王泠媛?王艺衡?赵娜

摘 要 使用数据集研究法、问卷法、情境实验法以及现场实验法，通过五个研究探讨了数字迷信效价对邪恶消费的影响，以及控制感在其中的调节作用。研究结果发现，积极数字迷信增加个体对邪恶商品的消费，而消极数字迷信减少个体对邪恶商品的消费。控制感能够调节数字迷信对邪恶消费的影响：在高控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响不存在显著差异；而在低控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响存在显著差异，积极数字迷信影响个体进行更多的邪恶消费行为。

关键词 数字迷信；控制感；邪恶消费

分类号 B849

DOI：10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2024.03.003

1 问题提出

作为一种长期伴随人类社会发展的非理性现象，迷信行为非常普遍并且一旦形成不会轻易发生改变（庞晓东， 2015）。数字迷信是指整个社会、民族所共有的数字信仰，即一个数字的发音和含义与外界的客观事物存在偏离了科学概念的因果关系，进而有了额外意义（Hirshleifer et al.， 2014）。数字迷信通过影响消费者与数字相关的决策而进一步影响个体的日常消费（Westjohn et al.， 2017）。数字迷信分为不同的效价，其中积极数字迷信是指一个数字的发音和含义与外界客观事物存在的因果关系为消费者带来了积极的情绪体验，消极数字迷信是指一个数字的发音和含义与外界客观事物存在的因果关系为消费者带来了消极的情绪体验（Chen， Tsung， 2016）。数字迷信可能导致个体违背效用最大化原则，做出不理性的决策（Bhattacharya et al.， 2018）。因此探讨数字迷信对个体行为的影响具有重要的理论意义。

通过梳理以往研究可以发现，当前关于迷信与消费决策之间关系的研究主要集中于人们对车牌、手机号等并无“积极”或“消极”的属性商品的偏好上。然而，有些商品本身就具有“积极”或“消极”意义，比如“邪恶商品”。对于这些商品，积极或者消极的数字会赋予其什么意义呢？当前有关数字迷信对邪恶商品购买决策影响的相关研究还相对较少。数字迷信能否影响消费者对邪恶商品的购买呢？本研究尝试探讨数字迷信对邪恶消费的影响，以期通过非理性信念助推人们理性信念的成长，为健康政策的制定及营销实践提供启发。

数字迷信对个体的消费行为有重要影响。以往研究发现，包含积极数字迷信的车牌号可以满足消费者对地位敏感性的追求，而包含消极数字迷信的车牌号则被赋予“不幸”的属性，更少被消费者选择（Agarwal et al.， 2014）。Chen和Tsung（2016）探讨了不同营销方案下积极数字迷信与消极数字迷信对手机号码购买的影响，研究表明包含积极数字迷信且溢价的手机号码销量显著高于消极数字迷信且折扣的手机号码，在排除了经济因素的影响下该结果依然成立。

邪恶商品是指短期内能够满足消费者对美味的追求，但长期来看会损害消费者身体的商品（Naomí et al.， 2019）。某些邪恶商品还具有一定的炫耀价值，如烟、酒中的高价品。尽管它们会危害健康，但能够使消费者获得他人的认可（Thomas et al.， 2012）。邪恶消费主要以个人味蕾的满足为目的，侧重于食品领域，并且其未来伴随的伤害是固定的、明确的和直接的（Okada， 2005; Parreno-Selva et al.， 2014）。邪恶消费与美德商品和中性商品的区别在于：邪恶商品虽然在短时间内满足个体的需求，但会损害个体的健康，而美德商品则是短时间内乏味枯燥，但长期来看却能增加个体的健康程度（Naomí et al.， 2019）。邪恶消费的概念与享乐消费和炫耀性消费相近，但后两者消费回报都存在益处，并且未来不一定会产生伤害。相比之下，邪恶消费具有更确定的未来损失， 这使得研究影响人们邪恶消费倾向的因素成为一个值得关注的课题（Parreo-Selva et al.， 2014）。

本研究的目的主要集中在两个方面。首先，验证数字迷信对邪恶消费的后效影响。以往研究通过将恶魔（消极迷信）和英雄（积极迷信）标签贴在膨化食品表面，观察消费者的购买行为，发现积极迷信增加了个体对于邪恶商品的消费，而消极迷信降低了个体邪恶消费的频率（Master & Marsa， 2018）。迷信标签对个体的邪恶消费行为产生影响，而数字迷信作为迷信的一种，可能存在相似的作用。Risen和Jane（2016）探讨了数字迷信对邪恶消费的影响机制，发现积极数字迷信所引发的积极情绪容易让个体依赖知觉或某种知识结构，在认知上会采用更为快速的启发式思维，从而选择邪恶商品；与之相反，消极数字迷信带来的消极情绪则会使个体采用自下而上的思维模式，采取算法式的认知方式，加强对商品属性的审查，避免消费邪恶商品（Vlaev et al.， 2009）。Naomí等（2019）在控制额外变量后进一步验证了两者之间的关系，发现有机物等含有积极含义的标签可以增加个体对邪恶商品的消费，因为这些积极标签为个体的邪恶消费提供了正当理由；而具有消极含义的标签则减少了个体对邪恶商品的消费，这是因为消极标签维持了消费者对邪恶商品的认知一致性（Master & Marsa， 2018）。Melissa等（2014）发现潜意识及超意识下死亡意识引导和邪恶消费的因果关系。他们发现采用字词以及数字作为阈下死亡提醒能够启动消费者的远端防御，促使个体做出符合社会规范及价值观的行为，减少吸烟、酗酒等邪恶消費行为的发生；相反，积极的字词或数字可以成为邪恶商品消费者缓冲死亡焦虑的重要工具。综上所述，本研究假设：数字迷信影响邪恶消费，不同数字迷信效价对邪恶消费有着不同的影响。

H1：数字迷信影响邪恶消费，积极数字迷信增加邪恶消费，消极数字迷信减少邪恶消费。

其次，本研究试图探究数字迷信对邪恶消费的影响边界。现实生活中，数字迷信对消费者的影响可能与个体控制感有关。控制感是指个体感到能决定自己命运，并认为未来的事情能够由自己控制的程度（潘仲君， 阎力， 2008），控制感较低的消费者普遍愿意消费邪恶商品，更注重眼前享乐而忽视邪恶商品的长期风险，而控制感较高的个体则更多地从理性角度出发消费美德商品，启动个体的长期取向，做出有利于自身长久健康的决策（Eingar et al.， 2012; Salmon et al.， 2014）。研究表明，较高的控制感会促使消费者采用算法式的认知模式，减少邪恶消费的概率；相反，低控制感个体倾向于采用启发式的认知模式，重视美味等表面属性，做出有利于味蕾而不利于健康的邪恶消费行为（Cheung et al.， 2015）。控制感可能会改变数字迷信对邪恶消费影响的方向（李爱梅， 李伏岭， 2013）。据此假设：控制感在数字迷信效价对邪恶消费的影响中起调节作用。

H2：控制感在数字迷信效价对邪恶消费的影响中起调节作用，高控制感条件下，积极、中性及消极数字迷信下的邪恶消费倾向不存在显著差异；低控制感条件下，积极数字迷信下的邪恶消费倾向显著高于中性和消极数字迷信。

为了实现上述两个目的，本研究共开展五项研究进行验证。研究1采用数据集研究方法，通过收集3032种香烟的价格及其中30种典型香烟的价格和销量数据，初步考察数字迷信与邪恶消费的相关关系。研究2使用问卷测量法，将数字迷信作为一种特质进行测量，进一步考察积极数字迷信和消极数字迷信对邪恶消费的预测关系。研究3使用情境实验方法，探讨不同数字迷信情境下被试对邪恶商品购买意向的差异，以及数字迷信效价与邪恶消费之间的因果关系。研究4则通过变更实验操纵方式，重复验证数字迷信效价对邪恶消费的因果关系，并探究控制感的调节作用。研究5为现场实验，以进一步增加研究结论的生态效度。

2 研究内容

2.1 预实验

在正式实验开始前，我们招募了30名社會人员参加了预实验，以获得数字迷信及邪恶商品的实验材料。其中男12人，女18人，平均年龄为28.5岁（SD=4.2）。在预实验结束后，所有参与者会收到5元实验报酬。

预实验中，我们根据前人的研究方式列出了一些数字（Rao et al.， 2014），之后让所有参与者评价这些数字的积极程度，并在7点量表上进行打分，分数越高表示个体认为这一数字越积极（Block & Kramer， 2009）。最终我们将积极数字迷信材料确定为数字88，消极数字迷信材料确定为数字44，中性组材料确定为数字77（见表 1、表2）。

接下来使用开放式问卷确定邪恶商品材料。首先，我们对邪恶商品进行了定义（即能够在短期内满足个体的味觉欲望，但会对身体造成长期损害的产品）。参与者需要根据定义描述，列举3～5个最为典型的邪恶商品。按照频次进行编码，我们最终选取香烟（21）、酒（19）、腌制食品（17）三种邪恶商品作为后续的实验材料。

2.2 研究1

为了验证现实生活中邪恶商品定价存在数字迷信，同时探讨数字迷信效价与邪恶消费之间的关系，基于在预实验得到的材料，我们采用数据集的研究方法，在中国香烟网收集了包含3032种香烟的数据以及30种典型香烟的价格和销量的数据集。参考前人研究方法，对所有香烟价格的末尾数字进行频数分析（Wong et al.， 2017），结果如表3所示，其中积极数字和消极数字的区分采用预实验结果，积极数字为8、6、9，消极数字为4、1、0。

卡方检验结果表明，积极数字的出现频率显著高于消极数字的出现频率，χ2（1）=41.98，p<0.001。积极数字所占比例与销量存在正相关关系，r=0.68，p<0.001，如图1所示。消极数字所占比例与销量存在负相关关系，r=-0.52，p<0.001，如图2所示。结果表明邪恶商品定价中存在数字迷信，并且数字迷信效价和销量存在相关关系。但这一结果样本量过小，外部推广性存在问题，且两者的方向尚未完全明确，因此我们将通过问卷法进一步明确二者的关系。

2.3 研究2

研究1通过数据集研究发现邪恶商品定价中数字迷信效价与销量存在相关性，为进一步明确其推广性，研究2我们采用问卷法将数字迷信作为一种特质以进一步探究二者关系。

2.3.1 被试

通过网络共发放问卷334份。筛查后删除恶意乱填24人，最终有效被试为310人，问卷回收率为93%。其中男142人，女168人，平均年龄为27.10岁（SD=5.85），并对参与者的婚姻状况和文化程度等人口学变量进行统计。

2.3.2 测量工具

改编Wiseman与Watt（2004）编制的迷信信念量表。量表共六道题目，其中三道用于测量个体的消极数字迷信信念，如“在商品购买时，我会有意地避开带有消极数字的商品”等。三道题用于测量个体的积极数字迷信信念，如“我特别喜欢积极数字”等。量表采用李克特7点计分，分数越高表示个体的积极数字迷信信念越强。在本研究中，该量表的内部一致性系数为0.87，信度良好。

邪恶消费倾向量表通过呈现价格中包含积极数字及消极数字的邪恶产品（根据预实验结果），并且通过李克特7点计分的方式测量个体邪恶消费的意愿。

2.3.3 研究流程

本研究采用问卷法，向参与者呈现价格中包含积极数字及消极数字的邪恶产品并要求参与者填写邪恶商品购买倾向量表，最后收集相关的人口学信息（包括性别、年龄、婚姻状态、收入水平及文化水平），并且通过填写数字迷信量表，对参与者的积极和消极迷信信念进行评分。

2.3.4 结果

Harman的单因素检验表明，第一个公因子解释了29.85%的变异，表明共同方法偏差的影响比较小，不会影响到后面结果的解释。

采用相关分析、独立样本t检验和单因素方差分析检验相关人口学变量（性别、年龄、婚姻状况、文化水平）与邪恶消费的关系。相关分析结果显示，年龄与邪恶消费没有显著的相关关系（p>0.05）；独立样本t检验结果分析发现，邪恶消费在性别上的差异不显著（p>0.05）；单因素方差分析结果也发现，参与者的婚姻状态、文化水平对邪恶消费没有显著的影响（p>0.05）。因此，我们不考虑这些人口学变量对邪恶消费的影响。

使用回归分析检验不同数字迷信信念与邪恶消费的关系。结果发现，积极数字迷信信念是邪恶消费倾向的显著预测变量，其中β=0.38，t（143）=4.89，p<0.001，解释了邪恶消费倾向得分的变异性的14%（R2=0.14）。接着，以邪恶消费倾向作为结果变量，消极数字迷信信念作为预测变量进行回归分析。结果发现，β=-0.16，t（163）=-2.13，p<0.05，解释了邪恶消费倾向得分变异性的3%（R2=0.03）。研究结果表明，积极数字迷信信念显著正向预测邪恶消费，消极数字迷信信念显著负向预测邪恶消费，研究结果支持了数字迷信作为特质对邪恶消费存在影响的结论，这与我们的假设相符。但是，研究2仅是相关研究，研究结果只能揭示数字迷信与邪恶消费之间的相关关系，无法验证因果关系，稳健性有限。为此，我们在研究3中对数字迷信进行了实验操纵，以验证两者之间的因果关系。

2.4 研究3

研究2我们发现了积极数字迷信正向预测邪恶消费，而消极数字迷信对邪恶消费的负向预测作用不显著。为进一步证实因果关系，研究3采用前人的数字迷信研究范式对数字迷信效价进行操纵。

2.4.1 被试

线上招募128名参与者，其中有效实验数据为120名（按照填写时长筛选，低于60s的数据均视为无效），其中男44名，女76名，平均年龄为26.88岁（SD=8.98）。参与者被随机分配到三个实验条件组，实验结束后，每名参与者会得到2元作为报酬。

2.4.2 研究范式

数字迷信 参照Wong等（2017）的研究范式，对邪恶商品的价格数字进行操纵，其中积极数字迷信组的邪恶商品的价格为积极数字（数字末尾为88），消极数字迷信组的邪恶商品价格为消极数字（数字末尾为44），而控制组的价格为中性数字（数字末尾为77）。

2.4.3 研究程序

本實验采用数字迷信效价（积极数字迷信VS.消极数字迷信组VS.中性组）为自变量的单因素被试间实验设计，因变量为邪恶消费倾向得分。

在实验中，按照前人的研究范式（Kramer & Block， 2008），参与者被要求想象一个需要去商店购买商品的场景。主试会向参与者展示不同价格的邪恶商品。其中消极数字迷信组的参与者采用7点计分的邪恶消费倾向量表对价格为7.44、33.44及12.44的邪恶商品进行购买意向打分；中性组的参与者则需要分别对价格为7.77、33.77、12.77的邪恶商品进行购买意向评分；积极数字迷信组的参与者则需要对价格为7.88、33.88、12.88的邪恶商品进行购买意向评分。在实验完成后，收集参与者的人口学变量，之后要求参与者判断三组邪恶商品价格数字的积极程度以验证操纵是否成功。

2.4.4 结果

首先进行操纵性检验。结果表明，积极数字迷信组（M=5.45， SD=1.52）的积极评价显著高于中性组（M=3.32， SD=1.19），t（39）=-7.47，p<0.001；消极数字迷信组（M=2.58， SD=1.30）对于价格的积极程度显著低于中性组（M=3.32， SD=1.19），t（39）=2.52，p<0.05，数字迷信分组操纵成功。其次，为了避免参与者由于价格不合理而影响购买意愿，我们在实验正式开始前测量了参与者对商品价格合理性的评价，研究结果表明，参与者对这些商品价格的合理性判断高于平均值，普遍认同其价格（M=4.59， SD=1.79）。为了避免人口学信息对邪恶消费的影响，采用相关分析以及独立样本t检验考察各个人口学变量（年龄、文化程度、性别）与邪恶消费得分的关系。相关分析结果发现邪恶消费与年龄、文化程度不具有显著的相关关系（p>0.05）。独立样本t检验发现邪恶消费在性别上也不存在显著差异（p>0.05）。

方差分析结果表明，积极数字迷信组、消极数字迷信组和中性组之间差异显著，F（2，87） =47.00， p<0.001。积极数字迷信组（M=4.75， SD=0.83）的购买意愿显著高于中性组（M=2.52， SD=0.75），t（39）=-13.16，p<0.001，效应量r=0.82；消极数字迷信组（M=1.84， SD=0.82）的购买意愿显著低于中性组（M=2.52， SD=0.75），t（39）=-3.67，p<0.01，效应量r=0.40。积极数字迷信增加了个体对于邪恶商品的消费，消极数字迷信减少了个体对邪恶商品的消费，研究结果支持了假设1。

2.5 研究4

前三个研究通过多种研究方法反复验证了数字迷信对邪恶消费的影响。为进一步探究该影响的边界，研究4通过实验法探究控制感在其中的调节作用。

2.5.1 被试

线上招募参与者187名，其中女123人，男64人，平均年龄为 29.7岁（SD=9.35）。我们测量了所有参与者的控制感并按照控制感程度的平均值（M=3.96， SD=1.40）划分为高、低两组，其中高控制感组人数96人，低控制感组人数91人。我们在低控制感组、高控制感组各选取90人。实验完成后，每名参与者获得5元红包作为报酬。

2.5.2 测量工具

按照前人的研究范式（Tortora et al.， 2019），通过改变香烟成分表中有害物质的含量对数字迷信效价进行操纵，包括焦油量、烟碱量和二氧化碳量等。同时，为了保证个体不会通过计算总和来规避数字迷信的影响，三种有害成分的含量总和在数字迷信效价的不同条件下均保持一致。在积极数字迷信的条件下，两种有害成分含量使用积极数字表示，一种使用中性数字（为了更加贴合现实生活，下同）。在中性数字条件下，三种有害成分皆用中性数字表示；在消极数字迷信条件下，两种有害成分用消极数字表示，一种使用中性数字表示。

控制感采用李静（2014）编制的控制感量表进行施测，共12道题目，采用李克特7点计分，分数越高代表个体的控制感越高，本研究中，该量表的内部一致性系数为0.82。

2.5.3 研究程序

本次实验采用3（积极数字迷信VS.消极数字迷信VS.中性数字）×2（高控制感VS.低控制感）的被试间实验设计，因变量为邪恶消费倾向得分。

在研究4正式开始前，我们公开招募了30名吸烟者对三种香烟有害成分的危害性进行评价，以避免这些成分因危害性不同而使个体对邪恶商品的风险感知存在差异，其中男20人，女10人，平均年龄28.43岁（SD=8.65）。同时，我们也测量了参与者对香烟成分表数字积极程度的评定，以检验数字迷信的分组操纵是否有效。接着我们测量了所有参与者的控制感，按照控制感的程度将参与者划分为低、高控制感两组。在分组完成后，高、低控制感组均被随机分配到数字迷信的三种水平之下，使用与之前相同的邪恶消费倾向量表测量香烟购买意向。实验结束后收集可能产生影响的变量数据（如烟龄等）。

2.5.4 結果

先对三种香烟有害成分的危害性感知差异进行操纵性检验，30名吸烟者对三种香烟有害成分的危害性感知不存在显著差异，F（2， 87）=1.98，p>0.05，这表明香烟成分表的危害成分含量差异并不会影响参与者对香烟危害的预估。接着，我们测量了参与者对香烟成分表中数字积极程度的认知。结果表明，包含积极数字迷信的成分表的积极程度（M=4.93， SD=1.60）始终高于包含中性数字成分表的积极程度（M=3.97， SD=1.43），t（29）=-2.37，p<0.05，效应量r=0.30。同时，包含消极数字迷信的成分表的积极程度（M=2.33， SD=1.27）显著低于包含中性数字成分表的积极程度（M=3.97， SD=1.43），t（29）=3.95，p<0.001，效应量r=0.51。这一结果表明我们对数字迷信分组的操纵是有效的。

采用了相关分析及独立样本t检验考察人口学变量（年龄、性别、 烟龄、社会经济地位、知识水平）以及与邪恶消费得分的关系。相关分析结果表明，烟龄、社会经济地位、知识水平、年龄与邪恶消费不存在显著的相关关系（p>0.05）。独立样本t检验发现邪恶消费在性别上并不存在显著差异（p>0.05）。因此本研究不会将这些变量纳入下一步的分析。

采用方差分析对控制感的调节作用进行探究，以邪恶消费平均得分为因变量，进行2（高控制感VS.低控制感）× 3（积极数字迷信VS.中性数字VS.消极数字迷信）的组间方差分析。结果表明，控制感和数字迷信效价的交互作用显著，F（2， 174）=32.10，p<0.001，偏η2=0.27，交互作用如图3所示。接着，以控制感（高控制感VS.低控制感）和数字迷信（积极数字迷信VS.消极数字迷信VS.中性数字）作为自变量，邪恶消费平均得分作为因变量，进行方差分析。结果发现控制感的主效应显著，F（1， 174） = 74.81，p<0.001， 偏η2=0.30，高控制感的邪恶消费得分（M=2.19， SD=0.96）显著低于低控制感的邪恶消费得分（M=3.74， SD=2.02）；数字迷信效价的主效应也显著，F（2， 174）=32.07，p<0.001， 偏η2=0.27，积极数字迷信下的邪恶消费得分（M=3.98， SD=2.24）和中性数字下的邪恶消费得分（M=2.62， SD=1.28）显著高于消极数字迷信下的邪恶消费得分（M=2.32， SD=1.08）。进一步简单效应分析，对于高控制感组，个体对带有积极数字迷信（M=2.20， SD=1.10）的邪恶商品购买意愿得分与带有中性数字（M=2.13，SD=0.97）及消极数字迷信（M=2.17， SD=0.65）的邪恶商品购买意愿不存在显著差异，F（2， 87）=0.04，p>0.05；对于低控制感组，个体对带有积极数字迷信（M=5.77， SD=1.57）的邪恶商品购买意愿得分与带有中性数字（M=3.10， SD=1.37）及消极数字迷信（M=2.40， SD=1.30）的邪恶商品购买意愿存在显著差异，F（2， 87）=46.99，p<0.001，具体的统计量如表4所示，研究结果支持了假设1及假设2。相比于中性数字组，积极数字迷信与消极数字迷信确实改变了个体的邪恶消费意愿。高控制感个体对带有消极迷信数字、中性数字及积极迷信数字的邪恶商品购买意愿不存在显著差异。同时，低控制感个体对带有积极迷信数字的邪恶商品购买意愿显著高于带有中性及消极迷信数字的邪恶商品购买意愿。但这一结论在真实情境下是否依然成立仍有待验证，因此，我们进一步通过现场实验的方法增加本研究结论的生态效度。

2.6 研究5

研究4中已经通过实验验证了控制感在数字迷信与邪恶消费间的调节作用。为探究其于真实购买情景下是否同样具备解释力，本研究引入现场实验进一步论证。

2.6.1 被试

在真实情境中购买完成后，所有参与者填写了人口学信息。在本次现场实验期间，共45人购买了香烟，其中男35人，女10人，购买人群平均年龄为28.53岁（SD=7.62），其中无吸烟史2人，0～1年烟龄8人，1～3年烟龄20人，3年及以上烟龄的15人。

2.6.2 研究范式

参考前人的研究范式，我们将数字标签粘贴至邪恶商品表面（Thrasher et al.， 2012）。其中在积极数字迷信条件下，我们将数字88粘贴至烟盒表面；在消极数字迷信条件下，我们将数字44粘贴至烟盒表面；在控制条件下不粘贴任何数字。

2.6.3 研究程序

根据预实验结果，我们选择当地销量较少的香烟作为现场实验材料，并粘贴好数字标签。我们在当地租借了三个香烟摊位，分别放置积极迷信数字香烟、消极迷信数字香烟及控制组香烟，并且为了保证标签的真实性，按照世卫组织的建议，所有标签均占烟盒表面积的30%（Organization， 2003）。之后，为了避免顺序效应的影响，我们会隔天更换香烟位置并提供烟草质量证书供消费者监督。最后，在长达一个多月的跟踪研究后，根据三种操纵方式下香烟的销售量差异判断数字迷信对邪恶消费的影响。

2.6.4 研究结果

卡方检验结果表明，不同组别销量存在显著差异，χ2 （4）=160，p<0.001。其中积极数字迷信组30天之内的平均购买量（M=1.90，SD=1.49）显著高于控制组30天之内的平均购买量（M=0.90， SD=1.09），χ2（1）=5.16，p<0.05；消极数字迷信组30天之内的平均购买量（M=0.40， SD=0.62）显著低于控制组30天之内的平均购买量（M=0.90， SD=1.09），χ2（1） =4.15，p<0.05。结果进一步验证了假设1，积极数字迷信促进邪恶消费行为，而消极数字迷信减少邪恶消费行为。

本研究更换了控制组的操纵方式，之前我们使用中性数字作为控制组的选择，因而无法模拟出带有数字迷信的商品与一般商品之间的销量差异，而本研究则在真实的香烟销售情境中验证了数字迷信对邪恶消费的影响，研究结果进一步增加了结论的外部效度。

3 讨论

3.1 结论

本文通过五个研究探讨数字迷信与邪恶消费的关系。结果发现，积极数字迷信能够正向预测邪恶消费，消极数字迷信则负向预测邪恶消费；控制感在数字迷信对邪恶消费的影响中起调节作用。具体来说，在高控制感条件下，积极数字迷信组、中性组及消极数字迷信组的邪恶消费倾向不存在显著差异；而在低控制感条件下，积极数字迷信组的邪恶消费倾向显著高于中性组及消极数字迷信组。

首先，我们发现了数字迷信的普遍性。研究1结果表明科学观念如此盛行的今天，商品定价依然受到数字迷信的影响，数字迷信依然根深蒂固地存在于民众的潜意识之中，这一结论与之前的研究一致（Antipov et al.， 2015；Brock & Kramer， 2009；Westjohn et al.， 2017）。

其次，数字迷信对邪恶消费存在影响。具体来说，五个研究都发现数字迷信对邪恶消费存在影响，其中积极数字迷信增加个体对邪恶商品的消费，而消极数字迷信则对个体的邪恶消费行为起阻碍作用，该结果与Masters和Mishra（2018）的研究一致，研究假设得到了验证。基于集体潜意识的角度解释，数字迷信是中国人最重要的集体潜意识之一，例如中国人常认为8有升官发财之意。与之相反，4则是死亡、灾祸等不利事件的象征，是中国人的文化里极度避讳的数字（庞毅， 2020; 张顺明， 唐唯， 2015）。因此，消费者在购买带有数字的商品时总会在潜意识层面受到数字迷信的影响，进而赋予邪恶商品额外的意义。此外，一些研究也主张从社会规范的角度解释两者之间的关系（Fortin et al.， 2014; Hirshleifer et al.， 2014）。他们认为，数字迷信不只是一种潜意识，更是一种隐性规则。例如在华裔居住区的研究中，许多学者发现有些华裔居民喜欢购买楼层为积极数字的房屋，即使该房屋存在明显的溢价，这是因为他们希望通过购买包含积极数字的楼层避免被华裔团体排斥。消极数字迷信（不被团体文化所接受）与邪恶商品（不为整个社会所接受）的组合与当地的文化规范相抵牾，不为个体所接受；而积极数字迷信与邪恶商品的组合则抵消了他们使用邪恶商品的负罪感，同时还能增加个体在群体中的受欢迎程度。

最后，也有一些学者从认知一致性的角度验证了本次研究结论的有效性（Naomí et al.， 2019）。他們认为，邪恶商品与健康观念的不一致会导致个体产生认知失调，而积极数字迷信可以为个体的行为赋予更多的合理性，维护认知一致性；相反，消极数字迷信则直接预示了邪恶商品的有害性，维护了个体对邪恶商品有害性的认知。

除此之外，本研究结果还发现，控制感在数字迷信效价对邪恶消费的影响中起调节作用。在高控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响不存在显著差异；而在低控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响则存在显著差异。首先，控制感可以影响邪恶消费。以往研究发现能通过增加控制感的方式使消费者回归到良性的购买状态，即购买商品是出于理性，本研究则聚焦于不理性消费模式中的邪恶消费，主张通过增加个体控制感的方式减少邪恶消费。这是因为邪恶消费模式不仅会为个体带来经济损失，同时也会对消费者自身的健康造成长期损害。

其次，控制感可以影响数字迷信。已有研究表明，控制感有助于个体形成理性信念，推动个体形成科学的认知判断，舍弃基于情感的决策模式（孙瑾等， 2020）。迷信作为非理性信念的重要成分，因为外界环境的不确定性而产生，因此迷信的实质是为了寻求控制外界的感觉（Maller & Lundeen， 1933）。缺乏控制感是迷信的根源，而迷信观念的出现有助于个体增加控制感。就当前一些消极迷信而言，我们也可以通过增加外界控制感的方式减少极端迷信事件的发生。

3.2 实践意义

数字迷信可以影响邪恶消费的研究结果有一定的意义，因为几乎所有的商品都必须以数字来标价。因而在实际的购买情境中，消费者很容易受到数字迷信的影响。本研究结果能够给予消费者许多启示：邪恶商品的有害性常常是消费者所忽略的，因而在一些邪恶商品表面增添一些消极数字会启示消费者邪恶商品的有害性，促使个体做出有利于自身健康的消费决策。从商家的角度来看，将邪恶商品价格或表面增添积极数字或者避免消极数字可能会有良好的销售效果。

3.3 理论意义

第一，本研究拓展了数字迷信的研究领域。过去，大多数基于数字迷信的研究都在验证数字迷信是否广泛存在于房地产、通信行业中，且使用的方法多为数据集的研究（Fortin et al.， 2014）。而本研究不只是简单验证数字迷信的存在，而是更进一步真实操纵数字迷信以观察现实中个体消费行为的变化，丰富了数字迷信的实证研究。

第二，本研究拓展了邪恶消费的研究视角。过去，干预邪恶消费的方法或基于法律、政策等硬性手段（Parreno-Selva et al.， 2014），或基于标签、宣传等软性手段，效果普遍欠佳（Alrushud et al.， 2016），本文尝试从数字迷信等潜意识视角为干预邪恶消费提供新的灵感；此外，本文通过数字等隐性符号潜移默化改变消费者的健康消费行为，可以为未来健康助推方面的研究提供启示。

3.4 不足与展望

从研究变量上来看，本次研究仅仅从数字迷信效价的维度探讨了迷信对邪恶消费的影响。而以往的研究表明，迷信的其他维度，如上帝观、命运观、鬼神观、风水等维度也会对个体的消费行为产生影响（Block & Kramer， 2009）。因而未来研究可以尝试从迷信的其他维度探讨其对邪恶消费的影响。同时，在这些维度中，鬼神等禁忌类的标签对邪恶消费的影响是否与一般迷信存在差异呢？风水等位置类迷信又是否会通过摆放位置的差异而影响邪恶消费呢？本次研究仅仅从数字迷信效价抛砖引玉，未来研究者可以从上述不足中进一步综合探讨迷信与邪恶消费的关系。其次，本研究的文化背景存在局限性。在本研究中，我们将8选为积极数字迷信的实验材料，而对于消极数字迷信的实验材料则仅局限于4。这与西方文化存在差异，例如西方普遍将13、5喻为不利，7则喻为吉利。因而本研究的数字迷信效价类型选择可能会因为文化背景的差异而出现适用性问题，未来研究可以尝试在不同的文化背景下验证本研究的结论，增加研究的生态效度。在以往的研究中，研究者们常常使用内隐的研究方法以明确某个行为是出于意识还是无意识（金英， 2005），可以尝试使用内隐的方法，测量消极数字迷信与邪恶商品组合及积极数字迷信与邪恶商品组合的反应时差异，探究数字迷信的认知加工是否出于潜意识。未来研究可以基于这一方法进一步验证本研究的结论，从潜意识层面增加结论的说服力。本研究聚焦于邪恶商品，未来研究者可通过对比美德商品、中性产品，探究数字迷信对不同消费类型的影响是否存在差异。此外，研究2中先填写数字迷信特质量表再进行购买倾向测量的实验程序可能存在期望效应，虽然在后续研究中进一步验证并避免了期望效应，但未来研究可进一步细化实验设计以排除无关因素的影响。

數字迷信对邪恶消费存在影响，积极数字迷信增加个体对邪恶商品的消费，而消极数字迷信减少个体对邪恶商品的消费。控制感能够调节数字迷信对邪恶消费的影响，在高控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响不存在显著差异，而在低控制感条件下，不同数字迷信效价对邪恶消费的影响存在显著差异，积极数字迷信影响个体进行更多的邪恶消费行为。

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