張全成 劉 陽

(四川師范大學商學院, 成都 610101)

1 前言

一些學者認為, 人類決策行為之所以違背偏好獨立性原則, 根源主要有兩點(Huber et al., 1982; Li,1996)：一是人們不能確定其選擇會出現(xiàn)什么結果,如風險性決策中, 人類計算能力的有限性使其無法準確計算各種概率組合。二是人們不能確定特定結果帶來的效用, 于是便用其他決策機制來取代期望效用最大化規(guī)則, 如占優(yōu)機制(Li, 1994, 2001)、最小后悔機制(Schley, 2005)、負面情緒規(guī)避機制(Kahneman &Tversky, 1979; Hedgcock, Rao, &Chen, 2009)等。作為一種確定性決策, 學者們主要用各種易得性啟發(fā)式解釋吸引效應, 這些解釋可劃分為兩類：基于屬性的(attribute based)效用權衡(trade-off)機制和基于備擇項的(alternative based)價值判斷機制。屬性效用權衡機制認為屬性可以相互補償, 決策者首先確定各備擇項每個屬性的效用,然后按照某種屬性邊際替代率得出各備擇項的整體價值, 進而做出決策。學者們一般使用該機制中的兩類偏差解釋吸引效應。一是屬性感知偏差, 如基于值域-頻率理論(range-frequency theory)的價值轉移模型(value-shift), 認為誘引備擇項改變了各備擇項屬性的極差和排序, 增加了目標備擇項優(yōu)勢(Huber et al., 1982; Pettibone & Wedell, 2000); 而基于參考點轉移的損失規(guī)避模型(lose aversion)則認為, 誘引備擇項改變了決策者對各屬性的得失感知。二是屬性權衡偏差, 如權重改變模型(weigh-change)認為誘引備擇項改變了屬性間的邊際替代率, 增加了目標備擇項優(yōu)勢屬性的權重(Mellers & Biagini, 1994)?；趥鋼耥椀膬r值判斷機制關注備擇項層面的比較, 認為選擇偏好由備擇項估值和決策規(guī)則共同作用(Hedgcock et al., 2009),這一決策機制對占優(yōu)關系特別敏感(Wedell, 1991)。決策規(guī)則由決策情境誘發(fā), 如當要求人們對其決策行為辯護(justification)時, 由于目標備擇項對誘引備擇項完全占優(yōu), 而成為人們選擇的“正當理由”(Simonson, 1989; Hedgcock et al., 2009)。解釋吸引效應的價值增加模型(value-added model) (Wedell& Pettibone, 1996)和相似性啟發(fā)式(similarity heuristic) (Tversky, 1972; Hamilton, Hong, &Chernev, 2007)均屬此類機制。

理論回顧發(fā)現(xiàn), 以往吸引效應研究中的實驗材料大都具有以下特點：備擇項為產(chǎn)品或方案; 備擇項有兩個面臨權衡困難的關鍵屬性; 屬性值由數(shù)字或等級詞語描述, 屬性間大小關系明確。這種實驗材料設計存在兩個問題：一是可能會夸大吸引效應。一些學者認為數(shù)字或等級詞語描述會擴大屬性間感知差異并激發(fā)對比效應, 進而夸大吸引效應強度(Frederick & Lee, 2008), 實際生活中的選擇方案多是可體驗的、可感知的, 如果屬性信息具體而有意義, 吸引效應可能會減弱(Malaviya & Sivakumar,2002)或消失(Stewart, 1988)。二是無法有效分割前述兩種機制的作用, 如以往很多研究只能將吸引效應歸為兩種機制共同作用的結果(Wedell &Pettibone, 1996; Highhouse, 1996)。本研究擬以圖形面積判斷代替?zhèn)鹘y(tǒng)的雙屬性決策框架, 以解決上述問題。若以表1圖片作為刺激物, 情境集1組和2組被試者在判斷哪個圖形面積最大時, 選擇是否會存在顯著不同？同以往研究相比, 這種實驗材料有兩個特點：(1)使用定性的、可體驗的材料代替定量的、缺乏意義的材料, 不僅可以屏蔽屬性效用感知和權衡偏差, 也屏蔽了數(shù)字或等級詞語描述造成的感知差異擴大效應; (2)使用判斷任務代替偏好選擇任務, 屏蔽了偏好不確定效應, 促使被試基于備擇項層面進行判斷。若此情形下吸引效應依然存在,則證明基于備擇項的價值判斷機制可以有效解釋吸引效應, 也從側面印證了Li (2001)的觀點, 即認為決定人類決策的機制并不是通過權衡各備擇項以獲得最大效用值, 而是一個通過相似性判斷來尋求占優(yōu)關系的簡化過程。

表1 實驗1圖形判斷分組

人類對圖形面積大小感知的一致性是有限的,圖形形狀會影響面積感知(Gigerenzer & Richter,1990), 相同面積的圓和正方形究竟哪個看起來更大, 是一個由來已久的話題。早期研究有的支持正方形看起來更大(Anastasi, 1936), 有的支持圓形看起來更大(Fisher & Foster, 1968), 也有發(fā)現(xiàn)兩者無差異(Warren & Pinneau, 1955)。最近, Krider,Raghubir和Krishna (2001)解釋了上述研究結果不一致的原因, 指出圖形判斷受判斷者信息集成方式影響：將正方形以邊為底擺放, 判斷者傾向于將圓的直徑和邊長比較, 從而覺得圓形更大; 而將正方形象風箏一樣側起擺放, 判斷者傾向于將圓的直徑和其對角線比較, 從而覺得正方形更大。雖然大量研究表明人類的圖形面積判斷也高度情境依賴(Phillips, 2001), 但尚未有研究探索吸引效應在其中的表現(xiàn), 本研究擬補充這一空白。借助Krider等(2001)的兩維度判斷模型, 研究將表1判斷任務分解為水平線和斜對角線兩個維度間的比較問題, 如圖1所示。此時吸引效應應該存在, 原因有三點：(1) d導致決策者參考點轉移(RP1→RP2), 從小圓角度看,大圓x優(yōu)勢更明顯; (2)小圓d和大圓x間占優(yōu)關系明確, 而正方形y和d占優(yōu)關系不明顯, 增加了x的相對優(yōu)勢; (3)當無法明確判斷x與y間大小而面臨權衡壓力時, 選擇x可緩解這種壓力。本文提出假設：

圖1 圖形判斷任務下吸引效應形成機理

假設1：在圖形面積比較判斷任務中, 吸引效應依然存在。

近期研究提出了人的兩種不同信息加工方式：直覺的(Intuitive)和分析的(Analytic) (Epstein,Lipson, Holstein, & Huh, 1992), 直覺是自動的、不費力的、快速的, 它控制信息的基本過程, 如注意和知覺; 分析是深思熟慮的、費力的, 它控制信息的高級過程, 如邏輯和推理, 它通過更加仔細的方式監(jiān)控和修正直覺的評估結果(Kahneman &Frederick, 2002)。通過對各種解釋機理的按信息加工特點歸類后可發(fā)現(xiàn), 早期觀點認為吸引效應是直覺和分析兩種信息機制偏差疊加的結果(Huber et al., 1982; Ariely & Wallsten, 1995; Simonson &Tversky, 1992)。直覺的解釋基于決策者信息心理感知特點, 認為吸引效應源自感知偏差, 這些解釋包括價值轉移模型、權重改變模型和損失規(guī)避模型等;基于分析的解釋認為吸引效應是信息深度加工的產(chǎn)物, 如一些研究發(fā)現(xiàn), 當決策者需考慮他人評價(Simonson, 1989)或承擔更多決策責任(Slaughter,Bagger, & Li, 2006)而被迫深思熟慮時, 吸引效應變大, 這類解釋包括價值增加模型、相似性啟發(fā)式和最小后悔法則等。最新的觀點認為吸引效應更可能是源自直覺(Khan, Zhu, & Kalra, 2011; Masicampo& Baumeister, 2008; Mao & Oppewal, 2012), 如有研究發(fā)現(xiàn), 增加決策者自控資源損耗程度(resource depletion) (Pocheptsova, Amir, Dhar, & Baumeister,2009)或時間壓力(Lin, Sun, Chuang, & Su, 2008)而迫使其采用直覺策略時, 吸引效應會增強。該觀點將一些深度信息加工場合吸引效應的增強推測為是直覺偏差機制在分析過程中的強化(Hamilton et al., 2007)。但有學者提倡, 考慮到吸引效應在不同情形下都穩(wěn)定存在, 使用任何一種單一信息機制來解釋它似乎都不全面, 它們更有可能是一種疊加關系(Hamilton et al., 2007)。雖然早有學者認為, 很可能是刺激材料的特征引起吸引效應在“深思熟慮”下的時而增強時而減弱(Malaviya & Sivakumar,2002), 但一觀點并未受到重視。本研究擬使用表1刺激物進一步探索這一論題, 由于圖形面積判斷更可能是一個直覺任務而不是一個分析任務, 若此種情形下“深思熟慮”亦會導致吸引效應增強, 則其原因只能是來自圖形間占優(yōu)關系的仔細權衡, 進而有效證明分析機制可獨立于直覺機制解釋吸引效應。根據(jù)Malaviya和Sivakumar (2002)的觀點, 當刺激信息無法有效提供效用和偏好信息時, 仔細的挑選會讓決策者面臨更大的決策困難轉而去尋求“決策理由”, 導致吸引效應增加, 在表1判斷任務中B和C面積相同, 判斷難度大, 當判斷者投入更多精力去辨別時會面臨更大的選擇壓力, 進而尋求選擇理由的動力越大, 越易受A、B間占優(yōu)關系影響。因此, 本文提出如下假設：

假設2：在圖形面積比較判斷任務中, 與處于直覺的信息加工模式相比, 當被試處于分析的信息加工模式下判斷, 吸引效應更大。

學者們普遍認為吸引效應的根源在于人類缺乏穩(wěn)定一致的偏好, 所以當備擇項信息呈現(xiàn)方式改變而影響備擇項間關系感知時, 決策結果發(fā)生較大改變。那么, 在與偏好無關的刺激判斷中, 通過改變圖形排列順序而改變被試的比較策略, 會影響吸引效應嗎？以圖2為例, 要求被試在四個圖形中挑選出一個面積最大的圖形, 組1 (圖形B、C、D面積相同, 只是旋轉了不同角度)和組2測試圖形完全相同, 只是改變了A、B的排列順序, 這會否影響被試者判斷？兩組測試刺激信息完備, 若被試僅憑直覺信息加工作出判斷, 則兩組選擇結果應無差異。相反, 由于A、B位置調(diào)換影響了圖形關系感知, 若兩組選擇結果有差異, 則說明基于分析的邏輯和關聯(lián)機制亦是導致吸引效應的根源之一。人類經(jīng)常使用“分組歸類”這一信息編輯簡化機制, 由簡到難, 由類內(nèi)比較到類間比較, 分階段地完成決策(Ha, Park, & Ahn, 2009), 按相似性和鄰近性兩個原則歸類, 是簡化圖形判斷任務的一個常用機制(Krishna, 2008)。圖2中, A、B位置相鄰且形狀相似而可能被最先比較, B、C、D相鄰且難以比較, 更可能放在第二階段比較。物體相似性是影響判斷準確度的一個關鍵因素(Haber & Levin, 2001), 越不相似的圖形, 面積判斷出錯的概率就越高, 能辨別出的差別越小(Tversky, 1969), A、B僅在高度維度上存在差異,很難出現(xiàn)判斷錯誤; 但B、C和D在兩個對稱維度都有角度偏轉, 增加了面積差異識別難度, 而更可能會被認為面積無差異。因此, 相對于組1, 組2中將誘引圖形置于中間位置, 更可能會被作為面積對比的參考點, 從而導致目標圖形感知面積變大, 競爭圖形感知面積變小?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O：

假設3：在圖形面積比較判斷任務中, 圖形排列方式對吸引效應有較大影響, 相對于將目標圖形放置于誘引圖形和競爭圖形之間, 將誘引圖形放置于目標圖形和競爭圖形之間而成為判斷參考時, 吸引效應強度更大。

圖2 不同信息呈現(xiàn)方式下的吸引效應

2 實驗1 圖形面積比較任務下思維模式對吸引效應的影響

2.1 方法

2.1.1 被試

隨機選擇252名(男114人, 女138人)某校大學生參加實驗, 被試者年齡范圍在19～25歲之間,所有被試視力正常、智力正常, 無精神病史, 此前也均為未曾參加類似實驗。為鼓勵被試認真參與,所有被試實驗后都獲得適量報酬。

2.1.2 實驗材料與實驗設計

實驗材料為研究小組制作的“大學生基本素質能力測驗”試題冊, 告知被試正在開展一項有關大學生基本素質能力的調(diào)查, 旨在了解當今大學生能力結構和水平現(xiàn)狀, 隨后要求被試回答一套能力測試題冊, 題冊中包含7道“邏輯推理能力”題目、5道“個性測試”題目和4道“觀察能力”題目, 及1道圖形大小判斷實驗題目, 這一思維操縱方法模仿了Hamilton等(2007)研究。由于規(guī)則圖形便于面積計算, 從而誘使被試使用分析策略判斷圖形面積, 致使思維操縱失敗, 所以在保證面積不變前提下, 研究對正方形進行了圓角化處理。測試時要求被試嚴格按照題目順序作答并在30 min內(nèi)完成所有題目。為激發(fā)以不同信息加工模式回答實驗題目, 特將實驗題目放在題冊不同位置, “直覺”組題冊中的實驗問題是在“觀察能力”題目后出現(xiàn), 而“分析”組題冊中的實驗問題是在“邏輯推理能力”題目后出現(xiàn),“設定個性測試”題目是為了誘導被試對試題分類并轉換做題思維。被試者被隨機分配到2(情境集1 vs情境集2)×2(分析思維vs直覺思維)4個小組中去,“情境集”操縱方式如表1所示。

2.1.3 實驗程序

研究人員通過在校內(nèi)公開發(fā)布信息募集到自愿被試后, 按約定時間將被試者集中到4個教室內(nèi),每個教室設2名督導老師以杜絕被試相互抄襲行為,在測試前特別強調(diào)研究是受公益組織委托, 非為商用。所有參與被試者并未知曉實驗分組。實驗結束后, 每組隨機抽取20名被試者回答問題“你為什么覺得這個圖形的面積最大？”, 研究人員對此問題不做任何追問, 并逐句逐字記錄被試者回答。參與實驗被試共252名, 剔除明顯不合格者最后得到有效題冊240份, 記錄77份。

2.1.4 效應強度測量

2.2 結果與分析

研究比照Simonson (1989)的方法, 使用出聲思維報告(think-aloud protocols)檢驗思維啟動情況。通過對比被試者“選擇原因”的回答字數(shù)發(fā)現(xiàn),直覺組被試平均使用了28.2個字, 而分析組為38.9個字(去尾5%), 差異明顯(

t

(75) = 2.53,

p

= 0.013 <0.05), 證明分析組被試較直覺組進行了更細致的思考。分析記錄發(fā)現(xiàn), 被試者答案可歸入2類：(1)僅僅基于直觀感覺。如“A肯定是最小的, B和C感覺上好像差不多大, 但直覺上覺得B要大點, 所以我選擇B”。(2)基于縝密分析。如“圓形的直徑應該是等于正方形的對角線一樣長吧, 記得好像是小時候吧, 老師講過, 這種情況下, 根據(jù)某個計算公式,應該是圓的面積最大, 所以我選B”。研究由2人分別對所有回答記錄歸類(內(nèi)部信度為0.83), 有爭議選項最后討論決定。統(tǒng)計顯示兩組被試選擇原因差異明顯(χ(1) = 5.93,

p

= 0.013 < 0.05), 說明思維方式啟動成功, 具體統(tǒng)計見表2。

表2 直覺組和分析組的思維差異

實驗1共出現(xiàn)240次判斷(240被試者×1個選擇集), 兩種情境集中誘引備擇項都沒有被選擇,但其誘引效果明顯, 見表3。情境集1中y被選概率為20.17%, 而情境集2中, d加入后y被選概率顯著增加17.85% (χ(1) = 9.25,

p

= 0.002 <0.001), 效應強度系數(shù)

K

為2.43。假設H1得到驗證。此外, 統(tǒng)計結果顯示, 所有被試中感覺大圓面積最大的人數(shù)(170人)占到總被試的70.83%,這一結果和Krider等人(2001)的研究結果(73.68%)大致相同。

表3 實驗1吸引效應及其強度

圖3 不同思維方式對吸引效應的影響

表4 圖形面積判斷任務下不同信息加工模式對吸引效應的影響

統(tǒng)計結果顯示不同信息加工框架下吸引效應明顯不同, 見表4。在直覺信息加工模式下, 情境集1和情境2中大圓x被選概率分別為72.41%和70.00%,變化不顯著(χ(1) = 0.084,

p

= 0.772), 而在分析信息加工模式下吸引效應表現(xiàn)顯著, 誘引備擇項導致備擇項被選概率變化量達32.79% (χ(1) = 15.76,

p

<0.0001), 效應強度系數(shù)達到5.62。假設H2得到驗證。從另一角度看, 同樣是情境集1, 分析思維模式下目標備擇項x被選概率顯著高于直覺思維模式(χ(1) =3.87,

p

= 0.049 < 0.05); 而在情境集2, 分析思維模式下目標備擇項y被選概率同樣顯著高于直覺思維模式下的情況(χ(1) = 3.25,

p

= 0.072 < 0.1), 兩種情況下的吸引效應強度系數(shù)分別為2.52和1.98, 同樣說明分析思維模式比直覺思維模式下的吸引效應更大,H2得到驗證。選項x被選概率變化情況如圖3所示。

3 實驗2 面積比較判斷任務下圖形排列方式對吸引效應的影響

3.1 方法

3.1.1 被試

被試者是196名大三本科生(男56人, 女140人), 年齡在19～23歲之間, 來自某校同專業(yè)、同年級的三個教學班, 在年齡、專業(yè)知識背景等方面都較為同質, 所有被試視力或矯正視力正常、智力正常, 此前未曾參加類似實驗。3名被試由于選擇缺失被剔除, 3名被試由于偽跡過多被剔除, 最后參與統(tǒng)計分析被試為190名(男52人, 女138人)。

3.1.2 實驗材料與實驗設計

實驗材料為研究人員設計的“大學生觀察能力測驗”題集, 題集共包括10道觀察力測試題目, 每道題目均包含一張圖片, 實驗要求被試認真觀察圖片并回答一個與觀察能力有關的問題。試題集中有8個題目隨機抽取于觀察能力測試題庫, 2個題目為實驗題目, 均包含一個判斷圖形大小的問題, 分別排列在測試題目的第6題和第9題。被試者按照教學班被分到3個小組中去, 一個對照組, 兩個實驗組。實驗中, 對照組只呈現(xiàn)核心集, 兩個實驗小組呈現(xiàn)情境集, 實驗題目呈現(xiàn)方式不同, 誘引備擇項和目標備擇項的位置進行了調(diào)整, 其他實驗條件均相同。實驗刺激材料設計如表5所示。

表5 實驗2中所使用的刺激設計

3.1.3 實驗程序

實驗過程在教室內(nèi)開展。在正常行課中, 當課程內(nèi)容涉及到就業(yè)能力議題時, 身為任課老師的研究人員告知被試, “觀察能力作為職業(yè)能力的一個組成部分, 受到用人單位越來越多的重視, 為了解當代大學生的觀察能力水平現(xiàn)狀, 將隨堂進行一次觀察能力測試, 測試成績將會在下次課反饋”。隨后,研究人員在幻影機中使用PPT依次播放10個測試圖片, 每個圖片停留時間為2 min, 長度足夠被試閱讀、思考并寫下答案。測試中嚴禁被試喧嘩、交談和提問, 測試結束后由實驗助理統(tǒng)一回收答案。3個小組實驗分別在3個教學班中進行, 在同一天上午開展, 各小組被試之間無條件溝通實驗情況, 實驗總用時分別為26 min、25 min和28 min。5個月后, 研究人員從每組中隨機抽取10名被試參與一個補充測試, 所測圖形與前相同但判斷任務不同,在確定目標圖形X的面積大小為100分的前提下,要求被試為其他圖形估計一個精確的分數(shù)。

3.2 結果與分析

實驗2共出現(xiàn)380次選擇(190被試者×2個選擇集)和190次賦值, 被試選擇結果見表6。同研究一結果相似, 集合1中選擇大圓的被試占到大多數(shù)(79.47 %); 集合2中, 選擇長邊為底邊長方形的被試占多數(shù)(51.05%), 根據(jù)Krider等人(2001)提出的雙維度判斷原則, 這一結果應該是因其擁有獨特的底邊長度優(yōu)勢所致。

對于集合1, 相對于對照組, 實驗1組中大圓x在小圓d襯托下, 被選概率增加不顯著(χ(1) =0.027,

p

= 0.870), 而實驗2組中增加顯著13.25%(χ(1) = 3.59,

p

= 0.058 < 0.01); 實驗1組中有49名被試選擇了大圓x, 占總人數(shù)的75.38%, 在實驗2組中, 大圓x被選概率提高到87.32%, 增加了11.94%, 統(tǒng)計顯著(χ(1) = 3.22,

p

= 0.073 < 0.1); 無論實驗 1組還是實驗2組, 誘引備擇項d都沒有被任何被試者選擇。這一研究結果表明, 圖片呈現(xiàn)的排列方式確實影響了吸引效應的強度, 假設H3得到驗證。由于吸引效應主要是測量在誘引備擇項存在時原各選項相對被選概率變化, 研究依照Mourali,Bockenholt和Laroche (2007)的做法, 集合2在假設檢驗時排除了選擇誘引備擇項的樣本。結果顯示,相對于對照組, 實驗1組中目標備擇項x被選概率增加不顯著(3.02%, χ(2) = 0.38,

p

= 0.827), 實驗2組顯著增加22.33% (χ(2) = 8.07,

p

= 0.018 < 0.05);實驗1組中有14名(21.54%)被試選擇x, 但在實驗2組中, 選擇人數(shù)增加到29名(40.85%), 顯著增加19.31% (χ(2) = 5.43,

p

= 0.066 < 0.1), 假設H3同樣得到驗證。補充測試結果見表7?？梢钥闯? 被試會顯著夸大相似圖形面積差異, 對比效應明顯。雖然小圓和大圓原始比例為87.5:100, 被試估計比例卻為77.8:100 (

t

(19) = 6.06,

p

< 0.0001), 但這種估計偏差并不受位置變化影響, 實驗1組和2組對小圓面積估計近似相等(

t

(18) = 0.243,

p

= 0.81 > 0.05), 但競爭圖形的判斷受位置影響較大, 當正方形與小圓相鄰時其面積較其他兩種情況被顯著低估了3.9分(

t

(28) = 2.44,

p

= 0.021 < 0.05)。集合2和集合1的情況相同, 這一結果從另一側面證實了假設3的形成機理推斷。

表6 圖片刺激不同呈現(xiàn)方式對吸引效應的影響

表7 面積相似性差異下的圖形面積估計

4 討論

一直以來, 學者們認為決策者的選擇反映了他們的偏好, 所以決策研究多是以偏好為視角展開。多數(shù)學者認為偏好不確定性是吸引效應產(chǎn)生的根本原因(Simonson, 1989), 一是決策者不確定特定屬性值到底能夠帶來多大效用, 二是決策者不確定對各屬性組合的偏好程度(Huber et al., 1982), 所以只能根據(jù)情境線索做出決策, 從而誘導吸引效應。作為決策偏差的一種, 吸引效應常被用來論證偏好的高度情境依賴特性(Highhouse, 1996; Herne,1997)。而事實上, 早就有學者提出, 吸引效應的傳統(tǒng)研究范式不僅無法屏蔽被試者的屬性相對偏好、背景知識等因素干擾, 也由于其信息特點而有夸大吸引效應之嫌(Ratneshwar, Shocker, & Stewart,1987; Frederick & Lee, 2008)。本研究使用圖形面積比較判斷任務代替?zhèn)鹘y(tǒng)的雙屬性決策任務, 實驗任務明確、答案唯一, 被試通過視覺接受刺激, 不受自身偏好干擾。即使如此, 一個無關刺激圖形加入判斷集, 人們對圖形相對大小判斷也發(fā)生顯著變化。這一結果表明, 吸引效應不僅存在于對商品、人物、方案等偏好決策中, 在視覺刺激判斷中也依然存在, 結論延伸了吸引效應的應用領域, 拓展了吸引效應研究的視角。

圖4 吸引效應形成的雙階段模型

雖然早有學者從信息加工機制角度討論吸引效應的成因, 但對其究竟產(chǎn)生于直覺的還是分析的信息加工階段, 依然存在爭論。直覺是一種內(nèi)隱的、聯(lián)想的、自動的加工過程, 而分析是一種外顯的、受規(guī)則制約的、控制的加工過程。本研究按信息加工特點, 將以往文獻中提出的各種吸引效應解釋進行了歸類, 見圖4。本研究提出吸引效應形成的雙階段模型, 認為吸引效應更可能是兩種信息機制疊加的結果。研究結果發(fā)現(xiàn), 相對于直覺, 當被試處于分析信息加工下作圖形面積比較時, 吸引效應顯著增加。由于面積判斷任務更可能是一個直覺的過程而不是一個分析的過程, 這一結果很難用強化機制解釋, 進而證明分析階段的各種機理也可有效解釋吸引效應。一個有趣的結果是, 出聲思維報告發(fā)現(xiàn), 雖然分析組比直覺組被試(71.05% vs 43.59%)更多地使用了邏輯推理策略解釋其選擇, 但這些“數(shù)學推理”多是基于某種直覺感知, 如“看起來圓B的直徑和正方形C的邊長一樣, 通過面積公式可以計算出, C的面積要大些”, 事實上, 僅有極少數(shù)被試(2例)將目標圖形和誘引圖形的占優(yōu)關系作為選擇理由。研究認為這很可能是一種自我報告偏差,被試并不愿承認自己受圖形間占優(yōu)關系影響, 畢竟,根據(jù)邏輯推理完成一個直覺判斷任務, 會讓人覺得很“愚蠢”。需指出, 實驗中出聲思維報告樣本量不大, 且未考慮自我報告偏差、選擇確信程度等因素的影響, 今后研究可設計更完善的實驗方法去探究兩者間關系。

信息呈現(xiàn)方式會影響其編輯方式, 所以吸引效應中選項的不同排列方式應該會影響決策判斷, 遺憾的是尚未有研究討論這一問題。實驗2通過改變圖形排列順序, 成功誘發(fā)被試兩種信息編輯方式,結果發(fā)現(xiàn), 當誘引圖形放置于目標圖形和競爭圖形間而成為判斷背景時, 吸引效應強度更大?？蚣苄?framing effect)認為, 相同信息的不同表征會導致決策產(chǎn)生不同的結果(Kahneman & Tversky,1984), 上述結果很可能是改變了被試判斷任務的心理表征形式所致, 把誘引圖形放置于目標圖形和競爭圖形之間, 其更容易被作為前兩者判斷比較的參考點, 進而增加了目標圖形的優(yōu)勢。

研究成果具有重要的理論和現(xiàn)實意義。研究使用信息加工的雙階段理論對吸引效應機理重新進行了歸類, 并探索了它們間的關系, 加深了人們對吸引效應產(chǎn)生機制的理解。研究拓展了吸引效應的研究領域, 發(fā)現(xiàn)吸引效應不僅會出現(xiàn)在消費、投資、員工招募、選舉投票等決策行為中, 還影響著人們?nèi)粘Ｉ钪械拇碳づ袛? 這一結論也具有重要理論意義。研究結論對現(xiàn)實也具有重要實踐意義, 吸引效應對企業(yè)實踐的啟示是, 企業(yè)在新產(chǎn)品定位、新產(chǎn)品形狀和包裝設計, 以及促銷溝通策略中都應考慮吸引效應的影響, 企業(yè)可以通過改變產(chǎn)品擺放方式、面試順序等改變決策結果; 而對于個人, 了解吸引效應及其機理可使人對之免疫, 避免錯誤判斷和決策。需要指出的是, 研究中圖集樣本偏少, 今后研究應擴大圖集樣本以驗證實驗結果的普遍存在性, 今后研究還應將結論拓展到應用領域, 以驗證研究結果的外部有效性。

Anastasi, A. (1936). The estimation of area.

The Journal of General Psychology, 14

(1), 201–225.Ariely, D., & Wallsten, T. S. (1995). Added seeking subjective dominance in multidimensional space: An explanation of the asymmetric dominance effect.

Organizational Behavior& Human Decision Processes, 63

(3), 223–232.Epstein, S., Lipson, A., Holstein, C., & Huh, E. (1992).Irrational reactions to negative outcomes: Evidence for two conceptual systems.

Journal of Personality and Social Psychology, 62

(2), 328–339.Frederick, S., & Lee, L. (2008). Attraction, repulsion, and attribute representation.

Advances in Consumer Research,35

, 122–123.Fisher, G. H., & Foster, J. J. (1968). Apparent sizes of different shapes and the facility with which they can be identified.

Nature, 219

, 653–654.Gigerenzer, G., & Richter, H. R. (1990). Context effects and their interaction with development: Area judgments.

Cognitive Development, 5

(3), 235–264.Guadagni, P. M., & Little, J. D. (1983). A logit model of brand choice calibrated on scanner data.

Marketing Science, 2

(3),203–238.Ha, Y. W., Park, S., & Ahn, H. Y. (2009). The influence of categorical attributes on choice context effects.

Journal of Consumer Research, 36

(3), 463–477.Haber, R. N., & Levin, C. A. (2001). The independence of size perception and distance perception.

Perception &Psychophysics, 63

(7), 1140–1152.Hahn, M., Won, E., Kang, H., & Hyun, Y. J. (2006). Context effects and context maps for positioning.

International Journal of Market Research, 48

(2), 155–177.Hamilton, R., Hong, J., & Chernev, A. (2007). Perceptual focus effects in choice.

Journal of Consumer Research,34

(2), 187–199.Hedgcock, W., Rao, A. R., & Chen, H. (2009). Could Ralph Nader’s entrance and exit have helped Al Gore? The impact of decoy dynamics on consumer choice.

Journal of Marketing Research, 46

(3), 330–343.Herne, K. (1997). Decoy alternatives in policy choices:Asymmetric domination and compromise effects.

European Journal of Political Economy, 13

(3), 575–589.Highhouse, S. (1996). Context-dependent selection: The effect of decoy and phantom job candidates.

Organizational Behavior and Human Decision Processes, 65

(1), 68–76.Huber, J., Payne, J. W., & Puto, C. (1982). Adding asymmetrically dominated alternatives: Violations of regularity and the similarity hypothesis.

Journal of Consumer Research, 9

(1), 90–98.Huber, J., & Puto, C. (1983). Market boundaries and product choice: Illustrating attraction and substitution effects.

Journal of Consumer Research, 10

(1), 31–41.Kahneman, D., & Tversky, A. (1984). Choices, values and frames.

American Psychologist, 39

(4), 341–350.Kahneman, D., & Tversky, A. (1979). Prospect theory: An analysis of decision under risk.

Econometrica: Journal of the Econometric Society, 47

, 263–291.Kahneman, D., & Frederick, S. (2002). Representativeness revisited: Attribute substitution in intuitive judgment. In T.Gilovich, D. Griffin, & D. Kahneman (Eds.),

Heuristics and biases: The psychology of intuitive judgment

(pp.49–81). New York: Cambridge University Press.Khan, U., Zhu, M., & Kalra, A. (2001). When trade-offs matter:The effect of choice construal on context effects.

Journal of Marketing Research,48

(1), 62–71.Krider, R. E., Raghubir, P., & Krishna, A. (2001). Pizzas: π or square? Psychophysical biases in area comparisons.

Marketing Science, 20

(4), 405–425.Krishna, A. (2008). Spatial perception research: An integrative review of length, area, volume, and number perception. In M. Wedel & R. Pieters (Eds.),

Visual marketing: From attention to action

(pp. 167–192). New York: Erlbaum.Li, S. (1994).

Equate-to-differentiate theory: A coherent bi-choice model across certainty, uncertainty and risk

(Unpublished doctoral dissertation). University of New South Wales.Li, S. (1996). An additional violation of transitivity and independence between alternatives.

Journal of Economic Psychology, 17

(5), 645–650.Li, S. (2001). Extended research on dominance violations in similarity judgments: The equate-to-differentiate interpretation.

Korean Journal of Thinking and Problem Solvin

g

, 11

(1), 13–38.Lin, C. H., Sun Y. C., Chuang, S. C., & Su, H. J. (2008). Time pressure and the compromise and attraction effects in choice.

Advances in Consumer Research, 35

(3), 348–352.Luce, R. D. (1959).

Individual choice behavior: A theoretical analysis

. New York: John Wiley & Sons.Luce, R. D. (1977). The choice axiom after twenty years.

Journal of Mathematical Psychology,15

(3), 215–233.Malaviya, P., & Sivakumar, K. (2002). The influence of choice justification and stimulus meaningfulness on the attraction effect.

Journal of Marketing Theory and Practice,10

(4), 20–29.Mao, W., & Oppewal, H. (2012). The attraction effect is more pronounced for consumers who rely on intuitive reasoning.

Marketing Letters, 23

(1), 339–351.Masicampo, E. J., & Baumeister, R. F. (2008). Toward a physiology of dual-process reasoning and judgment:Lemonade, willpower, and expensive rule-based analysis.

Psychological Science, 19

(3), 255–260.Mellers, B. A., & Biagini, K. (1994). Similarity and choice.

Psychological Review, 101

(3), 505–518.Mourali, M., B?ckenholt, U., & Laroche, M. (2007).Compromise and attraction effects under prevention and promotion motivations.

Journal of Consumer Research,34

(2), 234–247.Pettibone, J. C., & Wedell, D. H. (2000). Examining models of non-dominated decoy effects across judgment and choice.

Organizational Behavior and Human Decision Processes,81

, 300–328.Phillips, W. A. (2001). Contextual modulation and dynamic grouping in perception.

Trends in Cognitive Sciences, 5

(3),95–97.Pocheptsova, A., Amir, O., Dhar, R., & Baumeister, R. F.(2009). Deciding without resources: Resource depletion and choice in context.

Journal of Marketing Research,46

(3), 344–355.Ratneshwar, S., Shocker, A. D., & Stewart, D. W. (1987). Toward understanding the attraction effects: The implications of product stimulus meaningfulness and familiarity.

Journal of Consumer Research, 13

(4), 520–533.Schley, D. (2005). Minimized regret is sufficient to model the asymmetrically dominated decoy effect.

Marketing Bulletin,16

, 1–20.Silk, A. J., & Urban, G. L. (1978). Pre-test-market evaluation of new packaged goods: A model and measurement methodology.

Journal of Marketing Research, 15

, 171–191.Simonson, I. (1989). Choice based on reasons: The case of attraction and compromise effects.

Journal of Consumer Research, 16

(2), 158–173.Simonson, I., & Tversky, A. (1992). Choice in context:Trade-off contrast and extremeness aversion.

Journal of Marketing Research, 29

(3), 281–295.Slaughter, J. E., Bagger, J., & Li, A. (2006). Context effects on group-based employee selection decisions.

Organizational Behavior and Human Decision Processes,100

(1), 47–59.Stewart, D. W. (1988). On the meaningfulness of sensory attribute: Further evidence on the attraction effect.

Advances in Consumer Research, 16

(1), 197–202.Thomas S. G. (1990). How regular is regularity? An empirical test of the regularity assumption.

Advances in Consumer Research,17

, 398–405.Tversky, A. (1969). Intransitivity of preference.

Psychological Review, 76

(1), 31–48.Tversky, A. (1972). Elimination by aspects: A theory of choice.

Psychological Review, 79

(4), 281–299.Warren, J. M., & Pinneau, S. R. (1955). Influence of form on judgment of apparent area.

Perceptual and Motor Skills, 5

,7–10.Wedell, D. H. (1991). Distinguishing among models of contextually induced preference reversals.

Journal of Experimental Psychology: Learning, Memory, and Cognition, 17

(4), 767–778.Wedell, D. H., & Pettibone, J. C. (1996). Using judgment to understand decoy effect in choice.

Organizational Behavior and Human Decision Processes, 67

(3), 326–344.