消費者主觀忙碌感對折中選項偏好的影響研究

胡矗明, 吳梓浩, 李欣倩, 黃 贊,2

（1.暨南大學 管理學院, 廣東 廣州 510632；2.廣州品牌創(chuàng)新發(fā)展研究基地, 廣東 廣州 510632）

一、引 言

生活中處處面臨選擇，假設一個情景：有公寓A（租金高，通勤距離短）與公寓B（租金低，通勤距離長）兩個選項，作為正在尋找房源的消費者，可能會在兩個選項中徘徊不定。如果此時加入一個新的極端選項公寓C（租金低于B，通勤距離長于B），那么公寓B就會成為折中選項。這時會出現(xiàn)一種現(xiàn)象，公寓B被選擇的概率提高了。一個新的極端選項的加入，會增加消費者對折中選項的偏愛，這種現(xiàn)象被稱為折中效應（Simonson，1989；李東進等，2012）。

往已有的選擇集中加入一個新的選項，會對個體原有的選擇偏好產生影響，這在市場上體現(xiàn)為一個新產品或者新競爭者的加入，會改變原有產品或原有競爭者的市場份額與市場命運（郭俊輝，2013）。例如，在產品擴展方面，家居零售商威廉索諾瑪在一款原有的面包烘焙機之上，推出了一款容量更大、價格更高的面包烘焙機，然而新產品沒有獲得很多銷量，反而原有的面包烘焙機銷售額增長了一倍，原因在于推出的新產品引發(fā)消費者的權衡對比，使消費者認為原產品更便宜（Simonson和Tversky，1992）；在競爭對手進入方面，低價產品商家需要警惕對手推出價格稍高的同款產品，以防范自身成為極端選項，原因在于消費者在選擇描述相同而價格不同的產品時，常常會更偏好折中選項（李東進等，2012）；企業(yè)常設低、中、高檔次產品，消費者傾向于選擇中檔產品（陳峻松等，2011），因此，在產品定位上，讓主推產品在低、高檔產品中成為折中選項，可以達到不降價也能提升產品銷量的目的。可見，折中效應廣泛體現(xiàn)于營銷實踐中，若營銷者忽視了折中效應，沒有及時調整產品和品牌定位，原有的市場份額可能會因為折中效應而被迅速侵蝕。

消費者對折中選項的偏好會受到時間因素的影響。折中效應是人們深思熟慮后的結果，而不是一種直覺決策（Lichters等，2016），因此，當時間壓力使得消費者缺乏深思熟慮的條件時，他們選擇折中選項的可能性會減小。以往有關忙碌的研究聚焦于時間壓力——在缺乏客觀的時間資源的情況下必須完成任務而引發(fā)的焦慮與壓力感（Maule和Hockey，1993；Kim等，2019），這是一種客觀忙碌。例如，有限的促銷時間所帶來的時間壓力，會使消費者對自己的購買決策產生過度自信（盧長寶等，2013），Cohen等（2013）指出人們在時間壓力下會屈服于享樂沖動而導致自控力缺失。然而，忙碌就意味著缺乏時間嗎？退休后仍然保持忙碌的人，會從忙碌中感知到保持勞動的美德（Wilcox等，2016）；人們會從適度的忙碌中獲得幸福感（Hsee等，2010）；在這個“全民皆忙”的時代，人們常常在社交媒體上抱怨自己很忙，原因在于忙碌意味著完成多個目標以證明自己有能力，能讓人在社交圈中獲得榮譽感（Wilcox等，2016）。上述研究表明，人們會根據(jù)其所處的社會規(guī)范和期望，對自己的客觀忙碌狀態(tài)進行評估后產生主觀心理感知（Gershuny，2005），Wilcox等（2016）也認為個體對給定時間內需要完成的任務會產生主觀狀態(tài)感知，此稱為主觀忙碌感。Kim等（2019）在消費者行為領域探討主觀忙碌感，認為對忙碌的感知只要不是由時間限制下的或被迫從事的任務引發(fā)的，就不太可能導致消極的情感狀態(tài)，并證明了與時間壓力、強迫任務無關的主觀忙碌感可以通過提升人們的自我重要性感知來增強他們的自控能力。因此，忙碌已成為一種自我價值、社交與消費的符號，有必要探究其引發(fā)的主觀忙碌感對消費者行為的影響。

有研究表明，低自信的消費者有著高決策不確定性，更有可能做出折中選擇；相反，高自信的個體在做購買決策時有著更低的不確定性，更少可能做出折中選擇（Chuang等，2007，2013）。Kim等（2019）已證明非時間限制與非被迫忙碌情況下的主觀忙碌感能夠提升消費者的自我概念，而折中效應與消費者的自我概念有著重要聯(lián)系。因此，本文探究：當消費者僅僅感到很忙碌，而沒有經歷時間資源匱乏與被迫忙碌時，主觀忙碌感是否會通過決策信心影響折中選項偏好。

本文將折中效應延伸到忙碌的主觀方面，豐富了忙碌這一領域的研究。本文的研究意義在于：首先，以往研究關注忙碌的客觀方面（時間資源的缺乏）對折中效應的影響，發(fā)現(xiàn)消費者在面臨較大的因時間缺乏而產生的壓力時，對折中選項的偏好會降低（Lin等，2008），本文則探究忙碌的主觀方面對折中選項偏好的影響，并為忙碌對折中選項偏好的影響建立新的中介機制。其次，本文進一步豐富了決策信心研究，繼已有文獻提出各種決策信心的前因后，本文提出主觀忙碌感也可能是決策信心的影響因素。再者，本文探究了消費者解釋水平在消費者主觀忙碌感對折中選項偏好影響中的調節(jié)作用，進一步明確了這種效應的邊界條件。最后，越來越多的人表示他們感覺到更忙了，“忙碌”成為當代社會個體重要且普遍的特征和心理狀態(tài)（Schulte，2014），與此同時，Balenciaga、奧迪等高端品牌借勢般以忙碌為廣告主題，宣揚忙碌而有品位的生活，本研究將為這些營銷現(xiàn)象提供理論解釋，并為產品定位、產品擴展、競爭格局等營銷實踐提供建議。

二、文獻綜述與研究假設

（一）主觀忙碌感

Gershuny（2005）從社會學角度，認為主觀忙碌感是個體根據(jù)當前社會規(guī)范和期望對客觀的忙碌狀態(tài)進行評估后產生的主觀心理感知。Kim等（2019）從消費者行為學角度，認為主觀忙碌感是一種有很多事情要做的感覺，只要這種感覺不是由時間限制下的或被迫從事的任務引發(fā)的，就不太可能導致消極的情緒狀態(tài)。借鑒Kim等（2019）的研究，本文將所研究的主觀忙碌感定義為：在一定時期內，因主動計劃完成多項任務而產生的主觀狀態(tài)感知，這種感知沒有經歷時間資源的匱乏，也不是在被迫從事的任務下產生的。

以往關于忙碌對消費者決策影響的研究主要從時間壓力的角度進行探討，時間壓力與主觀忙碌感的聯(lián)系與區(qū)別在于：一方面，時間壓力產生的前提是客觀時間限制——當時間不足以完成任務時，個體會產生焦慮與壓力感（Maule和Hockey，1993）；而主觀忙碌感既可能在客觀的時間限制下產生，也可能與時間限制無關。另一方面，在后效上，時間壓力會導致自我控制缺失，并主要與緊張、焦慮、壓力感等消極情緒狀態(tài)相關（Kim等，2019；張慧和江曉東，2022）；而主觀忙碌感只要不是由時間限制下的或被迫從事的任務引發(fā)的，就不太可能導致個體的消極感受（Kim等，2019）。

以往的研究表明，主觀忙碌感對個體心理與行為具有重要影響。Gershuny（2005）認為個體會將忙碌視為有特權和高能力的人的特征，感知到忙碌的人會產生優(yōu)越感，并認為自己具有更高的社會地位（Bellezza等，2017）。當個體推斷忙碌的動機是為了家庭收入、事業(yè)心、社會地位時，其主觀忙碌感會引發(fā)更高的幸福感知（Hsee等，2010）。Wilcox等（2016）發(fā)現(xiàn)，感知到忙碌的人會認為自己正在有效利用時間，進而提升了工作效率，減少了拖延行為。在營銷領域，Kang等（2018）發(fā)現(xiàn)，當產品性能高時，感知忙碌的消費者對產品的滿意度更高，因為他們認為自己更有效地利用了時間來獲得該產品。Kim等（2019）認為，主觀忙碌感提升了消費者的自我重要性感知，進而導致更好的自我控制表現(xiàn)；然而，該研究的其中一項實驗表明：只有主動忙碌下的主觀忙碌感才能夠提升自我重要性感知，進而提升自我控制表現(xiàn)，被迫忙碌引發(fā)的主觀忙碌感則會導致消極情感，且不會引發(fā)自我控制行為。

綜上所述，主觀忙碌感反映的是消費者對忙碌的主觀感受，其與時間壓力在定義、后效上存在聯(lián)系與區(qū)別。主觀忙碌感可以引發(fā)個體的優(yōu)越感、高地位感、幸福感，也可以提升個體的工作效率，影響消費者的產品滿意度與自我控制表現(xiàn)。因此，并非由時間限制或被迫從事的任務引發(fā)的主觀忙碌感，不太可能導致個體的消極表現(xiàn)，本文將探討這種主觀忙碌感對消費者行為的影響。

（二）折中效應

傳統(tǒng)的理性選擇理論認為，消費者會遵循效用最大化原則，無論在何種情況下都會選擇效用最大化的商品（何大安，2005）。但由于決策情境的復雜性，理性選擇理論并不總是適用，例如前文提到的租公寓的例子，在消費者面臨多屬性、多選項決策的情況下，可能會產生折中效應。當往一個選擇集中加入一個極端選項后，原備擇選項成為折中選項且被選擇概率增大，此稱為折中效應（Simonson，1989；李東進等，2012）。如圖1所示，在一個選擇集中，單一屬性上表現(xiàn)最優(yōu)的選項A、C為極端選項，而介于兩個極端選項之間的選項B稱為折中選項。

圖1 折中效應

折中效應為什么會產生？Lichters等（2016）通過控制給被試的飲料是否含色氨酸來操縱被試的血清素水平，最終發(fā)現(xiàn)血清素水平的降低會削弱折中效應，這提供了一種神經生物學的證據(jù)，證明了折中效應是經過消費者的深思熟慮產生的結果。Lee等（2017）認為，當選擇任務變得更加困難時，消費者可用的認知資源減少，導致其使用直覺進行決策，此時折中效應被削弱。

折中效應的形成機理與不確定性緊密相關。選擇通常涉及兩種不確定性，一種是對當前決策帶來的后果的不確定性，另一種是關于他人對某個選項的偏好的不確定性（Simonson，1989）。消費者通常用來解決這些與決策相關的不確定性的有效方法是選擇一個折中選項（Chang等，2012），因為折中選項使可能出現(xiàn)的最大錯誤最小化，是最安全的選項（Simonson，1989）。Dhar和Simonson（2003）認為，當消費者不確定自身偏好并不得不做出決策時，他們會選擇后悔概率較低的選項，如折中選項。Sheng等（2005）發(fā)現(xiàn)，消費者處于較高的不確定狀態(tài)時，更傾向于選擇折中選項，這是一種追求期望損失最小化的結果（Mourali等，2007）。這表明不確定性是導致折中效應的有力解釋。此外，來自社會心理學與決策方面的研究表明，人們有動機向自己或他人證明自己的決策是正確的，這些動機包括增強個人自尊、表明自己是一個理性的人等（Drolet等，2009），這與不確定性密切相關。選擇一個折中選項，可降低不確定性，從而使證明決策正確的成本同時下降。因此，有關證明決策正確性的動機的研究從側面為不確定性是折中效應的誘因提供了證據(jù)。

此前已有較多文獻對折中效應的正向影響因素做出研究，例如，Goldsmith等（2010）的研究表明，消費者為自己的決策做出辯護的理由越多，他們越偏好折中選項；Mourali等（2007）認為，對比具有“趨利動機”的個體，具有“避害動機”的個體更容易出現(xiàn)折中效應。對于折中效應的消失與逆轉，也有學者做出研究。Simonson和Tversky（1992）發(fā)現(xiàn)，在權衡保險產品的覆蓋比與保費兩個屬性時，往選擇集中加入一個中間選項后，高覆蓋比、高保費的選項的份額出現(xiàn)了增長。Pham和Parker（2010）通過三項實驗證明，當鼓勵消費者基于感覺而非客觀評價進行選擇時，折中效應會消失。因此，折中效應并非在出現(xiàn)折中選項時必定會發(fā)生，本文將考察主觀忙碌感是否也會成為削弱折中效應的因素。

（三）折中偏好減弱——決策信心的中介作用

決策信心（decision-making confidence）是指個體在進行判斷或決策時對其決策最優(yōu)性或正確性的信心水平（Peterson和Pitz，1988；陳晶等，2010；張笑和馮廷勇，2014）。決策信心是決策過程的一個重要成分，人們會在做決策時自然而然地產生決策信心，而決策信心又會反過來影響人們的決策。

已有研究證明，決策信心對消費者決策有重要影響。在面臨涉及高水平復雜性或不確定性的決策時，自信能為人們抵御市場壓力，并為決策者提供尋求幫助的動力（Bearden等，2001）。低信心水平消費者更容易受到環(huán)境因素的影響，更容易做出不一致的決策，而高信心水平者做決定時會更有經驗，也更難被他人說服（Shuchman和Perry，1969；Bearden等，2001）。

主觀忙碌感與消費者的決策信心息息相關。Kim等（2019）通過實驗證明，與被迫忙碌相比，主動忙碌引發(fā)的主觀忙碌感會增強消費者的自我重要性感知。原因在于被迫忙碌是一種被脅迫的、類似于時間壓力的狀態(tài)，會產生負面影響；而主動忙碌被認為是為有意義的工作而努力，象征著高價值的人力資本，是在社會中“重要”的表現(xiàn)，因此會增強個體的自我重要性感知。而自我重要性感知意味著消費者將自己評價為一個有價值、有能力的人（Brewer和Wells，2011）。Sun等（2011）發(fā)現(xiàn)，當人們站在高處而不是低處時，會對自己的能力持有更高的評價，從而對于回答一般知識測試更有信心，因此，正向反饋會提高個體的信心水平，而負向反饋則會降低個體的信心水平（Bolger和?nkal-Atay，2004；Reed II，2004）。自我重要性感知作為一種積極的、正向的反饋，會讓消費者產生更強的信心（Langer和Abelson，1983）。同時，自我重要性感知讓消費者感到自己是有價值的、有能力的，會提升其自控能力（Kim等，2019），而高自控能力的個體對決策的信心水平較高（Cutler和Wolfe，1989）。

決策信心與不確定性密切相關，在低不確定性下，消費者會更有信心選擇他們真正想要的東西（Koehler，1991），換言之，具有高決策信心的消費者在做出選擇時經歷的不確定性更少。Chuang等（2007，2013）通過研究發(fā)現(xiàn)，低自信的消費者有著高決策不確定性，更有可能做出折中選擇；相反，高自信的個體做購買決策時有著更低的不確定性，更少可能做出折中選擇。這與上文提到的“不確定性條件下，消費者會更傾向于選擇折中選項”是一致的。消費者的決策信心使其摒棄追求期望損失最小化的決策準則，而有信心去追求一個后悔概率更大但更有可能滿足其最高優(yōu)先級需求的極端選項，此時決策信心降低了消費者的不確定性。Chang等（2012）發(fā)現(xiàn)消費者為他人做選擇時會比為自己做選擇時更有可能選擇折中選項。這主要是因為消費者為他人做選擇時會面臨多種不確定性，導致決策信心下降（Engel，1968），一方面決策者不確定自己所擁有的知識是否足夠應付復雜的產品，另一方面決策者不確定他人與自己是否具有相同的風險偏好（Chang等，2012）。因此，決策者在決策信心較低時，傾向于選擇一個折中選項，以避免不確定的負面結果。

因此，主觀忙碌感可增強消費者的決策信心，導致消費者更少可能做出折中選擇。基于此，本文提出以下兩個假設：

H1：主觀忙碌感減少了消費者對折中選項的偏好。

H2：消費者的決策信心在主觀忙碌感與折中選項偏好的關系中起中介作用。

（四）邊界條件——解釋水平

根據(jù)解釋水平理論，人們對事件的表征有不同的抽象水平，抽象程度高即高解釋水平，抽象程度低即低解釋水平（Vallacher和Wegner，1989；黃俊等，2015；吳月燕等，2019）。Trope和Liberman（2010）指出與低解釋水平相比，高解釋水平是抽象的、簡單的、連貫的、去背景化的、核心的、本質的、上位的、與目標相關的。例如，低解釋水平操縱下的被試會將“活動”具體化為“打球”，而高解釋水平操縱下的被試會將“活動”抽象化為“玩得開心”。解釋水平理論經過20年的發(fā)展，已經在營銷、決策及協(xié)商、社會化研究等領域被廣泛應用。

解釋水平理論在營銷研究中的應用涉及產品選擇，F(xiàn)reitas等（2008）指出高解釋水平操縱下的被試更偏愛涉及自我概念的產品廣告，而低解釋水平操縱下的被試更偏愛涉及產品質量的廣告。另外，在消費者知覺方面，Yang等（2019）指出浪漫刺激對甜食消費的影響效果取決于消費者對甜味概念的解釋水平，抽象思維的消費者（高解釋水平者）會關注甜味的核心概念而不是實際功能，因此他們不太可能區(qū)分心理上的甜味（由浪漫刺激引起）和生理上的甜味（由甜食引起），會更相信愛情和甜味之間的隱喻聯(lián)系，并更可能在浪漫刺激下增加對甜食的消費。而具體思維的消費者（低解釋水平者）會關注甜味的具體特征，傾向于區(qū)分不同類型的甜味，因此不會在浪漫刺激下增加對甜食的消費。

解釋水平理論在營銷之外也有廣泛應用，例如在決策及協(xié)商方面，已有研究證明，當人們擔任建議者時，由于與決策者的社會距離遠而處于高解釋水平，會更關注活動的價值；而當人們擔任決策者時，由于與自己的社會距離近而處于低解釋水平，會更關注活動的可行性（徐驚蟄和謝曉非，2011）。此外，Giacomantonio等（2010）發(fā)現(xiàn)，在協(xié)商時，高解釋水平操縱下的被試更關注全局利益，在與全局問題相關的協(xié)商中有更好的協(xié)商效果；而低解釋水平操縱下的被試更關注細節(jié)，在與細節(jié)問題相關的協(xié)商中表現(xiàn)更好。解釋水平可在社會化研究中解釋個體自制力的產生，F(xiàn)ujita等（2006）指出，對比低解釋水平的個體，高解釋水平者對事件擁有更為抽象的表征，更關注事件的長遠利益，而不是短期的具體結果，從而有更高的自控能力，表現(xiàn)出更多的自控行為。

綜上所述，高解釋水平的消費者具有抽象化思維，而低解釋水平的消費者具有具體化思維。本研究認為主觀忙碌感對折中效應的影響效果取決于消費者對“忙碌”概念的解釋水平。已知主觀忙碌感會引起人們對自身的積極評價，例如自我重要性感知的提升（Kim等，2019），所以如果消費者是抽象思維者（即處于高解釋水平），他們可能會將“忙碌”抽象化為“我是一個有價值、有能力的人”，主觀忙碌感會增加他們的決策信心，從而導致他們減少對折中選項的偏好。相反，如果消費者是具體思維者（即處于低解釋水平），他們可能會將“忙碌”具體化為“需要做很多事情”，因此主觀忙碌感對他們的決策信心沒有影響，也不會影響他們對折中選項的偏好。

由此，本文假設：

H3a：對于高解釋水平（抽象思維）的消費者，主觀忙碌感會增強他們的決策信心，進而降低他們對折中選項的偏好。

H3b：對于低解釋水平（具體思維）的消費者，主觀忙碌感不會影響他們的決策信心，進而也不會影響他們的折中選項偏好。

基于以上分析與假設，得出本文的研究模型如圖2所示。

圖2 研究模型

三、實驗一

（一）實驗設計與過程

實驗一通過操縱消費者的主觀忙碌感，檢驗主觀忙碌感對折中選項偏好的影響（H1）以及決策信心的中介作用（H2）。

實驗采用單因素2水平（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）被試間設計，通過在華南某大學成人教育班級中隨機發(fā)放問卷，共招募了97名被試，其中男性34名（35%），女性63名（65%）。實驗結束后，每人都獲得了現(xiàn)金獎勵。

對主觀忙碌感的操縱，本實驗參考了Kim等（2019）的寫作任務。對于忙碌組，被試閱讀文字“最近一項研究表明，周末上課的人比周末休息的人更加忙碌”，隨后寫下讓他們保持忙碌的三件事情或活動；對于控制組，被試閱讀文字“本研究旨在了解周末上課的人會做什么活動或事情”，隨后寫下他們周末上課這一天會做的三件事情或活動。

實驗正式開始，被試進入主觀忙碌感操縱任務，寫作任務完成后，被試完成兩個與本研究無關的算術題，以檢驗被試填寫問卷是否認真，隨后回答主觀忙碌感的3個測項（Kim等，2019）（“你的生活被各種事情所占據(jù)了”“你有很多事情需要去做”以及“你工作努力”，α=0.74）。隨后，要求兩組被試想象他們需要在三款無線耳機中選擇一款。參考Chernev（2004）的研究對產品屬性的設定，這三款無線耳機的聲音清晰度評分和續(xù)航時長有差異，分別為：耳機A（6分，3小時，99元）、耳機B（7分，2小時，99元）、耳機C（8分，1小時，99元）。被試做出選擇后，需要回答7點量表（1=非常不可能購買，7=非常可能購買）以描述他們對每一款耳機的購買可能性。然后，對決策信心進行測量，借鑒了Chang等（2012）的量表（“我相信我做出了正確的選擇”“我確信我的選擇是最好的”“我不會對我的選擇失望”，α=0.84）。為了排除時間壓力的替代解釋，要求被試回答Kim等（2019）的量表（“你所要完成事情的截止日期正在臨近”“你沒有足夠的時間去完成每件事情”“你對能否完成所有事情感到焦慮”，α=0.72）。所有測量均采用7點李克特量表計分。最后，被試需要回答性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。

對于所有被試，如果他們沒有完成寫作任務，或算術題回答錯誤，或回答的購物選擇與其描述的購買可能性存在邏輯錯誤，本研究就將其問卷標記為無效問卷（后面實驗的樣本均做此篩選處理）。最終共剔除了11份不符合填寫要求的被試數(shù)據(jù)，得到86個有效樣本。

（二）實驗結果

1.操縱檢驗。首先檢驗主觀忙碌感是否操縱成功，通過主觀忙碌感的量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組的參與者比控制組的參與者產生更多的忙碌感[M忙碌組=5.48，SD忙碌組=0.83，M控制組=5.05，SD控制組=1.04，F(xiàn)（1，84）=4.96，p＜0.05]，因此對主觀忙碌感的操縱是有效的。

2.選項選擇。通過卡方檢驗發(fā)現(xiàn)，在控制組中59.09%的被試選擇了折中選項，而忙碌組中35.71%的被試選擇了折中選項。忙碌組選擇折中選項的比例比控制組低，兩組被試對折中選項的偏好存在顯著差異[χ2（1）=4.71，p＜0.05]，H1得到證明。以忙碌（0=控制組，1=忙碌組）為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量，將性別、年齡、學歷作為控制變量做邏輯回歸。結果顯示，忙碌組比控制組更少可能選擇折中選項[b=-1.010，SE=0.543，Wals=3.457，p=0.063，Exp（b）=0.364）]，忙碌組與控制組對折中選項偏好的差異邊際顯著，因此H1得到支持。此外，性別、年齡、學歷對參與者的折中選項偏好均無顯著影響（p＞0.1）。

3.中介檢驗。以主觀忙碌感為自變量、決策信心為因變量進行線性回歸分析，結果顯示主觀忙碌感對決策信心的正向影響是顯著的（p＜0.05）。隨后，采用bootstrap程序（模型4），抽樣次數(shù)設定為5 000，以忙碌為自變量（X）、決策信心為中介變量（M）、選項選擇為因變量（Y），中介效應檢驗結果顯示（參見圖3）：決策信心的中介效應顯著（Boot SE=0.2254，95%CI：LLCI=-0.9356，ULCI=-0.0242，不包含0），效應量為0.3048。說明決策信心在主觀忙碌感對折中選項偏好的影響中發(fā)揮中介作用，H2成立。

圖3 實驗一中介效應

4.替代解釋。通過時間壓力量表獲得平均分數(shù)，進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組與控制組的時間壓力無顯著差異[M忙碌組=4.75，SD忙碌組=1.25，M控制組=4.53，SD控制組=1.01，F(xiàn)（1，96）=0.51，p＞0.1]，這說明實驗材料引起的是主觀忙碌感的差異而不是時間壓力的差異，因此兩組被試對折中選項的偏好差異是源于主觀忙碌感的差異，而非源于時間壓力的差異。

（三）討論

本實驗通過文字材料喚起消費者的主觀忙碌感，驗證了主觀忙碌感可以削弱消費者對折中選項的偏好，同時證明了決策信心在此效應中所起的中介作用。此外，本實驗還排除了時間壓力這一替代解釋。接下來需要思考的問題是，改變實驗中使用的產品和決策屬性，是否能再次驗證假設。

四、實驗二

（一）實驗設計與過程

實驗一選用了消費者熟悉的產品——耳機作為實驗材料。已有研究發(fā)現(xiàn)，消費者對所要購買的商品越熟悉，其選擇折中選項的可能性就越低（Dhar和Simonson，2003；Fujita等，2008；Yang等，2019）。因此，實驗二選擇了消費者比較不熟悉的產品——凈水器作為實驗材料。

實驗二采用2（選擇集：核心集vs.擴展集）×2（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）被試間設計。使用與實驗一相同的方法對主觀忙碌感進行操縱。通過在華南某大學內發(fā)放問卷，共招募了180名被試參加本實驗，其中男性55名（31%），女性125名（69%）。

實驗正式開始后，被試進入主觀忙碌感操縱任務。隨后，要求核心集組的被試想象他們需要在兩款凈水器中選擇一款，這兩款凈水器的濾芯壽命（單位：L）和保修期（單位：月）有差異，分別為：凈水器A（5 000L，12個月，199元）、凈水器B（4 500L，18個月，199元）；要求擴展集組的被試想象他們需要在三款凈水器中選擇一款，這三款凈水器分別是：凈水器A（5 000L，12個月，199元）、凈水器B（4 500L，18個月，199元）、凈水器C（4 000L，24個月，199元）。選擇完畢，被試需要回答7點量表（1=非常不可能購買，7=非?？赡苜徺I）以描述他們對每一款凈水器的購買可能性。隨后被試回答了檢驗主觀忙碌感操縱是否成功的量表，并回答了性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。實驗結束后，每人都獲得了參與現(xiàn)金獎勵。最終剔除了13份不符合填寫要求的被試數(shù)據(jù)，得到167個有效樣本。

（二）實驗結果

1.操縱檢驗。對于擴展集樣本，通過主觀忙碌感的量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組的參與者比控制組的參與者產生更多的忙碌感[M忙碌組=5.60，SD忙碌組=0.74，M控制組=5.17，SD控制組=1.10，F(xiàn)（1，86）=4.51，p＜0.05]，因此對主觀忙碌感的操縱是有效的。

2.選項選擇。四個被試組對選項的選擇如表1所示。為計算折中效應，做以下設定：P（B；A）指的是在核心集中，凈水器B相對于凈水器A的份額；P（B；A，C）指的是在擴展集中，折中選項凈水器B的份額；P（A；B，C）指的是在擴展集中，凈水器A的份額；PC（B；A）=P（B；A，C）/[P（B；A，C）+P（A；B，C）]指的是在擴展集中，折中選項凈水器B相對于凈水器A的份額；ΔPB=PC（B；A）-P（B；A）指的是在選擇集中加入凈水器C后，凈水器B相對于凈水器A所增加的份額，即折中效應的大小。最終計算得，當凈水器C加入選擇集后，控制組中凈水器B相對于凈水器A的份額增加了22.81%（ΔPB=0.2281），而忙碌組中凈水器B相對于凈水器A的份額僅增加了5.70%（ΔPB=0.057），初步印證了主觀忙碌感會削弱消費者對折中選項的偏好。

表1 實驗二四個被試組對選項的選擇

通過卡方檢驗分析，在擴展集中，忙碌組選擇凈水器B的比例比控制組低23.19%，兩組被試的折中選項偏好有顯著差異[χ2（1）=4.76，p＜0.05]。也就是說，如果喚起了消費者的主觀忙碌感，折中效應會被削弱，如擴展集—忙碌組的結果。

在擴展集中，以忙碌（0=控制組，1=忙碌組）為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量做邏輯回歸。結果顯示，在擴展集中，忙碌組比控制組更少可能選擇折中選項[b=-0.956，SE=0.519，Wals=3.397，p=0.065，Exp（b）=0.384]，忙碌組與控制組對折中選項的偏好差異邊際顯著，因此H1再次得到支持。

（三）討論

本實驗使用了凈水器作為實驗材料，證明了當產品熟悉度低時，主觀忙碌感對折中選項偏好的主效應仍然存在。本實驗進一步拓展到消費者對產品的熟悉度，使結論顯得更普遍與可靠。

五、實驗三

品牌是消費者做產品選擇時的重要線索，對消費者來說，聲譽高的品牌可以保證產品的質量水平，減少風險，創(chuàng)造信任感（Keller和Lehmann，2006）。消費者對品牌聲譽高的產品會更熟悉和更信任，這會積極影響消費者對品牌產品的評價和選擇（Hoeffler和Keller，2003）。因此，實驗三考察當品牌聲譽作為消費者決策的考慮屬性時，主觀忙碌感對折中選項偏好的影響是否存在。

（一）實驗設計與過程

實驗一和實驗二通過讓被試閱讀文字材料，操縱了他們的主觀忙碌感，驗證了在不同的決策屬性下主效應均存在。此前曾有學者使用量表對忙碌感進行直接測量（Festini等，2019；Sherf等，2019），因此，實驗三將通過直接測量消費者的主觀忙碌感，對主效應再次進行檢驗，并探討這種效應是否能推廣到品牌。

為了提升樣本的普遍性及研究結論的外部推廣性，本實驗通過“見數(shù)”問卷平臺，在更廣泛的社會面選取被試。本實驗向每位被采納的被試提供金錢報酬，并通過平臺提供的篩選功能，選擇了作答次數(shù)少、信用分高、歷史采納率高的被試，以提升樣本質量。本實驗共招募了149名被試，其中男性59名（39.6%），女性90名（60.4%）。

首先，借鑒Kim等（2019）所使用的主觀忙碌感7點量表，讓被試對“你的生活被各種事情所占據(jù)了”“你有很多事情需要去做”以及“你工作努力”（α=0.70）進行回答。隨后，要求被試想象他們需在三個打印機品牌中進行選擇，這三個打印機品牌的品牌聲譽和價格有所差異，分別為：打印機品牌A（價格低，聲譽低）、打印機品牌B（價格中等，聲譽中等）、打印機品牌C（價格高，聲譽高）。選擇完畢，被試需要回答7點量表（1=非常不可能購買，7=非?？赡苜徺I）以描述他們對每一打印機品牌的購買可能性。最后，被試需回答性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。實驗結束后每名被試獲得參與現(xiàn)金獎勵，最終共獲得109個有效樣本。

（二）實驗結果

共6名被試（5.5%）選擇了打印機品牌A，77名被試（70.64%）選擇了打印機品牌B，26名被試（23.85%）選擇了打印機品牌C。在無操縱而是直接測量主觀忙碌感的情況下，參與者的品牌選擇產生了折中效應。以主觀忙碌感為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量做邏輯回歸，結果顯示主觀忙碌感顯著負向影響折中選項偏好[b=-0.444，SE=0.247，Wals=4.702，p＜0.05，Exp（b）=0.641]，因此H1得到支持。

（三）討論

本實驗通過直接測量消費者的主觀忙碌感，證明了高主觀忙碌感的消費者會比低主觀忙碌感的消費者更少可能選擇折中選項，從而再次驗證了H1。此外，本實驗證明了主效應不但會發(fā)生于產品選擇，而且會發(fā)生于品牌選擇，擴展了本研究結論的應用范圍。

六、實驗四

（一）實驗設計與過程

實驗四使用產品廣告圖片對主觀忙碌感進行操縱，通過構造更真實的購物場景再次檢驗主效應（H1），并檢驗解釋水平的調節(jié)作用，最后檢驗有調節(jié)的中介效應（H3a、H3b）。

實驗采用2（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解釋水平：低vs.高）被試間設計，通過在華南某大學校園中發(fā)放問卷，招募了220名被試，其中男性58名（26.4%），女性162名（73.6%）。實驗結束后每人獲得小禮品作為獎勵。

實驗正式開始后，借鑒Yang等（2019）的方法對解釋水平進行操縱：對于低解釋水平組，被試在看完廣州地圖后，需要回答5道有關地圖細節(jié)的問題（“廣州市一共有多少個區(qū)”“以下哪個區(qū)位于廣州市北部”“以下哪個區(qū)位于廣州市南部”“黃埔區(qū)位于番禺區(qū)的北邊嗎”“花都區(qū)位于從化區(qū)的西邊嗎”）。對于高解釋水平組，被試則需要回答有關地圖整體形狀的問題（“您認為廣州地圖整體形狀像雄鷹嗎”“您認為廣州地圖整體形狀像大寫字母T嗎”“您認為廣州地圖整體形狀像數(shù)字7嗎”“您認為廣州地圖整體形狀像釘子嗎”“您認為廣州地圖整體形狀像女孩的側臉嗎”）。然后，被試需要回答7點量表（1=完全專注于細節(jié)，7=完全專注于整體）來測量他們在任務中關注的是整體還是細節(jié)，以檢驗解釋水平的操縱是否成功。如果被試傾向于關注整體，則表明他的解釋水平較高；如果被試傾向于關注細節(jié)，則表明他的解釋水平較低。隨后，對主觀忙碌感進行操縱：忙碌組與控制組分別觀看“忙碌大學生的最佳選擇”“大學生的最佳選擇”兩種不同標語的虛擬耳機品牌Adrw的產品圖片（如圖4、圖5所示），要求兩組被試想象他們需要在三款耳機中選擇一款，三款耳機的產品評分和價格有所差異。被試做出選擇后，需要回答7點量表（1=非常不可能購買，7=非?？赡苜徺I）以描述他們對每一款耳機的購買可能性，同時還要回答他們之前是否聽過或者使用過Adrw品牌的耳機。隨后使用與實驗一相同的決策信心量表測量被試的決策信心。最后被試回答了檢驗主觀忙碌感操縱是否成功的量表，并回答了性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。剔除聽過或者使用過Adrw品牌耳機的被試，最終得到167個有效樣本。

圖4 忙碌組實驗材料

圖5 控制組實驗材料

（二）實驗結果

1.操縱檢驗。首先檢驗主觀忙碌感是否操縱成功，通過主觀忙碌感量表獲得平均分數(shù)，并以此為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組的參與者比控制組的參與者產生更多的忙碌感[M忙碌組=5.44，SD忙碌組=0.94，M控制組=5.13，SD控制組=0.90，F(xiàn)（1，165）=4.56，p＜0.05]，因此對主觀忙碌感的操縱是有效的。

其次檢驗解釋水平是否操縱成功，通過整體細節(jié)量表獲得平均分數(shù)，并以此為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，高解釋水平組比低解釋水平組更專注于整體[M高解釋水平組=5.80，SD高解釋水平組=1.12，M低解釋水平組=3.85，SD低解釋水平組=1.73，F(xiàn)（1，165）=74.30，p＜0.001]，因此對解釋水平的操縱是有效的。

2.選項選擇。通過卡方檢驗發(fā)現(xiàn)，在控制組中59.76%的被試選擇了折中選項，而忙碌組中44.71%的被試選擇了折中選項。忙碌組選擇折中選項的比例比控制組低，兩組被試對折中選項的偏好差異邊際顯著[χ2（1）=3.79，p=0.052]。以忙碌（0=控制組，1=忙碌組）為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量做邏輯回歸。結果顯示，主觀忙碌感對參與者折中選項偏好的影響邊緣顯著[b=-0.608，SE=0.337，Wals=3.759，p=0.053，Exp（b）=0.545]，H1基本得到驗證。

3.調節(jié)效應檢驗。以RW110-2耳機（折中選項）的購買可能性為因變量，進行2（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解釋水平：低vs.高）雙因素方差分析。結果顯示，主觀忙碌感的主效應邊緣顯著[F（1，163）=3.39，p=0.06]，解釋水平的主效應不顯著[F（1，163）=1.125，p=0.29]，主觀忙碌感與解釋水平的交互作用顯著[F（1，163）=9.428，p＜0.05]。具體來說，在高解釋水平下，忙碌組對折中選項的偏好顯著低于控制組[M忙碌組=4.24，SD忙碌組=1.37，M控制組=5.14，SD控制組=1.14，F(xiàn)（1，163）=12.00，p＜0.05]；在低解釋水平下，忙碌組與控制組對折中選項的偏好無顯著差異[F（1，163）=0.76，p＞0.05]。實驗結果說明解釋水平對主效應的調節(jié)作用顯著。圖6顯示了主觀忙碌感與解釋水平對折中選項偏好的交互作用。

圖6 主觀忙碌感與解釋水平對折中選項偏好的交互作用

4.有調節(jié)的中介檢驗。本實驗采用bootstrap程序（模型7），樣本量選擇5 000，以忙碌為自變量、決策信心為中介變量、解釋水平為調節(jié)變量、選項選擇為因變量，在95%置信區(qū)間下進行檢驗。結果顯示（參見圖7），決策信心的中介效應顯著且受到解釋水平的調節(jié)（Boot SE=0.3132，95%CI：LLCI=-1.2621，ULCI=-0.0192，不包含0），效應量為0.5301。具體來說，如表2所示，在高解釋水平下，主觀忙碌感通過決策信心對折中選項偏好的間接效應顯著（Boot SE=0.2779，95%CI：LLCI=-1.5064，ULCI=-0.4220，不包含0），效應量為0.5644；而在低解釋水平下，主觀忙碌感通過決策信心對折中選項偏好的間接效應不顯著（Boot SE=0.1880，95%CI：LLCI=-0.7473，ULCI=0.0042，包含0），效應量為0.3343。因此，主觀忙碌感通過消費者的決策信心對折中選項偏好產生間接影響，這種間接效應受到消費者解釋水平的調節(jié)。實驗結果支持了H3a和H3b。

圖7 實驗四中介效應

表2 實驗四不同解釋水平下的中介效應

（三）討論

本研究將忙碌元素融于產品圖片中，構造了更加真實的購物場景以檢驗假設。結果顯示，主效應再次得到驗證，同時證明了對于高解釋水平的消費者，主觀忙碌感會降低他們對折中選項的偏好；而對于低解釋水平的消費者，主觀忙碌感不會影響他們對折中選項的偏好。因此，H3a、H3b得到支持。

七、實驗五

Mishra等（1993）指出，對于實用品，消費者具有較低的偏好強度，在進行購買決策時更易受到環(huán)境的影響，因此會表現(xiàn)出較強的折中效應。此外，有學者發(fā)現(xiàn)，比起享樂消費，實用消費的折中效應會更強，因為人們在消費實用型產品時，會注重實用性和功能性，此時對量化的價值敏感，會通過價值計算做出選擇，而折中效應涉及系統(tǒng)的價值計算處理（Kim和Kim，2016）。而人們在消費享樂型產品時，會注重享受和樂趣，具有獨特性需求（Simonson和Nowlis，2000），更依賴于情感與啟發(fā)式處理做決策，這會導致較弱的折中效應。因此，在享樂消費情境下，消費者更傾向于極端而不是折中選項。

實驗一至四都選用了實用型產品（如耳機、凈水器、打印機）作為實驗材料，實驗五選擇高級餐廳（Mourali等，2007）作為實驗商品，探討在折中效應本身就較弱的享樂消費情境下，主效應、中介效應及調節(jié)效應是否仍然存在。

（一）實驗設計與過程

實驗采用2（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解釋水平：低vs.高）被試間設計，檢驗在享樂消費情境下，主觀忙碌感與解釋水平對折中選項偏好的影響，通過在某眾包兼職網站上發(fā)放線上問卷，招募了168名被試，被試完成問卷后可獲得現(xiàn)金獎勵，其中男性62名（37%），女性106名（63%）。

實驗正式開始后，仍然使用實驗四中的方法對解釋水平進行操縱，然后，要求被試回答7點量表（1=完全專注于細節(jié)，7=完全專注于整體）來測量他們在任務中關注的是整體還是細節(jié)，以檢驗解釋水平操縱是否成功。隨后，使用與實驗一、實驗二相同的方法對主觀忙碌感進行操縱。操縱完成后，要求被試想象他們將要前往一家高級餐廳享用晚餐，需要在三家餐廳中選擇一家。參考Mourali等（2007）對餐廳屬性的設置，實驗五中三家餐廳的口味評分、服務評分有所差異（如圖8所示）。選擇完成后，被試回答了與實驗一、實驗四相同的決策信心量表，最后回答了檢驗主觀忙碌感操縱是否成功的量表，并回答了性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。實驗結束后每人獲得現(xiàn)金作為獎勵。剔除了15份不符合填寫要求的被試數(shù)據(jù)，本實驗最終得到153個有效樣本。

圖8 實驗五的三家餐廳

（二）實驗結果

1.操縱檢驗。首先檢驗主觀忙碌感是否操縱成功，通過主觀忙碌感的量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組的參與者比控制組的參與者產生更多的忙碌感[M忙碌組=5.38，SD忙碌組=1.02，M控制組=5.08，SD控制組=0.78，F(xiàn)（1，151）=4.06，p＜0.05]，因此對主觀忙碌感的操縱是有效的。

其次檢驗解釋水平是否操縱成功，通過整體細節(jié)量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，高解釋水平組比低解釋水平組更專注于整體[M高解釋水平組=5.79，SD高解釋水平組=1.06，M低解釋水平組=4.38，SD低解釋水平組=1.69，F(xiàn)（1，151）=38.49，p＜0.01]，因此對解釋水平的操縱是有效的。

2.選項選擇。通過卡方檢驗發(fā)現(xiàn)，在控制組中41.25%的被試選擇了折中選項，而忙碌組中20.54%的被試選擇了折中選項。忙碌組選擇折中選項的比例比控制組低，兩組被試對折中選項的偏好差異顯著[χ2（1）=7.60，p=＜0.01]。以忙碌（0=控制組，1=忙碌組）為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量做邏輯回歸。結果顯示，忙碌對參與者折中選項偏好的影響顯著[b=-0.832，SE=0.390，Wals=4.133，p＜0.05，Exp（b）=0.435]，H1得到支持。

3.有調節(jié)的中介檢驗。本實驗采用bootstrap程序（模型7），抽樣次數(shù)選擇5 000，以忙碌為自變量、決策信心為中介變量、解釋水平為調節(jié)變量、選項選擇為因變量，在95%置信區(qū)間下進行檢驗。結果顯示（參見圖9），決策信心的中介效應顯著且受到解釋水平的調節(jié)（Boot SE=0.2691，95%CI：LLCI=-1.0833，ULCI=-0.0246，不包含0），效應量為0.4072。具體來說，如表3所示，在高解釋水平下，主觀忙碌感通過決策信心對折中選項偏好的間接效應顯著[Boot SE=0.1870，95%CI：LLCI=-0.8363，ULCI=-0.0769，不包含0]，效應量為0.3598；而在低解釋水平下，主觀忙碌感通過決策信心對折中選項偏好的間接效應不顯著（Boot SE=0.1624，95%CI：LLCI=-0.1878，ULCI=0.4741，包含0），效應量為0.0474。因此，主觀忙碌感通過消費者的決策信心對折中選項偏好產生間接影響，這種間接效應受到消費者解釋水平的調節(jié)。

圖9 實驗五中介效應

表3 實驗五在不同解釋水平下的中介效應

（三）討論

本研究證實了在享樂消費情境下，主效應、中介效應、調節(jié)效應仍然存在。具體而言，對于高解釋水平的消費者，主觀忙碌感會增強他們的決策信心，讓他們覺得自己是一個有能力、有價值的人，從而更可能遵從內心真實偏好，不會為了避免選擇的不確定性而偏好折中選項。但對于低解釋水平的消費者而言，主觀忙碌感不會影響他們的決策信心，因此也不會改變他們對折中選項的偏好。

此外，本實驗發(fā)現(xiàn)在享樂消費情境下，參與者選擇折中選項的比例偏低。例如，在實驗一、實驗二、實驗四中控制組的被試選擇折中選項的比例接近60%，而在本研究中這一比例僅約為40%。已有研究發(fā)現(xiàn)，人們在消費享樂型產品時，會注重享受和樂趣，在做出選擇時更依賴情感，更傾向于極端而不是中間選項（Kim和Kim，2016）。因此，本實驗也驗證了前人的研究結果。

八、實驗六

實驗五單獨選擇了享樂型產品作為實驗商品，本實驗將實用型產品與享樂型產品置于同一實驗中，以檢驗在實用消費情境和享樂消費情境的對比下折中效應是否會減弱，并再次檢驗主效應、中介效應、調節(jié)效應是否同時存在于實用與享樂消費情境中，以進一步提升研究的穩(wěn)健性。

（一）實驗設計與過程

實驗采用2（主觀忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解釋水平：低vs.高）×2（產品類型：實用品vs.享樂品）被試間設計，檢驗在實用與享樂消費情境下，主觀忙碌感與解釋水平對折中選項偏好的影響。通過在某眾包兼職網站上發(fā)放線上問卷，招募了440名被試參加本實驗，被試完成問卷后可獲得現(xiàn)金獎勵，其中男性216名（49%），女性224名（51%）。

實驗正式開始后，仍然使用實驗四中的方法對解釋水平進行操縱，然后，要求被試回答7點量表（1=完全專注于細節(jié)，7=完全專注于整體）來測量他們在任務中關注的是整體還是細節(jié)，以檢驗解釋水平操縱是否成功。隨后，使用與實驗一、實驗二相同的方法對主觀忙碌感進行操縱。接下來，對產品類型進行操縱，要求被試想象他們將要前往一家餐廳用餐，并提供三個餐廳選項（如圖10所示）。參考Dhar和Wertenbroch（2000）的產品類型操縱方法，實用型餐廳被描述為“主營傳統(tǒng)中餐，所處位置交通發(fā)達，適合個人用餐以及家庭、公司聚餐等場景，讓你擁有便利的用餐體驗”；享樂型餐廳被描述為“主營高檔中餐，用餐中可觀覽江景，適合浪漫約會、溫馨聚會等場景，讓你享受極致的用餐體驗”。與實驗五相同，實驗六中三家餐廳的口味評分、服務評分有所差異，被試需要在三家餐廳中選擇一家。選擇完成后，被試回答了與前面的實驗相同的決策信心量表，最后回答了檢驗主觀忙碌感操縱是否成功的量表，并回答了性別、年齡、學歷等人口統(tǒng)計信息。實驗結束后每人獲得現(xiàn)金作為獎勵。剔除19份不符合填寫要求的被試數(shù)據(jù)，本實驗最終得到421個有效樣本。

圖10 實驗六的三家餐廳

（二）結果與討論

1.操縱檢驗。首先檢驗主觀忙碌感是否操縱成功，通過主觀忙碌感的量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，忙碌組的參與者比控制組的參與者產生更多的忙碌感[M忙碌組=5.62，SD忙碌組=0.989，M控制組=5.32，SD控制組=0.817，F(xiàn)（1，419）=11.083，p＜0.05]，因此對主觀忙碌感的操縱是有效的。

其次檢驗解釋水平是否操縱成功，通過整體細節(jié)量表獲得平均分數(shù)，并以此作為因變量進行單因素方差分析。結果顯示，高解釋水平組比低解釋水平組更專注于整體[M高解釋水平組=5.904，SD高解釋水平組=1.224，M低解釋水平組=3.863，SD低解釋水平組=2.031，F(xiàn)（1，419）=155.279，p＜0.01]，因此對解釋水平的操縱是有效的。

2.選項選擇。如表4所示，對于實用型產品，控制組中60.18%的被試選擇了折中選項，而忙碌組中45.63%的被試選擇了折中選項；對于享樂型產品，控制組中49.06%的被試選擇了折中選項，而忙碌組中31.73%的被試選擇了折中選項?？梢娫谙順废M情境下，折中效應減弱。以忙碌（0=控制組，1=忙碌組）為自變量、選項選擇（0=非折中，1=折中）為因變量做邏輯回歸。結果顯示，對于實用型產品，忙碌對參與者折中選項偏好的影響顯著[b=-0.614，SE=0.292，Wals=3.917，p＜0.05，Exp（b）=0.541]；對于享樂型產品，忙碌對參與者折中選項偏好的影響同樣顯著[b=-0.731，SE=0.307，Wals=3.944，p＜0.05，Exp（b）=0.481]。無論是實用品還是享樂品，主觀忙碌感對折中選項偏好的影響都是顯著的。

表4 實驗六不同產品類型下折中選項的被選率

3.有調節(jié)的中介檢驗。本實驗采用bootstrap程序（模型7），抽樣次數(shù)選擇5 000，以忙碌為自變量、決策信心為中介變量、解釋水平為調節(jié)變量、選項選擇為因變量、產品類型為協(xié)變量，在95%置信區(qū)間下進行檢驗。結果顯示（參見圖11），決策信心的中介效應顯著且受到解釋水平的調節(jié)（Boot SE=0.1004，95%CI：LLCI=-0.4699，ULCI=-0.0671，不包含0）。具體來說，如表5所示，在高解釋水平下，主觀忙碌感通過決策信心對折中選項偏好的間接效應顯著（Boot SE=0.1035，95%CI：LLCI=-0.5629，ULCI=-0.1525，不包含0），效應量為0.3222；而在低解釋水平下，雖然間接效應也是顯著的（Boot SE=0.0623，95%CI：LLCI=-0.2556，ULCI=-0.0055，不包含0），但效應量降至0.1060。因此，對于實用品與享樂品消費，主觀忙碌感通過消費者的決策信心對折中選項偏好產生間接影響，這種間接效應受到消費者解釋水平的調節(jié)。

表5 實驗六以產品類型為協(xié)變量的有調節(jié)的中介效應

圖11 實驗六中介效應

（三）討論

實驗六通過對餐廳進行實用型與享樂型描述，證實了對比實用型產品，消費者在選擇享樂型產品時，折中效應會減弱。然而，無論對于實用型還是享樂型產品，主觀忙碌感對折中選項偏好的主效應、決策信心的中介效應、消費者解釋水平的調節(jié)效應均是存在的。本實驗在此前實驗的基礎上拓展了產品情境，進一步提升了整體研究的穩(wěn)健性。

九、結論、啟示與展望

（一）研究結論

消費者的主觀忙碌感究竟會對消費決策產生何種影響，目前仍缺乏深入探討，本研究以消費決策中常見的折中現(xiàn)象為突破口，探討了主觀忙碌感對折中選項偏好的影響，并通過六項實驗得出如下研究結論：（1）主觀忙碌感可以削弱折中選項偏好，增加消費者對極端選項的偏好。（2）上述主觀忙碌感對折中選項偏好的削弱作用受到決策信心的中介。（3）消費者的解釋水平對主觀忙碌感與折中選項偏好的關系產生調節(jié)作用，對于高解釋水平的消費者，他們會將“忙碌”抽象化為自身能力的象征，從而導致決策信心增加，因此更可能遵從內心偏好，而不因害怕風險而選擇折中選項；而對于低解釋水平的消費者，他們會將“忙碌”具體化為“需要做很多事情”，因此主觀忙碌感對他們的決策信心沒有影響，也不會影響他們對折中選項的偏好。

（二）理論貢獻與實踐啟示

本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，以往研究聚焦于忙碌的客觀因素（即時間壓力）對消費決策的影響，并且較多關注自我控制缺失等忙碌的消極效應。本文則聚焦于忙碌的主觀方面——主觀忙碌感對消費中的折中效應的影響，并探討忙碌在提升消費者決策信心上的積極作用，為未來的研究進一步挖掘忙碌的積極影響提供了借鑒。此外，本文在忙碌已成為一種生活常態(tài)的背景下，探討主觀忙碌感對消費中的折中效應的影響，為使用忙碌要素的營銷現(xiàn)象提供了理論解釋。因此，本研究豐富了忙碌在營銷領域的應用研究。第二，已有研究探討忙碌的客觀方面（時間壓力）對折中效應的影響，基于認知資源的角度認為消費者在面臨較大的時間壓力時，會降低對折中選項的偏好。本文則從消費者決策信心出發(fā)，探討忙碌的主觀方面對折中效應的削弱效應，為忙碌與折中效應之間的關系提供了新的視角與中介機制。第三，以往研究探討過的消費者本身對折中效應的影響因素包括性別、自信、獨特性需求、風險偏好、感知價格質量關系、對產品的熟悉度等，本文研究消費者的主觀心理感知因素對折中效應的影響，豐富了折中效應的影響因素研究。

本研究對于營銷實踐中的忙碌元素及折中效應的應用具有以下三點啟示：第一，在產品定位方面，本研究的結果表明，當消費者感知忙碌時，他們會減少對折中選項的偏好。因此，對于中端產品，企業(yè)不應該將其定位為專為忙碌人群打造的產品，也要避免在產品包裝、廣告中加入忙碌元素，以防消費者產生的主觀忙碌感削弱折中效應為中端產品帶來的競爭優(yōu)勢。另外，本研究認為，主觀忙碌感會增加消費者對極端選項的偏好。因此，對于非中端品牌，企業(yè)可以將“忙碌”這一元素融于品牌定位、產品廣告中，從而減弱折中效應的影響。在營銷實踐中，已有部分企業(yè)開始使用“忙碌”作為廣告元素，例如高端汽車品牌奧迪旗下的旗艦車型A8L在2020年的官方宣傳片中就以“時間是成功者最寶貴的財富”“用第25小時來欣賞更美的風景”作為廣告詞，用對時間的把握、滿盈工作的一天喚起消費者的主觀忙碌感。這種營銷實踐與本研究的結論（消費者的主觀忙碌感可以削弱折中效應，從而增加消費者對非中端產品/品牌的偏好）是相符合的。第二，在競爭格局方面，由于在營銷實踐中折中效應的影響廣泛存在，因此中端品牌更容易搶占市場份額。本研究的結果表明，主觀忙碌感是削弱折中效應的重要因素。因此，為了搶占更多的市場份額，非中端品牌可以將自身包裝成忙碌的品牌，例如與消費者的工作結合，將品牌描述為“通勤必備”，或專門為通勤場景設計產品；也可以通過語言線索、環(huán)境線索等方式喚起消費者的主觀忙碌感，例如在品牌廣告語中加入“會議”“工作”等與忙碌相關的詞語，或將產品/服務放置在寫字樓中出售，以此喚起消費者的主觀忙碌感。第三，在忙碌元素的運用方面，鑒于具體思維的消費者可能會將“忙碌”具體化為“需要做很多事情”，此時忙碌元素對他們的決策信心沒有影響，也不會影響折中效應，企業(yè)在喚起消費者主觀忙碌感以降低折中效應時，需要避免具體化忙碌元素（例如在廣告中具體列出致使消費者變得忙碌的事情）。否則，忙碌元素可能無法喚起消費者關于“我是一個有價值的人，有能力做出正確選擇”的決策信心，進而導致主觀忙碌感對折中效應的削弱作用消失。

（三）研究局限與展望

第一，本研究僅初步探討了主觀忙碌感對折中效應的削弱作用，而未深入探討當這種削弱影響產生時，低端/高端產品（品牌）的市場份額會如何變化，即哪一種的市場份額會增加更多。已有研究證明，忙碌與權力息息相關。人們會認為忙碌是特權階層和有技能人士的特征，也會認為忙碌的人比生活悠閑的人更有地位（黃希庭，1993；王大偉和劉永芳，2009）。因此，當人們感知到忙碌時，他們的權力感知也可能會增加。我們可以觀察到，部分高權力感的人傾向于選擇適合自己的、實用的產品，例如很多企業(yè)高管會穿普通T恤上班。已有研究證明高權力感的個體更關注自身而不是他人，例如Rucker等（2011）研究發(fā)現(xiàn)高權力感消費者會比低權力感消費者為自己購買更多的巧克力，而為他人購買更少的巧克力。因此，當消費者感知到忙碌時，他們的權力感會增加，可能會更關注自身而不是他人的想法（Bri?ol等，2007；肖麗和杜偉宇，2012；王海忠等，2017），因此會選擇更實用、性價比更高的低價產品。但是，我們又能觀察到高權力感的個體往往也追求炫耀性消費。已有學者研究發(fā)現(xiàn)，由于面子意識，中國情境下的高權力感消費者比低權力感消費者更愿意購買炫耀性產品（杜偉宇和許偉清，2014）。因此，當消費者感知到忙碌時，他們也可能會增加對高端產品或品牌的偏好。所以，在主觀忙碌感對折中效應的削弱影響下，低端產品（品牌）和高端產品（品牌）的市場份額會如何變化，是一個值得研究的問題。

第二，本研究初步論證了消費者解釋水平的調節(jié)作用：對于高解釋水平的消費者，主觀忙碌感會減少他們對折中選項的偏好；而對于低解釋水平的消費者，主觀忙碌感不會對他們的折中選項偏好產生影響。已有研究證明，解釋水平可以影響消費者對信息屬性的感知，處于低解釋水平操縱下的消費者更容易受“損失”信息的影響，而處于高解釋水平操縱下的消費者則更容易受“得到”信息的影響（White等，2011）。因此，低解釋水平的消費者會不會因為更關注損失，而為了減少風險去選擇折中選項？這一問題需要在未來的研究中進行更加深入的探討。