乔 琳 李东进 张宇东

(1.南开大学商学院； 2.江西师范大学商学院)

1 研究背景

消费者经常为了经济划算、易于对比功效、数量较多等客观原因放弃某些感觉很好的商品，但这种“理性”的决策对接下来的选择产生何种影响？在什么情况下这种“理性”的追求反而导致了后续放纵的选择？现有研究指出了消费者基于原因(如事实、数量、功能、价格等)和基于感觉(如审美、感情等)产生决策的效用偏差性。例如，人们在选择产品时更依赖原因导向，但当要求消费者指出更喜欢何种选项或预测体验感时，感觉思维往往占据主导，基于原因的选择并不一定带来最大的效用，提醒消费者进行理性的选择反而会促使其做出次优选择[1]。由此，HSEE等[2]提出了世俗理性的概念，认为消费者在进行选择时过分关注原因而忽视感觉导向。世俗理性并非抨击原因导向思维，而是探讨消费者将原因思维的使用范围扩大，过度重视原因导向而产生的认知偏差。

尽管现有研究讨论了世俗理性对决策的影响[3～6]，但仅关注效用偏差性以及对非连续选择行为的影响，而对世俗理性的溢出效应，特别是享乐体验满足冲突的情况下消费者再次消费时的放纵意向仍缺乏研究。享乐体验冲突在世俗理性的决策情境中经常发生[1]，一直是热议的话题[7]，但鲜有文献探究享乐体验未被满足时消费者的决策反应[8]。

世俗理性主要强调消费者存在体验效用和决策效用的不一致。当消费者经历享乐体验不满足时，体验预测偏差削弱，这时高水平世俗理性者是否会追求短期的体验补偿或改变决策规则产生放纵消费？也就是说，前次盲目追求“理性”的选择是否会导致再次消费时的“非理性”行为。本研究拟对上述问题进行论证，并探究该现象的作用机理。

2 文献回顾

2.1 世俗理性

过分关注理性因素，从而在决策中依赖原因思维的选择，被称为世俗理性或潜理性[2]。世俗理性并不等同于真正的理性，真正的理性主义没有把感觉和原因对立起来，在思考决策时，把情感、审美等感觉因素作为决策函数的一部分，以做出效用最大化的选择[3]。但是，人们长久以来都把基于原因和基于感觉的选择视为对立，例如CHITTURI等[9]指出人们偏好感觉占优的产品，却依据原因导向制定决策，从而产生偏好-选择偏差，导致消费者产生次优决策或降低满意度[1]。在理想情况下，消费者会选择具有最高预期效用的方案，但事实上人们并不能严格地使用这种效用分析法进行决策。过分侧重原因导向会将注意力集中在容易表达的选择特征上(如数量、价格、功能等客观因素)，而非不容易表达的感觉上，高估了原因思维对未来事件的影响，更易于错误地估计选择效用。世俗理性正是这种效用偏差和偏好-选择矛盾的表现，是消费者在决策过程中体现出的人格特质。

尽管同样涉及理性和感觉两个因素的权衡，但不同水平世俗理性与简单的原因和感觉导向有以下两点不同：①高水平世俗理性确实依赖原因因素进行决策，但这种决策既可以通过精细加工消耗认知资源，也可以是主观且相信直觉的。例如，世俗理性计较表面成本但忽略社会或时间因素对决策效用的影响[3]，这与传统的理性决策相违背。②世俗理性在主观选择效用最大化上不同于简单的原因和情感分类。高水平世俗理性认为人们必须抵制感觉；但低水平世俗理性不完全为感觉导向，而是将感觉和原因同时纳入选择效用中。虽然相关研究阐释了世俗理性的内涵和影响，但研究观点零散，尚需深入的理论体系来探讨其溢出效应及内在机制。

2.2 放纵消费

放纵消费指的是消费可以提供即时满足感但折损长期目标或存在延迟害处的事物[10]。现有研究讨论了目标与期望、产品特性、时间框架、决策顺序等因素对放纵消费的影响[11]。此外，负罪感与理由正当化是重要的影响因素[12]。

在做出连续选择时，许可效应、道德信誉模型和平衡效应是降低负罪感并给予放纵理由的重要途径。平衡效应指出消费者倾向于对目标进行平衡，例如，如果在健康和快乐之间进行选择，消费者会一次选择健康，另一次选择放纵[10]。道德信誉模型和许可效应亦指出，只要个体从过去良好的行为中积累足够的“道德积分”，放纵行为就会被许可[13]。但已有文献同样指出消费者的选择具有一致性。例如，FISHBACH等[14]提出，当消费者将首次选择视为对目标的承诺时，在后续选择中更有可能强化目标选择自律物；而将首次选择视为目标进展时，更易于采用平衡策略选择放纵物。人们选择平衡目标或采取一致性策略受目标、决策关联、支付方式等决策情境的影响[10,13]，但是现有研究忽视了连续选择中的决策体验和消费者人格特质的内在联系。

世俗理性为消费者选择放纵平衡性或自律一致性提供了一个新的解释路径。消费者的时间收益折扣率存在方向不确定性[15]，例如情感导向会降低时间折扣率，使消费者变得目光长远，亦会增加放纵的可能。同理，理性偏差引发了偏好在时间折扣率上的改变，偏好长远的收益。而当理性偏差纠正后，即世俗理性在不同享乐体验后，是否会反转近端享乐和长期目标的选择偏好？这为世俗理性的溢出效应提供了探索的空间，并且既有研究较少从理性偏差视角出发探究消费者对放纵的选择。

3 研究假设

3.1 世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵消费的影响

享乐体验是消费者与产品互动时的愉悦，与产品设计、美学和情感等因素相关，享乐体验不满足指的是产品体验不满足消费者的愉悦[16]。世俗理性以放大客观效用并在各项利益比较中牺牲享乐体验为前提[3]，以期待利益最大化。但消费行为是由功利动机和享乐动机同时驱动，并且享乐体验是消费评价、满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乐体验的效用，而不是在体验后产生较少的体验享乐感或愉悦感。

根据背景对比效应，消费者在前次选择中的属性权衡结果为后续选择提供参考点，参照反馈可以促使消费决策的内在规则发生变化[17]。首先，理由正当化是放纵行为的重要原因，在享乐体验不满足时，相较于低水平世俗理性，高水平世俗理性者更可能为放纵行为提供正当理由。根据道德信誉模型，前次的原因思维决策为后续选择提供了“道德积分”，削弱了负罪感，为再次消费时选择放纵提供了正当的理由。然而，低水平世俗理性消费者的前次选择没有为后续的消费提供道德许可或正向反馈，进而在再次消费中不易于产生放纵行为。

其次，享乐体验不满足改变了消费者的决策参照点，一方面增加了高水平世俗理性消费者的享乐敏感性，为其提供了额外关于感觉思维导向的评价信息，增加了感觉思维的可评价性，削弱或更正体验预测偏差[1]。但负面的参考反馈却降低了低水平世俗理性者对于感觉导向的敏感性和满意度，对体验的不满意弱化了消费者再次决策时的享乐选择。另一方面，消费者会利用重新被估计的参考标准在再次消费中进行选择。后续选择中的消费者更倾向于关注与损失物属性一致的补偿物[18]，这时高水平世俗理性者为了弥补理性偏差，会对体验效用进行补偿，并且对于体验-决策偏差纠正后的反思同样会减弱消费者的自我规范行为[19]，进而促使高水平世俗理者更容易产生放纵消费。而低水平世俗理性消费者的负面体验反馈弱化了对原有评判标准的确定性，在“道德积分”不充足的情况下更不会产生放纵消费。

对于享乐体验满足时的高水平世俗理性消费者来说，享乐体验满足后无法削弱体验预测偏差，并且不能为后续的放纵选择提供许可效应、“道德积分”或降低负罪感，还会对消费行为产生积极的正面反馈，强化原因式思考导向。这时世俗理性的消费者更易于遵循原因导向，进而相较于低水平世俗理性的消费者更加关注未来的收益，降低放纵的可能。由此，提出以下假设：

假设1世俗理性与享乐体验的交互作用影响消费者再度消费时的放纵意向。

假设1a当享乐体验不满足时，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消费者再度消费时有较高的放纵意向。

假设1b当享乐体验满足时，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消费者再度消费时有较低的放纵意向。

3.2 反事实思维的中介作用

反事实思维指的是本可以发生但是没有发生的一种思维体验，是一种场景虚构过程，亦指个体在决策过程中对自身行为、情绪和感受的思考，包括对事件的评价和建构，通常集中在个体的替代行为、社会比较和范式偏离的情况下[20]。反事实思维不仅可以引发消费者的情感反馈，亦对个体因果推理、经验学习、创造力、概率推断等产生重要影响[20,21]。现有研究从事实改变的方向，将反事实思维分为上行反事实思维(已经发生的事实如何会变得更好)和下行反事实思维(已经发生的事实如何会变得更糟)。本研究主要侧重于对上行反事实思维的探究。

以卡尔曼为首的范式说将反事实思维视为自动引发的过程[22]。反事实思维存在两种机制，分别是对比效应和因果推断[23]。对比效应为消费者提供一个比较情境，当体验效价较低并存在替代选项时，消费者会不自觉地将错失选择与已得产品进行比较，产生反事实思维。当错失选项可能带来积极的结果时，人们会产生更高的反事实思维，从而修正负面结果[21,23]。因果推断指的是推断产生事件的原因和结果。反事实思维可以帮助个体调整相关状态，促进新行为的形成，其实际意义在于总结经验、降低认知局限和梳理认知需求；且反事实思维本身具有功能性，并不是毫无意义的启发式思考[22]。

人们在决策后会追问自我是否提供了充足的理由进行选择，或对产品是否有足够的认知，进而思考是否进行产品转换[24]。世俗理性主义强调传统经济学理论中亚当·斯密对理性的理解，认为依据原因导向的决策是效用最大化的方案。但消费者会被情感和享乐欲望有意或无意识地支配，在现实条件下，体验效用是消费者对事物评价的依据。当享乐体验不满足将高水平世俗理性的体验预测偏差削弱后，改变了其对体验效用的敏感性和可评估性。并且世俗理性的原因导向选择优势往往仅存在于对个体当下的影响，通过对错失选项的对比，基于原因导向的选择是一种次优决策[19]，高世俗理性的选择会得到不利的比较结果，进而激活反事实思维。反事实思维具有行为改变动机、打破思维定势、修正逻辑谬误、有助于降低决策偏差的影响，从而产生行为偏转[22]，进而寻求补偿或通过道德许可产生放纵行为。

当消费者遇到负向反馈后，如果替代选项效用结果未知，那么消费者会产生保守偏差，即规避后悔，倾向于维持现状，保持原有选择[22]。对于低水平世俗理性的消费者来说，虽然当前事件与预期不符，但当与错失选项进行对比后，错失选择的体验效用未知或感知消极时，原因导向具有优势的选择不一定会产生更好的体验效用。根据预期后悔最小化理论，个体通过主观评估，启动心理加工模式来减少负面情绪，强化特定的因果推断，引发保守偏差或现状偏差，即固化原有思维的决策，减少反事实思维的产生[23]。并且，相比于“雷厉风行”的仅依靠原因导向的高水平世俗理性者，低水平世俗理性者是更深思熟虑的个体，在生活中会产生较少的反事实思维[25]。所以当享乐体验未被满足时，与替代选择进行对比后，高水平世俗理性的消费者更容易产生反事实思维。由此，提出以下假设：

假设2反事实思维在享乐体验与世俗理性的交互作用对再度消费时放纵意向的影响中具有中介作用。当享乐体验不满足时，相对于低水平世俗理性，高水平世俗理性的消费者产生更强的反事实思维，从而提高再度消费时的放纵意向。

4 实验1

4.1 刺激物与前测

共有25名来自CREDAMO随机发放的被试参加了本次实验前测，平均年龄24.76岁，女性占比60.00%，SD=3.60。首先，第一个预测试是为了检验首次产品选择情境(金项链的选择)中产品属性确实与预期的原因和感觉维度有关。预测试的被试被要求在李克特7点量表上对产品4个属性中的每一项进行评分(1=引发我的思考，7=唤醒我的感觉)，用M表示平均得分。因子分析结果显示，被试将项链的4个属性分成了两类：其累计方差贡献率为80.75%，第一个因素的两个属性分别为价格和金项链的重量(因子载荷为0.967和0.969)，设计为更具原因思考导向；第二个因素的两个属性分别为设计感和视觉吸引力(因子载荷为0.721和0.808)，设计为更具感觉思考导向。金项链的价格和重量的平均得分低于设计感和视觉吸引力，M价格和重量=2.74，M设计感和视觉吸引=5.44，p<0.001，证明价格和重量可以引发更多的原因思维，而设计感和视觉吸引力更多地唤起被试的感觉思维。这些结果证实了使用这些属性来操作项链的原因和感觉属性是有效的。

随后，被试需要对产品进行放纵性和自律性的评价。放纵物和自律物的选择借鉴KHAN等[26]的研究，被试被告知在健身减脂的情况下，在美味但高热量的套餐C和寡淡但健康的套餐D中进行选择，两款套餐价格相同。被试在获知放纵物和自律物的概念解释后，评价套餐的放纵和自律属性。方差分析结果表明，套餐C(放纵物)放纵属性要显著地高于套餐D(自律物)的放纵属性，M放纵物=5.56>M自律物=2.56，p<0.001，套餐D的自律属性要显著地高于套餐C，M套餐C=2.92

4.2 正式实验

实验1旨在检验假设1，探究在不同享乐体验下世俗理性对消费者再度消费时选择放纵的可能。通过CREDAMO平台回收有效问卷372份，平均年龄26.50岁，SD=6.72。实验1采用单因子组间设计，被试被随机分配到享乐体验满足vs.不满足组中，因刺激物的选择为项链，被试全部为女性，在独立完成试验后，获得报酬。

(1)世俗理性的区分与测量因为世俗理性是权衡原因和感觉因素后对原因导向过于依赖的体现，所以实验1借鉴LI等[1]的研究，通过消费者真实的权衡结果区分高低水平世俗理性。实验向被试展示两条项链并被告知在第一次购买中需要从两条现价为1 499元的虚构品牌金项链中进行选择，项链仅用于自己佩戴，并没有意向去转卖它。项链A在设计感和视觉吸引力(感觉因素)方面具有优势，黄金重量1.92克，原始价格1 699元；项链B在原始价格和重量保值性方面(原因因素)具有优势，黄金重量3.05克，原始价格1 999元。实验要求被试在仔细阅读项链材料后，选择一款进行购买，随后询问被试更喜欢项链A还是项链B的设计。值得注意的是，项链用于自己佩戴，项链B的原始价格和重量并没有实际的优势，在喜欢项链A设计的基础上，选择基于感觉的项链A才是真正理性的选择，项链B代表世俗理性的选择。随后根据HSEE等[3]的研究，让被试填写世俗理性问卷(Cronbach’sα=0.920)，量表包含“在选购商品时我更多关注的是客观事实而不是主观感受”“我更喜欢查看产品的功能性规格参数而不是依靠感觉(外形、第一印象等)”“进行决策时我喜欢分析成本和收益，抵制情感或直觉的影响”3项。

(2)享乐体验在第一次购买决策后，被试被随机分配到享乐体验满足vs.不满足两个场景中，场景刺激根据庞隽等[8]的享乐品失败思路与ALBA等[16]对享乐消费的研究进行改编。享乐不满足组看到的内容是，“当你在生活中佩戴购买的项链后，发现它在佩戴时显得你的颈部暗淡无光，它不能很好地修饰你的外形，你戴上没那么愉悦，佩戴它不能让你开心，同样你也没有兴奋的感觉，你已经不是很期待再次佩戴它”。在享乐体验满足场景中，被试被告知内容正相反。阅读完成后，要求被试花1分钟的时间想象自己正在经历这样的体验。随后填答享乐体验问卷，问卷借鉴VOSS等[27]的研究，包括“我佩戴这条项链是愉快的消费体验”“我享受佩戴项链时愉快的感觉”两项问项(Cronbach’sα=0.833)。在阅读上述不同体验情境后，被试要求在美味但高热量的套餐C和寡淡但健康的套餐D中进行选择。最后填写人口统计变量。

4.3 结果分析

在问卷收集的过程中，排除了喜欢项链B设计的被试(29份，7.23%)，因为不能很好地区分其思维导向及世俗理性水平，无法判定是否经历原因导向和感觉思维的权衡，因此仅留下了喜欢项链A设计但却选择B的被试，和喜欢项链A设计并选择A的被试。本研究将选择项链B的被试划分为高水平世俗理性组(N=169)，选择项链A的被试划分为低水平世俗理性组(N=203)。高水平世俗理性组的世俗理性评分显著高于低水平组，M高=5.37，SD=0.94，M低=4.44，SD=1.24，p<0.001。享乐体验满足组(N=194)的享乐体验平均分显著高于享乐不满足组(N=178)，M满足=5.00，SD=0.90，M不满足=3.16，SD=1.10，p<0.001，说明操纵情境成功。此外，世俗理性对享乐体验感的影响不显著，β=0.03，p=0.662。

卡方检验结果表明，当享乐体验不满足时，53.47%的高水平世俗理性被试选择放纵(套餐C)，46.53%的低水平世俗理性组被试选择了放纵，χ2(1，N=178)=7.80，p=0.005。当享乐体验满足时，37.11%的高水平世俗理性被试选择放纵，62.89%的低水平世俗理性组被试选择了放纵，χ2(1，N=194)=6.72，p=0.010。

随后本研究将世俗理性(高水平组赋值1，低水平组赋值0)作为自变量，享乐体验(连续变量)作为调节变量，放纵消费(放纵赋值1，自律赋值0)作为因变量，检验假设1。与假设1一致，世俗理性和享乐体验的交互作用对消费者再度消费时的放纵意向产生显著影响，β=-0.50，SE=0.16，t=-3.10，p=0.002。当享乐体验满足时，世俗理性负向影响放纵意向，β=-0.67，95% CI=[-1.26，-0.08]；当享乐体验不满足时，世俗理性正向影响放纵意向，β=0.70，95% CI=[0.09，1.31]，故假设1a和假设1b成立。此外，世俗理性(β=0.02，p=0.405)和享乐体验(β=0.03，p=0.801)对放纵意向的影响不显著。

5 实验2

在实验1中，世俗理性的划分依据被试的首次决策结果，并且享乐体验的操纵在假设场景下完成。由此，为了增加世俗理性划分的科学性和实验体验的真实性，实验2选择操纵世俗理性水平，后真实测量被试的享乐体验。此外，实验1中的因变量为自律物和放纵物的取舍权衡，实验2将因变量设计为连续变量，重复检验假设1。

5.1 正式实验

实验2在CREADMO平台回收有效问卷320份，平均年龄28.48岁，男性159名(49.70%)，SD=6.88，被试在独立完成试验后获得报酬。实验采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享乐体验满足vs.不满足)的组间实验设计。

(1)世俗理性的操纵借鉴HSEE等[3]和KOKKORIS等[5]的研究，操纵被试的世俗理性水平，该操纵已被证实可以引发不同水平的世俗理性。高(低)水平世俗理性组的被试被告知：“人们会用不同的方式做决定。例如用原因思维指导决策，也就是说关注客观事实而不是主观感受，分析成本和收益而不是遵循直觉，看重有用性、数量、功能等客观因素而不是情感体验。同时人们会用主观感觉思维来指导决策，而不仅仅分析成本和收益。在现实生活中产生了很多客观理性最优而主观感觉导致错误和冲动选择的现象(在现实生活中我们不仅要客观理性地考虑产品，主观感觉和直觉对决策满意和产品体验同样十分重要)。请写出生活中的例子，说明你依靠原因(综合感觉)思维导向做出的决策，并写出用原因(综合感觉)指导决策的理由。”随后测量被试的世俗理性水平，世俗理性的具体问项同实验1(Cronbach’sα=0.812)。

(2)首次购买场景刺激借鉴LI等[1]的研究，告知被试需要在两个图片构图评分任务中进行选择，在思考后选择了任务A(B)。两个任务都需要花费180秒的时间，在任务完成后得到10元的任务奖励。任务A共包含10张较不可爱缺乏美观的老鼠图片，评价一张获得1元的任务奖励，任务B共包含20张较为可爱美观的老鼠图片，评价一张图片获得0.5元的任务奖励，不管如何选择，被试得到的奖金是一样的。在阅读说明后，高水平世俗理性组告知被试，应该遵循理性的原因导向选择任务A；低水平世俗理性组告知被试，综合考虑原因和感觉因素后选择任务B，实验要求被试花1分钟的时间思考想象，并询问“是否支持该选择或不确定”(填答“不支持”和“不确定”的被试直接结束问卷，共24名)。值得注意的是在两组图片中，任务A中每张图片付费率更高，而任务B的图片描述更令人愉快，两个任务的总收益是相同的。由此可见，两种选择的经济结果实际上是一样的，唯一真正的区别是观看它们带来的乐趣，那么真正理性的选择是任务B。

(3)享乐体验将不同世俗理性水平的消费者随机分配到不同的享乐体验中。被试开始评价他们选择任务中的图片集，图片一张张展示在电脑屏幕上，任务A的老鼠图片每张展示18秒，共10张图片，任务B的老鼠图片每张展示9秒，共20张图片，两组图片展示总时间相同。在展示每张图片的同时，被试先回以下问题： “这张图片的构图有多好？” “这个老鼠图片的颜色看上去自然吗？”这两个问题询问了研究的表面目的；在图片评价任务后借鉴VOSS等[27]的研究，再通过两个问项“我现在的体验是愉悦的” “我享受评论图片时愉快的感觉”衡量被试的享乐体验。此外，为了控制消费者的自我消耗，在任务A中每张图片额外增加两个与实验无关的图片评价问题：“这个图片聚焦清楚吗”和“这张图片有多清晰”，让消费者的答题数量相同。

(4)放纵消费情境实验材料根据KOKKORIS等[5]的研究进行改编，该操纵情境已被证实可以引发消费者自我控制和放纵感知。被试看到以下信息：“试想某个工作日下班后你去商场原本打算购买一双袜子。现在的你正在节食以减掉前一阵增加的体重，正在减脂塑形避免肥胖和高热量食物。然而在穿过商场时，你看到了一家非常喜欢的甜品店。当透过食物展示柜台时，看到了一盘非常有食欲、令人垂涎欲滴的甜品，这是你最喜欢的甜品，马上就有强烈的欲望想要品尝它的味道。而且你不经常来这个商店，因为它离你家很远，并且短时间内不太可能又碰到这个甜品店，错过了这次机会可能很久都不会吃到这个甜品。”随后询问被试购买甜品的意愿(1=非常不愿意，7=非常愿意)[28]。最后被试填写人口统计变量。

5.2 结果分析

操纵检验结果表明，高水平世俗理性组比低水平世俗理性组的世俗理性评分显著偏高，M高=5.48，SD=0.80，M低=4.14，SD=1.11，p<0.001，享乐体验满足组的享乐平均分显著高于享乐不满足组，M满足=5.38，SD=0.76，M不满足=4.13，SD=0.74，p<0.001，操纵情境成功。检验结果还表明，在享乐体验满足组，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者产生更低的放纵意向，M高=4.59

随后，本研究将世俗理性(低水平组赋值0，高水平组赋值1)作为自变量，享乐体验(不满足组赋值0，满足组赋值1)作为调节变量，放纵意向作为因变量，进行Process调节效应分析(Model 1)。世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵意向存在显著影响，β=-1.31，SE=0.26，t=-5.01，p<0.001。当享乐体验满足时，世俗理性负向影响放纵意向，β=-0.70，95% CI=[-1.06，-0.34]；当享乐体验不满足时，世俗理性正向影响放纵意向，β=0.60，95% CI=[0.24，0.98]。故假设1a和假设1b成立。结果见图1。

6 实验3

6.1 实验3A

6.1.1刺激物与前测

在实验1和实验2中，项链B和任务B的选择并不存在实际的优势，因此在实验3A中，选择原因属性和感觉属性同样具有实际优势的手机作为刺激物。此外，实验3在重复验证世俗理性和享乐体验交互效应外，同样检测反事实思维的中介效应。

共有46名来自CREDAMO平台随机发放的被试参加了本次实验前测，平均年龄30.24岁，女性占比56.52%，SD=5.81。实验3A的预测试是为了检验首次决策情境(手机的选择)中产品属性确实与预期的原因和感觉维度有关。要求被试在李克特7点量表上对产品4个属性中的每一项进行评分(1=引发我的思考，7=唤醒我的感觉)。因子分析结果显示，手机的4个属性被分成了两类：其累计方差贡献率为76.70%，第一个因素的两个属性为电池容量和手机内存(因子载荷为0.816和0.794)，更具原因导向；第二个因素的两个属性为颜色和设计(因子载荷为0.702和0.740)，更具感觉导向。手机的电池容量和内存的平均得分低于颜色和设计(M电池容量和内存=2.46，M颜色和设计=4.68；p<0.001)，证明电池容量和内存引发更多的原因思维，颜色和设计更多地唤起被试的感觉思维。这些结果证实了使用手机的这些属性来操作原因和感觉思导向是有效的。

6.1.2正式实验

共210名被试通过CREDAMO平台有效地完成正式实验，男性50.95%，平均年龄27.63岁，SD=9.58，被试在独立完成试验后获得报酬。实验采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享乐体验满足vs.不满足)的组间实验设计。

世俗理性的操纵同实验2，测量被试世俗理性水平(Cronbach’sα=0.793)。随后被试进入首次购买情境，场景刺激借鉴CHITTURI等[9]的研究，被试被告知需要购买一个手机，现有两款价格相同的虚拟品牌手机供其选择：“手机A外观出众，时尚机身，多种颜色可供选择，内存128G，3 300毫安电池容量，你一看到它就被吸引住。手机B内存256G、电池容量5 000毫安，外观普通设计感较差，只有黑色可以选择。”高(低)水平世俗理性组的被试被告知，按照原因(感觉)思维导向权衡后选择了手机B(A)，并花1分钟时间想象该经历。

接下来将被试分配到不同的享乐体验场景(满足vs.不满足)，场景刺激根据庞隽等[8]的享乐品失败思路进行改编。在享乐体验不满足组看到的内容是，“在使用了一段时间后，你发现手机的使用体验远不如预期，外形和颜色让你觉得无趣乏味，手机的外壳出现掉漆的现象，屏幕上经常出现灰尘和指纹残留，显得手机总是脏兮兮的，使用它时你没有那么愉悦，也没有兴奋和满意的感觉。”在享乐体验满足场景中描述的则相反。阅读完成后，要求被试花1分钟的时间想象自己正在经历这样的体验。随后被试填答享乐体验问卷，量表同实验1，Cronbach’sα=0.893。

随后要求被试回忆放弃的手机并填写反事实思维问卷，问卷借鉴RYE等[29]的研究，并根据实验情境进行改编，包含3个问项(Cronbach’sα=0.863)，分别是“如果选择另一款手机，我会更满意那个选择”“我总是不停地想如果我选择了另一款手机该有多好”“我要是没有选择这款手机会更好”。在阅读上述不同的体验情境后，被试进入放纵消费情境。实验材料同实验2，根据KOKKORIS等[5]的研究进行改编，最后被试填写人口统计变量。

6.1.3结果分析

操纵检验结果表明，高水平世俗理性组比低水平世俗理性组的世俗理性评分显著偏高，M高=5.26，SD=0.75，M低=3.41，SD=1.03，p<0.001，享乐体验满足组的享乐平均分显著高于享乐不满足组，M满足=5.13，SD=1.00，M不满足=3.67，SD=1.38，p<0.001，操纵情境成功。此外，世俗理性对享乐体验感的影响不显著，β=-0.08，p=0.303。

首先检验假设1。将世俗理性(低水平组赋值0，高水平组赋值1)作为自变量，享乐体验(不满足组赋值0，满足组赋值1)作为调节变量，放纵意向作为因变量，进行Process调节效应分析(Model 1)。世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵意向存在显著影响，β=-1.19，SE=0.30，t=-4.02，p<0.001。当享乐体验满足时，世俗理性负向影响放纵意向，β=-0.51，95% CI=[-0.94，-0.08]；当享乐体验不满足时，世俗理性正向影响放纵意向，β=0.68，95% CI=[0.29，1.07]。当享乐体验满足时，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者产生更低的放纵意向，M高=4.29

随后检验反事实思维的中介作用。当享乐体验不满足时，高水平世俗理性的消费者产生更高的反事实思维，M低=4.29

反事实思维对放纵意向存在显著影响，β=0.20，SE=0.07，t=2.82，p=0.005。世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵意向存在显著影响，β=-0.16，SE=0.08，t=-2.12，p=0.035。反事实思维有调节的中介效应显著，β=-0.09，LLCI=-0.50，ULCI=-0.01。当享乐体验不满足时，95% CI=[0.01，0.31]，不包含0，效应值为0.14。结果表明假设2成立。

6.2 实验3B

6.2.1正式实验

实验3B旨在采用与上述实验不同的首次购买产品拓展实验材料的多样性，并且在此次实验中首次购买和再次消费采用相同种类产品(食品类)，重复检验假设1和假设2。此次实验通过CREDAMO平台回收有效问卷221份，平均年龄31.04岁，女性占比47.06%，SD=9.15，被试在独立完成试验后，获得报酬。实验采用2(高vs.低水平世俗理性)×2(享乐体验满足vs.不满足)的组间实验设计。

实验过程如下：首先将被试随机分配到高水平和低水平世俗理性组，具体操纵同实验2；然后测量被试世俗理性水平，世俗理性(Cronbach’sα=0.758)的具体问项同实验1。被试看到以下内容：“你在抽奖中赢得了一等奖，可以在餐厅中免费品尝4天的午餐，有两种套餐。在套餐A中，菜品价格分别为第一天20元、第二天27元、第三天38元和第四天50元，共计135元。在套餐B中，对应的菜品价格分别为50元、42元、33元和20元，共计145元。”奖品套餐A的用餐价格在增加，但套餐B的总价格更高。值得注意的是，经济价值而非时间序列是世俗理性选择效用的核心[30]，价格提升的用餐顺序会产生更高的愉悦感[2,3]，因此，高(低)水平世俗理性组的被试被告知按照原因(感觉)思维导向权衡后选择了套餐B(A)，并花1分钟时间想象该经历。接下来将被试随机分配阅读不同的享乐体验场景(满足vs.不满足)。享乐体验不满足组看到的内容是：“你在体验套餐的过程中发现，食物的搭配越来越不用心，逐渐改变的价格让你觉得自己吃的越来越差，菜品的色泽和设计让你一天比一天失望，味道和分量都差强人意，让本来对套餐抱有憧憬的你对第二天的食物没有期待。”享乐体验满足组展示的内容与之相反。随后与实验1和实验2类似被试填答享乐体验问卷[27]，Cronbach’sα为0.804。随后被试被要求回忆错失套餐并填写反事实思维问卷，与实验2相同，问卷借鉴RYE等[29]的研究，包含3个问项(Cronbach’sα=0.895)。最后，利用李克特7级量表，询问被试在计划健身减脂的情况下购买甜品的意愿(1=非常不愿意，7=非常愿意)[28]和人口统计变量。

6.2.2结果分析

操纵检验结果表明，高水平世俗理性组比低水平世俗理性组的世俗理性评分显著偏高，M高=5.27，SD=0.79，M低=3.89，SD=0.92，p<0.001，享乐体验满足组的享乐平均分显著高于享乐不满足组，M满足=5.04，SD=1.02，M不满足=3.80，SD=1.16，p<0.001，操纵情境成功。此外，世俗理性对享乐体验感的影响不显著，β=0.10，p=0.184。

首先检验假设1，即世俗理性与享乐体验感的交互作用对消费者再度消费时放纵意向的影响。将世俗理性(低水平组赋值0，高水平组赋值1)作为自变量，享乐体验(不满足组赋值0，满足组赋值1)作为调节变量，放纵意向作为因变量，进行Process调节效应分析(Model 1)。世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵意向存在显著影响，β=-0.99，SE=0.34，t=-2.86，p=0.005。当享乐体验满足时，世俗理性负向影响放纵意向，β=-0.49，95% CI=[-0.96，-0.02]；当享乐体验不满足时，世俗理性正向影响放纵意向，β=0.49，95% CI=[0.03，0.98]。当享乐体验满足时，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者产生更低的放纵意向，M高=4.16

随后检验反事实思维的中介作用。当享乐体验满足时，相比于低水平世俗理性，高水平世俗理性者产生更低的反事实思维，M高=4.33

反事实思维对放纵意向存在显著影响，β=0.22，SE=0.07，t=2.96，p=0.003。世俗理性和享乐体验的交互作用对放纵意向存在显著影响，β=-0.70，SE=0.35，t=-2.00，p=0.047。反事实思维有调节的中介效应显著，β=-0.28，LLCI=-0.56，ULCI=-0.07。当享乐体验不满足时，95% CI=[0.01，0.24]，不包含0，效应值为0.10。结果表明，反事实思维的中介作用成立。

7 结语

本研究通过3个实验论证何时世俗理性对放纵消费存在正向影响，并提供了一种解释机制。得到以下结论：①在享乐体验不满足时，相比于低水平世俗理性，世俗理性水平较高的消费者在进行连续消费时更易选择放纵；当享乐体验满足时，相比于低水平世俗理性的选择，首次高水平世俗理性的选择更容易产生自律行为。②本研究也为平衡策略的研究结论冲突提供了新的解释思路，解释了消费者在何种情况下偏好平衡选择或采用自律一致性策略。当消费者体验到不同的享乐体验感知时，对原因导向的追求会对后续选择产生不同的影响。由此，企业需要根据世俗理性水平划定不同的目标群体。例如，在放纵型产品宣传中强调不愉悦的前次购买体验，更能引发高水平世俗理性消费者的购买。特别是体验类产品的营销，需要指引世俗理性消费者在决策时侧重感觉思维导向的指引。③反事实思维是解释享乐体验与世俗理性的交互作用对再度消费时选择放纵的关键。当感知享乐体验不满足时，高水平世俗理性的消费者更容易产生反事实思维，从而在后续消费中增加具有短期享乐体验的放纵行为。这时的消费者可以在连续选择时，通过降低社会对比或减少可替代选择的敏感度等方法，降低反事实思维的产生，从而降低放纵倾向。

本研究还存在以下不足和未来的研究方向：①测量连续选择的放纵意向时，与前次选择的间隔时间较短，时间邻近性增加了消费者对情感思维的依赖[4]，可能导致放纵消费的增加，因此，未来研究可以进一步分析在临近决策时间和远距离决策时间时，世俗理性对放纵消费的影响。②在真实环境中人们受到社会影响的干扰，社会对比影响反事实思维的产生[19]。人们看待自我与社会的方式影响着决策导向，例如独立的自我构念和相互依赖的自我构念对原因思维导向的依赖不同。那么在社会影响下的世俗理性会对后续的消费决策产生哪些影响？未来研究可以从该方向进行尝试。