中介作用，那么我們進(jìn)一步指出，能影響消費(fèi)者過程關(guān)注的個(gè)體特質(zhì)，即消費(fèi)者在決策中是滿足者（satisficer）或是最大化者（maximizer），應(yīng)當(dāng)能在這一效應(yīng)中起調(diào)節(jié)作用。具體來說，滿足者和最大化者的區(qū)別由Schwartz等（2002）首先提出，該研究將滿足者界定為付出有限的努力并滿足于超過可接受閾值的、足夠好的選擇的消費(fèi)者，將最大化者界定為試圖窮盡搜索選項(xiàng)并確定最佳選擇的消費(fèi)者。

隨著該領(lǐng)域研究的興起，研究者對滿足者和最大化者的概念從不同維度上做出了界定（Misuracaamp;Fasolo，2018），但追求高標(biāo)準(zhǔn)始終被認(rèn)為是最大化者的一個(gè)基本特征（Lai，2010;Nenkov etal.，2008;Richardsonetal.，2014）。具體而言，由于最大化者只關(guān)注是否能做出最好的選擇，而忽略關(guān)注獲得最佳選項(xiàng)的過程（Hughesamp; Scholer，2017），他們比滿足者更加愿意花費(fèi)額外的時(shí)間和精力來搜尋信息，評估選項(xiàng)。因此我們認(rèn)為，由于最大化者并不關(guān)注決策的過程的難易，而總是關(guān)注結(jié)果效用的大小，因而總是會(huì)更偏好理想型產(chǎn)品。作為對我們這一推斷更直接的支持，Hsieh和Yalch（2020）的研究表明，最大化者更偏好理想型產(chǎn)品，即使它們的易得性很低。值得注意的是，該研究表明最大化者對理想型產(chǎn)品的偏好是由結(jié)果關(guān)注的認(rèn)知驅(qū)動(dòng)的，這與我們假設(shè)的機(jī)制一致。Li等（2019）的研究也表明，最大化者和滿足者之間不同的偏好模式是由于最大化者一致地不關(guān)注過程難易，而滿足者會(huì)根據(jù)情境權(quán)衡過程難易的重要程度導(dǎo)致的。綜上我們認(rèn)為，當(dāng)消費(fèi)者在決策中是最大化者而非滿足者時(shí)，出于對最佳選項(xiàng)的追求，他們不再關(guān)注過程，而總是會(huì)愿意付出更多的努力，重視產(chǎn)品所帶來的效用，此時(shí)情境因素不太可能改變他們的偏好，因此感知居住流動(dòng)性對易得性產(chǎn)品偏好的影響就被削弱了。由此我們提出如下假設(shè)：

H3：最大化者/滿足者在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起調(diào)節(jié)作用。當(dāng)消費(fèi)者是最大化者時(shí)，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)不再存在。

1.2.5 決策對象

除了最大化者/滿足者這一個(gè)體特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用之外，我們希望進(jìn)一步探究情境因素是否會(huì)調(diào)節(jié)感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響，以此探究該效應(yīng)的邊界條件。近年來自我-他人決策（self-otherdecisionmaking）差異受到了研究者的廣泛關(guān)注。其中值得注意的是，在為他人做決策時(shí)，由于社會(huì)距離和心理距離的存在（Libermanetal.，2007），消費(fèi)者的思維會(huì)聚焦于事物的理想性，更關(guān)注事物帶來的價(jià)值（Kray，2000；Tropeamp;Liberman，2010）。這意味著，消費(fèi)者在為他人做決策時(shí)，即使居住流動(dòng)性激發(fā)了個(gè)體的過程關(guān)注思維但由于決策的心理距離較遠(yuǎn)，此時(shí)消費(fèi)者總是會(huì)更加重視產(chǎn)品的理想性而相對輕視易得性，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)將會(huì)被削弱。相關(guān)研究支持我們的這一推論。Lu等（2013）研究發(fā)現(xiàn)與為自己做決定相比，為他人做決定時(shí)消費(fèi)者會(huì)加強(qiáng)對理想性的關(guān)注并抑制對易得性的關(guān)注。類似的，Baskin等（2014）的研究證實(shí)了，送禮者往往不會(huì)考慮禮品的易得性，而收禮者其實(shí)更加在意禮品的易得性。Malhotra和Carolyn （2006）也證明了在為他人做決策時(shí)，個(gè)體會(huì)預(yù)測產(chǎn)品的理想性屬性更重要。這些研究一致表明了，當(dāng)消費(fèi)者為他人做決策時(shí)，由于社會(huì)距離與心理距離的增加，個(gè)體將不再能站在使用者的角度上考慮使用產(chǎn)品所需的努力，因而會(huì)輕視產(chǎn)品的易得性，而總是基于產(chǎn)品的理想性做出決策，此時(shí)即便居住流動(dòng)性激發(fā)了過程關(guān)注，但為他人決策總是會(huì)重視理想性，在這兩種不同力量的推動(dòng)下，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響就不再存在了。由此我們提出如下假設(shè)：

H4：決策對象是感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的邊界條件。具體而言，為自己做決策時(shí)，感知居住流動(dòng)性高的個(gè)體更偏好易得型產(chǎn)品，為他人做決策時(shí)，這一效應(yīng)不再存在。

1.2.6 概念模型與研究總覽

結(jié)合H1至H4，我們認(rèn)為高居住流動(dòng)性會(huì)激發(fā)消費(fèi)者的過程關(guān)注思維，進(jìn)而提高對易得型產(chǎn)品的偏好，且這一效應(yīng)受到消費(fèi)者的最大化者特質(zhì)的調(diào)節(jié)，而決策對象是該效應(yīng)的邊界條件。本文的概念模型見圖1。

接下來，我們將通過10個(gè)研究（正文部分6個(gè)研究，另有4個(gè)研究見網(wǎng)絡(luò)版附錄）驗(yàn)證上述假設(shè)。其中，研究1a通過二手?jǐn)?shù)據(jù)驗(yàn)證了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的相關(guān)關(guān)系。研究1b通過操縱感知居住流動(dòng)性驗(yàn)證了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的因果關(guān)系。研究1c通過真實(shí)決策環(huán)境進(jìn)一步檢驗(yàn)了主效應(yīng)的穩(wěn)健性。研究2檢驗(yàn)了過程關(guān)注的中介作用，并排除了可能的替代解釋。研究3a驗(yàn)證了最大化者特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用并檢驗(yàn)了被調(diào)節(jié)的中介模型，當(dāng)消費(fèi)者是最大化者時(shí)，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響不再顯著。研究3b驗(yàn)證了決策對象的調(diào)節(jié)作用并檢驗(yàn)了被調(diào)節(jié)的中介模型，當(dāng)消費(fèi)者為他人做出決策時(shí)，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響不再顯著。

2 研究1a：初步檢驗(yàn)居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好的相關(guān)關(guān)系

2.1 研究目的

研究1a旨在通過對二手?jǐn)?shù)據(jù)的分析，檢驗(yàn)居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好之間是否存在相關(guān)關(guān)系，以初步揭示居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的聯(lián)系。本研究使用的數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的“中國家庭金融調(diào)查\"項(xiàng)目（CHFS）。

2.2 研究過程及方法

為了初步檢驗(yàn)居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的聯(lián)系，研究1a中我們獲取并分析了中國家庭金融調(diào)查最新版本（2019年）的數(shù)據(jù)（甘犁等，2019）。中國家庭金融調(diào)查是中國家庭金融調(diào)查與研究中心在全國范圍內(nèi)開展的抽樣調(diào)查項(xiàng)目，旨在收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息，主要內(nèi)容包括：人口特征與就業(yè)、資產(chǎn)與負(fù)債、收入與消費(fèi)、社會(huì)保障與保險(xiǎn)及主觀態(tài)度等相關(guān)信息。

居住流動(dòng)性在2019年的中國家庭金融調(diào)查中，包含對被試“房產(chǎn)\"資產(chǎn)的調(diào)查。其中，在對被試“原有住房”的調(diào)研部分，該調(diào)研問卷會(huì)根據(jù)被試在2017年的中國家庭金融調(diào)查中所填寫的住房進(jìn)行詢問。該部分會(huì)先向被試展示其2017年所填寫的住房，并詢問被試“這套房子是否為您正在居住的住房？”?？紤]到本文將居住流動(dòng)性界定為“個(gè)體在一段時(shí)間內(nèi)搬遷住地的次數(shù)”（Oishietal.，2013），我們認(rèn)為，如果被試2017年的住房在2019年不再居住，可以認(rèn)為其住所發(fā)生了變化，即居住流動(dòng)性較高；而如果被試2017年的住房在2019年仍在居住，可以認(rèn)為其住所沒有變化，即居住流動(dòng)性較低。

易得型產(chǎn)品偏好在2019年的中國家庭金融調(diào)查中，包含對被試\"非金融資產(chǎn)\"的調(diào)查。在去除房產(chǎn)、車輛、經(jīng)營等資產(chǎn)后，該調(diào)研將被試的其他非金融資產(chǎn)分為兩類，即“耐用品\"與“高價(jià)值資產(chǎn)”。其中，耐用品包括洗衣機(jī)、冰箱、空調(diào)等，高價(jià)值資產(chǎn)包括金銀珠寶、古董古玩等。雖然被試對耐用品的理解并不一定完全符合我們對易得型產(chǎn)品的界定，但是總體上可以認(rèn)為耐用品所需投入的時(shí)間與金錢等資源較少，而高價(jià)值資產(chǎn)所帶來的價(jià)值更高。這一定程度上可以反映出易得型產(chǎn)品與理想型產(chǎn)品的核心區(qū)別（Libermanamp;Trope，1998;Tropeamp;Liberman，2010）。因此，我們統(tǒng)計(jì)了被試所擁有的耐用品的總價(jià)值，作為其對易得型產(chǎn)品偏好的指標(biāo)，被試擁有的耐用品的總價(jià)值越高，證明其在生活中更經(jīng)常購買耐用品，其對易得型產(chǎn)品的偏好更高。

2.3 研究結(jié)果分析

我們首先剔除了沒有住房或沒有回答“這套房子是否為您正在居住的住房\"題項(xiàng)的數(shù)據(jù)。剩余

34626條有效數(shù)據(jù)。接著我們將被試的居住流動(dòng)性（對“這套房子是否為您正在居住的住房”回答為“是\"計(jì)為0，回答為“否\"記為1作為自變量，將被試對易得型產(chǎn)品的偏好（擁有的耐用品的總價(jià)值）作為因變量進(jìn)行線性回歸分析。分析結(jié)果與我們的假設(shè)預(yù)期一致，居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間存在正相關(guān)關(guān)系 5 t = 6 . 3 5 0 p lt; 0 . 0 0 1 ，即居住流動(dòng)性高的個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)的易得型產(chǎn)品偏好。

本研究通過對二手?jǐn)?shù)據(jù)的分析，初步揭示了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的關(guān)系，為H1提供了初步證據(jù)。然而，由于二手?jǐn)?shù)據(jù)本身的限制，代理變量并不一定能完全反應(yīng)被試的居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好。為了彌補(bǔ)這一不足，研究1d采用問卷調(diào)研的方式，基于對已有文獻(xiàn)的歸納，采用更加準(zhǔn)確的題項(xiàng)針對居住流動(dòng)性及易得型產(chǎn)品偏好進(jìn)行測量，通過收集一手?jǐn)?shù)據(jù)，直接對居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)（研究1d的詳細(xì)過程與結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄1），為H1提供進(jìn)一步的證據(jù)。至此，居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好的相關(guān)關(guān)系得到了證明，但二者間的因果關(guān)系還沒有進(jìn)行驗(yàn)證。因此，在研究1b及后續(xù)研究中，我們將進(jìn)行實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)，通過操縱的實(shí)驗(yàn)方法改變被試感知的居住流動(dòng)性，以進(jìn)一步檢驗(yàn)H1。

3 研究1b：居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好的因果關(guān)系

3.1 研究目的

在通過二手?jǐn)?shù)據(jù)與問卷調(diào)研的方式對居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證后，為了證明H1，接下來的實(shí)驗(yàn)將聚焦于主效應(yīng)，進(jìn)一步證明感知居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好之間的因果關(guān)系。研究1b中我們采用實(shí)驗(yàn)室實(shí)驗(yàn)的方法，通過操控的研究方法來證明激活高感知居住流動(dòng)性會(huì)導(dǎo)致更高的易得型產(chǎn)品偏好。

3.2 研究過程及方法

研究1b采用的是單因素組間設(shè)計(jì)（高流動(dòng)性組vs.低流動(dòng)性組），實(shí)驗(yàn)開始前，我們使用 Power3.1對樣本量進(jìn)行了事前預(yù)估。當(dāng) a= 0 . 0 5 ，power（ 1 - β ） = 0 . 8 且效應(yīng)量Cohen's d = 0 . 5 時(shí)，所需的樣本量至少為128?？紤]到我們采用線上實(shí)驗(yàn)的方式，部分被試可能因?yàn)闆]有認(rèn)真答題而被刪除，因此，我們最終在Credamo平臺招募了150名被試 歲， S D = 8 . 4 9 歲， 6 0 . 7 % 女性）進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。

實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，我們會(huì)通知被試本實(shí)驗(yàn)將由幾個(gè)不相關(guān)的部分組成。實(shí)驗(yàn)開始后，被試被隨機(jī)分配到了兩個(gè)小組之一，分別為高流動(dòng)性組和低流動(dòng)性組。我們采用了Oishi等（2012）對感知居住流動(dòng)性的操縱。在高流動(dòng)性組中，被試會(huì)想象自己獲得了一個(gè)一直想要的工作，這項(xiàng)工作要求自己每隔一年搬到一個(gè)不同的地點(diǎn)。被試需要想象這樣的生活狀態(tài)并且盡可能詳細(xì)地描述自己會(huì)有怎樣的生活方式，回答如下問題：

（1）想象一下每隔一年生活在一個(gè)不同的地方會(huì)是什么樣子？ （2）這種生活方式有什么優(yōu)點(diǎn)和缺點(diǎn)？ （3）這會(huì)影響自己與其他人的關(guān)系嗎？ （4）比如你會(huì)有什么樣的朋友，或者如何影響你與朋友和家人的現(xiàn)有關(guān)系？

反之，在低流動(dòng)性組中，被試會(huì)想象自己獲得了一個(gè)一直想要的工作，但是這項(xiàng)工作要求自己至少在未來10 年居住在同一個(gè)地區(qū)。然后他們同樣要回答以上類似的問題來想象在這種流動(dòng)性下對于他們?nèi)粘Ｉ罘绞胶腿穗H關(guān)系的影響。

接下來被試需要做出關(guān)于理想型和易得型產(chǎn)品偏好的選擇。在本實(shí)驗(yàn)中，我們使用多組產(chǎn)品來測量被試的易得型產(chǎn)品偏好。具體而言，我們要求被試評價(jià)他們對辦公桌、咖啡機(jī)、手機(jī)、餐廳的偏好（Libermanamp;Trope，1998;Wangetal.，2020），對于每組產(chǎn)品我們都給出兩個(gè)選項(xiàng)供被試選擇，這兩個(gè)選項(xiàng)區(qū)別在于一個(gè)選項(xiàng)是理想型產(chǎn)品，在獲取或安裝上更加復(fù)雜，需要在前期花費(fèi)更多時(shí)間和精力但是功能豐富、使用感或體驗(yàn)更好；另一個(gè)選項(xiàng)是易得型產(chǎn)品，易于獲取或使用，但是功能簡單基礎(chǔ)，使用感或體驗(yàn)一般（詳細(xì)信息見網(wǎng)絡(luò)版附錄5。我們通過7點(diǎn)量表測量了被試更傾向于選擇哪一種產(chǎn)品 1 = 非常偏好產(chǎn)品A， 7 = 非常偏好產(chǎn)品B）。實(shí)驗(yàn)結(jié)束前被試需要提供自身的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息。

3.3 研究結(jié)果分析

主效應(yīng)檢驗(yàn)我們首先對被試的易得型產(chǎn)品偏好進(jìn)行重新編碼，使得易得型產(chǎn)品偏好得分越高代表被試越傾向于在每組產(chǎn)品中選擇易得型產(chǎn)品。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)H1，我們將被試的感知居住流動(dòng)性（低居住流動(dòng)性組被試編碼為0，高居住流動(dòng)性組被試編碼為1作為自變量，被試的易得型產(chǎn)品偏好作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。通過對每一組產(chǎn)品的易得型偏好分別進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)這4組產(chǎn)品表現(xiàn)出一致的趨勢，即高流動(dòng)性組的被試更傾向于選擇易得型產(chǎn)品。因此，我們對這4組產(chǎn)品的易得型偏好加總?cè)∑骄?（ a = 0 . 7 ） ，將得到的值作為因變量反映被試整體的易得型產(chǎn)品偏好進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高流動(dòng)性組的被試比低流動(dòng)性組被試具有更高的易得型產(chǎn)品偏好H1得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

通過操縱被試感知到的居住流動(dòng)性，我們發(fā)現(xiàn)相比于低流動(dòng)性組的被試，高流動(dòng)性組的被試會(huì)更加偏好易得型產(chǎn)品。本實(shí)驗(yàn)進(jìn)一步證明了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的因果關(guān)系。值得注意的是，研究1b與研究1d中，被試均在易得型產(chǎn)品與理想型產(chǎn)品間做出選擇，那么居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響也可能是由于高居住流動(dòng)性的被試厭惡理想型產(chǎn)品導(dǎo)致的。在研究1e中，我們將被試隨機(jī)分配到易得型產(chǎn)品組或理想型產(chǎn)品組，通過獨(dú)立決策模式進(jìn)一步驗(yàn)證了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的因果關(guān)系（研究1e的詳細(xì)過程與結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄2）。至此，居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的因果關(guān)系得到一致的證明。然而，在以上研究中，被試均只表達(dá)了他們的產(chǎn)品偏好，并沒有做出實(shí)際的產(chǎn)品選擇行為，因此，在研究1c中，我們試圖在真實(shí)的產(chǎn)品選擇情境中再一次驗(yàn)證居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的穩(wěn)健性。

4研究1c：真實(shí)的產(chǎn)品選擇

4.1 研究目的

研究1a和研究1b（以及網(wǎng)絡(luò)版附錄中的研究1d與研究1e通過不同的研究方法與多種產(chǎn)品驗(yàn)證了居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響。盡管如此，在以上幾個(gè)研究中被試均被要求表明他們對一種或幾種產(chǎn)品的偏好，而不是做出實(shí)際的、真實(shí)的產(chǎn)品選擇。為了檢驗(yàn)主效應(yīng)的穩(wěn)健性，在研究1c中，我們希望測量被試在真實(shí)的產(chǎn)品選擇情境中的偏好。同時(shí)，研究1c采用了與研究1b不同的方法來操控被試感知到的居住流動(dòng)性，以期進(jìn)一步證明主效應(yīng)的穩(wěn)健性。此外，考慮到已有的文獻(xiàn)表明高感知居住流動(dòng)性會(huì)促使消費(fèi)者更加偏好購買熟悉的產(chǎn)品（Oishietal.，2012），在研究1c中我們還希望排除產(chǎn)品熟悉度的干擾與替代解釋，即被試并非是因?yàn)橐椎眯彤a(chǎn)品更熟悉而更偏好這類產(chǎn)品，以期進(jìn)一步明確本文的理論貢獻(xiàn)。

4.2 研究過程及方法

研究1c采用的是單因素組間設(shè)計(jì)（高流動(dòng)性組vs.低流動(dòng)性組）。實(shí)驗(yàn)開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進(jìn)行了事前預(yù)估。當(dāng) a= 0 . 0 5 ，power （1- β ） = 0 . 8 且效應(yīng)量Cohen's d = 0 . 3 7 （參考研究1b得到的效應(yīng)量，之后的單素被試間設(shè)計(jì)也參考了這一效應(yīng)量）時(shí)，最小計(jì)劃樣本量為232?？紤]部分被試可能因?yàn)闆]有認(rèn)真答題而被剔除，我們最終在中國的一所大學(xué)校園里隨機(jī)招募了300名大學(xué)生進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。其中3人未完成實(shí)驗(yàn)，26人未通過寫作任務(wù)的注意力檢測，最終得到有效回答271人

23.57歲， S D = 2 . 4 9 歲， 5 3 . 9 % 女性）。

在本研究中，被試將會(huì)被隨機(jī)分配到高流動(dòng)性組或低流動(dòng)性組之一。在實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，我們首先對被試進(jìn)行感知居住流動(dòng)性的操縱，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)主效應(yīng)的穩(wěn)健性，研究1c采用了與研究1b不同的方法來操控被試感知到的居住流動(dòng)性。具體而言，我們告知被試將要進(jìn)行一個(gè)記憶考察任務(wù)，需要他們仔細(xì)閱讀一篇新聞報(bào)道并記住其中的信息。根據(jù)被試所分到的組別我們會(huì)派發(fā)不同的新聞稿以供閱讀。在高流動(dòng)性組的被試讀到一篇描述流動(dòng)的生活方式成為常態(tài)的新聞，而低流動(dòng)性組的被試讀到一篇描述穩(wěn)定的生活方式成為常態(tài)的新聞（詳細(xì)信息見網(wǎng)絡(luò)版附錄6。在讀完新聞報(bào)道后，我們還要求被試寫下兩個(gè)生活中能印證該新聞的事例。接著，我們通過兩個(gè)問題測量被試感知到的居住流動(dòng)性來檢驗(yàn)我們操縱的有效性（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意;Oishi etal.，2012）：（1）生活在這樣的環(huán)境中讓我感到我的住所是不穩(wěn)定的。（2）生活在這樣的環(huán)境中讓我感到居住流動(dòng)性高。隨后，被試被告知上一個(gè)實(shí)驗(yàn)已經(jīng)結(jié)束，為了感謝他們的參與，除了原有的被試費(fèi)外，我們將額外進(jìn)行一次抽獎(jiǎng)。具體而言，我們告知被試我們將從本次實(shí)驗(yàn)的所有參與者中隨機(jī)抽取兩名，贈(zèng)送一份拼圖作為禮品。我們給被試提供了兩款拼圖以供選擇，這兩款拼圖的價(jià)格與質(zhì)量完全相同，其中，拼圖A是理想型產(chǎn)品，它有1200塊拼圖碎片，完成該拼圖需要較多的時(shí)間，但完成后的拼圖看上去十分精美；拼圖B是易得型產(chǎn)品，它有200塊拼圖碎片，完成該拼圖需要的時(shí)間較少，但完成后的拼圖并不如拼圖A精美，為了增強(qiáng)選擇的真實(shí)感，我們附上了拼圖的真實(shí)圖片以供被試參考（改編自Wang etal.，2020，具體信息見網(wǎng)絡(luò)版附錄7）。被試被要求從兩款拼圖中選擇一款，如果他們中獎(jiǎng)，他們將收到自己所選擇的那一份拼圖。此外，為了排除產(chǎn)品熟悉感的干擾與替代解釋，我們測量了被試對兩款拼圖的熟悉程度差異，語句改編自O(shè)ishi等（2012）：“你覺得哪一款拼圖看上去更熟悉？” 1 = 對拼圖A更熟悉， 7 = 對拼圖B更熟悉）。實(shí)驗(yàn)結(jié)束前我們收集了被試的人口統(tǒng)計(jì)信息。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后我們隨機(jī)抽取了兩名被試贈(zèng)送了與拼圖等額的獎(jiǎng)金。

4.3 研究結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)我們首先進(jìn)行了對感知居住流動(dòng)性的操縱檢驗(yàn)。我們先將測量被試感知到的居住流動(dòng)性的兩個(gè)語句加總?cè)∑骄?（ r = 0 . 6 8 ） ，作為反映被試感知到的居住流動(dòng)性的指標(biāo)。接著我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動(dòng)性作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高居住流動(dòng)性組 = 1 . 0 2 ） 的被試比低居住流動(dòng)性組的被試感知到了更高的居住流動(dòng)性（ M 低流動(dòng)性= 3 . 0 1 ， S D = 1 . 0 7 ， t （ 2 6 9 ） = 1 3 . 3 2 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen's ，證明我們的操縱是有效的。

主效應(yīng)檢驗(yàn)我們首先對被試的易得型產(chǎn)品偏好進(jìn)行虛擬編碼，被試選擇理想型產(chǎn)品（拼圖 A）編碼為0，被試選擇易得型產(chǎn)品（拼圖B）編碼為1。接著我們將被試的感知居住流動(dòng)性（低居住流動(dòng)性組被試編碼為0，高居住流動(dòng)性組被試編碼為1作為自變量，被試的易得型產(chǎn)品偏好作為因變量進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析。結(jié)果表明，高流動(dòng)性組的被試（ 3 8 . 8 % ） 比低流動(dòng)性組被試 （ 2 7 . 5 % ） 更可能選擇易得型產(chǎn)品 ? b = 0 . 5 1 ， S . E . = 0 . 2 6 Wald p = 0.049），H1在真實(shí)的產(chǎn)品選擇情境中得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

另外，我們將被試對兩款拼圖的熟悉程度和所用7點(diǎn)量表的中間值“4”進(jìn)行單樣本 t 檢驗(yàn)分析，結(jié)果顯示，被試對兩款拼圖的熟悉程度得分顯著低于中間值\"4” （ t （ 2 7 0 ） = - 4 . 2 2 0 p lt; 0 . 0 0 1 ，這說明被試更加熟悉的是理想型產(chǎn)品（拼圖A）。結(jié)合主效應(yīng)檢驗(yàn)中l(wèi)ogistic回歸分析的結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)即便被試對易得型產(chǎn)品更不熟悉，但高感知居住流動(dòng)性還是會(huì)顯著提高被試的易得型產(chǎn)品偏好，這既說明了對產(chǎn)品的熟悉度不是被試選擇易得型產(chǎn)品的原因，更進(jìn)一步證明了感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)會(huì)超過單純的熟悉尋求效應(yīng)。進(jìn)一步地，我們運(yùn)用回歸分析法來進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，排除熟悉感在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)中的替代解釋。我們采用對間接中介效應(yīng) 的自主抽樣檢驗(yàn)（bootstrap test） （PROCESS Model 4;Hayes，2018），其中‘ 代表感知居住流動(dòng)性對熟悉感的影響，“b”代表熟悉感對易得型產(chǎn)品偏好的影響（Hayes，2018；Zhaoetal.，2010）。在樣本選擇為5000次、 9 5 % 的置信區(qū)間下，通過bootstrap分析發(fā)現(xiàn)熟悉感的間接中介效應(yīng)不顯著 （ a × b = 0 . 4 2 2 09 5 % C I[ - 1 . 3 7 1 ， 1 . 0 4 7 ] ） 。這進(jìn)一步說明了感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響并不由熟悉感解粹。

研究1c通過在真實(shí)的產(chǎn)品選擇情境中測量被試的易得型產(chǎn)品偏好，進(jìn)一步證明了居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好效應(yīng)的穩(wěn)健性。另外，研究1c還排除了熟悉感對主效應(yīng)的干擾與替代解釋的可能性。綜合研究1a至研究1c，我們通過不同的實(shí)驗(yàn)方法、不同的情境、不同的產(chǎn)品與被試證明了H1，即消費(fèi)者的居住流動(dòng)性越高，對易得型產(chǎn)品偏好越強(qiáng)。然而，這一效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制尚不明確。因此，在研究2中，我們會(huì)進(jìn)一步探究感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的作用機(jī)制。

5 研究2：過程關(guān)注的中介作用

5.1 研究目的

在本研究中，我們想進(jìn)一步探究感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制。根據(jù)假設(shè)，我們認(rèn)為感知居住流動(dòng)性激發(fā)了個(gè)體的過程關(guān)注思維，并導(dǎo)致他們對易得型產(chǎn)品的偏好更高。因此在本研究中，我們在操縱感知居住流動(dòng)性和測量易得型產(chǎn)品偏好的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步測量了被試的過程關(guān)注程度以檢驗(yàn)其是否具有中介效應(yīng)。本研究還測量了其他可能的中介變量。具體而言，研究表明過程關(guān)注思維與個(gè)體的解釋水平相關(guān)，因此我們還測量了其它可能與個(gè)體的解釋水平相關(guān)的維度，包括抽象思維/具體思維（Forsteretal.，2004；Malkoc etal.，2010；Torelli amp; Kaikati，2009；White et al.，2011）、首要關(guān)注思維/次要關(guān)注思維（Libermanamp;Trope，1998；Kim et al.，2008；Trope et al.，2007;Tropeamp;Liberman，200o）、優(yōu)點(diǎn)思維/缺點(diǎn)思維（Eyalet al.，2004; Herzog et al.， 2007; Trope et al.，2007）等.以此進(jìn)一步檢驗(yàn)本研究提出的中介機(jī)制，即居住流動(dòng)性具體是通過影響個(gè)體的過程關(guān)注思維，而非影響其它與解釋水平相關(guān)的維度，進(jìn)而影響了個(gè)體的易得型產(chǎn)品偏好。此外，先前的研究表明，居住流動(dòng)性會(huì)增強(qiáng)焦慮感（Moyleamp;Parkes，1999），消費(fèi)者也可能是因?yàn)槭艿浇箲]情緒支配而選擇更容易獲得的產(chǎn)品。另外，研究表明居住流動(dòng)性會(huì)影響個(gè)體的控制感（Yu etal.，2020;Yuan et al.，2021），而控制感往往會(huì)左右消費(fèi)者的產(chǎn)品偏好（Kayetal.，2009;Landau etal.，2015），因此控制感也有可能在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起中介作用。因此，本研究還測量了被試的感知焦慮與控制感，希望排除以上可能的替代中介解釋。

5.2 研究過程及方法

本研究采用的是單因素組間設(shè)計(jì)（高流動(dòng)性組vs.低流動(dòng)性組）。在實(shí)驗(yàn)開始前，我們使用 Power3.1對樣本量進(jìn)行了事前預(yù)估。當(dāng) a= 0 . 0 5 ，power（1- β ） = 0 . 8 且效應(yīng)量Cohen's d = 0 . 3 7 時(shí)，最小計(jì)劃樣本量為232。考慮到本實(shí)驗(yàn)要測量檢驗(yàn)的變量較多，加上我們采用線上實(shí)驗(yàn)的方式，我們最終在Credamo平臺招募了400名被試" = 2 9 . 2 8"歲，S D = 7 . 9 0 歲， 6 1 . 8 % 女性）進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。

實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，我們告知被試本實(shí)驗(yàn)將會(huì)由幾個(gè)不相關(guān)的部分組成。實(shí)驗(yàn)開始后，被試將會(huì)被隨機(jī)分配到高流動(dòng)性組或低流動(dòng)性組并接受與研究1b中一致的對感知居住流動(dòng)性的操縱。接下來我們通過兩個(gè)問題測量被試感知到的居住流動(dòng)性 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意；Oishietal.，2012）：（1）這項(xiàng)工作導(dǎo)致我的住所變得不穩(wěn)定。（2）這項(xiàng)工作導(dǎo)致我的居住流動(dòng)性提高。

接著被試需要做出關(guān)于理想型和易得型產(chǎn)品傾向的選擇。本研究選擇與研究1b中基本一致的手機(jī)來測量被試的易得型產(chǎn)品偏好。我們讓被試想象他們打算購買一部手機(jī)，并給被試提供了兩款手機(jī)以供選擇。其中，手機(jī)A是理想型產(chǎn)品，它新潮，性能強(qiáng)大，但需要預(yù)定，要等待幾個(gè)月才能拿到產(chǎn)品；手機(jī)B是易得型產(chǎn)品，已經(jīng)推出一段時(shí)間，性能普通，但購買起來很方便，可以立刻直接買到。被試選擇兩款手機(jī)里更偏好的那個(gè) （ 1 = 一定偏好A型手機(jī)， 7 = 一定偏好B型手機(jī)）。

完成對于產(chǎn)品偏好的測量后，我們通過一個(gè)語句對被試的過程關(guān)注程度進(jìn)行測量。語句改編自Hsieh和Yalch（2020）：“你認(rèn)為你在購買產(chǎn)品時(shí)，會(huì)更多考慮使用產(chǎn)品的過程難易程度還是使用產(chǎn)品帶來的好處有多大？”（ （ 1 = 更考慮使用產(chǎn)品的過程， 7 = 更考慮產(chǎn)品帶來的好處）。在數(shù)據(jù)處理時(shí)通過反向編碼使得分越高代表過程關(guān)注程度越高。

此外，我們還測量了其它與個(gè)體解釋水平相關(guān)的維度。具體而言，根據(jù)Pfundmair等（2015）的量表，我們通過4個(gè)語句測量被試的抽象思維/具體思維（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）：（1）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，我的思維更加具體而不是抽象。（2）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，我更喜歡具體地考慮事情，而不是抽象地考慮事情。（③）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，我更多考慮具體的計(jì)劃而不是抽象的目標(biāo)。（4）如果其他人看到我的選擇，他們會(huì)認(rèn)為我的思維更加具體，而不是抽象。根據(jù)Kim等（2008）的量表，我們通過4個(gè)語句測量被試的首要關(guān)注思維/次要關(guān)注思維（ 1 = 考慮的很少， 考慮的很多）：（1）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，你認(rèn)為自己多大程度上考慮了產(chǎn)品的主要屬性？（2）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，你認(rèn)為自己多大程度上考慮了產(chǎn)品的基礎(chǔ)屬性？（3）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，你認(rèn)為自己多大程度上考慮了產(chǎn)品的關(guān)鍵屬性？（4）在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，你認(rèn)為自己多大程度上考慮了產(chǎn)品的中心屬性？根據(jù)Eyal等（2004）的量表，我們通過兩個(gè)語句分別測量了被試的優(yōu)點(diǎn)思維和缺點(diǎn)思維（ 1 = 非常不感興趣， 7 = 非常有興趣）：（1）如果在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，有一些關(guān)于產(chǎn)品優(yōu)點(diǎn)的額外信息，你多大程度上有興趣繼續(xù)閱讀這些信息以了解產(chǎn)品優(yōu)點(diǎn)？（2）如果在做出產(chǎn)品選擇時(shí)，有一些關(guān)于產(chǎn)品缺點(diǎn)的額外信息，你多大程度上有興趣繼續(xù)閱讀這些信息以了解產(chǎn)品缺點(diǎn)？

另外，根據(jù)Darrat等（2016）的量表，我們通過兩個(gè)語句測量被試感知的焦慮感，以檢驗(yàn)可能的替代中介解釋 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）：（1）在想象這份工作時(shí)，我毫無理由地感到害怕。（2）在想象這份工作時(shí)，我發(fā)現(xiàn)自己很容易心煩或感到恐慌。我們還對于被試的控制感進(jìn)行測量。語句來自Kay等（2009）：“發(fā)生在我生活中的事情常常超出了我的掌控范圍”（ 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意）。在數(shù)據(jù)處理時(shí)通過反向編碼使得分越高代表控制感越高。最后，我們收集了被試的人口統(tǒng)計(jì)信息。

5.3 研究結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)我們首先進(jìn)行了對感知居住流動(dòng)性的操縱檢驗(yàn)。我們先將測量被試感知到的居住流動(dòng)性的兩個(gè)語句加總?cè)∑骄?（ r = 0 . 9 6 ） ，作為反映被試感知到的居住流動(dòng)性的指標(biāo)。接著我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動(dòng)性作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高居住流動(dòng)性組 S D = 0 . 7 4 ） 的被試比低居住流動(dòng)組的被試感知到了更高的居住流動(dòng)性 2.06， S D = 1 . 2 8 t （ 3 9 8 ） = 4 0 . 3 1 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 4 . 0 4 ） ，證明我們的操縱是有效的。

主效應(yīng)檢驗(yàn)在數(shù)據(jù)分析過程中，首先我們對于主效應(yīng)進(jìn)行再一次驗(yàn)證。我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試對易得型手機(jī)的偏好作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)來驗(yàn)證主效應(yīng)。結(jié)果表明高流動(dòng)性組的被試比低流動(dòng)性組被試具有更高的易得型產(chǎn)品偏好 S D = 1 . 9 4 ; vs. S D = 1 . 8 0 ， t （ 3 9 8 ） = 4 . 2 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ，Cohen's d = 0.42），主效應(yīng)顯著，H1再次得到支持。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)我們運(yùn)用回歸分析法來進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，證明過程關(guān)注在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)中起到中介作用，并試圖排除其他的替代解釋。我們首先對被試的過程關(guān)注、控制感的得分進(jìn)行反向編碼，并對具體思維、首要關(guān)注思維和焦慮感的各個(gè)測項(xiàng)的得分取均值 具體思維= 0 . 7 9 α首要關(guān)注思維 = 0 . 6 5 作為中介變量指標(biāo)，分值越高，則分別代表被試的過程關(guān)注程度越高、具體思維程度越高、首要關(guān)注思維程度越高、優(yōu)點(diǎn)思維越高、缺點(diǎn)思維越高、焦慮感越高、控制感越高。我們采用對間接中介效應(yīng) 的自主抽樣檢驗(yàn)（bootstrap test）（PROCESS Model 4;Hayes，2018），其中‘ ”、“ 、 ”、 、“ 、“a6”、“a\"分別代表感知居住流動(dòng)性對過程關(guān)注、具體思維、首要關(guān)注思維、優(yōu)點(diǎn)思維、缺點(diǎn)思維、焦慮感、控制感的影響，‘ 、 ’、“b”、 、\"b5”、 、 \"分別代表過程關(guān)注、具體思維、首要關(guān)注思維、優(yōu)點(diǎn)思維、缺點(diǎn)思維、焦慮感、控制感對易得型產(chǎn)品偏好的影響（Hayes，2018；Zhao etal.，2010）。在樣本選擇為5000次、 9 5 % 的置信區(qū)間下，通過bootstrap分析發(fā)現(xiàn)過程關(guān)注的間接中介效應(yīng)是顯著正向的 ， 9 5 % CI [0.0035，0.1526]），具體思維的間接中介效應(yīng)不顯著 一， 9 5 % CI ，0.0337]），首要關(guān)注思維的間接中介效應(yīng)不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0424，0.0364]），優(yōu)點(diǎn)思維的間接中介效應(yīng)不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0094，0.1789]），缺點(diǎn)思維的間接中介效應(yīng)不顯著 ， 9 5 % CI[-0.0349，0.0504]），焦慮感的間接中介效應(yīng)不顯著 ， 9 5 % CI[-0.1274，0.1494]），控制感的間接中介效應(yīng)不顯著 ， 9 5 % CI[ - 0 . 2 1 8 9 ，0.2182]）。進(jìn)一步的，居住流動(dòng)性會(huì)提高過程關(guān)注 0 . 4 7 ; t = 2 . 8 8 ， p = 0 . 0 0 4 ） 和焦慮感 = 0 . 8 3 t = 5 . 3 9 ， p lt; 0 . 0 0 1 ） ，居住流動(dòng)性會(huì)降低控制感 t = - 8 . 3 0 ， p lt; 0 . 0 0 1 ），居住流動(dòng)性對具體思維 t = - 0 . 2 0 、首要關(guān)注思維 t = 0 . 0 9 p = 0 . 9 3 0 ） 、優(yōu)點(diǎn)思維 = - 0 . 1 8 t = - 1 . 7 1 ， p = 0 . 0 8 8 ） 、缺點(diǎn)思維 t = - 0 . 1 5 ， p = 0 . 8 7 8 ? 則均沒有顯著影響，這證明了居住流動(dòng)性只提高了被試的過程關(guān)注思維，而不影響其它與解釋水平相關(guān)的變量。同時(shí)，過程關(guān)注對易得型產(chǎn)品偏好有顯著正向影響 ， t = 2 . 3 7 ），優(yōu)點(diǎn)思維對易得型產(chǎn)品偏好有顯著負(fù)向影響 ， t = - 4 . 2 8 p lt; 0 . 0 0 1 ，而具體思維 、首要關(guān)注思維 - 0 . 1 9 t = - 1 . 2 5 p = 0 . 2 1 2 ） 、缺點(diǎn)思維 t= - 1 . 8 1 ， p = 0 . 0 7 1 ? ）、焦慮感 t = 0 . 2 5 p =

0.799）和控制感 ， t = - 0 . 0 8 0 p = 0 . 9 3 8 ; 對易得型產(chǎn)品偏好則均沒有顯著影響。最后，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的直接影響顯著 0.64， t = 3 . 2 7 p = 0 . 0 0 1 ；如圖3）。綜上，本研究的結(jié)果表明過程關(guān)注在感知居住流動(dòng)性影響易得型產(chǎn)品偏好的過程中起到了中介的作用，H2得到支持。同時(shí)，本研究還排除了具體思維、首要關(guān)注思維、優(yōu)點(diǎn)思維、缺點(diǎn)思維等與解釋水平相關(guān)的變量的替代中介解釋，證明了在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品影響的機(jī)制下，具體而言是過程關(guān)注思維起了中介作用，而不是整體的解釋水平或其它與解釋水平相關(guān)變量起到了中介作用。此外，本研究還排除了焦慮感、控制感等可能的替代中介解釋。在此基礎(chǔ)上，我們還希望通過對過程關(guān)注的不同測量，并在獨(dú)立決策模式下進(jìn)一步檢驗(yàn)過程關(guān)注的中介作用。為此我們進(jìn)行了研究4a與研究4b（詳細(xì)過程與結(jié)果見網(wǎng)絡(luò)版附錄3與附錄4），進(jìn)一步證明了居住流動(dòng)性通過提高了過程關(guān)注，進(jìn)而提高了被試的易得型產(chǎn)品偏好，深入揭示了過程關(guān)注是如何在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起中介作用的。至此，本文的中介機(jī)制已經(jīng)得到了有力的支持，接下來我們希望進(jìn)一步檢驗(yàn)居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)中的調(diào)節(jié)變量，并檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介模型，以期更加明確居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制。

6研究3a：最大化者特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

6.1 研究目的

研究1至研究2已經(jīng)證明了感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響及其內(nèi)在機(jī)制，并通過不同的操縱、不同的方法和不同的情境驗(yàn)證這一效應(yīng)的穩(wěn)健性。在研究3a中，我們希望進(jìn)一步探究個(gè)體特質(zhì)的差異—即個(gè)體是最大化者還是滿足者——是否會(huì)在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起到調(diào)節(jié)作用。根據(jù)最大化者/滿足者的相關(guān)理論，我們認(rèn)為如果消費(fèi)者是最大化者，那么無論其居住流動(dòng)性的高低，出于愿意付出更多努力、希望做出最佳選擇的動(dòng)機(jī)（Schwartzetal.，2002），這類消費(fèi)者在決策時(shí)將不太會(huì)關(guān)注獲得或使用產(chǎn)品過程的難易，而是更加關(guān)注產(chǎn)品的價(jià)值，即愿意為了產(chǎn)品效用的最大化而不再關(guān)注過程（Hsiehamp;Yalch，2020;Luanamp;Li，2017。所以對這類群體而言，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響就會(huì)被削弱。因此，本研究中加入了最大化量表來研究是否感知居住流動(dòng)性對產(chǎn)品偏好的影響受到個(gè)體最大化者/滿足者特質(zhì)的調(diào)節(jié)。此外，本研究還測量了被試的過程關(guān)注思維，希望檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介模型，以進(jìn)一步明確感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制。根據(jù)H3，我們預(yù)期如果消費(fèi)者是最大化者，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品的偏好的主效應(yīng)及過程關(guān)注的中介效應(yīng)就不顯著了。

6.2 研究過程及方法

研究3a采用的是單因素組間設(shè)計(jì)（高流動(dòng)性組vs.低流動(dòng)性組）。實(shí)驗(yàn)開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進(jìn)行了事前預(yù)估。當(dāng) a= 0 . 0 5 ，power （l- β ） = 0 . 8 且效應(yīng)量 f = 0 . 1 5 （參考Wang etal.，2021）時(shí)，最小計(jì)劃樣本量為351?？紤]到我們采用線上實(shí)驗(yàn)的方式，部分被試可能因?yàn)闆]有認(rèn)真答題而被刪除，我們最終在Credamo平臺招募了500名被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。其中66人未通寫作任務(wù)的注意力檢測（在寫作任務(wù)中作答字?jǐn)?shù)少于20），最終得到有效回答434人， S D = 7 . 6 1 歲， 7 4 . 2 % 女性）。

在實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，被試被隨機(jī)分配到兩組之一，接受與研究1b中一致的對感知居住流動(dòng)性的操縱并回答與研究2中相同的問題作為操縱檢驗(yàn)。接著我們采用與研究2一致的語句測量了被試的過程關(guān)注思維。隨后被試需要做出關(guān)于理想型和易得型產(chǎn)品偏好的選擇。本研究選擇與研究1c基本一致的拼圖來測量被試的易得型產(chǎn)品偏好。我們讓被試想象他們打算購買一盒拼圖，并給被試提供了兩款拼圖以供選擇。其中，拼圖A是理想型產(chǎn)品，它需要更多的時(shí)間拼裝，但完成后也更加精美；拼圖B是易得型產(chǎn)品，完成該拼圖所需的時(shí)間更少，完成后的拼圖不如拼圖A精美。被試選擇兩款拼圖里更偏好的那個(gè)（ 1 = 一定偏好A拼圖， 7 = 一定偏好B拼圖；改編自Wangetal.，2020；具體信息見網(wǎng)絡(luò)版附錄7文字描述部分）。

完成對于產(chǎn)品偏好的選擇后，我們參考了Misuraca和Fasolo（2018）的建議，采用了Schwartz等（2002）開發(fā)的最大化經(jīng)典量表中的8個(gè)語句測量了被試最大化者/滿足者特質(zhì) 1 = 完全不同意， 7 = 完全同意。例如“當(dāng)我看電視的時(shí)候，即時(shí)我只打算看一個(gè)節(jié)目，我也會(huì)經(jīng)常換臺來瀏覽所有的可選項(xiàng)”、“無論我做什么，我都對自己有最高的標(biāo)準(zhǔn)”等）。最后，我們收集了被試的人口統(tǒng)計(jì)信息。

6.3 研究結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)我們首先進(jìn)行了對感知居住流動(dòng)性的操縱檢驗(yàn)。我們先將測量被試感知到的居住流動(dòng)性的兩個(gè)語句加總?cè)∑骄?（ r = 0 . 9 6 ） ，作為反映被試感知到的居住流動(dòng)性的指標(biāo)。接著我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動(dòng)性作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高居住流動(dòng)性組 ， S D = 0 . 7 7 ） 的被試比低居住流動(dòng)性組的被試感知到了更高的居住流動(dòng)性 M 低流動(dòng)性= 1 . 9 9 S D = 1 . 2 1 ， t （ 4 3 2 ） = 4 3 . 9 3 ， p lt; 0 . 0 0 1 ， Cohen'sd = 4 . 2 3 ， ，證明我們的操縱是有效的。

主效應(yīng)檢驗(yàn)在檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)前，首先我們對于主效應(yīng)進(jìn)行再一次驗(yàn)證。我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試對易得型產(chǎn)品的偏好作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)來驗(yàn)證主效應(yīng)。結(jié)果表明高流動(dòng)性組的被試比低流動(dòng)性組被試具有更高的易得型產(chǎn)品偏好 S D = 1 . 8 9 ;vs. S D = 1 . 7 0 三 t （ 4 3 2 ） = 2 . 9 6 ， p = 0 . 0 0 3 ，Cohen's d = 0.28），主效應(yīng)顯著，H1再次得到支持。

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，為了確保我們在本實(shí)驗(yàn)中對感知居住流動(dòng)性的操縱沒有影響調(diào)節(jié)變量，以避免共線性效應(yīng)（Masonamp;Perreault，1991），我們先將測量被試最大化者特質(zhì)的8個(gè)語句加總?cè)∑骄?Ψ（ a= 0 . 7 7 ） ， ，作為反映被試最大化者特質(zhì)的指標(biāo)，接著我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試的最大化者得分作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果顯示我們對被試感知居住流動(dòng)性的操縱對被試最大化者特質(zhì)的測量沒有影響這表明在個(gè)體水平上，個(gè)體的最大化者特質(zhì)是固有的、穩(wěn)定的，并沒有因?yàn)楹唵蔚摹⑴既坏膶?shí)驗(yàn)操縱而改變。

接下來我們運(yùn)用回歸分析法來進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)，證明個(gè)體的最大化者特質(zhì)在感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)中起到調(diào)節(jié)作用。我們通過PROCESSModel1 （Hayes，2018）進(jìn)行回歸分析0 X= 感知居住流動(dòng)性 低流動(dòng)性， 高流動(dòng)性]， M= 最大化者得分[中心化]， 易得型產(chǎn)品偏好）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好具有顯著正向影響 （ b = 0 . 5 4 ， s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 4 ， p ，進(jìn)一步為我們的假設(shè)提供支持。同時(shí)更重要的是，結(jié)果表明感知居住流動(dòng)性與最大化者特質(zhì)的交互項(xiàng)會(huì)對易得型產(chǎn)品的偏好產(chǎn)生顯著影響 （ b = - 0 . 3 8 0 s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = - 2 . 2 4 p = 0 . 0 2 5 ） 。通過泛光燈分析我們確認(rèn)了Johnson-Neyman值（Spilleretal.，2013），如圖4，結(jié)果表明對于最大化者（最大化者特質(zhì)得分高于4.55，占比 3 1 . 1 % 而言，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響就不再顯著了 （ b = 0 ） . 3 7 ， s e = 0 . 1 9 ， p = 0 . 0 5 ） 。由此看出，對最大化者而言，受到來自居住流動(dòng)性的影響較小，人們對于易得型產(chǎn)品沒有顯著的偏好。結(jié)果顯示了居住流動(dòng)性和個(gè)體最大化者特質(zhì)之間的交互作用，表明了個(gè)體最大化者特質(zhì)在其中所起到的調(diào)節(jié)作用。

接著我們運(yùn)用回歸分析法來進(jìn)行被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，以進(jìn)一步證明個(gè)體的最大化者特質(zhì)會(huì)調(diào)節(jié)過程關(guān)注在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響中的中介作用。我們通過PROCESSModel8（Hayes，2018）進(jìn)行回歸分析 感知居住流動(dòng)性[ 0 = 低流動(dòng)性， 1 = 高流動(dòng)性]， M= 過程關(guān)注[中心化]， W= 最大化者得分[中心化]， 易得型產(chǎn)品偏好）。結(jié)果表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著 （ b = - 0 . 0 5 s e = 0 . 0 3 ， 。具體而言，居住流動(dòng)性對過程關(guān)注有顯著正向影響 0.46， s e = 0 . 1 4 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 9 ， p = 0 . 0 0 2 ） ，且居住流動(dòng)性與最大化者特質(zhì)的交互項(xiàng)會(huì)對過程關(guān)注有顯著影響 （ b = - 0 . 3 0 ， s e = 0 . 1 4 t （ 4 3 0 ） = - 2 . 1 3 ， p = 0.034）。在控制居住流動(dòng)性的直接效應(yīng) （ b = 0 . 4 6 ，se= 0 . 1 7 t （ 4 3 0 ） = 2 . 6 8 0 p = 0 . 0 0 8 ） 及其與最大化者特質(zhì)的交互效應(yīng) （ b = - 0 . 3 3 s e = 0 . 1 7 ， t （ 4 3 0 ） = - 1 . 9 4 ， p 后，過程關(guān)注對易得型產(chǎn)品偏好有顯著正向影響 （ b = 0 . 1 8 ， s e = 0 . 0 6 ， t （ 4 3 0 ） = 3 . 1 0 ， p = 0.002）。更重要的是，對于非最大化者（最大化者特質(zhì)得分低于4.55）而言，過程關(guān)注能在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起到中介作用 ? b = 0 . 1 3 s e = 0 . 0 7 ， 9 5 % CI[0.0263，0.2763]），而對最大化者而言，這一效應(yīng)將不再顯著 （ b = 0 . 0 3 ， 9 5 % CI[-0.0363，0.1035]；詳見圖5）。

綜上，由研究3a的結(jié)果得知，當(dāng)消費(fèi)者在決策中是最大化者時(shí)，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)及過程關(guān)注的中介效應(yīng)就都不再顯著了，這一結(jié)果表明個(gè)體特質(zhì)的差異—即個(gè)體屬于最大化者或滿足者——會(huì)調(diào)節(jié)感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響，H3得到支持。同時(shí)本研究進(jìn)一步證明了過程關(guān)注的中介作用，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制因此更加清晰，H2得到進(jìn)一步支持。

7研究3b：決策對象作為邊界條件

7.1 研究目的

在本研究中，我們希望進(jìn)一步檢驗(yàn)感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的邊界條件。根據(jù)決策對象的相關(guān)理論，我們認(rèn)為當(dāng)消費(fèi)者為自己做決策時(shí)，居住流動(dòng)性提高了過程關(guān)注，進(jìn)而提高了對易得型產(chǎn)品的偏好；但當(dāng)消費(fèi)者為他人做決策時(shí)，即使居住流動(dòng)性激發(fā)了過程關(guān)注的思維，但由于社會(huì)距離和心理距離的存在，消費(fèi)者總是輕視產(chǎn)品的易得性、重視產(chǎn)品的理想性（Baskinetal.，2014;Luetal.，2013），所以此時(shí)感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響就不再存在了。因此，在本研究中，我們在操縱感知居住流動(dòng)性的基礎(chǔ)上，增加了對決策對象的操縱。此外，本研究還測量了被試的過程關(guān)注思維，希望檢驗(yàn)被調(diào)節(jié)的中介模型，以進(jìn)一步明確居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制。根據(jù)H4，我們預(yù)期當(dāng)被試為自己做消費(fèi)決策時(shí)，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)及過程關(guān)注的中介效應(yīng)依然存在，但當(dāng)被試為他人做消費(fèi)決策時(shí)，這一效應(yīng)就不顯著了。

7.2 研究過程及方法

研究3b采用2（居住流動(dòng)性：高vs.低） × 2 （決策對象：為自己vs．為他人）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。實(shí)驗(yàn)開始前，我們使用G*Power3.1對樣本量進(jìn)行了事前預(yù)估。當(dāng) a= 0 . 0 5 ， power （ 1 - β ） = 0 . 8 且效應(yīng)量 f = 0 . 1 5 （參考Wangetal.，2021）時(shí)，最小計(jì)劃樣本量為351?？紤]到我們采用線上實(shí)驗(yàn)的方式，部分被試可能因?yàn)闆]有認(rèn)真答題而被刪除，我們最終在Credamo平臺招募了520名被試進(jìn)行實(shí)驗(yàn)。其中28人未通過寫作任務(wù)的注意力檢測，最終得到有效回答492人 $（ M _ { ☉ B ＼backslash ＼cdot } = 2 6 . 4 9$ 歲， S D = 6 . 8 3 歲， 7 3 . 0 % 女性）。

在實(shí)驗(yàn)開始時(shí)，被試首先接受與研究1b中一致的對感知居住流動(dòng)性的操縱并回答與研究2中相同的問題作為操縱檢驗(yàn)。接著被試需要做出關(guān)于理想型和易得型產(chǎn)品傾向的選擇。本研究選擇與研究1b類似的餐廳來測量被試的易得型產(chǎn)品偏好。我們給被試提供了兩家餐廳以供選擇，其中，餐廳A代表理想型產(chǎn)品，它的菜品美味，但路程較遠(yuǎn)，等待時(shí)間較長；餐廳B代表易得型產(chǎn)品，它菜品普通但路程較近，等待時(shí)間較短。此外，在為自己決策的組中，我們讓被試想象他們是為自己挑選餐廳，而在為他人決策的組中，我們讓被試想象他們是為朋友挑選餐廳，以此操縱決策對象。我們通過7點(diǎn)量表測量被試更傾向于選擇理想型產(chǎn)品還是易得型產(chǎn)品（ 1 = 一定偏好A餐廳， 7 = 一定偏好B餐廳）。另外，我們還采用與研究2一致的語句測量了被試的過程關(guān)注思維。最后，我們測量了被試的人口統(tǒng)計(jì)信息。

7.3 研究結(jié)果分析

操縱檢驗(yàn)我們首先進(jìn)行了對感知居住流動(dòng)性的操縱檢驗(yàn)。我們先將測量被試感知到的居住流動(dòng)性的兩個(gè)語句加總?cè)∑骄?（ r = 0 . 9 4 ） ，作為反映被試感知到的居住流動(dòng)性的指標(biāo)。接著我們將低流動(dòng)性組的被試編碼為0，高流動(dòng)性組的被試編碼為1作為自變量，將被試感知到的居住流動(dòng)性作為因變量進(jìn)行獨(dú)立樣本 t 檢驗(yàn)。結(jié)果表明，高居住流動(dòng)性組 ， S D = 0 . 9 4 ） 的被試比低居住流動(dòng)組的被試感知到了更高的居住流動(dòng)性 ， Cohen's d ，證明我們的操縱是有效的。

邊界效應(yīng)檢驗(yàn)我們通過2（居住流動(dòng)性：高vs.低） × 2 （決策對象：自我vs.他人）ANOVA檢驗(yàn)決策對象的邊界效應(yīng)，其中以易得型產(chǎn)品偏好為因變量。結(jié)果顯示居住流動(dòng)性的主效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 4 . 8 0 0 p= 0 . 0 2 9 ， ，進(jìn)一步為我們的假設(shè)提供支持。決策對象的主效應(yīng)不顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 1 . 2 6 p = 0 . 2 6 2 。重要的是，結(jié)果表明居住流動(dòng)性與決策對象的交互效應(yīng)顯著， F （ 1 ， 4 8 8 ） = 6 . 0 8 ， p = 0.014， 。由此可知，決策對象是感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響的邊界條件。簡單效應(yīng)分析結(jié)果進(jìn)一步表明，在為自己決策組中，本實(shí)驗(yàn)復(fù)制了之前的實(shí)驗(yàn)結(jié)果，即感知居住流動(dòng)性會(huì)提高被試對易得型產(chǎn)品的偏好Cohen's d = 0 . 0 2 ；見圖6）。綜上，當(dāng)為自己做決策時(shí)，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)再一次得到驗(yàn)證，而為他人做決策時(shí).感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響就不顯著了，這證明了決策對象確實(shí)是邊界條件，H4得到支持。

接著我們運(yùn)用回歸分析法來進(jìn)行被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，以進(jìn)一步證明決策對象會(huì)調(diào)節(jié)過程關(guān)注在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響中的中介作用。我們通過PROCESS Model15 （Hayes，2018）進(jìn)行回歸分析 X= ? 感知居住流動(dòng)性 低流動(dòng)性1 = 高流動(dòng)性]， M= 過程關(guān)注[中心化]， W= 決策對象 為他人決策， 1 = 為自己決策]， 易得型產(chǎn)品偏好）。結(jié)果表明被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著 （ b = 0.09， s e = 0 . 0 6 0 9 5 % CI[0.0013，0.2287]）。具體而言，居住流動(dòng)性對過程關(guān)注有顯著正向影響 （ b = 0 . 3 8 s e = 0 . 1 5 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 5 9 ， ，此外，居住流動(dòng)性與決策對象的交互項(xiàng)對易得型產(chǎn)品偏好有顯著影響 （ b = 0 . 8 3 ， s e = 0 . 3 6 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 3 3 ， p = 0 . 0 2 0 ， ），且過程關(guān)注與決策對象的交互項(xiàng)對易得型產(chǎn)品偏好有顯著影響 （ b = 0 . 2 4 s e = 0 . 1 1 ， t （ 4 8 8 ） = 2 . 2 0 p = 0.028）。更重要的是，當(dāng)被試為自己決策時(shí)，過程關(guān)注能在居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響中起到中介作用 （ b = 0 . 1 0 ， s e = 0 . 0 5 ， 9 5 % CI [0.0180，0.2191]），而當(dāng)被試為他人決策時(shí)，這一效應(yīng)將不再顯著 （ b = 0 . 0 1 ， ， 9 5 % CI [ - 0 . 0 5 6 5 0.0842]；詳見圖7）。

綜上，由研究3b的結(jié)果得知，當(dāng)消費(fèi)者為他人決策時(shí)，感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)及過程關(guān)注的中介效應(yīng)就都不再顯著了，這一結(jié)果表明決策對象會(huì)調(diào)節(jié)感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響，H4得到支持。同時(shí)本研究進(jìn)一步證明了過程關(guān)注的中介作用，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的內(nèi)在機(jī)制因此更加明確，H2得到進(jìn)一步支持。

8 討論

8.1 研究結(jié)論

本研究旨在對于感知居住流動(dòng)性與消費(fèi)者易得型產(chǎn)品偏好兩者之間的關(guān)系進(jìn)行探索，解釋其內(nèi)在機(jī)制并且找到對于兩者關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用的因素。本研究提出的4個(gè)假設(shè)在實(shí)驗(yàn)中均得到了驗(yàn)證。研究1a通過分析二手?jǐn)?shù)據(jù)初步檢驗(yàn)了居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好間的相關(guān)關(guān)系。研究1b操縱了個(gè)體感知的居住流動(dòng)性水平證明了主效應(yīng)，即感知居住流動(dòng)性越高，被試對于易得型產(chǎn)品的偏好程度越高。研究1c在真實(shí)的產(chǎn)品選擇情境中再一次驗(yàn)證了主效應(yīng)的穩(wěn)健性，并排除了熟悉感的干擾與替代解釋。研究2通過測量過程關(guān)注證明了感知居住流動(dòng)性會(huì)激發(fā)消費(fèi)者的過程關(guān)注思維，進(jìn)而提高對易得型產(chǎn)品的偏好，并進(jìn)一步排除了具體思維、首要關(guān)注思維、優(yōu)點(diǎn)思維、缺點(diǎn)思維等與解釋水平相關(guān)的變量的替代解釋，同時(shí)排除了控制感、焦慮感等可能的替代解釋。研究3a通過測量被試是最大化者還是滿足者這一個(gè)人特質(zhì)，證明了最大化者的調(diào)節(jié)效應(yīng)。對于最大化者而言，居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)及過程關(guān)注的中介效應(yīng)不再顯著。研究3b證明了決策對象是感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的邊界條件，當(dāng)消費(fèi)者為他人做決策時(shí)，該效應(yīng)就不再存在了。此外，另有4個(gè)研究（詳細(xì)信息見網(wǎng)絡(luò)版附錄1至附錄4通過不同的研究模式與研究方法，進(jìn)一步驗(yàn)證了主效應(yīng)與中介效應(yīng)的穩(wěn)健性。

因此，我們可以得出結(jié)論，高感知居住流動(dòng)性激發(fā)了個(gè)體的過程關(guān)注，進(jìn)而提高對易得型產(chǎn)品的偏好，該效應(yīng)在消費(fèi)者是最大化者時(shí)或?yàn)樗俗鰶Q策的情境中不再顯著。本研究對于消費(fèi)行為學(xué)領(lǐng)域的研究具有一定的理論貢獻(xiàn)。

首先，通過研究感知居住流動(dòng)性對消費(fèi)者易得型產(chǎn)品偏好的影響，本文識別了居住流動(dòng)性的一種新的下游效應(yīng)。社會(huì)學(xué)家對驅(qū)動(dòng)居住流動(dòng)的前因已經(jīng)進(jìn)行了詳細(xì)的探究，如個(gè)人的家庭背景（Mulder，2007）、資源獲取的難易程度（Coulteramp;Van Ham，2013）、通勤成本（Schmidt，2014）等。如今，該領(lǐng)域研究已經(jīng)開始將居住流動(dòng)視為全球范圍的普遍現(xiàn)象，并開始研究居住流動(dòng)帶來的下游結(jié)果。這方面的研究表明，居住流動(dòng)性對于個(gè)體既有短期影響，也有長期影響。短期影響體現(xiàn)在居住流動(dòng)性既會(huì)改變個(gè)體的自我概念（Oishietal.，2007），也影響個(gè)體的人際認(rèn)知和社交網(wǎng)絡(luò)（Lun，Oishi，amp;Tenney，2012：Oishi etal.，2013;Wang etal.，2021）；而長期影響表現(xiàn)在童年時(shí)期的居住流動(dòng)會(huì)影響成年后的幸福感、身體健康、犯罪行為等（Jelleymanamp; Spencer，2008;Oishiamp;Schimmack，2010;Webb etal.，2016）。然而，值得關(guān)注的是，關(guān)于居住流動(dòng)性是否會(huì)系統(tǒng)地影響消費(fèi)者的決策偏好，尤其是消費(fèi)者對產(chǎn)品不同屬性的偏好問題，鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行研究。本文在總結(jié)了僅有的居住流動(dòng)性對消費(fèi)者偏好影響的文獻(xiàn)（Oishietal.，2012;Oishietal.，2015）的基礎(chǔ)上，從更一般、更宏觀的視角上提出了一個(gè)新的研究目標(biāo)，考察了感知居住流動(dòng)性如何影響消費(fèi)者對產(chǎn)品易得性與理想性的偏好，填補(bǔ)了居住流動(dòng)性對產(chǎn)品屬性偏好影響的理論空缺，豐富了感知居住流動(dòng)性下游結(jié)果的研究，本文的結(jié)論對于社會(huì)流動(dòng)理論進(jìn)行延伸，使其在消費(fèi)行為學(xué)領(lǐng)域得到豐富和發(fā)展。

第二，本文豐富了對產(chǎn)品易得性與理想性屬性偏好的研究。先前的研究主要聚焦于易得性與理想性的定義、成因、差異等（Bettmanetal.，1998;

Libermanamp;Trope，1998）。目前，越來越多的心理學(xué)與行為學(xué)研究開始考察影響個(gè)體決策中對易得性與理想性權(quán)重考量的因素。例如時(shí)間距離（Libermanamp;Trope，1998；Zhaoetal.，2007）、決策中斷（Liu2008）、身高（Aggarwalamp;Zhao，2015）、決策對象（Baskinetal.，2014;Luetal.，2013）等。然而，現(xiàn)有研究中探討消費(fèi)者易得型產(chǎn)品偏好的前因研究相對匱乏，尤其是關(guān)于消費(fèi)者的個(gè)人經(jīng)歷會(huì)對消費(fèi)者的易得性與理想性偏好產(chǎn)生何種影響的研究更少。本文研究表明，有更多搬遷經(jīng)歷的消費(fèi)者會(huì)更加偏好簡便的易得型產(chǎn)品，豐富了易得性與理想性偏好在消費(fèi)行為領(lǐng)域的前因性研究。此外，以往的研究往往是通過解釋水平理論解釋前因?qū)€(gè)體易得性和理想性偏好的影響（Aggarwalamp;Zhao，2015;Baskinetal.，2014;Luetal.，2013），而本文通過對解釋水平理論各個(gè)維度的表征進(jìn)行檢驗(yàn)，進(jìn)一步提出了更加具體明確的中介機(jī)制——過程關(guān)注，以新的視角和理論解釋了居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好的影響。

第三，本文證明了感知居住流動(dòng)性是通過激發(fā)消費(fèi)者的過程關(guān)注思維進(jìn)而提高其易得型產(chǎn)品偏好，豐富了過程關(guān)注的相關(guān)理論與應(yīng)用范圍。以往關(guān)于過程關(guān)注的研究大都集中在其對個(gè)體目標(biāo)完成或團(tuán)隊(duì)績效的影響，如過程關(guān)注會(huì)影響個(gè)人是否能有效地提高學(xué)習(xí)成績（Phamamp;Taylor，1999）、完成體育鍛煉（Freundetal.；201O；Kaftanamp;Freund，2020）、提升自我效能（Zimmermanamp;Kitsantas，1997：1999）等。隨著過程關(guān)注得到越來越多的研究，營銷領(lǐng)域開始研究其對消費(fèi)行為的影響。相關(guān)研究表明消費(fèi)者對廣告的態(tài)度（Escalasamp;Luce，2003;2004）、對新產(chǎn)品的采用（Castanoetal.，2008）以及對健康食品的評價(jià)（Xieetal.，2016）等多方面都會(huì)受到過程關(guān)注的影響。但我們注意到，目前該領(lǐng)域幾乎沒有研究探討消費(fèi)者的個(gè)體特征如何影響其過程關(guān)注的思維，并進(jìn)而對消費(fèi)決策產(chǎn)生影響。為了彌補(bǔ)這一理論空缺，我們首先確認(rèn)了居住流動(dòng)性這一新穎的影響消費(fèi)者過程關(guān)注思維的前因變量，并創(chuàng)新性地將過程關(guān)注作為解釋消費(fèi)者決策偏好的內(nèi)在機(jī)制加以檢驗(yàn)，既擴(kuò)展了過程關(guān)注的成因性研究，又豐富了過程關(guān)注理論的應(yīng)用范圍。

最后，本文通過引入最大化者/滿意者以及決策對象作為居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的調(diào)節(jié)變量，豐富了相關(guān)理論。最大化者/滿意者作為個(gè)體穩(wěn)定的特質(zhì)之一，正在得到越來越多的關(guān)注。

已有研究表明滿足者與最大化者不僅在樂觀、抑郁等情緒方面有著顯著區(qū)別（Dar-Nimrodetal.，2009;Schwartzetal.，2002），還會(huì)在工作選擇（Iyengaretal.，2006）、旅游決策（Lietal.，2019）、風(fēng)險(xiǎn)偏好（Qiuetal.，2020）等方面展現(xiàn)出不同的偏好。決策對象也被越來越多的研究證明會(huì)影響消費(fèi)者的偏好（Liuetal.，2022;Pollaiamp;Kirchler，2012;Polman，2012）。盡管如此，目前并沒有理論揭示最大化者或決策對象與居住流動(dòng)性之間的關(guān)系。本文創(chuàng)新性地將最大化理論以及決策對象理論與消費(fèi)者的居住流動(dòng)性以及過程關(guān)注思維聯(lián)系起來，證明了最大化者這一個(gè)人特質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，并將決策對象界定為感知居住流動(dòng)性對易得型產(chǎn)品偏好影響的邊界條件，豐富了最大化者/滿足者以及決策對象的相關(guān)研究與應(yīng)用范圍。此外，本文揭示了解釋水平理論相關(guān)研究下的各個(gè)變量間的整體聯(lián)系，以統(tǒng)一的概念框架整合了解釋水平理論中不同維度變量間的關(guān)系，對解釋水平理論架構(gòu)做出了進(jìn)一步的貢獻(xiàn)。

8.2 實(shí)踐啟示

我國是一個(gè)人口流動(dòng)大國，頻繁的居住流動(dòng)對于個(gè)體的生活習(xí)慣、心理都帶來了一定的影響。本研究的結(jié)論可以為企業(yè)提供一定的幫助和借鑒，為其產(chǎn)品調(diào)研和市場營銷策略提供了方向。本研究證明了在居住流動(dòng)更大的情況下，相比于理想型產(chǎn)品，人們會(huì)更加偏好易得型產(chǎn)品，因此在未來，在產(chǎn)品設(shè)計(jì)和投放上，企業(yè)可以在易得型產(chǎn)品設(shè)計(jì)中增加幫助解決居住流動(dòng)帶來影響的功能，提高產(chǎn)品的易得度，獲得消費(fèi)者的青睞。同樣，對于人口流動(dòng)較大的城市，進(jìn)行更多的易得型產(chǎn)品投放，有利于滿足更多人的需求，增加產(chǎn)品銷售額。

此外，本研究為營銷人員進(jìn)行產(chǎn)品定位也提供了一定的指導(dǎo)。在如今高流動(dòng)性的社會(huì)中，理想型產(chǎn)品很有可能在銷售時(shí)遇到物美價(jià)廉產(chǎn)品的有力競爭，但如果營銷人員能轉(zhuǎn)變思路，將這類產(chǎn)品定位為“禮品”、“贈(zèng)品”，很可能反而吸引到更多的消費(fèi)者。另一方面，消費(fèi)者在日常為他人做消費(fèi)決策時(shí)，可以換位思考，對于經(jīng)常搬遷的收禮者，更加注重產(chǎn)品的簡易屬性，或許更能讓收禮者滿意。

8.3 研究局限與未來研究方向

作為對于居住流動(dòng)性與易得型產(chǎn)品偏好的研究，本研究依然存在著不足以及有待改進(jìn)的空間。

第一，本研究對于易得型產(chǎn)品偏好進(jìn)行測量時(shí)對于因變量的選擇比較有限，選擇了家具、娛樂產(chǎn)品和體驗(yàn)產(chǎn)品作為易得型產(chǎn)品和理想型產(chǎn)品進(jìn)行測量，具有一定的局限性。在日后的測量中，可以選擇更多不同種類的產(chǎn)品進(jìn)行測量，擴(kuò)大研究的適用范圍。比如根據(jù)理財(cái)產(chǎn)品、享樂用品等進(jìn)行進(jìn)一步的區(qū)分，來研究是否會(huì)對結(jié)果造成不同的影響。

第二，除了最大化者特質(zhì)與決策對象，可能還有其他的變量會(huì)影響居住流動(dòng)性對于易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)，在未來的研究中可以繼續(xù)去探究其他變量的調(diào)節(jié)與邊界作用。比如個(gè)體對于風(fēng)險(xiǎn)性的感知、對于所處環(huán)境的歸屬感等，都有可能影響居住流動(dòng)性對于易得型產(chǎn)品偏好的效應(yīng)。

最后，本研究在樣本量與樣本來源的選擇上還可改進(jìn)，如果未來有更多相關(guān)研究，在開展相關(guān)實(shí)驗(yàn)時(shí)樣本量可以更加精確一致。此外，本研究的樣本來源雖然包含線上問卷、線下實(shí)驗(yàn)與二手?jǐn)?shù)據(jù)，但基本屬于中國樣本，該效應(yīng)對不同文化背景下的消費(fèi)者是否穩(wěn)定，未來的研究可以進(jìn)一步探索，以增強(qiáng)研究的整體說服力。

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The impact of residential mobility on consumers’ preference for feasible products

WANG Lili， SU Xiao，LIANG Keyin （DepartmentofMarketing，SchoolofManagement，Zhejiang UniversityHangzhou 31058，China）

Abstract

Nowadays， billions of people frequently change their residence， and residential mobility has become an essential part of consumers’lives allover the world.Researchers have recognized the importance of residential mobility and prior research mainly focused on how residential mobility affected individuals’self-concept and their interactions with others.Thereare also some research investigating the long-term effects of residential mobility on individuals’health and education. However，litle is known about how residential mobility influences consumers’ product preferences.To fillthis research void，this research focused on the feasible and desirable attributes of products and proposed that residential mobility strengthened consumers’process focus mind-set， which in turn increased their preferences for feasible （rather than desirable）products.Inaddition， we believed that this effect would not be significant for maximizers，and this effect would also be attenuated when consumers made decisions for others rather than for themselves.

We conducted ten studies （4 in appendix） to test our hypotheses. Study la used secondary data from CHFS to provide preliminary evidence for the relationship between residential mobilityand preference for feasible product. Study 1b employed a single factor （residential mobility： high vs.low） between-subjects design and 150 Credamo workers were recruited. We manipulated participants’residential mobility through a writing task and then measured their preferences for four pairs of products.The results showed that residential mobility increased consumers’ preference for feasible products.In Study lc，we aimed to measure participants’ preference in a real product choice context to test the robustness of our main efect.This study employed a single factor （residential mobility： high vs.low） between-subjects design，and we randomly recruited university students.We manipulated residential mobility in a diferent way and told participants that they had the extra chance to win a puzzle to measure their real choice.The results further confirmed the robustness of the effect of residential mobility on the preference for feasible products in a real product choice context.

In Study 2 we tried to explore the underlying mechanism.This study employed a single factor （residential mobility：high vs.low）between-subjects design.40o Credamo workers participated in the study. The manipulation of mobility and measurement of preference for feasible products was similar to Study 1b.Then we measured participants’ processfocus mind-set.This study not only showed that our proposed efect was driven by process focus， but also ruled out alternative explanations such as abstract thinking， primary focus，sense of control and anxiety.In Study 3a，we employeda single factor （residential mobility：high vs.low） between-subjects design and recruited 434 Credamo workers. We manipulated residential mobility same as Study lb and measured whether participants were maximier or satisficeer. Results replicated the effect of residential mobilityon preferencefor feasible products and showed the moderating role ofmaximizer.Finally， in Study 3b，we conducted a 2 （mobility： high vs.low） × 2 （object of decision： self vs.others）.Results showed that the effect of residential mobility on preference for feasible products would be atenuated if participants made decisions for others rather than for themselves.

Taken together， this research demonstrated that consumers with high residential mobility preferred feasible products，which was driven by process focus.For consumers who were maximizers or those who decide for others，this effect would not be significant. Our research not only reveals a novel downstream effect of residential mobility， but also enriches the literature on feasibility preference and processfocus. Accordingly，this research yields strong practical implications for marketing strategies.

Keywordsresidential mobility，feasible product， process focus， maximizer，self-other difference