享樂和實用情景下消費者對產(chǎn)品差異化的偏好
——屬性可比性和解釋水平的調節(jié)作用

高 成

(南京大學 商學院，江蘇 南京 210093)

一、問題提出

面對激烈的市場競爭，企業(yè)試圖通過差異化戰(zhàn)略讓產(chǎn)品脫穎而出，例如升級產(chǎn)品原有的屬性，或開發(fā)獨特的產(chǎn)品屬性。雖然這兩種方案都會提升產(chǎn)品吸引力，但有研究發(fā)現(xiàn)消費者對產(chǎn)品比較優(yōu)勢和獨特優(yōu)勢的關注度不同[1]。這是因為人的認知資源有限，通常更愿意加工容易理解的產(chǎn)品信息。為了降低決策難度，提升決策合理性，消費者往往通過對比產(chǎn)品屬性的優(yōu)劣進行選擇，這導致可比較的產(chǎn)品優(yōu)勢成為產(chǎn)品差異化的關鍵[2]。而消費者對產(chǎn)品可比優(yōu)勢的偏好并非絕對，有效的產(chǎn)品差異化策略還需要考慮具體的消費情景以及合理的傳播策略[3]，但目前針對此話題的研究較少。

隨著生活水平的提升，國人的消費觀念從滿足基本需求逐步轉向兼顧消費的實用與享樂性。有研究發(fā)現(xiàn)，實用消費具有顯著的理性特征，而享樂消費伴隨著豐富的情感體驗[4]。實用需求是一種基礎層次的理性需求，有明確的手段-目的鏈(means-end chain)，而享樂需求作為一種較高層次的感性需求，沒有標準化的范式[5]。因此，在實用消費情景下，消費者評估產(chǎn)品屬性時可能會采用具體、關注細節(jié)的信息加工方式；而享樂消費情景下，則會采用抽象、整體的信息加工方式。這會進一步影響消費者對產(chǎn)品屬性的認知，進而改變其對產(chǎn)品可比和獨特差異的偏好[6]。本文將基于結構匹配模型和解釋水平理論，分析享樂和實用情境下產(chǎn)品差異化方案的有效性，以期為企業(yè)的產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略提供科學建議。

二、文獻回顧和假設提出

(一)消費者對產(chǎn)品可比和獨特差異的偏好

產(chǎn)品之間的差異來源于產(chǎn)品屬性的不同。根特納和馬爾克曼(Gentner & Markman, 1997)指出，根據(jù)屬性在不同產(chǎn)品選項間的可比較程度，將其分為可比屬性和不可比屬性[7]?？杀葘傩允遣煌x項間共有但存在差異的產(chǎn)品屬性，不可比屬性是產(chǎn)品所特有的屬性。根據(jù)這一劃分標準，可以將產(chǎn)品差異分為可比差異和獨特差異。早期研究發(fā)現(xiàn)人們對于可比屬性的關注要大于不可比屬性[8]。主要原因是可比屬性更容易被加工，需要較少的認知資源，可以直接通過對比屬性水平的高低進行優(yōu)劣判斷；不可比屬性則具有不確定、難以加工的特點，容易被消費者忽略[9]。

雖然可比屬性在比較決策中起主導作用，但是個人特質和決策情景可以降低消費者對產(chǎn)品可比屬性的偏好?？虾蛯O(Keh & Sun, 2008)指出低認知閉合的消費者會增加對不可比屬性的關注度[10]。納姆和李(Nam & Lee, 2012)發(fā)現(xiàn)掌握產(chǎn)品知識多的消費者具備高水平的認知動機，會仔細考慮產(chǎn)品的不可比屬性[11]。馬考克等(Malkoc et al., 2005)指出時間距離會影響人們對產(chǎn)品可比屬性和不可比屬性的偏好，當決策時間間隔比較長，人們會增加對不可比屬性的關注[6]。孫瑾(2014)發(fā)現(xiàn)提升決策卷入度能夠提升消費者對不可比屬性占優(yōu)產(chǎn)品的偏好[12]。查克拉瓦蒂(Chakravarti, 2010)認為，被試對可比屬性產(chǎn)生偏好是由于其被引導對產(chǎn)品屬性進行逐一比較，一旦弱化比較情景，被試將會增加對不可比屬性的關注度[13]。

(二)享樂和實用消費情景影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好

消費者對產(chǎn)品差異的偏好會受到消費情景的影響[3]。享樂和實用是兩種常見的消費情景，兩者的區(qū)別在于產(chǎn)品特征和消費動機。阿爾巴和威廉姆斯(Alba & Williams, 2013)認為享樂產(chǎn)品給人帶來“幻想和樂趣的情感、感官體驗”；相比之下，實用產(chǎn)品則強調產(chǎn)品的工具性和功能，具備較高的認知價值[14]。奧卡達(Okada, 2005)指出，現(xiàn)實中一件產(chǎn)品可以同時具備實用和享樂特征，兩者都會為消費者帶來價值體驗，但方式存在差異[4]。前者強調滿足消費者的基本需求、解決實際問題；后者則會滿足消費者的上層需求，提供象征價值。另一些研究通過消費者的動機進行享樂和實用消費情景劃分，例如吉爾(Gierl, 2012)指出享樂消費是一種感性主導的行為，容易受到情緒影響；而實用消費附帶的情緒體驗則較弱，是一種理性主導的行為[15]。金和金(Kim & Kim, 2016)指出人們習慣把用于滿足生活基本需求的消費歸為實用消費，把滿足娛樂需求的消費歸為享樂消費[16]。

消費者在購買享樂或實用產(chǎn)品時，對產(chǎn)品可比屬性和不可比屬性差異的關注度不同。首先，從決策偏好來看，消費行為分為具有證明決策合理性的傾向[17-18]。特別是在選購實用產(chǎn)品時，具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品屬性可以提升決策的合理性，這符合消費的認知習慣；而人對享樂消費的理性訴求較弱，且享樂消費的決策合理性難以證明[19]，因此消費者在購買享樂產(chǎn)品時對可比屬性的關注度相對較弱。其次，從屬性內容來看，可比屬性一般是與產(chǎn)品基本功能相關(比如電池的壽命、汽車的馬力)，因此可比屬性優(yōu)勢通常意味著更強的產(chǎn)品性能，可以更好地滿足消費者的實用需求。而不可比屬性(例如造型、顏色、特殊功能等)往往涉及感官體驗、視覺喚起、美感等情感因素[17]，其獨特性、不確定性可以強化消費者愉悅、好奇的情緒體驗，滿足消費者求新求異的享樂動機?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O:

假設H1：享樂和實用消費情景會影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好。

假設H1a：實用情景下的消費者更關注產(chǎn)品的可比屬性，傾向選擇具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。

假設H1b：享樂情景下的消費者更關注產(chǎn)品的不可比屬性，傾向選擇具有獨特優(yōu)勢的產(chǎn)品。

(三)解釋水平和消費情景交互影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好

根據(jù)解釋水平理論(construal level theory, CLT),解釋水平會影響消費者對比較信息的加工過程。心理學將高層次的心理表征定義為高解釋水平，將低層次的心理表征定義為低解釋水平。高層次的心理表征以抽象、總體、去情景的方式加工信息；低層次的心理表征用具體、邊緣、情境化的方式來認知客體[20]。例如開車可以被解釋為“朝著目的地前進”(高解釋水平)，或者是“使用方向盤、油門和離合器”(低解釋水平)。雖然產(chǎn)品的可比屬性相對不可比屬性更容易被記憶、提取、加工，但隨著解釋水平的上升，消費者關注不可比屬性的可能性會提高。原因是解釋水平作為個體建構信息的方式，會決定人們是采用分析式(analytic)還是整體式(holistic)思維來認知產(chǎn)品屬性。這兩種思維方式在注意力、因果關系、變化感知和矛盾感知四個維度上會形成顯著差異[21-24]。分析型思維會讓人更關注環(huán)境中顯著的信息(比如可比屬性)，傾向參照屬性差異進行判斷；而整體式思維會讓人們關注更多與目標相關的信息(比如包括不可比屬性)，并根據(jù)目標對象與環(huán)境的關系進行歸因和預測[21]。例如蒙加和約翰(Monga & John, 2007)發(fā)現(xiàn)，采用分析式思維的人更容易找到嵌入在復雜環(huán)境中的幾何圖像(比較目標元素與其他元素的差異)，而采用整體式思維的人善于尋找復雜環(huán)境中缺少什么元素(即關注元素的“有無”，類似不可比屬性)[25]。因此，當人的心理表征層次較低時會更關注具象、細節(jié)信息，聚焦于產(chǎn)品比較情境和具有顯著差異的產(chǎn)品屬性，從而提升關注可比屬性的概率；而當人的解釋水平較高時會采用整體式思維，傾向于以概括、抽象的方式加工信息，增加對產(chǎn)品所有屬性的整體評估，提升關注不可比屬性的可能性?；诖?，本文提出如下假設：

假設H2：解釋水平會影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好。

假設H2a：啟動低解釋水平可以提高消費者對可比屬性的關注度。

假設H2b：啟動高解釋水平可以提高消費者對不可比屬性的關注度。

以往研究指出，與個體思維方式相適應的信息框架更容易產(chǎn)生信息加工流暢體驗，并導致消費者良好的評價[26-27]，基于此本文推測解釋水平會調節(jié)消費情景對產(chǎn)品可比屬性偏好的影響。從手段-目的鏈理論來看，霍夫曼等(Huffman et al., 2000)指出低層次的消費目標讓人易于聯(lián)想到產(chǎn)品的具體特征或產(chǎn)品的使用過程；而高層次的消費目標通常與更為抽象的價值相關[28]。就消費情景而言，人們購買實用品是為了滿足基礎層次的消費需求，而下位目標會驅使消費者以低層次、具象的心理表征方式加工產(chǎn)品信息, 此時人們更關注產(chǎn)品的細節(jié)，傾向通過對比產(chǎn)品屬性的差異進行決策[29]；購買享樂產(chǎn)品是為了滿足高層次的消費需求，而消費的上位目標可以啟動消費者高層次、抽象的心理表征方式，此時人們更關注消費的“欲求”特征，只要是能滿足核心需求，即使產(chǎn)品存在比較劣勢，也會購買該產(chǎn)品[30]。同樣地，摩特和羅思(Mort & Rose, 2010)發(fā)現(xiàn)，消費者在評估實用產(chǎn)品時更在意具體、客觀、有形的產(chǎn)品屬性如何滿足實際需求；而在評估產(chǎn)品享樂屬性時更關注消費對自己的意義，將抽象的自我價值與產(chǎn)品相聯(lián)系[5]。利伯曼和丘樸(Liberman & Trope, 2010)指出在低解釋水平下，消費者更在意消費活動如何完成，即關注“怎么樣”；高解釋水平情景下，消費者更在意消費的意義，更關注“為什么”[20]。綜上所述，可以推測享樂和實用消費情景與高低解釋水平存在相關性。

從思維方式對決策過程的影響來看，以往研究發(fā)現(xiàn)解釋水平會通過影響人們對信息、經(jīng)驗或事件的偏好來影響判斷和決策[27]。研究人員發(fā)現(xiàn)當信息特征與個人目標、態(tài)度基礎或信息處理方式匹配時，該信息會得到更多的關注，且對消費者行為的影響更有效[31]。例如當廣告信息的解釋水平與消費訴求的心理表征水平一致時會提升消費者信息加工的流暢性，進而提高人們對產(chǎn)品的評價和購買意愿[32-33]。就產(chǎn)品比較決策而言，人們加工可比屬性通常會采用分析式的思維，而加工不可比屬性需要依賴整體式思維。而需要整體式思維加工的產(chǎn)品信息，更適合具有高解釋水平的框架描述，所以高解釋水平框架下的消費者會更關注產(chǎn)品的不可比屬性，反之亦然。因此，消費情景與屬性可比性在解釋水平上的兼容，將導致消費者加工產(chǎn)品信息的流程體驗，并最終導致消費者對產(chǎn)品的積極評價?；诖?，本文提出如下假設：

假設H3：解釋水平和消費情景會交互影響消費者對產(chǎn)品屬性的可比偏好：當解釋水平與消費情景相匹配時，上述效應被加強，反之則被削弱，

假設H3a：在實用消費情景下，啟動低解釋水平會提升消費者對產(chǎn)品可比屬性的關注度，啟動高解釋水平會弱化這一偏好。

假設H3b：在享樂消費情景下，啟動高解釋水平會提升消費者對產(chǎn)品不可比屬性的關注度，啟動低解釋水平會弱化這一偏好。

假設H3c：信息加工流暢性是解釋水平和消費情景交互影響消費者對產(chǎn)品差異偏好的中介機制。

三、實驗材料收集和編制

(一)產(chǎn)品的享樂和實用特征

本文選擇旅游度假、智能手機、筆記本電腦作為目標產(chǎn)品。在正式實驗中，通過操縱產(chǎn)品特征和消費動機來啟動享樂和實用消費情景。首先，招募34人作為本次實驗的被試(N男= 14；M年齡= 23，M表示平均數(shù)，后同)；其次，采用沃思等(Voss et al.，2013)[34]的7分量表對目標產(chǎn)品進行分類。結果顯示：旅游度假的享樂特征顯著高于實用特征 (M享樂= 5.81,M實用=3.29,t(33)=12.49，p<0.01)；筆記本電腦的實用特征顯著大于享樂特征 (M享樂=3.65,M實用= 5.58,t(33)=-11.06,p<0.01)；智能手機的享樂和實用特征差異不顯著(M享樂=5.08,M實用=5.21,t(33)=-1.36,p=0.18)。因此，將旅游度假歸為享樂消費品，筆記本電腦歸為實用消費品，通過操控消費動機啟動智能手機的享樂和實用產(chǎn)品消費情景。

(二)產(chǎn)品屬性的重要性評價

為了保證消費者對產(chǎn)品差異化的偏好來源于消費情景和解釋水平，需要排除屬性重要性的影響。因此，招募50人(N男=98，M年齡=23)對目標產(chǎn)品的屬性進行重要性評價?；诋a(chǎn)品屬性的重要性評價，進行篩選和制作實驗材料以保證產(chǎn)品屬性的重要性相似。選擇“交通狀況、住宿條件、促銷機制”“餐飲配置、娛樂安排、康療項目”“游憩空間、旅游規(guī)劃、增值服務”作為旅游度假產(chǎn)品屬性(M1= 4.39,M2=4.38,M3=4.31,pLSD>0.15)；選擇“重量、存儲、CPU”“觸控設備、顯示器、操作設計”“音響設備、輸入設備、外形設計”作為筆記本電腦的產(chǎn)品屬性(M1= 5.28,M2=5.05,M3=5.16,pLSD>0.12)；選擇“處理器、存儲、電池”“屏幕、攝像頭、外形設計”作為智能手機的產(chǎn)品屬性(M1= 5.11,M2=5.01,pLSD>0.47)。

四、實驗一：享樂和實用情景對產(chǎn)品差異化偏好的影響

(一)實驗設計

實驗一的目的是證明消費情景(享樂 vs.實用)會影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好，驗證假設H1。實驗一采用旅游度假和筆記本電腦作為目標產(chǎn)品，采取2(消費情景：享樂 vs.實用)×2(產(chǎn)品差異：比較優(yōu)勢vs. 獨特優(yōu)勢)的混合設計，消費情景為組間設計，產(chǎn)品差異為組內設計。采用隨機抽樣方法招募江蘇、上海、浙江等地MBA學生被試230人，這些被試都具有購買或使用旅游度假或筆記本電腦產(chǎn)品的經(jīng)歷。通過注意力檢測，剔除16個無效樣本，最終獲取有效樣本214人(N男=101，M年齡=31，M年收入=10萬元～15萬元)。

(二)實驗流程

將被試平均隨機分配到享樂消費情景組(旅游度假產(chǎn)品)和實用消費情景組(商務筆記本電腦)，然后讓他們分別瀏覽目標商品的網(wǎng)頁。每個商品有兩個品牌，其中A品牌可比屬性占優(yōu)，B品牌不可比屬性占優(yōu)(見表1)。

表1 實用和享樂產(chǎn)品材料

注：在實驗中對難以理解的產(chǎn)品屬性做出注釋(如256 GB SSD 代表更大的硬盤存儲空間)。

告知被試“假設你正在選購旅游度假產(chǎn)品(或商務筆記本電腦)，且有7000元的可支配預算。目前有兩個品牌可供選擇，請閱讀具體的產(chǎn)品信息并作答”，隨后完成以下任務：

1. 產(chǎn)品選項偏好[8]

選購決策(A或B品牌)。

2. 決策思維[18]

(1)列舉最有助于決策的3個屬性條目。

(2)決策合理性需求?；卮稹岸啻蟪潭壬希谧鲞x擇時需要證明決策的合理性；多大程度上，需要基于理性進行決策？”[35](1～7分，7=非常同意；r=0.89) 。

3. 控制變量

(1)測量決策卷入度[36]。

(2)以被試對旅游度假產(chǎn)品(或商務筆記本電腦)的“了解程度、使用頻率”(1～7分，r=0.72)表征產(chǎn)品知識水平[11]。

(3)測量產(chǎn)品屬性的吸引力(1～7分，7=非常有吸引力)，統(tǒng)計被試人口信息。

(三)實驗數(shù)據(jù)與結果分析

A品牌的可比屬性吸引力更高(M實用-A=5.76,M實用-B=3.70,t(106)=13.21,p<0.01；M享樂-A=5.24,M享樂-B=3.62,t(106)=10.32,p<0.01)；B品牌的不可匹配屬性吸引力更強(M實用-A=3.62,M實用-B=5.03,t(106)=-7.95,p<0.01；M享樂-A=3.21,M享樂-B=5.20,t(106)=8.95,p<0.01)，即A品牌不可比屬性占優(yōu)，B品牌可比屬性占優(yōu)。

1. 產(chǎn)品選項偏好

以產(chǎn)品選擇結果為列因子(0=A選項，1=B選項)，消費情景為行因子(0=享樂消費，1=實用消費)進行卡方檢驗。結果顯示，多數(shù)人會選擇可比屬性占優(yōu)的A品牌(NA=134,NB=80)，但消費情景對決策結果有調節(jié)作用(χ2(1)= 6.47,p=0.01)，實用情景組的被試更傾向于選擇可比屬性占優(yōu)的A品牌(NA=76,NB=31)；享樂情景組的被試選擇不可比屬性占優(yōu)的B品牌的人數(shù)增多(NA=58,NB=49)，相比前者而言，被試選擇B品牌的概率提高了17%，假設H1a和H1b得到驗證(見圖1)。

2.決策思維

(1)列舉助于決策的屬性。根據(jù)屬性可比性對其進行編碼(0=可比屬性，1=不可比屬性)，生成兩個變量：Num_NonAlig∈ [0,3] (3=三個不可比屬性)和Num_Alig∈ [0,3] (3=三個可比屬性)。以“屬性個數(shù)”為因變量，消費情景項為自變量，知識水平、決策卷入度、年齡、性別作為協(xié)變量進行重復方差檢驗。

結果顯示屬性可比性的主效應(M可比=1.58,M不可比=1.42,F(1,212)=1.94,p=0.17)和消費情景的主效應不顯著(F(1,212) <0.01,p>0.50)，消費情景和屬性可比性對屬性關注度的交互作用顯著(F(1,212)=5.22,p=0.02,η2=0.02)。實用情景組的被試對可比屬性的關注度更高(M可比=1.72,M不可比=1.28,t(106)=2.66,p<0.01)，而享樂情景組的被試對可比和不可比屬性的關注度差異不顯著(M可比=1.45,M不可比=1.55,t(106)=-0.62,p>0.50)，但相比實用情景組被試而言,對不可比屬性的關注度提高了約9%，假設H1a和H1b得到驗證。

(2)決策合理性需求程度

采用完全中介模型Process Model 4；n=10 000, 95%)，以被試回憶可比和不可比屬性條目差異為因變量(△Num=Num_Alig-(Num_NonAlig)，消費情景為自變量，決策合理性需求為中介變量，控制年齡、性別、知識水平和卷入度進行機制分析。結果顯示：決策合理性需求中介消費情景對可比屬性偏好的影響(EIndirect=0.155, 95%置信區(qū)間：0.02～0.33)，在選購享樂和實用產(chǎn)品時，由于決策合理性需求不同(β=0.30,t=2.2, 95%: 0.04～0.57)，導致被試對于兩類產(chǎn)品可比屬性的關注度存在差異。

五、實驗二：解釋水平調節(jié)消費情景對產(chǎn)品差異化偏好的影響

(一)實驗設計與被試信息

實驗二的主要目的是證明解釋水平會調節(jié)消費情景對產(chǎn)品差異化偏好的影響，驗證假設2—假設3。采取2(消費情景：享樂 vs.實用)× 2(解釋水平：高 vs.低)× 2(產(chǎn)品差異：比較優(yōu)勢vs. 獨特優(yōu)勢)的混合實驗，其中消費情景和解釋水平為組間設計，產(chǎn)品差異為組內設計。共招募270名被試線上參與實驗，為了確保數(shù)據(jù)的效度，實驗通過反AI識別、被試注意力檢測等剔除10個無效樣本，最終獲取有效樣本260人(N男=98，M年齡=37.67,M年收入=20萬元～30萬元,M學歷：本科和研究生)。

(二)實驗流程

1.啟動解釋水平

首先將被試隨機分配到高、低解釋水平組內，采用富瑞特斯等(Freitas et al., 2004)[37]的方法，讓被試閱讀一段關于行為原因和方式的材料，啟動被試的解釋水平[37]。

啟動高解釋水平：“我們可以把具體行為的原因歸結為廣泛的生活目標。例如，你在學生時代經(jīng)常做作業(yè)。為什么要做作業(yè)？是為了符合課程要求……”閱讀材料后，要求高解釋水平組的被試從更抽象的角度思考他們的生活，并寫下他們的長期生活目標，隨后完成行為識別方式量表(behavior identification, form,BIF)。

啟動低解釋水平：“我們經(jīng)?？梢詫V泛的生活目標分解為非常具體的行為。例如，像大多數(shù)人一樣，你希望在生活中找到幸福。你怎么能做到？需要先找一份好工作……”閱讀材料后，低解釋水平組的被試從更具體的角度來思考他們的日常生活，并寫下為了完成日常目標的具體活動，隨后完成行為識別方式量表。

2.享樂和實用消費情景

被試完成解釋水平的啟動任務后，參與另一個獨立任務。采用博迪和麥吉爾(Botti & McGill, 2011)[38]的方法，通過操縱消費目的來改變享樂和實用消費情景。享樂消費情景組的被試要想象自己為了放松愉悅去旅游，正在考慮購買一款智能手機；實用消費情景下的被試要想象被公司委派去參加商務會議，正在考慮購買一款智能手機。

3.產(chǎn)品屬性偏好測試

隨后讓被試瀏覽手機產(chǎn)品，并告知“為了更好地完成出行目的，可在基礎款之上升級現(xiàn)有屬性，或者增加獨特屬性來定制手機(見表2)”。被試需要完成相關任務：(1)屬性選擇[8]。①選擇需要升級(可比屬性)或增加的獨特屬性(不可比屬性)；②匯報提升或增加單個屬性支付意愿(100～300 元)。(2)匯報瀏覽產(chǎn)品屬性信息的流暢性[39](“理解信息的難易程度”“處理信息的難易程度”，1～7 分，α=0.80)。(3)操控檢驗。①測量產(chǎn)品的享樂與實用特征感知[34]；②測量解釋水平。以10-items BIF測量解釋水平[40]，每個題項配有兩個選項，一個選項側重行為目的，另一個選項側重行為手段(0=手段，1=目的，分數(shù)越高則解釋水平越高)。(4)控制變量。測量被試的產(chǎn)品知識水平、決策卷入度，最后匯報人口信息(年齡、性別、學歷)。

表2 智能手機產(chǎn)品屬性

注：在實驗中對難以理解的產(chǎn)品屬性做注釋(如“神經(jīng)網(wǎng)絡算法優(yōu)化”讓手機具備人臉識別等大運算量功能)。

(三)實驗數(shù)據(jù)與結果分析

1.操控檢測

(1)解釋水平

高解釋水平組的被試更傾向以抽象的方式解釋行為(1=目的解釋)，而低解釋水平組的被試更傾向以具體的手段解釋行為(0=行為解釋)，BIF得分差異顯著(M高CLT=6.65,M低CLT=6.20,F(1，258) =7.64,p<0.01)。

(2)消費情景

享樂消費情景中的被試認為智能手機的享樂特征更強(M享樂= 5.81,M實用= 4.93,t(129)=-4.27，p<0.01)，實用消費情景中的被試認為智能手機的實用特征更強(M享樂= 5.50,M實用=6.68,t(129)= 9.23，p<0.01)。

2.屬性可比性偏好

(1)屬性定制的選擇意愿

以消費情景(享樂 vs. 實用)為自變量，被試選擇升級屬性(Num_Alig∈ [0,6])和增加獨特屬性(Num_Nonalig∈ [0,6])的個數(shù)為因變量，在控制性別、年齡、卷入度、知識水平的情況下，進行重復方差分析。結果顯示屬性可比性的主效應不顯著(M可比=3.97,M不可比=3.93,F(1,252)=2.83,p=0.12)；消費情景和屬性可比性對屬性選擇的交互作用顯著(F(1,252)=17.89,p<0.01,η2=0.07)；解釋水平和屬性可比性對屬性選擇的交互作用顯著(F(1, 252)=21.96,p<0.01,η2=0.08)；消費情景、解釋水平和屬性可比性對屬性選擇的交互作用顯著(F(1, 252)=5.47,p=0.02,η2=0.02)。

實用情景組的被試選擇升級屬性次數(shù)相對更多(M可比=4.05,M不可比=3.77,t(129)=3.31,p<0.01)，享樂情景組的被試選擇增加獨特屬性的次數(shù)相對更多(M可比=3.90,M不可比=4.10,t(129)=-2.64,p<0.01)，驗證了假設H1a和H1b。低解釋水平組的被試選擇升級已有屬性的次數(shù)更多(M可比=4.11,M不可比=3.82,t(129)=2.98,p<0.01)，高解釋水平組的被試選擇增加獨特屬性的次數(shù)更多(M可比=3.83,M不可比=4.04,t(129)=-3.39,p<0.01)，驗證了假設H2a和H2b。在低解釋水平下，實用情景組的被試選擇升級已有屬性次數(shù)相對更多(M實用=4.36,M享樂=3.74,F(1,124)=13.90,p<0.01,η2= 1.01)；在高解釋水平下，享樂情景組的被試選擇增加獨特屬性的次數(shù)相對更多(M實用=3.84,M享樂=4.24,F(1,124)=3.72,p=0.06,η2=0.03)，反之差異不顯著，假設H3a和H3b得到了驗證。

(2)屬性定制的支付意愿

以消費情景(享樂品vs.實用品)為自變量，被試對升級屬性(AveWTP_NonAlig∈ [100,300])和增加獨特屬性(AveWTP_Alig∈ [100,300])的支付意愿均值為因變量，在控制性別、年齡、卷入度、知識水平的情況下，進行重復方差分析。結果顯示屬性可比性的主效應不顯著(M可比=177.97,M不可比=180.14,F(1,252)=0.30,p=0.58)；消費情景和屬性可比性對屬性選擇的交互作用顯著(F(1,252)=21.49,p<0.01,η2=0.08)；解釋水平和屬性可比性對屬性選擇的交互作用顯著(F(1,252) =18.35,p<0.01,η2=0.07)；消費情景、解釋水平和屬性可比性對屬性選擇的交互作用不顯著(F(1,252)=0.02,p=0.90)。

實用情景組的被試對升級屬性的支付意愿更強(M可比=185.7,M不可比=170.6,t(129)=2.84,p<0.01)，享樂情景組的被試對增加獨特屬性的支付意愿更強(M可比=170.03,M不可比=189.64,t(129) =-3.60,p<0.01)。低解釋水平組的被試對升級屬性的支付意愿更強(M可比=181.88,M不可比=167.52,t(129)=2.67,p=0.01)，高解釋水平組的被試對增加獨特屬性的支付意愿更強(M可比=174.06,M不可比=192.76,t(129)=-3.57,p<0.01)。

3.信息加工流暢性的中介作用

采用有中介的調節(jié)模型(Process Model 8)分析效應機制，以被試選擇升級屬性和增加獨特屬性的數(shù)量之差為因變量(△Num=Num_Alig-Num_NonAlig)，消費情景為自變量，信息加工流暢程度為中介變量，解釋水平啟動為調節(jié)變量，控制年齡、性別、知識水平與卷入度。結果顯示解釋水平和消費情景的交互作用通過信息加工流暢程度對產(chǎn)品差異化偏好產(chǎn)生影響(Index=0.29, 95%置信區(qū)間:0.12～0.49)。在實用消費情景下，啟動被試的低解釋水平可以提升其加工可比屬性信息的流暢性，進而更多地選擇升級產(chǎn)品屬性的定制方案(Eindirect=0.10, 95%置信區(qū)間:0.1～0.22)；在享樂消費情景下，啟動被試的高解釋水平可以提升其加工不可比屬性信息的流暢性，進而更多地選擇增加獨特屬性的產(chǎn)品定制方案(Eindirect=-0.19, 95%: -0.32～-0.08)，證明了假設H3c(見圖2)。

六、研究結果與啟示

(一)實驗結論與理論貢獻

本次研究的目的是探討享樂和實用消費情景下消費者對產(chǎn)品差異化的偏好，研究結果將享樂和實用消費情景與解釋水平理論相結合，拓展了結構匹配模型的理論框架。實驗一根據(jù)聯(lián)合評價下，消費者對可比優(yōu)勢和獨特優(yōu)勢產(chǎn)品的選擇決策以及決策思維，證明消費情景(享樂和實用)會調節(jié)消費者對產(chǎn)品差異化的偏好，并發(fā)現(xiàn)對決策的理性需求程度是導致該效應的原因，結果支持了假設H1a和H1b。實驗二通過消費者在產(chǎn)品定制任務中選擇升級產(chǎn)品屬性和增加獨特屬性的數(shù)量、支付意愿再次驗證實驗，并發(fā)現(xiàn)解釋水平和消費情景會交互影響消費者對產(chǎn)品差異化的偏好：高解釋水平的消費者更多地關注產(chǎn)品的不可比屬性，低解釋水平的消費者更多地關注產(chǎn)品的可比屬性，結果支持了假設H2a和H2b；在享樂消費情景下，高解釋水平的消費者對不可比屬性的關注度更高；在實用消費情景下，低解釋水平的消費者對可比屬性的關注度更高，反之則會弱化該效應，信息加工流暢性中介上述效應，假設H3a、H3b 和H3c得到驗證。

(二)針對享樂和實用情景的產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略

產(chǎn)品差異化通常意味著以更高的成本提供個性選項和定制服務，因此，企業(yè)都在努力尋找能夠準確預測顧客需求并實現(xiàn)盈利的解決方案。在此背景下，本文驗證了影響產(chǎn)品差異化偏好的因素——享樂和實用消費情景。研究發(fā)現(xiàn)消費者在實用情景下選購和定制產(chǎn)品時會更加重視產(chǎn)品的可比屬性；而在享樂情景下，選購和定制產(chǎn)品時會提升對不可比屬性的關注。隨著生活水平的提升，中國人的消費觀念逐步轉向兼顧消費的享樂性與實用性，為此，企業(yè)對定位于享樂或實用情景的產(chǎn)品應采用不同的差異化方案。在設計實用品或開發(fā)產(chǎn)品的實用屬性時，應該突出可比優(yōu)勢；在設計享樂產(chǎn)品、或開發(fā)產(chǎn)品的享樂屬性時，應該盡量凸顯獨特性。企業(yè)可以在保證產(chǎn)品比較優(yōu)勢的情況下，開發(fā)獨特的產(chǎn)品屬性，避開同質化競爭，迎合消費者求新、求異的消費動機。其次，研究發(fā)現(xiàn)消費者在享樂消費時對決策理性需求程度較低，可能導致享樂消費過后會產(chǎn)生內疚感。因此，為了提高消費者福祉，企業(yè)在營銷時除了凸顯產(chǎn)品的獨特優(yōu)勢外，還應提供產(chǎn)品的可比屬性信息，鼓勵消費者選擇相對健康、實用性也比較高的產(chǎn)品。

(三)針對產(chǎn)品比較和獨特優(yōu)勢的傳播策略

解釋水平(高 vs. 低)和消費情景(享樂 vs. 實用)會影響消費者對產(chǎn)品屬性的可比偏好，這對于企業(yè)如何傳播享樂和實用產(chǎn)品的差異化優(yōu)勢具有借鑒意義。首先，在享樂情景的廣告中，企業(yè)可以通過強調高層次消費目標啟動消費者的高解釋水平或抽象思維，提升消費者對產(chǎn)品獨特優(yōu)勢的關注度；在實用情景的廣告中，通過強調實現(xiàn)消費目標的具體手段，啟動消費者的低解釋水平或具象的思維方式，提升消費者對產(chǎn)品比較優(yōu)勢的關注度。同理，營銷人員應針對不同心理表征水平的消費者采取相應策略，為地理空間近，或計劃近期購買產(chǎn)品的消費者(心理距離接近、低解釋水平)提供高實用價值的產(chǎn)品升級服務；對地理空間遠，或遠期購買產(chǎn)品的消費者(心理距離遙遠、高解釋水平)提供高享樂價值的獨特定制服務。例如，在旅游產(chǎn)品網(wǎng)站上對提前幾個月預訂酒店服務的消費者，傳遞酒店獨特的享樂價值可能更有效；然而，對僅提前1～2天預訂酒店服務的消費者，強調酒店產(chǎn)品的實用價值，并采用對比的敘述框架。

本文研究有三方面可拓展：第一，可以進一步考慮客戶個體差異；第二，可以進一步考慮促進和防御調節(jié)焦點、損失和收益框架效應的影響；第三，可以考慮信息壓力、時間壓力對可比屬性偏好的影響。