喬 琳 李東進(jìn) 張宇東

(1.南開大學(xué)商學(xué)院； 2.江西師范大學(xué)商學(xué)院)

1 研究背景

消費者經(jīng)常為了經(jīng)濟(jì)劃算、易于對比功效、數(shù)量較多等客觀原因放棄某些感覺很好的商品，但這種“理性”的決策對接下來的選擇產(chǎn)生何種影響？在什么情況下這種“理性”的追求反而導(dǎo)致了后續(xù)放縱的選擇？現(xiàn)有研究指出了消費者基于原因(如事實、數(shù)量、功能、價格等)和基于感覺(如審美、感情等)產(chǎn)生決策的效用偏差性。例如，人們在選擇產(chǎn)品時更依賴原因?qū)?，但?dāng)要求消費者指出更喜歡何種選項或預(yù)測體驗感時，感覺思維往往占據(jù)主導(dǎo)，基于原因的選擇并不一定帶來最大的效用，提醒消費者進(jìn)行理性的選擇反而會促使其做出次優(yōu)選擇[1]。由此，HSEE等[2]提出了世俗理性的概念，認(rèn)為消費者在進(jìn)行選擇時過分關(guān)注原因而忽視感覺導(dǎo)向。世俗理性并非抨擊原因?qū)蛩季S，而是探討消費者將原因思維的使用范圍擴(kuò)大，過度重視原因?qū)蚨a(chǎn)生的認(rèn)知偏差。

盡管現(xiàn)有研究討論了世俗理性對決策的影響[3～6]，但僅關(guān)注效用偏差性以及對非連續(xù)選擇行為的影響，而對世俗理性的溢出效應(yīng)，特別是享樂體驗滿足沖突的情況下消費者再次消費時的放縱意向仍缺乏研究。享樂體驗沖突在世俗理性的決策情境中經(jīng)常發(fā)生[1]，一直是熱議的話題[7]，但鮮有文獻(xiàn)探究享樂體驗未被滿足時消費者的決策反應(yīng)[8]。

世俗理性主要強(qiáng)調(diào)消費者存在體驗效用和決策效用的不一致。當(dāng)消費者經(jīng)歷享樂體驗不滿足時，體驗預(yù)測偏差削弱，這時高水平世俗理性者是否會追求短期的體驗補(bǔ)償或改變決策規(guī)則產(chǎn)生放縱消費？也就是說，前次盲目追求“理性”的選擇是否會導(dǎo)致再次消費時的“非理性”行為。本研究擬對上述問題進(jìn)行論證，并探究該現(xiàn)象的作用機(jī)理。

2 文獻(xiàn)回顧

2.1 世俗理性

過分關(guān)注理性因素，從而在決策中依賴原因思維的選擇，被稱為世俗理性或潛理性[2]。世俗理性并不等同于真正的理性，真正的理性主義沒有把感覺和原因?qū)α⑵饋?，在思考決策時，把情感、審美等感覺因素作為決策函數(shù)的一部分，以做出效用最大化的選擇[3]。但是，人們長久以來都把基于原因和基于感覺的選擇視為對立，例如CHITTURI等[9]指出人們偏好感覺占優(yōu)的產(chǎn)品，卻依據(jù)原因?qū)蛑贫Q策，從而產(chǎn)生偏好-選擇偏差，導(dǎo)致消費者產(chǎn)生次優(yōu)決策或降低滿意度[1]。在理想情況下，消費者會選擇具有最高預(yù)期效用的方案，但事實上人們并不能嚴(yán)格地使用這種效用分析法進(jìn)行決策。過分側(cè)重原因?qū)驎⒆⒁饬性谌菀妆磉_(dá)的選擇特征上(如數(shù)量、價格、功能等客觀因素)，而非不容易表達(dá)的感覺上，高估了原因思維對未來事件的影響，更易于錯誤地估計選擇效用。世俗理性正是這種效用偏差和偏好-選擇矛盾的表現(xiàn)，是消費者在決策過程中體現(xiàn)出的人格特質(zhì)。

盡管同樣涉及理性和感覺兩個因素的權(quán)衡，但不同水平世俗理性與簡單的原因和感覺導(dǎo)向有以下兩點不同：①高水平世俗理性確實依賴原因因素進(jìn)行決策，但這種決策既可以通過精細(xì)加工消耗認(rèn)知資源，也可以是主觀且相信直覺的。例如，世俗理性計較表面成本但忽略社會或時間因素對決策效用的影響[3]，這與傳統(tǒng)的理性決策相違背。②世俗理性在主觀選擇效用最大化上不同于簡單的原因和情感分類。高水平世俗理性認(rèn)為人們必須抵制感覺；但低水平世俗理性不完全為感覺導(dǎo)向，而是將感覺和原因同時納入選擇效用中。雖然相關(guān)研究闡釋了世俗理性的內(nèi)涵和影響，但研究觀點零散，尚需深入的理論體系來探討其溢出效應(yīng)及內(nèi)在機(jī)制。

2.2 放縱消費

放縱消費指的是消費可以提供即時滿足感但折損長期目標(biāo)或存在延遲害處的事物[10]?，F(xiàn)有研究討論了目標(biāo)與期望、產(chǎn)品特性、時間框架、決策順序等因素對放縱消費的影響[11]。此外，負(fù)罪感與理由正當(dāng)化是重要的影響因素[12]。

在做出連續(xù)選擇時，許可效應(yīng)、道德信譽(yù)模型和平衡效應(yīng)是降低負(fù)罪感并給予放縱理由的重要途徑。平衡效應(yīng)指出消費者傾向于對目標(biāo)進(jìn)行平衡，例如，如果在健康和快樂之間進(jìn)行選擇，消費者會一次選擇健康，另一次選擇放縱[10]。道德信譽(yù)模型和許可效應(yīng)亦指出，只要個體從過去良好的行為中積累足夠的“道德積分”，放縱行為就會被許可[13]。但已有文獻(xiàn)同樣指出消費者的選擇具有一致性。例如，F(xiàn)ISHBACH等[14]提出，當(dāng)消費者將首次選擇視為對目標(biāo)的承諾時，在后續(xù)選擇中更有可能強(qiáng)化目標(biāo)選擇自律物；而將首次選擇視為目標(biāo)進(jìn)展時，更易于采用平衡策略選擇放縱物。人們選擇平衡目標(biāo)或采取一致性策略受目標(biāo)、決策關(guān)聯(lián)、支付方式等決策情境的影響[10,13]，但是現(xiàn)有研究忽視了連續(xù)選擇中的決策體驗和消費者人格特質(zhì)的內(nèi)在聯(lián)系。

世俗理性為消費者選擇放縱平衡性或自律一致性提供了一個新的解釋路徑。消費者的時間收益折扣率存在方向不確定性[15]，例如情感導(dǎo)向會降低時間折扣率，使消費者變得目光長遠(yuǎn)，亦會增加放縱的可能。同理，理性偏差引發(fā)了偏好在時間折扣率上的改變，偏好長遠(yuǎn)的收益。而當(dāng)理性偏差糾正后，即世俗理性在不同享樂體驗后，是否會反轉(zhuǎn)近端享樂和長期目標(biāo)的選擇偏好？這為世俗理性的溢出效應(yīng)提供了探索的空間，并且既有研究較少從理性偏差視角出發(fā)探究消費者對放縱的選擇。

3 研究假設(shè)

3.1 世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱消費的影響

享樂體驗是消費者與產(chǎn)品互動時的愉悅，與產(chǎn)品設(shè)計、美學(xué)和情感等因素相關(guān)，享樂體驗不滿足指的是產(chǎn)品體驗不滿足消費者的愉悅[16]。世俗理性以放大客觀效用并在各項利益比較中犧牲享樂體驗為前提[3]，以期待利益最大化。但消費行為是由功利動機(jī)和享樂動機(jī)同時驅(qū)動，并且享樂體驗是消費評價、滿意和幸福的重要因素[16]。值得注意的是，高水平世俗理性者只是忽略了享樂體驗的效用，而不是在體驗后產(chǎn)生較少的體驗享樂感或愉悅感。

根據(jù)背景對比效應(yīng)，消費者在前次選擇中的屬性權(quán)衡結(jié)果為后續(xù)選擇提供參考點，參照反饋可以促使消費決策的內(nèi)在規(guī)則發(fā)生變化[17]。首先，理由正當(dāng)化是放縱行為的重要原因，在享樂體驗不滿足時，相較于低水平世俗理性，高水平世俗理性者更可能為放縱行為提供正當(dāng)理由。根據(jù)道德信譽(yù)模型，前次的原因思維決策為后續(xù)選擇提供了“道德積分”，削弱了負(fù)罪感，為再次消費時選擇放縱提供了正當(dāng)?shù)睦碛?。然而，低水平世俗理性消費者的前次選擇沒有為后續(xù)的消費提供道德許可或正向反饋，進(jìn)而在再次消費中不易于產(chǎn)生放縱行為。

其次，享樂體驗不滿足改變了消費者的決策參照點，一方面增加了高水平世俗理性消費者的享樂敏感性，為其提供了額外關(guān)于感覺思維導(dǎo)向的評價信息，增加了感覺思維的可評價性，削弱或更正體驗預(yù)測偏差[1]。但負(fù)面的參考反饋卻降低了低水平世俗理性者對于感覺導(dǎo)向的敏感性和滿意度，對體驗的不滿意弱化了消費者再次決策時的享樂選擇。另一方面，消費者會利用重新被估計的參考標(biāo)準(zhǔn)在再次消費中進(jìn)行選擇。后續(xù)選擇中的消費者更傾向于關(guān)注與損失物屬性一致的補(bǔ)償物[18]，這時高水平世俗理性者為了彌補(bǔ)理性偏差，會對體驗效用進(jìn)行補(bǔ)償，并且對于體驗-決策偏差糾正后的反思同樣會減弱消費者的自我規(guī)范行為[19]，進(jìn)而促使高水平世俗理者更容易產(chǎn)生放縱消費。而低水平世俗理性消費者的負(fù)面體驗反饋弱化了對原有評判標(biāo)準(zhǔn)的確定性，在“道德積分”不充足的情況下更不會產(chǎn)生放縱消費。

對于享樂體驗滿足時的高水平世俗理性消費者來說，享樂體驗滿足后無法削弱體驗預(yù)測偏差，并且不能為后續(xù)的放縱選擇提供許可效應(yīng)、“道德積分”或降低負(fù)罪感，還會對消費行為產(chǎn)生積極的正面反饋，強(qiáng)化原因式思考導(dǎo)向。這時世俗理性的消費者更易于遵循原因?qū)?，進(jìn)而相較于低水平世俗理性的消費者更加關(guān)注未來的收益，降低放縱的可能。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1世俗理性與享樂體驗的交互作用影響消費者再度消費時的放縱意向。

假設(shè)1a當(dāng)享樂體驗不滿足時，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消費者再度消費時有較高的放縱意向。

假設(shè)1b當(dāng)享樂體驗滿足時，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消費者再度消費時有較低的放縱意向。

3.2 反事實思維的中介作用

反事實思維指的是本可以發(fā)生但是沒有發(fā)生的一種思維體驗，是一種場景虛構(gòu)過程，亦指個體在決策過程中對自身行為、情緒和感受的思考，包括對事件的評價和建構(gòu)，通常集中在個體的替代行為、社會比較和范式偏離的情況下[20]。反事實思維不僅可以引發(fā)消費者的情感反饋，亦對個體因果推理、經(jīng)驗學(xué)習(xí)、創(chuàng)造力、概率推斷等產(chǎn)生重要影響[20,21]?，F(xiàn)有研究從事實改變的方向，將反事實思維分為上行反事實思維(已經(jīng)發(fā)生的事實如何會變得更好)和下行反事實思維(已經(jīng)發(fā)生的事實如何會變得更糟)。本研究主要側(cè)重于對上行反事實思維的探究。

以卡爾曼為首的范式說將反事實思維視為自動引發(fā)的過程[22]。反事實思維存在兩種機(jī)制，分別是對比效應(yīng)和因果推斷[23]。對比效應(yīng)為消費者提供一個比較情境，當(dāng)體驗效價較低并存在替代選項時，消費者會不自覺地將錯失選擇與已得產(chǎn)品進(jìn)行比較，產(chǎn)生反事實思維。當(dāng)錯失選項可能帶來積極的結(jié)果時，人們會產(chǎn)生更高的反事實思維，從而修正負(fù)面結(jié)果[21,23]。因果推斷指的是推斷產(chǎn)生事件的原因和結(jié)果。反事實思維可以幫助個體調(diào)整相關(guān)狀態(tài)，促進(jìn)新行為的形成，其實際意義在于總結(jié)經(jīng)驗、降低認(rèn)知局限和梳理認(rèn)知需求；且反事實思維本身具有功能性，并不是毫無意義的啟發(fā)式思考[22]。

人們在決策后會追問自我是否提供了充足的理由進(jìn)行選擇，或?qū)Ξa(chǎn)品是否有足夠的認(rèn)知，進(jìn)而思考是否進(jìn)行產(chǎn)品轉(zhuǎn)換[24]。世俗理性主義強(qiáng)調(diào)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中亞當(dāng)·斯密對理性的理解，認(rèn)為依據(jù)原因?qū)虻臎Q策是效用最大化的方案。但消費者會被情感和享樂欲望有意或無意識地支配，在現(xiàn)實條件下，體驗效用是消費者對事物評價的依據(jù)。當(dāng)享樂體驗不滿足將高水平世俗理性的體驗預(yù)測偏差削弱后，改變了其對體驗效用的敏感性和可評估性。并且世俗理性的原因?qū)蜻x擇優(yōu)勢往往僅存在于對個體當(dāng)下的影響，通過對錯失選項的對比，基于原因?qū)虻倪x擇是一種次優(yōu)決策[19]，高世俗理性的選擇會得到不利的比較結(jié)果，進(jìn)而激活反事實思維。反事實思維具有行為改變動機(jī)、打破思維定勢、修正邏輯謬誤、有助于降低決策偏差的影響，從而產(chǎn)生行為偏轉(zhuǎn)[22]，進(jìn)而尋求補(bǔ)償或通過道德許可產(chǎn)生放縱行為。

當(dāng)消費者遇到負(fù)向反饋后，如果替代選項效用結(jié)果未知，那么消費者會產(chǎn)生保守偏差，即規(guī)避后悔，傾向于維持現(xiàn)狀，保持原有選擇[22]。對于低水平世俗理性的消費者來說，雖然當(dāng)前事件與預(yù)期不符，但當(dāng)與錯失選項進(jìn)行對比后，錯失選擇的體驗效用未知或感知消極時，原因?qū)蚓哂袃?yōu)勢的選擇不一定會產(chǎn)生更好的體驗效用。根據(jù)預(yù)期后悔最小化理論，個體通過主觀評估，啟動心理加工模式來減少負(fù)面情緒，強(qiáng)化特定的因果推斷，引發(fā)保守偏差或現(xiàn)狀偏差，即固化原有思維的決策，減少反事實思維的產(chǎn)生[23]。并且，相比于“雷厲風(fēng)行”的僅依靠原因?qū)虻母咚绞浪桌硇哉?，低水平世俗理性者是更深思熟慮的個體，在生活中會產(chǎn)生較少的反事實思維[25]。所以當(dāng)享樂體驗未被滿足時，與替代選擇進(jìn)行對比后，高水平世俗理性的消費者更容易產(chǎn)生反事實思維。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2反事實思維在享樂體驗與世俗理性的交互作用對再度消費時放縱意向的影響中具有中介作用。當(dāng)享樂體驗不滿足時，相對于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消費者產(chǎn)生更強(qiáng)的反事實思維，從而提高再度消費時的放縱意向。

4 實驗1

4.1 刺激物與前測

共有25名來自CREDAMO隨機(jī)發(fā)放的被試參加了本次實驗前測，平均年齡24.76歲，女性占比60.00%，SD=3.60。首先，第一個預(yù)測試是為了檢驗首次產(chǎn)品選擇情境(金項鏈的選擇)中產(chǎn)品屬性確實與預(yù)期的原因和感覺維度有關(guān)。預(yù)測試的被試被要求在李克特7點量表上對產(chǎn)品4個屬性中的每一項進(jìn)行評分(1=引發(fā)我的思考，7=喚醒我的感覺)，用M表示平均得分。因子分析結(jié)果顯示，被試將項鏈的4個屬性分成了兩類：其累計方差貢獻(xiàn)率為80.75%，第一個因素的兩個屬性分別為價格和金項鏈的重量(因子載荷為0.967和0.969)，設(shè)計為更具原因思考導(dǎo)向；第二個因素的兩個屬性分別為設(shè)計感和視覺吸引力(因子載荷為0.721和0.808)，設(shè)計為更具感覺思考導(dǎo)向。金項鏈的價格和重量的平均得分低于設(shè)計感和視覺吸引力，M價格和重量=2.74，M設(shè)計感和視覺吸引=5.44，p<0.001，證明價格和重量可以引發(fā)更多的原因思維，而設(shè)計感和視覺吸引力更多地喚起被試的感覺思維。這些結(jié)果證實了使用這些屬性來操作項鏈的原因和感覺屬性是有效的。

隨后，被試需要對產(chǎn)品進(jìn)行放縱性和自律性的評價。放縱物和自律物的選擇借鑒KHAN等[26]的研究，被試被告知在健身減脂的情況下，在美味但高熱量的套餐C和寡淡但健康的套餐D中進(jìn)行選擇，兩款套餐價格相同。被試在獲知放縱物和自律物的概念解釋后，評價套餐的放縱和自律屬性。方差分析結(jié)果表明，套餐C(放縱物)放縱屬性要顯著地高于套餐D(自律物)的放縱屬性，M放縱物=5.56>M自律物=2.56，p<0.001，套餐D的自律屬性要顯著地高于套餐C，M套餐C=2.92

4.2 正式實驗

實驗1旨在檢驗假設(shè)1，探究在不同享樂體驗下世俗理性對消費者再度消費時選擇放縱的可能。通過CREDAMO平臺回收有效問卷372份，平均年齡26.50歲，SD=6.72。實驗1采用單因子組間設(shè)計，被試被隨機(jī)分配到享樂體驗滿足vs.不滿足組中，因刺激物的選擇為項鏈，被試全部為女性，在獨立完成試驗后，獲得報酬。

(1)世俗理性的區(qū)分與測量因為世俗理性是權(quán)衡原因和感覺因素后對原因?qū)蜻^于依賴的體現(xiàn)，所以實驗1借鑒LI等[1]的研究，通過消費者真實的權(quán)衡結(jié)果區(qū)分高低水平世俗理性。實驗向被試展示兩條項鏈并被告知在第一次購買中需要從兩條現(xiàn)價為1 499元的虛構(gòu)品牌金項鏈中進(jìn)行選擇，項鏈僅用于自己佩戴，并沒有意向去轉(zhuǎn)賣它。項鏈A在設(shè)計感和視覺吸引力(感覺因素)方面具有優(yōu)勢，黃金重量1.92克，原始價格1 699元；項鏈B在原始價格和重量保值性方面(原因因素)具有優(yōu)勢，黃金重量3.05克，原始價格1 999元。實驗要求被試在仔細(xì)閱讀項鏈材料后，選擇一款進(jìn)行購買，隨后詢問被試更喜歡項鏈A還是項鏈B的設(shè)計。值得注意的是，項鏈用于自己佩戴，項鏈B的原始價格和重量并沒有實際的優(yōu)勢，在喜歡項鏈A設(shè)計的基礎(chǔ)上，選擇基于感覺的項鏈A才是真正理性的選擇，項鏈B代表世俗理性的選擇。隨后根據(jù)HSEE等[3]的研究，讓被試填寫世俗理性問卷(Cronbach’sα=0.920)，量表包含“在選購商品時我更多關(guān)注的是客觀事實而不是主觀感受”“我更喜歡查看產(chǎn)品的功能性規(guī)格參數(shù)而不是依靠感覺(外形、第一印象等)”“進(jìn)行決策時我喜歡分析成本和收益，抵制情感或直覺的影響”3項。

(2)享樂體驗在第一次購買決策后，被試被隨機(jī)分配到享樂體驗滿足vs.不滿足兩個場景中，場景刺激根據(jù)龐雋等[8]的享樂品失敗思路與ALBA等[16]對享樂消費的研究進(jìn)行改編。享樂不滿足組看到的內(nèi)容是，“當(dāng)你在生活中佩戴購買的項鏈后，發(fā)現(xiàn)它在佩戴時顯得你的頸部暗淡無光，它不能很好地修飾你的外形，你戴上沒那么愉悅，佩戴它不能讓你開心，同樣你也沒有興奮的感覺，你已經(jīng)不是很期待再次佩戴它”。在享樂體驗滿足場景中，被試被告知內(nèi)容正相反。閱讀完成后，要求被試花1分鐘的時間想象自己正在經(jīng)歷這樣的體驗。隨后填答享樂體驗問卷，問卷借鑒VOSS等[27]的研究，包括“我佩戴這條項鏈?zhǔn)怯淇斓南M體驗”“我享受佩戴項鏈時愉快的感覺”兩項問項(Cronbach’sα=0.833)。在閱讀上述不同體驗情境后，被試要求在美味但高熱量的套餐C和寡淡但健康的套餐D中進(jìn)行選擇。最后填寫人口統(tǒng)計變量。

4.3 結(jié)果分析

在問卷收集的過程中，排除了喜歡項鏈B設(shè)計的被試(29份，7.23%)，因為不能很好地區(qū)分其思維導(dǎo)向及世俗理性水平，無法判定是否經(jīng)歷原因?qū)蚝透杏X思維的權(quán)衡，因此僅留下了喜歡項鏈A設(shè)計但卻選擇B的被試，和喜歡項鏈A設(shè)計并選擇A的被試。本研究將選擇項鏈B的被試劃分為高水平世俗理性組(N=169)，選擇項鏈A的被試劃分為低水平世俗理性組(N=203)。高水平世俗理性組的世俗理性評分顯著高于低水平組，M高=5.37，SD=0.94，M低=4.44，SD=1.24，p<0.001。享樂體驗滿足組(N=194)的享樂體驗平均分顯著高于享樂不滿足組(N=178)，M滿足=5.00，SD=0.90，M不滿足=3.16，SD=1.10，p<0.001，說明操縱情境成功。此外，世俗理性對享樂體驗感的影響不顯著，β=0.03，p=0.662。

卡方檢驗結(jié)果表明，當(dāng)享樂體驗不滿足時，53.47%的高水平世俗理性被試選擇放縱(套餐C)，46.53%的低水平世俗理性組被試選擇了放縱，χ2(1，N=178)=7.80，p=0.005。當(dāng)享樂體驗滿足時，37.11%的高水平世俗理性被試選擇放縱，62.89%的低水平世俗理性組被試選擇了放縱，χ2(1，N=194)=6.72，p=0.010。

隨后本研究將世俗理性(高水平組賦值1，低水平組賦值0)作為自變量，享樂體驗(連續(xù)變量)作為調(diào)節(jié)變量，放縱消費(放縱賦值1，自律賦值0)作為因變量，檢驗假設(shè)1。與假設(shè)1一致，世俗理性和享樂體驗的交互作用對消費者再度消費時的放縱意向產(chǎn)生顯著影響，β=-0.50，SE=0.16，t=-3.10，p=0.002。當(dāng)享樂體驗滿足時，世俗理性負(fù)向影響放縱意向，β=-0.67，95% CI=[-1.26，-0.08]；當(dāng)享樂體驗不滿足時，世俗理性正向影響放縱意向，β=0.70，95% CI=[0.09，1.31]，故假設(shè)1a和假設(shè)1b成立。此外，世俗理性(β=0.02，p=0.405)和享樂體驗(β=0.03，p=0.801)對放縱意向的影響不顯著。

5 實驗2

在實驗1中，世俗理性的劃分依據(jù)被試的首次決策結(jié)果，并且享樂體驗的操縱在假設(shè)場景下完成。由此，為了增加世俗理性劃分的科學(xué)性和實驗體驗的真實性，實驗2選擇操縱世俗理性水平，后真實測量被試的享樂體驗。此外，實驗1中的因變量為自律物和放縱物的取舍權(quán)衡，實驗2將因變量設(shè)計為連續(xù)變量，重復(fù)檢驗假設(shè)1。

5.1 正式實驗

實驗2在CREADMO平臺回收有效問卷320份，平均年齡28.48歲，男性159名(49.70%)，SD=6.88，被試在獨立完成試驗后獲得報酬。實驗采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享樂體驗滿足vs.不滿足)的組間實驗設(shè)計。

(1)世俗理性的操縱借鑒HSEE等[3]和KOKKORIS等[5]的研究，操縱被試的世俗理性水平，該操縱已被證實可以引發(fā)不同水平的世俗理性。高(低)水平世俗理性組的被試被告知：“人們會用不同的方式做決定。例如用原因思維指導(dǎo)決策，也就是說關(guān)注客觀事實而不是主觀感受，分析成本和收益而不是遵循直覺，看重有用性、數(shù)量、功能等客觀因素而不是情感體驗。同時人們會用主觀感覺思維來指導(dǎo)決策，而不僅僅分析成本和收益。在現(xiàn)實生活中產(chǎn)生了很多客觀理性最優(yōu)而主觀感覺導(dǎo)致錯誤和沖動選擇的現(xiàn)象(在現(xiàn)實生活中我們不僅要客觀理性地考慮產(chǎn)品，主觀感覺和直覺對決策滿意和產(chǎn)品體驗同樣十分重要)。請寫出生活中的例子，說明你依靠原因(綜合感覺)思維導(dǎo)向做出的決策，并寫出用原因(綜合感覺)指導(dǎo)決策的理由?！彪S后測量被試的世俗理性水平，世俗理性的具體問項同實驗1(Cronbach’sα=0.812)。

(2)首次購買場景刺激借鑒LI等[1]的研究，告知被試需要在兩個圖片構(gòu)圖評分任務(wù)中進(jìn)行選擇，在思考后選擇了任務(wù)A(B)。兩個任務(wù)都需要花費180秒的時間，在任務(wù)完成后得到10元的任務(wù)獎勵。任務(wù)A共包含10張較不可愛缺乏美觀的老鼠圖片，評價一張獲得1元的任務(wù)獎勵，任務(wù)B共包含20張較為可愛美觀的老鼠圖片，評價一張圖片獲得0.5元的任務(wù)獎勵，不管如何選擇，被試得到的獎金是一樣的。在閱讀說明后，高水平世俗理性組告知被試，應(yīng)該遵循理性的原因?qū)蜻x擇任務(wù)A；低水平世俗理性組告知被試，綜合考慮原因和感覺因素后選擇任務(wù)B，實驗要求被試花1分鐘的時間思考想象，并詢問“是否支持該選擇或不確定”(填答“不支持”和“不確定”的被試直接結(jié)束問卷，共24名)。值得注意的是在兩組圖片中，任務(wù)A中每張圖片付費率更高，而任務(wù)B的圖片描述更令人愉快，兩個任務(wù)的總收益是相同的。由此可見，兩種選擇的經(jīng)濟(jì)結(jié)果實際上是一樣的，唯一真正的區(qū)別是觀看它們帶來的樂趣，那么真正理性的選擇是任務(wù)B。

(3)享樂體驗將不同世俗理性水平的消費者隨機(jī)分配到不同的享樂體驗中。被試開始評價他們選擇任務(wù)中的圖片集，圖片一張張展示在電腦屏幕上，任務(wù)A的老鼠圖片每張展示18秒，共10張圖片，任務(wù)B的老鼠圖片每張展示9秒，共20張圖片，兩組圖片展示總時間相同。在展示每張圖片的同時，被試先回以下問題： “這張圖片的構(gòu)圖有多好？” “這個老鼠圖片的顏色看上去自然嗎？”這兩個問題詢問了研究的表面目的；在圖片評價任務(wù)后借鑒VOSS等[27]的研究，再通過兩個問項“我現(xiàn)在的體驗是愉悅的” “我享受評論圖片時愉快的感覺”衡量被試的享樂體驗。此外，為了控制消費者的自我消耗，在任務(wù)A中每張圖片額外增加兩個與實驗無關(guān)的圖片評價問題：“這個圖片聚焦清楚嗎”和“這張圖片有多清晰”，讓消費者的答題數(shù)量相同。

(4)放縱消費情境實驗材料根據(jù)KOKKORIS等[5]的研究進(jìn)行改編，該操縱情境已被證實可以引發(fā)消費者自我控制和放縱感知。被試看到以下信息：“試想某個工作日下班后你去商場原本打算購買一雙襪子。現(xiàn)在的你正在節(jié)食以減掉前一陣增加的體重，正在減脂塑形避免肥胖和高熱量食物。然而在穿過商場時，你看到了一家非常喜歡的甜品店。當(dāng)透過食物展示柜臺時，看到了一盤非常有食欲、令人垂涎欲滴的甜品，這是你最喜歡的甜品，馬上就有強(qiáng)烈的欲望想要品嘗它的味道。而且你不經(jīng)常來這個商店，因為它離你家很遠(yuǎn)，并且短時間內(nèi)不太可能又碰到這個甜品店，錯過了這次機(jī)會可能很久都不會吃到這個甜品?！彪S后詢問被試購買甜品的意愿(1=非常不愿意，7=非常愿意)[28]。最后被試填寫人口統(tǒng)計變量。

5.2 結(jié)果分析

操縱檢驗結(jié)果表明，高水平世俗理性組比低水平世俗理性組的世俗理性評分顯著偏高，M高=5.48，SD=0.80，M低=4.14，SD=1.11，p<0.001，享樂體驗滿足組的享樂平均分顯著高于享樂不滿足組，M滿足=5.38，SD=0.76，M不滿足=4.13，SD=0.74，p<0.001，操縱情境成功。檢驗結(jié)果還表明，在享樂體驗滿足組，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者產(chǎn)生更低的放縱意向，M高=4.59

隨后，本研究將世俗理性(低水平組賦值0，高水平組賦值1)作為自變量，享樂體驗(不滿足組賦值0，滿足組賦值1)作為調(diào)節(jié)變量，放縱意向作為因變量，進(jìn)行Process調(diào)節(jié)效應(yīng)分析(Model 1)。世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱意向存在顯著影響，β=-1.31，SE=0.26，t=-5.01，p<0.001。當(dāng)享樂體驗滿足時，世俗理性負(fù)向影響放縱意向，β=-0.70，95% CI=[-1.06，-0.34]；當(dāng)享樂體驗不滿足時，世俗理性正向影響放縱意向，β=0.60，95% CI=[0.24，0.98]。故假設(shè)1a和假設(shè)1b成立。結(jié)果見圖1。

6 實驗3

6.1 實驗3A

6.1.1刺激物與前測

在實驗1和實驗2中，項鏈B和任務(wù)B的選擇并不存在實際的優(yōu)勢，因此在實驗3A中，選擇原因?qū)傩院透杏X屬性同樣具有實際優(yōu)勢的手機(jī)作為刺激物。此外，實驗3在重復(fù)驗證世俗理性和享樂體驗交互效應(yīng)外，同樣檢測反事實思維的中介效應(yīng)。

共有46名來自CREDAMO平臺隨機(jī)發(fā)放的被試參加了本次實驗前測，平均年齡30.24歲，女性占比56.52%，SD=5.81。實驗3A的預(yù)測試是為了檢驗首次決策情境(手機(jī)的選擇)中產(chǎn)品屬性確實與預(yù)期的原因和感覺維度有關(guān)。要求被試在李克特7點量表上對產(chǎn)品4個屬性中的每一項進(jìn)行評分(1=引發(fā)我的思考，7=喚醒我的感覺)。因子分析結(jié)果顯示，手機(jī)的4個屬性被分成了兩類：其累計方差貢獻(xiàn)率為76.70%，第一個因素的兩個屬性為電池容量和手機(jī)內(nèi)存(因子載荷為0.816和0.794)，更具原因?qū)?；第二個因素的兩個屬性為顏色和設(shè)計(因子載荷為0.702和0.740)，更具感覺導(dǎo)向。手機(jī)的電池容量和內(nèi)存的平均得分低于顏色和設(shè)計(M電池容量和內(nèi)存=2.46，M顏色和設(shè)計=4.68；p<0.001)，證明電池容量和內(nèi)存引發(fā)更多的原因思維，顏色和設(shè)計更多地喚起被試的感覺思維。這些結(jié)果證實了使用手機(jī)的這些屬性來操作原因和感覺思導(dǎo)向是有效的。

6.1.2正式實驗

共210名被試通過CREDAMO平臺有效地完成正式實驗，男性50.95%，平均年齡27.63歲，SD=9.58，被試在獨立完成試驗后獲得報酬。實驗采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享樂體驗滿足vs.不滿足)的組間實驗設(shè)計。

世俗理性的操縱同實驗2，測量被試世俗理性水平(Cronbach’sα=0.793)。隨后被試進(jìn)入首次購買情境，場景刺激借鑒CHITTURI等[9]的研究，被試被告知需要購買一個手機(jī)，現(xiàn)有兩款價格相同的虛擬品牌手機(jī)供其選擇：“手機(jī)A外觀出眾，時尚機(jī)身，多種顏色可供選擇，內(nèi)存128G，3 300毫安電池容量，你一看到它就被吸引住。手機(jī)B內(nèi)存256G、電池容量5 000毫安，外觀普通設(shè)計感較差，只有黑色可以選擇?！备?低)水平世俗理性組的被試被告知，按照原因(感覺)思維導(dǎo)向權(quán)衡后選擇了手機(jī)B(A)，并花1分鐘時間想象該經(jīng)歷。

接下來將被試分配到不同的享樂體驗場景(滿足vs.不滿足)，場景刺激根據(jù)龐雋等[8]的享樂品失敗思路進(jìn)行改編。在享樂體驗不滿足組看到的內(nèi)容是，“在使用了一段時間后，你發(fā)現(xiàn)手機(jī)的使用體驗遠(yuǎn)不如預(yù)期，外形和顏色讓你覺得無趣乏味，手機(jī)的外殼出現(xiàn)掉漆的現(xiàn)象，屏幕上經(jīng)常出現(xiàn)灰塵和指紋殘留，顯得手機(jī)總是臟兮兮的，使用它時你沒有那么愉悅，也沒有興奮和滿意的感覺?！痹谙順敷w驗滿足場景中描述的則相反。閱讀完成后，要求被試花1分鐘的時間想象自己正在經(jīng)歷這樣的體驗。隨后被試填答享樂體驗問卷，量表同實驗1，Cronbach’sα=0.893。

隨后要求被試回憶放棄的手機(jī)并填寫反事實思維問卷，問卷借鑒RYE等[29]的研究，并根據(jù)實驗情境進(jìn)行改編，包含3個問項(Cronbach’sα=0.863)，分別是“如果選擇另一款手機(jī)，我會更滿意那個選擇”“我總是不停地想如果我選擇了另一款手機(jī)該有多好”“我要是沒有選擇這款手機(jī)會更好”。在閱讀上述不同的體驗情境后，被試進(jìn)入放縱消費情境。實驗材料同實驗2，根據(jù)KOKKORIS等[5]的研究進(jìn)行改編，最后被試填寫人口統(tǒng)計變量。

6.1.3結(jié)果分析

操縱檢驗結(jié)果表明，高水平世俗理性組比低水平世俗理性組的世俗理性評分顯著偏高，M高=5.26，SD=0.75，M低=3.41，SD=1.03，p<0.001，享樂體驗滿足組的享樂平均分顯著高于享樂不滿足組，M滿足=5.13，SD=1.00，M不滿足=3.67，SD=1.38，p<0.001，操縱情境成功。此外，世俗理性對享樂體驗感的影響不顯著，β=-0.08，p=0.303。

首先檢驗假設(shè)1。將世俗理性(低水平組賦值0，高水平組賦值1)作為自變量，享樂體驗(不滿足組賦值0，滿足組賦值1)作為調(diào)節(jié)變量，放縱意向作為因變量，進(jìn)行Process調(diào)節(jié)效應(yīng)分析(Model 1)。世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱意向存在顯著影響，β=-1.19，SE=0.30，t=-4.02，p<0.001。當(dāng)享樂體驗滿足時，世俗理性負(fù)向影響放縱意向，β=-0.51，95% CI=[-0.94，-0.08]；當(dāng)享樂體驗不滿足時，世俗理性正向影響放縱意向，β=0.68，95% CI=[0.29，1.07]。當(dāng)享樂體驗滿足時，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者產(chǎn)生更低的放縱意向，M高=4.29

隨后檢驗反事實思維的中介作用。當(dāng)享樂體驗不滿足時，高水平世俗理性的消費者產(chǎn)生更高的反事實思維，M低=4.29

反事實思維對放縱意向存在顯著影響，β=0.20，SE=0.07，t=2.82，p=0.005。世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱意向存在顯著影響，β=-0.16，SE=0.08，t=-2.12，p=0.035。反事實思維有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，β=-0.09，LLCI=-0.50，ULCI=-0.01。當(dāng)享樂體驗不滿足時，95% CI=[0.01，0.31]，不包含0，效應(yīng)值為0.14。結(jié)果表明假設(shè)2成立。

6.2 實驗3B

6.2.1正式實驗

實驗3B旨在采用與上述實驗不同的首次購買產(chǎn)品拓展實驗材料的多樣性，并且在此次實驗中首次購買和再次消費采用相同種類產(chǎn)品(食品類)，重復(fù)檢驗假設(shè)1和假設(shè)2。此次實驗通過CREDAMO平臺回收有效問卷221份，平均年齡31.04歲，女性占比47.06%，SD=9.15，被試在獨立完成試驗后，獲得報酬。實驗采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享樂體驗滿足vs.不滿足)的組間實驗設(shè)計。

實驗過程如下：首先將被試隨機(jī)分配到高水平和低水平世俗理性組，具體操縱同實驗2；然后測量被試世俗理性水平，世俗理性(Cronbach’sα=0.758)的具體問項同實驗1。被試看到以下內(nèi)容：“你在抽獎中贏得了一等獎，可以在餐廳中免費品嘗4天的午餐，有兩種套餐。在套餐A中，菜品價格分別為第一天20元、第二天27元、第三天38元和第四天50元，共計135元。在套餐B中，對應(yīng)的菜品價格分別為50元、42元、33元和20元，共計145元?！豹勂诽撞虯的用餐價格在增加，但套餐B的總價格更高。值得注意的是，經(jīng)濟(jì)價值而非時間序列是世俗理性選擇效用的核心[30]，價格提升的用餐順序會產(chǎn)生更高的愉悅感[2,3]，因此，高(低)水平世俗理性組的被試被告知按照原因(感覺)思維導(dǎo)向權(quán)衡后選擇了套餐B(A)，并花1分鐘時間想象該經(jīng)歷。接下來將被試隨機(jī)分配閱讀不同的享樂體驗場景(滿足vs.不滿足)。享樂體驗不滿足組看到的內(nèi)容是：“你在體驗套餐的過程中發(fā)現(xiàn)，食物的搭配越來越不用心，逐漸改變的價格讓你覺得自己吃的越來越差，菜品的色澤和設(shè)計讓你一天比一天失望，味道和分量都差強(qiáng)人意，讓本來對套餐抱有憧憬的你對第二天的食物沒有期待?！毕順敷w驗滿足組展示的內(nèi)容與之相反。隨后與實驗1和實驗2類似被試填答享樂體驗問卷[27]，Cronbach’sα為0.804。隨后被試被要求回憶錯失套餐并填寫反事實思維問卷，與實驗2相同，問卷借鑒RYE等[29]的研究，包含3個問項(Cronbach’sα=0.895)。最后，利用李克特7級量表，詢問被試在計劃健身減脂的情況下購買甜品的意愿(1=非常不愿意，7=非常愿意)[28]和人口統(tǒng)計變量。

6.2.2結(jié)果分析

操縱檢驗結(jié)果表明，高水平世俗理性組比低水平世俗理性組的世俗理性評分顯著偏高，M高=5.27，SD=0.79，M低=3.89，SD=0.92，p<0.001，享樂體驗滿足組的享樂平均分顯著高于享樂不滿足組，M滿足=5.04，SD=1.02，M不滿足=3.80，SD=1.16，p<0.001，操縱情境成功。此外，世俗理性對享樂體驗感的影響不顯著，β=0.10，p=0.184。

首先檢驗假設(shè)1，即世俗理性與享樂體驗感的交互作用對消費者再度消費時放縱意向的影響。將世俗理性(低水平組賦值0，高水平組賦值1)作為自變量，享樂體驗(不滿足組賦值0，滿足組賦值1)作為調(diào)節(jié)變量，放縱意向作為因變量，進(jìn)行Process調(diào)節(jié)效應(yīng)分析(Model 1)。世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱意向存在顯著影響，β=-0.99，SE=0.34，t=-2.86，p=0.005。當(dāng)享樂體驗滿足時，世俗理性負(fù)向影響放縱意向，β=-0.49，95% CI=[-0.96，-0.02]；當(dāng)享樂體驗不滿足時，世俗理性正向影響放縱意向，β=0.49，95% CI=[0.03，0.98]。當(dāng)享樂體驗滿足時，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者產(chǎn)生更低的放縱意向，M高=4.16

隨后檢驗反事實思維的中介作用。當(dāng)享樂體驗滿足時，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者產(chǎn)生更低的反事實思維，M高=4.33

反事實思維對放縱意向存在顯著影響，β=0.22，SE=0.07，t=2.96，p=0.003。世俗理性和享樂體驗的交互作用對放縱意向存在顯著影響，β=-0.70，SE=0.35，t=-2.00，p=0.047。反事實思維有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著，β=-0.28，LLCI=-0.56，ULCI=-0.07。當(dāng)享樂體驗不滿足時，95% CI=[0.01，0.24]，不包含0，效應(yīng)值為0.10。結(jié)果表明，反事實思維的中介作用成立。

7 結(jié)語

本研究通過3個實驗論證何時世俗理性對放縱消費存在正向影響，并提供了一種解釋機(jī)制。得到以下結(jié)論：①在享樂體驗不滿足時，相比于低水平世俗理性，世俗理性水平較高的消費者在進(jìn)行連續(xù)消費時更易選擇放縱；當(dāng)享樂體驗滿足時，相比于低水平世俗理性的選擇，首次高水平世俗理性的選擇更容易產(chǎn)生自律行為。②本研究也為平衡策略的研究結(jié)論沖突提供了新的解釋思路，解釋了消費者在何種情況下偏好平衡選擇或采用自律一致性策略。當(dāng)消費者體驗到不同的享樂體驗感知時，對原因?qū)虻淖非髸罄m(xù)選擇產(chǎn)生不同的影響。由此，企業(yè)需要根據(jù)世俗理性水平劃定不同的目標(biāo)群體。例如，在放縱型產(chǎn)品宣傳中強(qiáng)調(diào)不愉悅的前次購買體驗，更能引發(fā)高水平世俗理性消費者的購買。特別是體驗類產(chǎn)品的營銷，需要指引世俗理性消費者在決策時側(cè)重感覺思維導(dǎo)向的指引。③反事實思維是解釋享樂體驗與世俗理性的交互作用對再度消費時選擇放縱的關(guān)鍵。當(dāng)感知享樂體驗不滿足時，高水平世俗理性的消費者更容易產(chǎn)生反事實思維，從而在后續(xù)消費中增加具有短期享樂體驗的放縱行為。這時的消費者可以在連續(xù)選擇時，通過降低社會對比或減少可替代選擇的敏感度等方法，降低反事實思維的產(chǎn)生，從而降低放縱傾向。

本研究還存在以下不足和未來的研究方向：①測量連續(xù)選擇的放縱意向時，與前次選擇的間隔時間較短，時間鄰近性增加了消費者對情感思維的依賴[4]，可能導(dǎo)致放縱消費的增加，因此，未來研究可以進(jìn)一步分析在臨近決策時間和遠(yuǎn)距離決策時間時，世俗理性對放縱消費的影響。②在真實環(huán)境中人們受到社會影響的干擾，社會對比影響反事實思維的產(chǎn)生[19]。人們看待自我與社會的方式影響著決策導(dǎo)向，例如獨立的自我構(gòu)念和相互依賴的自我構(gòu)念對原因思維導(dǎo)向的依賴不同。那么在社會影響下的世俗理性會對后續(xù)的消費決策產(chǎn)生哪些影響？未來研究可以從該方向進(jìn)行嘗試。