摘 "要""節(jié)儉心態(tài)是一種廣泛存在的思維模式， 但以往研究對(duì)其如何影響個(gè)體心理和行為仍知之甚少?；?項(xiàng)研究和1個(gè)補(bǔ)充性元分析， 文章揭示了“羊毛薅盡口味乏”的現(xiàn)象、解釋機(jī)制及邊界條件。具體而言， 研究1通過(guò)分析來(lái)自美國(guó)大型外賣(mài)平臺(tái)GRUBHUB的二手?jǐn)?shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)與食物口味好評(píng)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系; 研究2通過(guò)模擬外賣(mài)點(diǎn)餐情景驗(yàn)證了節(jié)儉心態(tài)對(duì)預(yù)期享受的負(fù)面影響; 研究3以試吃活動(dòng)的名義開(kāi)展了一項(xiàng)實(shí)地實(shí)驗(yàn)， 證實(shí)了節(jié)儉心態(tài)削弱了個(gè)體對(duì)巧克力的預(yù)期享受， 并導(dǎo)致在吃完巧克力后整體評(píng)價(jià)更低; 研究4驗(yàn)證了認(rèn)知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對(duì)果蔬沙拉預(yù)期享受的影響中發(fā)揮中介作用; 研究5則識(shí)別了獲利成本的邊界條件， 即當(dāng)獲利成本較高時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)蛋糕預(yù)期享受的消極影響更明顯; 研究6進(jìn)一步為緩解這種負(fù)面效應(yīng)提供了一種干預(yù)手段， 即當(dāng)施以正念干預(yù)時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)火鍋預(yù)期享受的消極影響被削弱。最后， 單文章元分析證實(shí)了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估的效應(yīng)穩(wěn)健。文章不僅豐富和拓展了節(jié)儉心態(tài)和認(rèn)知資源相關(guān)的理論研究， 同時(shí)為食物營(yíng)銷(xiāo)和飲食福祉提供實(shí)踐啟示。

關(guān)鍵詞""節(jié)儉心態(tài)， 食物評(píng)估， 預(yù)期享受， 認(rèn)知資源， 正念， 飲食福祉

分類(lèi)號(hào)""B849： F713.55

1 "問(wèn)題提出

節(jié)儉心態(tài)指的是個(gè)體在交易過(guò)程中保持謹(jǐn)慎以實(shí)現(xiàn)資源利用最大化的一種思維模式（Chancellor amp; Lyubomirsky， 2011; Kapitan et al.， 2021）。節(jié)儉心態(tài)下的個(gè)體在本質(zhì)上是希望充分利用現(xiàn)有資源而“達(dá)成最劃算的交易” （Evans， 2011; Kumar et al.， 2023; McCarthy， 2024）。隨著物質(zhì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展， 節(jié)儉概念也不斷被賦予新的內(nèi)涵（Biraglia et al.， 2022; Gatersleben et al.， 2019; Lastovicka et al.， 1999）。縱觀現(xiàn)有研究， 關(guān)于節(jié)儉主題的文獻(xiàn)主要集中于探討節(jié)儉行為形成的個(gè)人或社會(huì)驅(qū)動(dòng)因素（Goldsmith amp; Flynn， 2015; Kumar et al.， 2023; Pepper et al.， 2009）。少部分研究開(kāi)始關(guān)注節(jié)儉給環(huán)境態(tài)度和行為帶來(lái)的影響（Gatersleben et al.， 2019; Wang et al.， 2021）。然而， 當(dāng)前對(duì)節(jié)儉心態(tài)如何影響人們的消費(fèi)體驗(yàn)仍知之甚少， 而對(duì)該研究問(wèn)題的探討具有重要性和必要性：從理論意義角度來(lái)看， 以往研究側(cè)重于研究節(jié)儉形成的前因， 深入探究節(jié)儉心態(tài)對(duì)個(gè)體消費(fèi)體驗(yàn)的影響， 有助于豐富消費(fèi)行為理論體系， 為理解個(gè)體消費(fèi)決策的內(nèi)在機(jī)制提供新的視角; 從實(shí)踐意義角度來(lái)看， 當(dāng)下“薅羊毛”的現(xiàn)象層出不窮， 在各種社交媒體博主自由分享省錢(qián)貼士， 年輕群體逐漸開(kāi)始追求“性?xún)r(jià)比”等的社會(huì)浪潮下， 節(jié)儉如何會(huì)塑造個(gè)體的心理及如何影響其消費(fèi)行為成為值得關(guān)注的問(wèn)題?？紤]到食物消費(fèi)是重要的體驗(yàn)領(lǐng)域， 我們將對(duì)以下問(wèn)題展開(kāi)探討：節(jié)儉心態(tài)是否會(huì)對(duì)食物口味評(píng)估產(chǎn)生影響？如有影響， 是積極促進(jìn)還是消極抑制？解釋機(jī)制是什么？何時(shí)發(fā)生？作為回應(yīng)， 本文將揭示節(jié)儉心態(tài)的激活將導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生更低的食物的預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估， 并提供認(rèn)知資源耗竭在該影響過(guò)程中的解釋機(jī)制， 同時(shí)識(shí)別在此過(guò)程中獲利成本和正念干預(yù)的邊界條件。

1.1""節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受與實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估的影響

基于情境線(xiàn)索或特定情境下的任務(wù)參與對(duì)認(rèn)知取向的激活， 被視為一種廣義心態(tài)（generalized mindset）。當(dāng)個(gè)體的某種心態(tài)被激活并持續(xù)存在時(shí)， 它將會(huì)在隨后的有關(guān)或無(wú)關(guān)的情境中影響人們的判斷和決策（Ma amp; Roese， 2014; Mehta amp; Zhu， 2016）。節(jié)儉心態(tài)的核心是在消費(fèi)過(guò)程中追求最劃算的交易， 通過(guò)謹(jǐn)慎選擇、綜合權(quán)衡和充分利用現(xiàn)有資源等手段來(lái)實(shí)現(xiàn)最大化盈利（Bardhi amp; Arnould， 2005; Philp amp; Nepomuceno， 2020）。值得一提的是， 節(jié)儉心態(tài)與過(guò)往研究中最大化心態(tài)和計(jì)算心態(tài)均存在差異：最大化心態(tài)強(qiáng)調(diào)追求“最優(yōu)”選項(xiàng)（Nardini amp; Sela， 2019）， 但追求“最優(yōu)”不等同于節(jié)儉心態(tài)中追求最劃算或省錢(qián)的交易; 而計(jì)算心態(tài)強(qiáng)調(diào)理性計(jì)算和詳細(xì)權(quán)衡（Wang et al.， 2014）， 但其目的并不必然是獲得最劃算或省錢(qián)的交易。節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)后， 個(gè)體更關(guān)注價(jià)格， 通過(guò)深思熟慮和優(yōu)化選擇來(lái)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益的最大化（Hampson amp; McGoldrick， 2017; Henkel et al.， 2018）。謹(jǐn)慎選擇意味著在購(gòu)買(mǎi)商品或服務(wù)時(shí)仔細(xì)考慮各種選項(xiàng)， 選擇最能滿(mǎn)足需求且價(jià)格合理、經(jīng)濟(jì)實(shí)惠的選項(xiàng)（Biraglia et al.， 2022）。綜合權(quán)衡要求個(gè)體考慮包括價(jià)格在內(nèi)的多種因素， 以確保最終的決策最具經(jīng)濟(jì)價(jià)值（Chancellor amp; Lyubomirsky， 2011; Kapitan et al.， 2021; Kumar"et al.， 2023）。有研究指出， 持有節(jié)儉思維的個(gè)體傾向于過(guò)度遠(yuǎn)視（hyperopia; Pan et al.， 2019）， 即對(duì)長(zhǎng)遠(yuǎn)未來(lái)的事情有過(guò)度的考慮， 傾向于對(duì)現(xiàn)有資源進(jìn)行保存和維持。過(guò)度遠(yuǎn)視會(huì)消耗個(gè)體更多的認(rèn)知資源和能量， 因?yàn)檫@個(gè)過(guò)程涉及了消耗認(rèn)知資源的自我控制和抵制放縱（Haws amp; Poynor， 2008; Zor et al.， 2022）。在食物消費(fèi)領(lǐng)域， Hildebrand等（2021）指出， 口味享受是一種具有認(rèn)知需求的活動(dòng)。不少研究也對(duì)這一觀點(diǎn)提供了支持， 學(xué)者們發(fā)現(xiàn)獨(dú)立于感覺(jué)之外的認(rèn)知信息（如品牌名稱(chēng)、廣告印刷和信息效價(jià)等）均會(huì)影響口味享受（Hansen amp; Melbye， 2020; Hoegg amp; Alba， 2007; Krishna amp; Elder， 2021）。

個(gè)體對(duì)口味享受的評(píng)估包括預(yù)期享受和實(shí)際體驗(yàn)， 其中前者指的是個(gè)體基于各種因素（如食物的描述等）所形成的對(duì)即將品嘗的食物能夠帶來(lái)愉悅和滿(mǎn)足程度的預(yù)期和期望， 而后者指的是品嘗食物之后根據(jù)實(shí)際的口感和對(duì)味道、質(zhì)地等的感知， 對(duì)食物所帶來(lái)的愉悅和滿(mǎn)足程度進(jìn)行的綜合評(píng)價(jià)（Hildebrand et al.， 2021; Togawa et al.， 2019）。在以往研究中， 兩者可能存在一致或不一致的情況， 取決于加工模式是否精細(xì)（Wilson et al.， 1989）或情感預(yù)測(cè)的效價(jià)是否積極（Patrick et al.， 2007）等。本文認(rèn)為， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響將與對(duì)實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估有一致的效應(yīng)， 即節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估都具有消極作用。這主要是由于口味評(píng)估更多依賴(lài)于快速、直覺(jué)式的加工系統(tǒng)， 個(gè)體可能會(huì)忽略掉期望與實(shí)際體驗(yàn)之間的差異， 導(dǎo)致兩者的評(píng)估趨于一致（Wilson et al.， 1989）。有研究對(duì)此提供了實(shí)證性支持， 發(fā)現(xiàn)預(yù)期享受與實(shí)際享受之間具有顯著的正相關(guān)性（Murphy et al.， 2024）。因此， 節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)也會(huì)導(dǎo)致人們對(duì)口味實(shí)際體驗(yàn)的評(píng)價(jià)下降。由此， 當(dāng)認(rèn)知資源的可支配數(shù)量受限（如節(jié)儉心態(tài)下個(gè)體將資源投入到謹(jǐn)慎選擇、精打細(xì)算、反復(fù)權(quán)衡和過(guò)度考慮長(zhǎng)久將來(lái)等）時(shí)， 個(gè)體對(duì)口味的預(yù)期享受和實(shí)際體驗(yàn)都將會(huì)被“大打折扣”而感到“食之無(wú)味”， 即產(chǎn)生本研究提出的“羊毛薅盡口味乏”核心效應(yīng)。綜上， 本文提出：

假設(shè)1：節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)將會(huì)降低人們對(duì)食物的（a）預(yù)期享受與（b）體驗(yàn)評(píng)估。

1.2""認(rèn)知資源耗竭中介節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的關(guān)系

當(dāng)人們參與一個(gè)認(rèn)知資源需求較高的任務(wù)時(shí)， 需要投入較多的精力和努力， 容易導(dǎo)致產(chǎn)生暫時(shí)性的認(rèn)知資源耗竭狀態(tài)（Francke amp; Carrete， 2023; Perry amp; Lee， 2012）。以往研究發(fā)現(xiàn)， 認(rèn)知資源耗竭會(huì)進(jìn)一步影響個(gè)體的后續(xù)行為表現(xiàn)， 如工作效率、新產(chǎn)品選擇和社交媒體良性?xún)?nèi)容的參與等（Cheema amp; Patrick， 2012; Zor et al.， 2022）。本文認(rèn)為， 節(jié)儉心態(tài)被激活后， 個(gè)體會(huì)圍繞著“如何能夠獲取劃算的交易”而展開(kāi)一系列的認(rèn)知活動(dòng)， 包括但不僅限于對(duì)比、計(jì)算和綜合權(quán)衡等多種手段（Henkel et al.， 2018; Kapitan et al.， 2021）， 而這種認(rèn)知活動(dòng)需要消耗較多的認(rèn)知資源， 導(dǎo)致了個(gè)體耗竭水平的升高， 進(jìn)而降低了個(gè)體對(duì)食物的預(yù)期享受。前文提到， 口味享受容易受到認(rèn)知因素的影響， 認(rèn)知資源發(fā)生變化會(huì)塑造個(gè)體對(duì)口味的感知和評(píng)估（Hansen amp; Melbye， 2020; Krishna amp; Elder， 2021）。例如， 當(dāng)認(rèn)知載荷較高時(shí)， 個(gè)體對(duì)口味（如甜味等）的感知強(qiáng)度將會(huì)受到抑制（Van Meer et al.， 2023）。除了來(lái)自單一口味評(píng)估的證據(jù)， 還有實(shí)證研究驗(yàn)證了當(dāng)個(gè)體認(rèn)知資源耗竭時(shí)， 他們對(duì)復(fù)雜口味的識(shí)別能力和味覺(jué)享受都會(huì)降低（Hildebrand et al.， 2021）。此外， 最新研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)個(gè)體被過(guò)多的外部刺激物占據(jù)認(rèn)知資源時(shí)， 個(gè)體對(duì)享樂(lè)性體驗(yàn)（包括用餐體驗(yàn)）的預(yù)期享受也會(huì)相應(yīng)地降低（Murphy et al.， 2024）。據(jù)此推測(cè)， 節(jié)儉心態(tài)驅(qū)使被試在完成最劃算交易的過(guò)程中產(chǎn)生了較高水平的認(rèn)知資源耗竭， 而處于認(rèn)知耗竭狀態(tài)下的個(gè)體更容易感覺(jué)到“食之無(wú)味”， 對(duì)食物的預(yù)期享受更低， 作出更負(fù)面的食物口味評(píng)價(jià)。由此提出：

假設(shè)2：認(rèn)知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響中起中介作用。具體而言， 節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)導(dǎo)致人們產(chǎn)生更高的認(rèn)知資源耗竭， 進(jìn)而降低對(duì)食物的預(yù)期享受。

1.3""節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估影響中的邊界條件：獲利成本與正念干預(yù)

如若節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物的預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響， 那么此過(guò)程有兩個(gè)問(wèn)題值得被關(guān)注：一是所有情況下節(jié)儉心態(tài)的激活都會(huì)產(chǎn)生不利的結(jié)果嗎？二是如何緩和節(jié)儉心態(tài)在食物口味評(píng)估中帶來(lái)的負(fù)面影響？對(duì)于前者， 假若節(jié)儉心態(tài)要影響到個(gè)體對(duì)食物的預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估， 那么節(jié)儉心態(tài)下的個(gè)體在理論上是產(chǎn)生了資源耗竭的狀態(tài)， 而導(dǎo)致了隨后在食物口味評(píng)估中的負(fù)面評(píng)價(jià)（Hildebrand et al.， 2021; Murphy et al.， 2024; Van Meer et al.， 2023）。由此， 本研究提出了獲利成本作為核心效應(yīng)的調(diào)節(jié)因素。獲利成本指的是個(gè)體在實(shí)現(xiàn)獲利（如獲得優(yōu)惠券或折扣等）的過(guò)程中所付出的時(shí)間、精力和努力等方面的代價(jià)（陳斯允 等， 2024; Kapitan et al.， 2021）。節(jié)儉的本質(zhì)是為了在交易中獲取優(yōu)惠， 使得交易利益最大化（Evers et al.， 2018; Philp amp; Nepomuceno， 2020）， 如果在獲取利益的過(guò)程中個(gè)體付出的時(shí)間、精力和努力等成本較低， 那么個(gè)體在認(rèn)知資源上的損耗也會(huì)較少（Cheema amp; Patrick， 2012; Francke amp; Carrete， 2023）。相應(yīng)地， 節(jié)儉心態(tài)在食物口味評(píng)估中的產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)也隨之被削弱。對(duì)于后者， 緩解節(jié)儉心態(tài)帶來(lái)的消極作用應(yīng)從幫助個(gè)體從認(rèn)知資源耗竭的狀態(tài)中恢復(fù)， 進(jìn)而阻斷節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估的影響。本文提出了一個(gè)可能性的干預(yù)手段：正念干預(yù)。正念（mindfulness）是積極心理學(xué)中的一個(gè)重要概念。正念干預(yù)可幫助人們通過(guò)覺(jué)察和接受當(dāng)下的情緒、思維和身體感受， 提升專(zhuān)注力和認(rèn)知彈性， 從而減輕認(rèn)知資源耗竭的情況（Kudesia et al.， 2022; Yusainy amp; Lawrence， 2015）?？紤]到正念干預(yù)在改善認(rèn)知資源的利用效率和緩解認(rèn)知資源耗竭方面發(fā)揮的積極作用， 本文認(rèn)為正念干預(yù)將有效調(diào)節(jié)節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估的負(fù)面影響。綜上， 正式提出：

假設(shè)3：獲利成本調(diào)節(jié)了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響。具體而言， 當(dāng)個(gè)體取得優(yōu)惠的獲利成本較高時(shí)， 核心效應(yīng)產(chǎn)生; 而當(dāng)個(gè)體取得優(yōu)惠的獲利成本較低時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響會(huì)被削弱甚至消失。

假設(shè)4：正念干預(yù)調(diào)節(jié)了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響。具體而言， 當(dāng)個(gè)體處于無(wú)正念干預(yù)條件時(shí)， 核心效應(yīng)產(chǎn)生; 而當(dāng)個(gè)體處于正念干預(yù)條件時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響會(huì)被削弱甚至消失。

2 "實(shí)驗(yàn)概覽

本文開(kāi)展6項(xiàng)研究和1個(gè)補(bǔ)充性分析對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證。其中， 研究1主要借助美國(guó)大型外賣(mài)平臺(tái)的二手?jǐn)?shù)據(jù)， 初步構(gòu)建節(jié)儉心態(tài)與外賣(mài)平臺(tái)食物口味好評(píng)率的相關(guān)關(guān)系， 為核心效應(yīng)提供來(lái)自現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)的初步證據(jù)。為了進(jìn)一步增強(qiáng)研究的內(nèi)部效度， 我們后續(xù)又實(shí)施了1個(gè)現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)和4個(gè)在線(xiàn)實(shí)驗(yàn)：研究2為在線(xiàn)實(shí)驗(yàn)， 模擬外賣(mài)平臺(tái)點(diǎn)餐情景， 驗(yàn)證節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響， 對(duì)研究1形成補(bǔ)充; 研究3為現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)， 以試吃活動(dòng)的名義開(kāi)展實(shí)驗(yàn)， 進(jìn)一步為節(jié)儉心態(tài)與食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估之間提供因果證據(jù)。研究4驗(yàn)證了認(rèn)知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響中的中介效應(yīng)， 為本文提出的“羊毛薅盡口味乏”效應(yīng)提供了解釋機(jī)制并排除了潛在的替代解釋。研究5和研究6則分別為核心效應(yīng)識(shí)別了獲利成本與正念干預(yù)兩個(gè)關(guān)鍵的邊界條件。最后， 我們采用單文章元分析作為補(bǔ)充性研究， 對(duì)本文的研究結(jié)論提供了穩(wěn)健性證據(jù)。

為了提高研究結(jié)論的普適性和廣泛性， 我們?cè)趯?shí)驗(yàn)中變換了多樣的食物類(lèi)別， 包括 （1） 在食物屬性方面， 我們綜合采用了不健康食品（如研究3的巧克力）和健康食品（如研究4的沙拉）; （2） 在食

物包裝方面， 分別使用了包裝類(lèi)食品（如研究3的巧克力）和非包裝類(lèi)食物（如研究5的抹茶蛋糕）作為焦點(diǎn)產(chǎn)品; （3） 在產(chǎn)品評(píng)估數(shù)量方面， 既有單品獨(dú)立評(píng)估（如研究4的沙拉）， 也有多品聯(lián)合評(píng)估（如研究6的火鍋）。此外， 我們還通過(guò)多種操縱方式啟動(dòng)節(jié)儉心態(tài)， 并綜合采用外賣(mài)平臺(tái)的食物評(píng)分、試吃體驗(yàn)評(píng)估、食物預(yù)期享受和購(gòu)買(mǎi)可能性等作為結(jié)果變量考察， 為前文所提的研究假設(shè)提供聚斂而穩(wěn)健的實(shí)證證據(jù)。

3 "研究1：二手?jǐn)?shù)據(jù)構(gòu)建節(jié)儉心態(tài)與外賣(mài)平臺(tái)食物評(píng)分的相關(guān)關(guān)系

3.1""研究目的與數(shù)據(jù)來(lái)源

研究1旨在通過(guò)外賣(mài)平臺(tái)二手?jǐn)?shù)據(jù)檢驗(yàn)節(jié)儉心態(tài)與消費(fèi)者食物評(píng)分的關(guān)系， 為假設(shè)1提供初步的現(xiàn)實(shí)證據(jù)。本研究的分析基于美國(guó)大型外賣(mài)平臺(tái)GRUBHUB爬取覆蓋美國(guó)336個(gè)超10萬(wàn)人口城市的88 268家外賣(mài)商家數(shù)據(jù)。GRUBHUB外賣(mài)平臺(tái)是檢驗(yàn)假設(shè)的理想情境， 支持性理由如下：其一， 在GRUBHUB外賣(mài)平臺(tái)中的評(píng)分系統(tǒng)中， 食物口味好評(píng)率、外賣(mài)配送準(zhǔn)時(shí)率和訂單匹配準(zhǔn)確率是獨(dú)立呈現(xiàn)的， 我們可選取食物口味好評(píng)率作為因變量， 在一定程度上避免了核心因變量（食物體驗(yàn)評(píng)價(jià)）與騎手因素或平臺(tái)派單因素的交織混淆。其二， 在GRUBHUB外賣(mài)平臺(tái)中， 商戶(hù)經(jīng)常采用優(yōu)惠活動(dòng)吸引消費(fèi)者購(gòu)買(mǎi)， 而優(yōu)惠活動(dòng)信息線(xiàn)索能夠有效激活消費(fèi)者的節(jié)儉心態(tài)（Biraglia et al.， 2022; Kapitan et"al.， 2021）。我們可將商家有無(wú)優(yōu)惠活動(dòng)作為衡量節(jié)儉心態(tài)的代理變量。其三， 外賣(mài)消費(fèi)具有及時(shí)性。在我們的樣本中， 消費(fèi)者點(diǎn)餐后平均約28分鐘收到食物。相比于其他平臺(tái)， 外賣(mài)平臺(tái)訂單更具時(shí)效性， 我們預(yù)期在短時(shí)間內(nèi)節(jié)儉心態(tài)仍會(huì)有效地影響消費(fèi)對(duì)外賣(mài)食物的實(shí)際評(píng)價(jià)。其四， GRUBHUB外賣(mài)平臺(tái)的食物類(lèi)型豐富， 能夠提高研究結(jié)論的外部效度。我們從GRUBHUB爬取了商家的詳細(xì)信息， 包括優(yōu)惠活動(dòng)及類(lèi)型、評(píng)分（總體評(píng)分、食物口味好評(píng)率、配送準(zhǔn)時(shí)率、訂單準(zhǔn)確率）、配送費(fèi)、預(yù)期配送時(shí)間和品牌等。商家的數(shù)據(jù)樣例如圖1所示。

3.2""變量說(shuō)明

研究1采用食物口味好評(píng)率作為因變量， 以此衡量消費(fèi)者對(duì)外賣(mài)食品的評(píng)分。食物口味好評(píng)率越高， 則越高比例的消費(fèi)者對(duì)外賣(mài)食物的評(píng)價(jià)越積極。對(duì)于自變量節(jié)儉心態(tài)， 使用有無(wú)優(yōu)惠活動(dòng)作為節(jié)儉心態(tài)的代理變量。同時(shí)， 我們將總體評(píng)分、配送準(zhǔn)時(shí)率、訂單準(zhǔn)確率、配送費(fèi)、預(yù)期配送時(shí)間作為控制變量。此外， 我們還控制了商家在推薦頁(yè)面的排序， 因?yàn)楦叩暮迷u(píng)率會(huì)導(dǎo)致商家出現(xiàn)在更靠前的位置。最后， 我們?cè)诨貧w分析中加入了品牌和城市固定效應(yīng)， 以此控制品牌層面差異（例如， 消費(fèi)者對(duì)不同品牌的偏好、不同品牌食物口味差異等）以及城市層面差異（例如， 不同城市的消費(fèi)者口味差異、收入差異等）。

3.3""分析結(jié)果

主要結(jié)果。首先， 我們使用無(wú)模型證據(jù)檢驗(yàn)研究假設(shè)1。具體而言， 如圖2（a）所示， 我們樣本中71.13% （239/336）的城市， 有優(yōu)惠活動(dòng)的商家平均食物口味好評(píng)率低于無(wú)優(yōu)惠活動(dòng)的商家。同時(shí)， 方差分析表明有優(yōu)惠活動(dòng)的商家食物口味好評(píng)率（M"= 0.82， SD"= 0.19）顯著低于沒(méi)有優(yōu)惠活動(dòng)的商家（M"= 0.86， SD"= 0.15）， F（1， 88266） = 561.27， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.006。更進(jìn)一步地， 如表1模型2所示， 回歸分析表明有優(yōu)惠活動(dòng)降低了商家食物口味好評(píng)率（β"= ?0.009， SE = 0.004， p = 0.035）。因此， 節(jié)儉心態(tài)會(huì)降低消費(fèi)者對(duì)外賣(mài)食物口味的評(píng)分。

附加分析。我們的理論機(jī)制表明節(jié)儉心態(tài)會(huì)導(dǎo)致個(gè)體認(rèn)知資源枯竭， 從而降低對(duì)食物的評(píng)價(jià)。因此， 當(dāng)節(jié)儉心態(tài)不足以降低個(gè)體的認(rèn)知資源時(shí)， 節(jié)儉的基礎(chǔ)效應(yīng)會(huì)被削弱。在研究1的外賣(mài)情境下， 我們預(yù)期不同類(lèi)型的優(yōu)惠活動(dòng)會(huì)影響節(jié)儉心態(tài)對(duì)認(rèn)知資源的作用。具體而言， 我們認(rèn)為當(dāng)優(yōu)惠類(lèi)型

為折扣優(yōu)惠時(shí)， 消費(fèi)者想要獲得優(yōu)惠所付出的時(shí)間或精力等成本（即獲利成本）較低， 因此節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物評(píng)價(jià)的作用被降低。相反， 當(dāng)優(yōu)惠類(lèi)型為滿(mǎn)減優(yōu)惠時(shí)， 消費(fèi)者的獲利成本較高， 節(jié)儉心態(tài)的作用仍然存在。無(wú)模型證據(jù)和回歸分析結(jié)果再次支持了我們的理論預(yù)期。如圖2（b）所示， 我們樣本中65.48% （220/336）的城市， 獲利成本較高（即滿(mǎn)減優(yōu)惠）的商家平均外賣(mài)食物口味好評(píng)率低于獲利成本較低（即折扣優(yōu)惠）的商家。同時(shí)， 方差分析結(jié)果表明當(dāng)獲利成本較高（即滿(mǎn)減優(yōu)惠）時(shí)， 商家外賣(mài)食物口味好評(píng)率（M"= 0.81， SD"= 0.13）顯著低于獲利成本較低（即折扣優(yōu)惠）時(shí)（M"= 0.84， SD"= 0.20）， F（1， 9494） = 24.94， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.003。另外， 表1模型3的回歸結(jié)果表明節(jié)儉心態(tài)與優(yōu)惠類(lèi)型的交互作用顯著（β = ?0.013， SE = 0.005， p = 0.007）。具體而言， 當(dāng)獲利成本較高時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)仍然會(huì)降低消費(fèi)對(duì)外賣(mài)食物口味好評(píng)率（β"= ?0.012， SE = 0.005， p = 0.010）， 而當(dāng)獲利成本較低時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)外賣(mài)食物口味好評(píng)率的影響不顯著（p"= 0.09）。

此外， 我們還考慮了?？团c否（重復(fù)評(píng)價(jià)）和外賣(mài)價(jià)格對(duì)核心效應(yīng)的影響。一方面， 優(yōu)惠活動(dòng)是商家吸引新客戶(hù)購(gòu)買(mǎi)的促銷(xiāo)手段， 而未選擇優(yōu)惠商家的消費(fèi)者可能是?？?， 對(duì)食物口味的評(píng)價(jià)要高于新客戶(hù)， 故核心效應(yīng)的一種混淆因素是無(wú)優(yōu)惠的商家主要是?？拖M(fèi)， 從而口味評(píng)價(jià)更高。另一方面， 優(yōu)惠活動(dòng)降低了外賣(mài)訂單的價(jià)格， 而消費(fèi)者對(duì)便宜（相比于較貴）的食物口味評(píng)價(jià)更低， 故核心效應(yīng)的另一種混淆因素是價(jià)格降低導(dǎo)致食物口味評(píng)價(jià)更低。鑒于此， 我們?cè)诒?模型4和5中加入重復(fù)評(píng)價(jià)比例和外賣(mài)價(jià)格作為控制變量， 發(fā)現(xiàn)核心效應(yīng)依然穩(wěn)健， 故可排除?？团c否和外賣(mài)價(jià)格對(duì)核心效應(yīng)的影響。

3.4""小結(jié)與討論

研究1在現(xiàn)實(shí)世界中獲取了真實(shí)的客戶(hù)行為數(shù)據(jù)， 通過(guò)GRUBHUB外賣(mài)平臺(tái)的二手?jǐn)?shù)據(jù)分析， 為節(jié)儉心態(tài)與消費(fèi)者食物評(píng)價(jià)的關(guān)系提供了初步證據(jù)， 即節(jié)儉心態(tài)導(dǎo)致了更低的食物口味好評(píng)率。同時(shí)， 我們還發(fā)現(xiàn)了直接折扣優(yōu)惠（相比湊單滿(mǎn)減優(yōu)惠）會(huì)削弱節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物負(fù)面評(píng)價(jià)的影響。這一發(fā)現(xiàn)是有趣的， 且對(duì)本文提出的認(rèn)知資源耗竭機(jī)制具有支持性， 因?yàn)橹苯诱劭蹆?yōu)惠相比于湊單滿(mǎn)減優(yōu)惠會(huì)更直接和簡(jiǎn)單， 在某種程度上減弱了認(rèn)知資源耗竭。這一數(shù)據(jù)結(jié)果也為獲利成本作為核心效應(yīng)的邊界條件提供了一定的支撐。對(duì)此， 我們還額外進(jìn)行了一項(xiàng)后測(cè)：在亞馬遜M-Turk平臺(tái)招募了80名美國(guó)被試（M_age"= 40.91歲， SD"= 10.99歲; 男性57.5%）， 隨機(jī)分配到湊單滿(mǎn)減組和直接折扣組。被試想象自己正在為全家人點(diǎn)早餐外賣(mài)， 看到了如圖3所示的產(chǎn)品列表， 我們告知他們擁有相同的預(yù)算范圍（100美元以?xún)?nèi)）， 并要求他們以獲得最劃算交易為目的進(jìn)行產(chǎn)品選擇（點(diǎn)擊對(duì)應(yīng)的產(chǎn)品編號(hào)）。在湊單滿(mǎn)減優(yōu)惠組， 被試被告知他們這次訂單有滿(mǎn)50減10美元的優(yōu)惠， 而在直接折扣組被試被告知他們這次訂單有20%的折扣。被試做完產(chǎn)品選擇之后， 對(duì)感知獲利成本進(jìn)行了評(píng)估（“我覺(jué)得為了獲得此次訂單的優(yōu)惠要付出的成本（如精力、時(shí)間或努力等成本）”， 1 = 較低， 7 = 較高）。分析結(jié)果顯示， 湊單滿(mǎn)減組（M"= 5.20， SD"= 1.59）確實(shí)比直接折扣組的被試匯報(bào)了更高的感知獲利成本（M"= 3.65， SD"= 1.82），"t（78） = 4.06， p"lt; 0.001， Cohen’s d"="1.71。

盡管外賣(mài)平臺(tái)的二手?jǐn)?shù)據(jù)有利于保證研究結(jié)論的外部效度， 但仍然需要更嚴(yán)格的實(shí)驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證節(jié)儉心態(tài)導(dǎo)致的“食之無(wú)味”效應(yīng)。研究1中使用的因變量為口味好評(píng)率， 于現(xiàn)實(shí)角度而言一般是吃完外賣(mài)食物后作出的評(píng)價(jià)， 屬于實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估范疇。根據(jù)本文的理論推演， 節(jié)儉心態(tài)會(huì)對(duì)食物預(yù)期享受產(chǎn)

生類(lèi)似的效應(yīng)。承接來(lái)自外賣(mài)平臺(tái)的現(xiàn)實(shí)證據(jù)， 研究2將通過(guò)模擬外賣(mài)平臺(tái)點(diǎn)餐情景來(lái)進(jìn)一步驗(yàn)證節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響。

4 "研究2：在實(shí)驗(yàn)環(huán)境中模擬外賣(mài)平臺(tái)點(diǎn)餐情景考察核心效應(yīng)

4.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與目的

研究2旨在以更可控的實(shí)驗(yàn)方式模擬外賣(mài)平臺(tái)點(diǎn)餐情景， 為節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響提供證據(jù)。本實(shí)驗(yàn)采用單因子（節(jié)儉心態(tài)： 啟動(dòng)組vs. 控制組）被試間設(shè)計(jì)， 開(kāi)展實(shí)驗(yàn)之前進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)（https：//aspredicted.org/QYJ_XHK）。我們預(yù)期， 相比于控制組， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)點(diǎn)餐食物的預(yù)期享受更低。

4.2""實(shí)驗(yàn)程序

我們通過(guò)Credamo見(jiàn)數(shù)平臺(tái)共招募了200名被

試（M_age"= 29.96歲， SD"= 7.82歲; 女性78%）。被試同意參與實(shí)驗(yàn)后， 被隨機(jī)分到節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組和控制組任意一組。他們閱讀到以下的指導(dǎo)語(yǔ)：“假如您打算在外賣(mài)平臺(tái)上點(diǎn)一些下午茶點(diǎn)心， 經(jīng)過(guò)搜索后您確定了一家酥餅店， 該店的主推點(diǎn)心如下圖所示”。隨后， 被試看到了點(diǎn)餐界面（圖4）， 該圖源于美團(tuán)外賣(mài)上瀘溪河桃酥品牌的真實(shí)產(chǎn)品展示， 經(jīng)過(guò)編輯加工形成實(shí)驗(yàn)刺激物。在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組， 我們告知被試該店推出了“滿(mǎn)80減20”的優(yōu)惠活動(dòng)， 要求被試根據(jù)自己的口味和偏好并以獲得最劃算的交易為目的進(jìn)行產(chǎn)品選擇; 在節(jié)儉心態(tài)控制組， 我們只要求被試根據(jù)自己的口味和偏好進(jìn)行選擇。為了控制預(yù)算的差異， 我們告知兩組被試本次下午茶預(yù)算為100元以?xún)?nèi)。之后， 被試匯報(bào)了對(duì)本次點(diǎn)

餐的預(yù)期享受（α"= 0.70; Garbinsky amp; Klesse， 2021）， 測(cè)量條目采用了“你覺(jué)得這些點(diǎn)心的整體味道會(huì)如何？” （1 = 很不好吃， 7 = 很好吃）、“你覺(jué)得這些點(diǎn)心會(huì)是美味的嗎？” （1 = 完全不美味， 7 = 很美味）和“你覺(jué)得你會(huì)多大程度上享受吃這次下午茶點(diǎn)心的過(guò)程？” （1 = 完全不， 7 = 非常如此）。

作為操縱檢驗(yàn)， 被試表明對(duì)條目“我在不停地想如何獲得劃算交易的事情”的認(rèn)同程度（1 = 完全不， 7 = 非常如此）。被試隨后回答一道注意力檢測(cè)的題目。雖然本文提出的解釋機(jī)制是認(rèn)知資源耗竭， 但有些可能性解釋還有待排除。我們測(cè)量了被試當(dāng)下可能會(huì)影響食物預(yù)期享受的一些心理狀態(tài)， 包括財(cái)務(wù)匱乏感（“我現(xiàn)在感到財(cái)務(wù)約束”）、價(jià)格敏感度（“我現(xiàn)在對(duì)產(chǎn)品的價(jià)格很敏感”）、不耐煩（“我感覺(jué)到了不耐煩”）、消極情緒（“我現(xiàn)在心情不好”）和損失厭惡（“我現(xiàn)在想避免損失”）作為替代性中介變量

（熊繼偉 等， 2023; Chen et al.， 2021; Choi et al.， 2020; Wakefield amp; Inman， 2003）。由于這些都是節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)后可能會(huì)帶來(lái)的負(fù)面狀態(tài)（陳斯允 等， 2024; Bardhi amp; Arnould， 2005; Philp amp; Nepomuceno，"2020）， 進(jìn)而影響對(duì)食物的預(yù)期體驗(yàn)， 故它們也有可能會(huì)解釋本文的核心效應(yīng)。此外， 我們測(cè)量了以下變量：點(diǎn)心固有偏好（“我平時(shí)很愛(ài)吃這類(lèi)點(diǎn)心”）、點(diǎn)心購(gòu)買(mǎi)經(jīng)驗(yàn)（“我經(jīng)常購(gòu)買(mǎi)這類(lèi)點(diǎn)心”）、外賣(mài)使用頻率（“我經(jīng)常使用外賣(mài)平臺(tái)點(diǎn)餐”）和控糖經(jīng)歷（“我正在控糖”）作為本實(shí)驗(yàn)的控制變量（1 = 完全不， 7 = 非常如此）。最后， 被試提供性別和年齡， 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

4.3""實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。所有被試均通過(guò)了注意力檢測(cè)， 其中節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組99人， 控制組101人。使用G*Power 3.1軟件驗(yàn)證統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力， 選擇單因素設(shè)計(jì)（組數(shù)為2）、效應(yīng)量（f）為0.25以及顯著性水平為0.05時(shí)， 樣本量為200的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。單因素方差分析的結(jié)果顯示， 相比于控制組（M"= 4.90， SD"= 1.53）， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試更多地思考如何獲得最劃算的交易（M"= 5.31， SD"= 1.23）， F（1， 198） = 4.38， p"= 0.038， η²_p"= 0.022， 故啟動(dòng)節(jié)儉心態(tài)的刺激物有效。

核心效應(yīng)。以預(yù)期享受3道題目的平均值生成因變量指標(biāo)， 越高分則代表被試預(yù)期在吃點(diǎn)心時(shí)的享受程度越高。以節(jié)儉心態(tài)為自變量的單因素方差分析顯示， 相比于控制組（M"= 6.10， SD"= 0.53）， 啟動(dòng)組的被試對(duì)點(diǎn)心的預(yù)期享受值更低（M"= 5.76， SD"= 0.76）， F（1， 198） = 11.05， p"= 0.001， η²_p"= 0.053， 該結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1中節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的負(fù)面影響。

替代解釋。為了排除替代解釋機(jī)制， 我們進(jìn)行了PROCESS分析（Model 4， Bootstrapping 5000次; Hayes， 2017）。分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 財(cái)務(wù)匱乏感的中介效應(yīng)不顯著（95% CI： [?0.02， 0.26]）， 價(jià)格敏感度的中介效應(yīng)不顯著（95% CI： [?0.06， 0.26]）， 感知不耐煩的中介效應(yīng)不顯著（95% CI： [?0.03， 0.63]）， 消極情緒的中介效應(yīng)不顯著（95% CI： [?0.02， 0.51]）， 損失厭惡的中介效應(yīng)不顯著（95% CI： [?0.05， 0.22]）， 故上述變量均不能解釋本研究的核心效應(yīng)。

控制變量。節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)組和控制組在點(diǎn)心固有偏好上無(wú)顯著性差異， F（1， 198） = 1.97， p"= 0.16; 兩組在點(diǎn)心購(gòu)買(mǎi)經(jīng)驗(yàn)上無(wú)顯著差異， F（1， 198）"= 0.84， p"= 0.36; 兩組在外賣(mài)點(diǎn)餐頻率上無(wú)顯著差異， F（1， 198） = 0.05， p"= 0.82; 兩組在控糖經(jīng)歷上無(wú)顯著差異， F（1， 198） = 1.57， p"= 0.21。并且， 我們將性別、年齡、點(diǎn)心固有偏好、點(diǎn)心購(gòu)買(mǎi)經(jīng)驗(yàn)、外賣(mài)點(diǎn)餐頻率和控糖經(jīng)歷均作為協(xié)變量納入分析發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響依然穩(wěn)健， F（1， 192） = 8.17， p"= 0.005， η²_p"= 0.041， 故控制變量納入不影響節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的效應(yīng)。

4.4 "實(shí)驗(yàn)小結(jié)

研究2驗(yàn)證了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的負(fù)面影響， 與研究1中節(jié)儉心態(tài)對(duì)實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估的負(fù)面效應(yīng)具有一致的數(shù)據(jù)趨勢(shì)。同時(shí)， 該實(shí)驗(yàn)排除了財(cái)務(wù)匱乏感、價(jià)格敏感度、感知不耐煩、消極情緒和損失厭惡的替代性解釋機(jī)制。本文的核心效應(yīng)在控制了被試固有偏好、購(gòu)買(mǎi)經(jīng)驗(yàn)、外賣(mài)點(diǎn)餐頻率和控糖經(jīng)歷之后依然穩(wěn)健?？紤]到研究1和研究2存在用餐情境上的差異， 研究3將采用基于真實(shí)品牌試吃活動(dòng)的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)（控制在同一消費(fèi)情境之中）， 同時(shí)驗(yàn)證節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受與實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估的影響。

5 "研究3：基于真實(shí)品牌試吃活動(dòng)的現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)復(fù)刻核心效應(yīng)

5.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與目的

研究3借助在中國(guó)一所公立大學(xué)開(kāi)展試吃活動(dòng)來(lái)進(jìn)行， 采用單因子（節(jié)儉心態(tài)： 啟動(dòng)組vs. 控制組）被試間設(shè)計(jì)， 旨在為節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受與實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估的影響（即假設(shè)1）提供證據(jù)。本研究進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)（https：//aspredicted.org/SS2_NFP）。我們預(yù)期， 相比于控制組， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)食物的預(yù)期享受和試吃評(píng)分都更低。

5.2""實(shí)驗(yàn)程序

研究3以真實(shí)品牌（KOPKAHT）委托的試吃活動(dòng)為名義進(jìn)行。在中國(guó)一所公立大學(xué)招募大學(xué)生作為被試。選擇的時(shí)間點(diǎn)為當(dāng)天下午的15時(shí)（24小時(shí)制）， 介于大學(xué)生午飯時(shí)間與晚飯時(shí)間的中間， 盡可能降低正餐后飽腹感帶來(lái)的實(shí)驗(yàn)噪音。所有被試在閱讀知情同意書(shū)的同時(shí)， 被告知本次試吃活動(dòng)含巧克力、杏仁和花生等成分， 并提醒對(duì)成分過(guò)敏者應(yīng)拒絕參與。被試選擇“已知情， 選擇參加”之后方進(jìn)入正式實(shí)驗(yàn)。在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組， 被試被要求想象他們準(zhǔn)備購(gòu)買(mǎi)紫皮糖巧克力， 該商品在未來(lái)的幾個(gè)時(shí)期（如母親節(jié)、兒童節(jié)等）會(huì)有不同程度的優(yōu)惠活動(dòng)， 隨后呈現(xiàn)一張紫皮糖巧克力的彩色圖片及其在6個(gè)不同時(shí)間的優(yōu)惠活動(dòng)列表（如圖5所示）。我們讓被試以購(gòu)買(mǎi)到單價(jià)（每包價(jià)格） 最低的紫皮糖為目標(biāo)， 進(jìn)行計(jì)算后回答他們選擇在哪一時(shí)間購(gòu)買(mǎi)（在對(duì)應(yīng)方框打“√”）。考慮到被試計(jì)算能力的差異， 我們還要求被試直接寫(xiě)明“你認(rèn)為單包最優(yōu)惠的價(jià)格為_(kāi)___元/包， 購(gòu)買(mǎi)____包最劃算”， 在隨后的數(shù)據(jù)處理中以計(jì)算正確率納入輔助分析。在控制組， 被試看到的紫皮糖巧克力圖片與啟動(dòng)組一致， 但他們的任務(wù)是為在6個(gè)不同節(jié)日（如母親節(jié)、兒童節(jié)等）中讓他們選擇在哪個(gè)節(jié)日購(gòu)買(mǎi)紫皮糖巧克力最合適， 以及寫(xiě)明相應(yīng)的理由。

隨后， 被試評(píng)估對(duì)該產(chǎn)品的預(yù)期享受（“我預(yù)期這款紫皮糖巧克力會(huì)非常好吃”， 1 = 非常不同意， 7"= 非常同意）作為因變量指標(biāo)?？紤]到紫皮糖巧克

力是流轉(zhuǎn)于市面的真實(shí)產(chǎn)品， 我們測(cè)量了被試對(duì)KPOKAHT的品牌熟悉度（1 = 非常不熟悉， 7 = 非常熟悉）和詢(xún)問(wèn)被試此前是否吃過(guò)這個(gè)品牌的紫皮糖巧克力（0 = 否， 1 = 是）作為控制變量。為了盡可能降低先前經(jīng)驗(yàn)（如曾吃過(guò)這款產(chǎn)品）對(duì)接下來(lái)試吃體驗(yàn)的影響， 實(shí)驗(yàn)助理會(huì)向被試強(qiáng)調(diào)“最近， KPOKAHT紫皮糖巧克力更改了某些制作配方， 在口味上會(huì)有一定變化”， 告知試吃活動(dòng)目的是為了做消費(fèi)市場(chǎng)的前期調(diào)研， 并向被試分發(fā)真實(shí)的紫皮糖巧克力（每人一份）。拿到紫皮糖巧克力的被試在品嘗完畢后， 被要求評(píng)估所品嘗的紫皮糖巧克力的口感（1 = 非常不好吃， 7 = 非常好吃）。作為操縱檢驗(yàn)， 被試對(duì)條目“我剛才滿(mǎn)腦子想著如何買(mǎi)東西最劃算”作出評(píng)估（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）。最后， 被試提供性別和年齡信息， 退出實(shí)驗(yàn)。

5.3""實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。有33名被試表明自己對(duì)花生、杏仁等成分過(guò)敏， 因此拒絕了本次實(shí)驗(yàn)。無(wú)人猜出實(shí)驗(yàn)真實(shí)目的， 得到142份有效問(wèn)卷（M_age"= 21.42歲， SD"= 1.43歲; 男性21.8%; 啟動(dòng)組70人， 控制組72人）。這里的性別樣本存在偏頗的原因可能在于我們是在文科類(lèi)學(xué)院進(jìn)行招募， 但在其他的實(shí)驗(yàn)中不存在類(lèi)似的樣本偏差的情況。使用G*Power 3.1軟件驗(yàn)證統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力， 選擇單因素設(shè)計(jì)（組數(shù)為2）、效應(yīng)量（f）為0.25以及顯著性水平為0.05時(shí)， 樣本量為142的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。單因素方差分析的結(jié)果顯示， 相比于控制組（M"= 3.25， SD"= 1.68）， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試更認(rèn)為他們滿(mǎn)腦子想著如何買(mǎi)東西最劃算（M"= 4.87， SD"= 1.79）， F（1， 140） = 31.15， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.182， 故節(jié)儉心態(tài)的刺激物有效。

核心效應(yīng)。以紫皮糖巧克力預(yù)期享受為因變量、節(jié)儉心態(tài)為自變量的單因素方差分析顯示， 相比于控制組（M"= 5.01， SD"= 0.96）， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)紫皮糖巧克力的預(yù)期享受值更低（M"= 4.13， SD"= 1.12）， F（1， 140） = 25.82， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.156。類(lèi)似地， 以紫皮糖巧克力實(shí)際試吃評(píng)分為因變量的單因素方差分析表明， 相比于控制組（M"= 5.26， SD"= 1.04）， 啟動(dòng)組的被試對(duì)紫皮糖巧克力的試吃打分更低（M"= 4.19， SD"= 1.32）， F（1， 140） = 29.39， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.173。我們將預(yù)期享受與試吃得分進(jìn)行配對(duì)樣本t檢驗(yàn)， 分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者在得分上并不存在顯著性差異， t （141） = 1.43， p"= 0.155。換而言之， 節(jié)儉心態(tài)作用于食物預(yù)期享受和實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估上的影響是一致的， 由此假設(shè)1得到數(shù)據(jù)支持。

控制因素。在對(duì)KPOKAHT的品牌熟悉度上， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組與控制組無(wú)顯著差異， F（1， 140） =0.33， p"= 0.57; 同時(shí)， 兩組中此前曾經(jīng)吃過(guò)與未曾吃過(guò)紫皮糖巧克力的占比也無(wú)顯著差異， χ²"（1）= 0.61， p"= 0.43。另外， 將性別和年齡共同納入分析， 發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)對(duì)紫皮糖巧克力的預(yù)期享受（F（1， 138）"= 22.97， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.143）和實(shí)際進(jìn)食評(píng)分（F（1， 138） = 30.39， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.180）的效應(yīng)依然存在。值得一提的是， 在本次實(shí)驗(yàn)的節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組， 所設(shè)置的“計(jì)算最劃算的交易”的題目其實(shí)是有正確答案的（即在端午節(jié)購(gòu)買(mǎi)， 11.12元/包， 購(gòu)買(mǎi)4包組合）， 根據(jù)被試的答案， 我們將答案正確編碼為1、錯(cuò)誤編碼為0， 并以此作為自變量， 對(duì)兩個(gè)因變量進(jìn)行單因素方差分析。結(jié)果顯示， 計(jì)算正確者在食物預(yù)期享受（F（1， 69） = 2.49， p"= 0.11）和實(shí)際試吃評(píng)分（F（1， 69） = 1.57， p"= 0.21）上與計(jì)算錯(cuò)誤者均無(wú)顯著差異， 表明計(jì)算能力的差異并不影響本實(shí)驗(yàn)的關(guān)鍵結(jié)果變量。另外我們發(fā)現(xiàn)， 計(jì)算正確者（M"= 5.58， SD"= 1.44）在操縱檢驗(yàn)的題項(xiàng)（“滿(mǎn)腦子想著如何買(mǎi)東西最劃算”）上顯著高于計(jì)算錯(cuò)誤者（M"= 4.50， SD"= 1.85）， F（1， 69） = 6.25， p"= 0.015， η²_p"= 0.084， 這說(shuō)明計(jì)算正確者的節(jié)儉心態(tài)更強(qiáng)， 這或許是他們投入了更多的精力和資源進(jìn)行計(jì)算所導(dǎo)致的， 也具有一定的合理性。

5.4"nbsp;實(shí)驗(yàn)小結(jié)

研究3以現(xiàn)場(chǎng)試吃活動(dòng)的方式對(duì)本文的核心效應(yīng)進(jìn)行了因果關(guān)系驗(yàn)證。與研究1"（吃完外賣(mài)后再評(píng)分）和研究2"（對(duì)所點(diǎn)外賣(mài)的預(yù)期享受）形成補(bǔ)充的是， 研究3對(duì)食物預(yù)期享受和實(shí)際體驗(yàn)評(píng)估兩者都進(jìn)行了驗(yàn)證。也就是說(shuō)， 無(wú)論是在進(jìn)食前還是在進(jìn)食后節(jié)儉心態(tài)都對(duì)人們的口感評(píng)價(jià)產(chǎn)生了負(fù)面效應(yīng)（假設(shè)1）。同時(shí)， 該現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)還排除了品牌熟悉度、既往食用經(jīng)驗(yàn)（是否曾吃過(guò)）、交易計(jì)算能力及人口統(tǒng)計(jì)變量等對(duì)研究結(jié)論的影響。我們進(jìn)一步思考：第一， 現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)中提供的產(chǎn)品是巧克力， 是一種典型的不健康食品， 核心效應(yīng)是否在健康食物領(lǐng)域也存在？第二， 前人的研究認(rèn)為， 廣義心態(tài)在后續(xù)無(wú)關(guān)的情境中也會(huì)影響決策與判斷（Mehta amp; Zhu， 2016）， 那么廣義性節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)是否具有相似的效應(yīng)？研究4將對(duì)此進(jìn)行驗(yàn)證。第三， 現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)中的巧克力是有包裝袋的， 食品包裝通常也傳遞著產(chǎn)品信息（Chen et al.， 2023）， 可能會(huì)影響實(shí)驗(yàn)效應(yīng)， 因此有必要引入無(wú)包裝食物（如盤(pán)裝菜、散裝零食等）進(jìn)一步考察。第四， 研究3引入的節(jié)日信息是否提高了被試的積極情緒， 或?qū)?jié)日中可購(gòu)買(mǎi)的其他產(chǎn)品是否會(huì)帶來(lái)溢出效應(yīng)也值得注意， 因此， 有必要在新的研究中去掉節(jié)日信息的混淆， 并限定在消費(fèi)過(guò)程中思考其他產(chǎn)品的可能。第五， 雖然我們?cè)诂F(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)中均未發(fā)現(xiàn)品牌熟悉度和既往食用經(jīng)驗(yàn)對(duì)實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的挫傷性影響， 但為了提高實(shí)驗(yàn)純度應(yīng)考慮引入虛擬品牌， 進(jìn)一步降低實(shí)驗(yàn)噪音， 故研究4將采用盤(pán)裝沙拉作為焦點(diǎn)食物的刺激材料， 并進(jìn)一步檢驗(yàn)本文核心效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。

6 "研究4：驗(yàn)證認(rèn)知資源耗竭的中介機(jī)制

6.1""實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

研究4旨在為節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響提供內(nèi)在解釋機(jī)制， 并在健康食物領(lǐng)域復(fù)證本文的基礎(chǔ)效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)采用單因子（節(jié)儉心態(tài)：?jiǎn)?dòng)組 vs. 控制組）被試間設(shè)計(jì)。相應(yīng)地， 對(duì)本研究進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)（https：//aspredicted.org/WCX_DXP）。在本實(shí)驗(yàn)中， 我們預(yù)期節(jié)儉心態(tài)將使被試產(chǎn)生更高的認(rèn)知資源耗竭， 進(jìn)而降低了對(duì)食物的預(yù)期享受。

6.2""實(shí)驗(yàn)流程

在亞馬遜M-Turk平臺(tái)招募了200名被試， 被試簽署知情同意書(shū)后， 被隨機(jī)分配進(jìn)入節(jié)儉心態(tài)的操縱任務(wù)。具體而言， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試看到的任務(wù)提示為“請(qǐng)你列出三種省錢(qián)的方式”， 節(jié)儉心態(tài)控制組的被試則看到任務(wù)提示為“請(qǐng)你列出三種運(yùn)動(dòng)的方式”， 同時(shí)要求他們寫(xiě)下使用這些方式時(shí)候的心情和想法。作為操縱檢驗(yàn)， 被試表明對(duì)操縱檢驗(yàn)條目“我現(xiàn)在不停地在想如何省錢(qián)的事情”的認(rèn)同程度（1 = 完全不認(rèn)同， 7 = 完全認(rèn)同）。被試隨后看到一張果蔬沙拉的圖片， 如圖6（a）所示。我們要求被試想象他們?cè)诰W(wǎng)上訂餐的時(shí)候看到了這款

菜式， 并要求他們匯報(bào)了對(duì)這款沙拉的預(yù)期享受（α"= 0.94; Garbinsky amp; Klesse， 2021）， 測(cè)量條目采用了“你覺(jué)得這款沙拉的味道如何？” （1 = 很不好吃， 7 = 很好吃）、“你覺(jué)得這款沙拉會(huì)是美味的

嗎？” （1 = 完全不美味， 7 = 很美味）和“你覺(jué)得你會(huì)多大程度上享受吃這款沙拉的過(guò)程？” （1 = 完全不， 7 = 非常如此）。

為了檢驗(yàn)前文提出的解釋機(jī)制， 我們測(cè)量了中介變量認(rèn)知資源耗竭：“我現(xiàn)在感覺(jué)精神疲憊”和“我現(xiàn)在感覺(jué)到筋疲力盡” （r"= 0.91， p"lt; 0.001; Hildebrand et al.， 2021）。然后， 被試完成了一道注意力檢測(cè)題目（請(qǐng)選擇“非常不同意”選項(xiàng)）。為了完善研究， 本文也考慮了一些其他的可能性解釋?zhuān)汗?jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)是否是因?yàn)橐鹆讼M(fèi)者的不耐煩、心情差或患得患失而導(dǎo)致了他們對(duì)食物的預(yù)期享受降低？為排除這些競(jìng)爭(zhēng)的解釋機(jī)制， 我們測(cè)量了被試的不耐煩（“我感覺(jué)到不耐煩”）、消極情緒（“我現(xiàn)在心情不好”）和損失厭惡（“我現(xiàn)在想避免損失”）作為替代性中介變量（Chen et al.， 2021; Choi et al.， 2020）。此外， 沙拉作為以現(xiàn)做食材為基礎(chǔ)的菜式， 新鮮度是重要的指標(biāo)， 且市面上不同沙拉的價(jià)位也相差迥異， 故我們還測(cè)量了感知新鮮度、感知價(jià)位作為控制變量（Xie amp; Bagchi， 2024）。最后， 被試提供基本人口信息和報(bào)告當(dāng)下饑餓程度（Togawa et al.， 2019）， 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

6.3""實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩查。29人注意力檢測(cè)未通過(guò)， 本實(shí)驗(yàn)獲得171份有效問(wèn)卷（M_age"= 47.73歲， SD"= 12.67歲; 男性49.7%; 啟動(dòng)組88人， 控制組83人）。使用G*Power 3.1軟件驗(yàn)證統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力， 選擇單因素分析， 當(dāng)組數(shù)為2、效應(yīng)量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時(shí)， 樣本量為171的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

操縱檢驗(yàn)。單因素方差分析的結(jié)果顯示， 相比于控制組（M"= 4.75， SD"= 1.75）， 啟動(dòng)組的被試更頻繁地思考如何省錢(qián)的問(wèn)題（M"= 5.39， SD"= 1.24）， F（1， 169） = 7.71， p"= 0.006， η²_p"= 0.044， 故節(jié)儉心態(tài)的操縱成功。

核心效應(yīng)。以預(yù)期享受3道題目的平均值生成因變量指標(biāo)， 越高分則代表被試預(yù)期在吃這款沙拉時(shí)感知美味和享受的程度越高。以節(jié)儉心態(tài)為自變量的單因素方差分析顯示， 相比于控制組（M"= 5.37， SD"= 1.26）， 啟動(dòng)組的被試對(duì)沙拉的預(yù)期享受值更低（M"= 4.84， SD"= 1.49）， F（1， 169） = 6.09， p"= 0.015， η²_p"= 0.04。該結(jié)果重現(xiàn)了核心效應(yīng)， 再次驗(yàn)證了假設(shè)1。

中介效應(yīng)。以認(rèn)知資源耗竭為因變量的單因素方差分析結(jié)果顯示， 相比于控制組（M"= 1.78， SD"= 1.14）， 啟動(dòng)組的被試的認(rèn)知資源耗竭程度更高（M"= 4.10， SD"= 1.75）， F（1， 169） = 103.51， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.38。為進(jìn)一步檢驗(yàn)中介機(jī)制， 將節(jié)儉心態(tài)作為自變量， 認(rèn)知資源耗竭作為中介變量， 食物預(yù)期享受作為結(jié)果變量一起代入中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停∕odel 4， Bootstrapping 5000次; Hayes， 2017）。PROCESS模型分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)正向預(yù)測(cè)認(rèn)知資源耗竭（效應(yīng)值 = 2.31， SE"= 0.23， 95% CI： [1.86， 2.76]）， 認(rèn)知資源耗竭負(fù)向預(yù)測(cè)食物預(yù)期享受（效應(yīng)值 = ?0.28， SE"= 0.07， 95% CI： [?0.41， ?0.14]）。更重要的是， 認(rèn)知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響中的中介路徑顯著（非直接路徑效應(yīng)值 = ?0.64， SE"= 0.21， 95% CI："[?1.07， ?0.25]）。因此， 認(rèn)知資源耗竭中介了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響， 假設(shè)2得證。

替代解釋。將感知不耐煩、消極情緒和損失厭惡作為中介變量進(jìn)行上述相同的檢驗(yàn)， 分析結(jié)果顯示， 感知不耐煩并不能代替認(rèn)知資源耗竭起到中介作用（非直接路徑效應(yīng)量 = 0.03， SE"= 0.06， 95% CI： [?0.08， 0.17]）。消極情緒在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響中的中介效應(yīng)也不顯著（非直接路徑效應(yīng)量 = 0.04， SE"= 0.06， 95% CI： [?0.05， 0.19]）; 損失厭惡在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響中的中介效應(yīng)（非直接路徑效應(yīng)量 = 0.04， SE"= 0.06， 95% CI： [?0.06， 0.17]）也不顯著， 故感知不耐煩、消極情緒和損失厭惡均不能解釋本文的核心效應(yīng)。

控制變量。節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)組和控制組在感知沙拉的新鮮程度上無(wú)顯著性差異， F（1， 169） = 0.49， p"= 0.48; 兩組在饑餓程度上無(wú)顯著差異， F（1， 169）"= 0.61， p"= 0.44。意外地， 我們發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)組和控制組在感知沙拉價(jià)位上有顯著差異， F（1， 169） = 10.41， p"= 0.002， η²_p"= 0.06， 且啟動(dòng)組的被試（M"= 5.07， SD"= 1.20）比控制組（M"= 4.47， SD"= 1.22）認(rèn)為沙拉更貴。雖然， 我們?cè)谧鰧?shí)驗(yàn)之前對(duì)此未曾預(yù)期， 但考慮到有一種可能是持有較強(qiáng)節(jié)儉心態(tài)的被試也許在審視產(chǎn)品時(shí)更加關(guān)注價(jià)格而導(dǎo)致他們有更高的價(jià)位感知， 我們將會(huì)在下一個(gè)實(shí)驗(yàn)中對(duì)此作進(jìn)一步的關(guān)注和檢驗(yàn)。最后， 我們將性別、年齡、感知新鮮度、饑餓程度和感知價(jià)位均作為協(xié)變量納入分析， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響依然穩(wěn)健， F（1， 164） = 7.67， p"= 0.006， η²_p"= 0.05， 故上述控制變量未稀釋本文的核心效應(yīng)。

6.4 "實(shí)驗(yàn)小結(jié)

研究4證實(shí)了本文的基礎(chǔ)效應(yīng)可以在健康食物領(lǐng)域得到復(fù)制， 且認(rèn)知資源耗竭在該影響過(guò)程中具有中介作用（假設(shè)2）。同時(shí)， 該研究還排除了替代性解釋?zhuān)焊兄荒蜔?、損失厭惡和消極情緒均對(duì)基礎(chǔ)效應(yīng)不存在解釋效力， 且感知新鮮度、感知價(jià)位和饑餓程度的納入分析后基礎(chǔ)效應(yīng)依然穩(wěn)健。此外， 本研究收集了國(guó)際樣本進(jìn)行驗(yàn)證， 為本文效應(yīng)的普適性提供了進(jìn)一步的支持， 對(duì)研究2和研究3均形成了補(bǔ)充。至此， 前幾個(gè)實(shí)驗(yàn)均聚合地證實(shí)了節(jié)儉心態(tài)降低食物預(yù)期享受。接下來(lái)， 我們希望進(jìn)一步探索這種效應(yīng)發(fā)生的有效邊界條件。回溯前文推導(dǎo)， 我們的理論是節(jié)儉心態(tài)引發(fā)了認(rèn)知資源耗竭狀態(tài)進(jìn)而導(dǎo)致被試“食之無(wú)味”， 降低了食物的預(yù)期享受或體驗(yàn)評(píng)估。如果節(jié)儉心態(tài)不足以導(dǎo)致認(rèn)知資源耗竭狀態(tài)， 那么基礎(chǔ)效應(yīng)按理說(shuō)應(yīng)也會(huì)被削弱。獲取優(yōu)惠（如打折、優(yōu)惠券或降價(jià)等）在本質(zhì)上是消費(fèi)者的獲利行為， 而獲利成本是他們考慮的重要因素。于是， 研究5將引入獲利成本作為邊界條件進(jìn)行檢驗(yàn)。此外， 研究5還有兩個(gè)補(bǔ)充之處：第一， 考慮到前面的實(shí)驗(yàn)采用了“甜味+包裝”食物和“咸味+非包裝”食物， 研究5將采用“甜味+非包裝”食物作為實(shí)驗(yàn)材料; 第二， 考慮到前面的實(shí)驗(yàn)啟動(dòng)節(jié)儉心態(tài)的方式為計(jì)算最劃算交易和回憶寫(xiě)作任務(wù)， 研究5將采用更加貼近商家實(shí)際操作的打折優(yōu)惠信息作為節(jié)儉心態(tài)的操縱方式。

7 "研究5：檢驗(yàn)獲利成本作為核心效應(yīng)的邊界條件

7.1""實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

研究5旨在驗(yàn)證假設(shè)3， 即獲利成本對(duì)節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受影響的調(diào)節(jié)作用。本實(shí)驗(yàn)進(jìn)行了預(yù)注冊(cè)（https：//aspredicted.org/3P3_5RG）。我們采用節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)下“2 （獲利成本：成本較高vs. 成本較低）”外加一個(gè)控制組的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。預(yù)期當(dāng)獲利成本較高時(shí)， 本文主張的核心效應(yīng)會(huì)重現(xiàn)， 即節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受具有負(fù)面影響; 而當(dāng)獲利成本較低時(shí)， 核心效應(yīng)被削弱， 即節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)組與控制組在食物預(yù)期享受上的差異降低甚至不顯著。

7.2""實(shí)驗(yàn)材料與流程

通過(guò)Credamo見(jiàn)數(shù)平臺(tái)進(jìn)行被試招募。被試同意參與實(shí)驗(yàn)后， 我們告知HomBay烘培店（虛擬品牌名）有一款名為“宇治抹茶蛋糕”的產(chǎn)品， 主要采用天然茶粉與植物奶油制作而成， 是該烘焙店的招牌特色（價(jià)格為18.9元）， 并隨之呈現(xiàn)了這款抹茶蛋糕的海報(bào)圖。具體而言， 在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組， 被試看到的海報(bào)圖中帶有7.5折優(yōu)惠的字樣， 如圖6（b）所示?？刂平M的海報(bào)無(wú)此優(yōu)惠信息。為操縱獲利成本的高低， 在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組兼獲利成本較高組， 告知被試通過(guò)以下流程可獲得7.5折優(yōu)惠：STEP1-拍一張與抹茶顏色相近的物體的照片→STEP2-發(fā)布在任意社交平臺(tái)（微博、微信或小紅書(shū)等）→"STEP3-邀請(qǐng)好友集贊10個(gè)→STEP4-給HomBay烘焙店的客服發(fā)送照片與集贊截圖→STEP5-等待客服審核后接收電子優(yōu)惠券→STEP6-付款時(shí)向收銀員出示優(yōu)惠口令（流程總計(jì)6步）。在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組兼獲利成本較低組， 只有上述的STEP1， 并告知被試付款時(shí)向收銀員出示STEP1的照片（流程總計(jì)2步）。

隨后， 被試報(bào)告他們對(duì)該抹茶蛋糕的預(yù)期享受：“我認(rèn)為這款抹茶蛋糕的口味令人期待”和“我覺(jué)得吃這款抹茶蛋糕時(shí)會(huì)很享受” （1 = 完全不， 7 = 非常如此; r"= 0.53， p"lt; 0.001）， 并表明他們對(duì)這款抹茶蛋糕的購(gòu)買(mǎi)可能性（“您多大程度上會(huì)購(gòu)買(mǎi)這款抹茶蛋糕？”1 = 完全不可能購(gòu)買(mǎi)， 7 = 很可能購(gòu)買(mǎi)）。緊接著， 被試回答強(qiáng)制性題目作為注意力檢測(cè)題目（要求選擇處于最中間的選項(xiàng)）。作為操縱檢驗(yàn)， 我們?cè)儐?wèn)被試剛才的產(chǎn)品是否有打折優(yōu)惠， 并測(cè)量了感知獲利成本（“我覺(jué)得為了獲得抹茶蛋糕的優(yōu)惠要付出的成本較高” 1 = 非常不同意， 7 = 非常同

意）。此外， 我們還測(cè)量了固有口味偏好（“你對(duì)抹茶口味的偏好如何” 1 = 很不喜歡， 7 = 很喜歡）、感知健康程度（“您認(rèn)為這款抹茶蛋糕健康嗎” 1 = 很不健康， 7 = 很健康）、近期節(jié)食情況、身高和體重（用于計(jì)算BMI指數(shù)）及感知價(jià)位（1 = 低， 7 = 高）和饑餓程度（1 = 很餓， 7 = 很飽）等作為本實(shí)驗(yàn)的控制變量。最后， 被試提供基本人口信息， 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

7.3""實(shí)驗(yàn)結(jié)果與小結(jié)

樣本篩選。剔除注意力測(cè)試未通過(guò)的15份答卷， 本實(shí)驗(yàn)得到285份有效問(wèn)卷（M_age"= 30.62歲， SD"= 7.80歲; 女性69.8%; 控制組119人， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組112人， 節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組54人）。由于采用Credamo平臺(tái)上的系統(tǒng)隨機(jī)分組， 個(gè)別組被試人數(shù)之間的差異不在研究者的意料之中（研究者猜測(cè)也有可能是本次發(fā)放問(wèn)卷的時(shí)候后臺(tái)設(shè)置了要求被試信用分 ≥"80分以上和歷史采用率 ≥ 80%的緣故）， 但在本文的其他實(shí)驗(yàn)中的組別人數(shù)基本相近。另外， G*Power計(jì)算選擇單因素方法（組數(shù)為3）、效應(yīng)量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時(shí)， 樣本量為285的Power值高于建議值0.80， 樣本量達(dá)到統(tǒng)計(jì)要求。

操縱檢驗(yàn)?？ǚ椒治鼋Y(jié)果顯示三組被試對(duì)優(yōu)惠信息的回憶基本正確（χ²"（4）= 285， p"lt; 0.001）， 其中節(jié)儉的兩個(gè)實(shí)驗(yàn)組對(duì)回憶信息的正確率均為100%， 而控制組的正確率也達(dá)到99.2%。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示， 相比于獲利成本較低組（M"= 3.11， SD"= 1.28）， 獲利成本較高組的被試認(rèn)為獲得抹茶蛋糕的優(yōu)惠需要付出更多的成本（M"= 5.10， SD"= 1.59）， t（164） = ?7.99， p lt; 0.001， Cohen’s d"= 1.50。因此， 本實(shí)驗(yàn)的操縱材料有效。

食物預(yù)期享受。計(jì)算食物預(yù)期享受的兩道題目的均值， 將其作為因變量指標(biāo)進(jìn)行單因素方差分析（F（1， 282） = 5.80， p"= 0.003， η²_p"= 0.040）， 接下來(lái)進(jìn)一步的成對(duì)比較顯示了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受影響中的調(diào)節(jié)作用：首先， 與核心效應(yīng)一致， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組（M"= 5.53， SD"= 1.02）在對(duì)抹茶蛋糕的預(yù)期享受上顯著低于控制組（M"= 5.87， SD"= 0.75; p"= 0.008， 95% CI = [?0.61， ?0.07]）; 其次， 獲利成本的降低削弱了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的負(fù)面影響， 節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.91， SD"= 0.64）在對(duì)抹茶蛋糕的預(yù)期享受上與控制組無(wú)顯著差異（M"= 5.87， SD"= 0.75; p"= 1.00， 95% CI = [?0.30， 0.37]）; 最后， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組（M"= 5.53， SD"= 1.02）在對(duì)抹茶蛋糕的預(yù)期享受上顯著低于節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.91， SD"= 0.64; p"= 0.24， 95% CI = [?0.72， ?0.04]）。以上數(shù)據(jù)結(jié)果證實(shí)了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受影響中的調(diào)節(jié)作用（假設(shè)3）。

購(gòu)買(mǎi)食物可能性。將購(gòu)買(mǎi)可能性作為因變量指標(biāo)進(jìn)行單因素方差分析（F（1， 282） = 4.20， p"= 0.016， η²_p"= 0.029）， 成對(duì)比較佐證了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對(duì)購(gòu)買(mǎi)可能性影響中的調(diào)節(jié)作用：首先， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組（M"= 5.38， SD"= 1.35）在對(duì)抹茶蛋糕的購(gòu)買(mǎi)可能性上略微低于控制組， 但未達(dá)到p"lt; 0.05的顯著性水平（M"= 5.75， SD"= 1.11; p"= 0.065， 95% CI = [?0.74， 0.02]）; 其次， 獲利成本的降低削弱了節(jié)儉心態(tài)對(duì)購(gòu)買(mǎi)食物可能性的負(fù)面影響， 節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.89， SD"= 1.04）在對(duì)抹茶蛋糕的購(gòu)買(mǎi)可能性上與控制組無(wú)顯著差異（M"= 5.75， SD"= 1.11; p"= 1.00， 95% CI = [?0.33， 0.61]）; 最后， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組（M"= 5.38， SD"= 1.35）在對(duì)抹茶蛋糕的購(gòu)買(mǎi)可能性上顯著低于節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.89， SD"= 1.04; p"= 0.34， 95% CI = [?0.98， ?0.03]）。以上結(jié)果表明了節(jié)儉心態(tài)能夠?qū)罄m(xù)的購(gòu)買(mǎi)可能性也產(chǎn)生負(fù)面影響， 且和食物預(yù)期享受方向一致， 也證實(shí)了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對(duì)購(gòu)買(mǎi)可能性影響中的邊界作用， 由此對(duì)節(jié)儉心態(tài)的下游結(jié)果變量進(jìn)行了補(bǔ)充驗(yàn)證。

控制因素。針對(duì)個(gè)體因素方面， 根據(jù)被試提供的身高和體重計(jì)算出相應(yīng)的BMI指數(shù)（體重/身高²）， 本實(shí)驗(yàn)的各組在BMI指數(shù)上無(wú)顯著性差異， F（1， 282） = 2.05， p"= 0.13; 在節(jié)食情況方面（是/否）不存在顯著差異， χ²"（2）= 2.63， p"= 0.27; 在饑餓程度上也無(wú)顯著差異， F（1， 282） = 1.01， p"= 0.37。針對(duì)產(chǎn)品因素方面， 各組在對(duì)這款抹茶蛋糕的健康程度上也無(wú)顯著性差異， F（1， 282） = 0.53， p"= 0.59; 在對(duì)抹茶口味的偏好上無(wú)顯著性差異， F（1， 282） = 1.55， p"= 0.21; 同時(shí)， 各組的被試在感知價(jià)位上無(wú)顯著性差異， F（1， 282） = 0.10， p"= 0.91。最后， 分別以食物預(yù)期享受和購(gòu)買(mǎi)可能性作為因變量， 加入抹茶口味固有偏好、感知食物健康程度、節(jié)食情況、BMI指數(shù)、饑餓程度、感知價(jià)位及性別和年齡作為協(xié)變量再次運(yùn)行分析， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的效應(yīng)依然顯著， F（1， 274） = 4.58， p"= 0.011， η²_p"= 0.032; 且對(duì)食物購(gòu)買(mǎi)可能性的效應(yīng)也依然顯著， F（1， 274）"= 3.58， p"= 0.029， η²_p"= 0.025。

實(shí)驗(yàn)小結(jié)和討論。研究5驗(yàn)證了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受影響過(guò)程中的一個(gè)重要邊界條件——

獲利成本（即人們想要獲得優(yōu)惠所付出的時(shí)間或精力等成本）。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)獲利成本相對(duì)較高時(shí)， 復(fù)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的負(fù)面效應(yīng)， 但是當(dāng)獲利成本相對(duì)較低時(shí)， 這種負(fù)面效應(yīng)會(huì)被削弱， 由此假設(shè)3得證。除此之外， 研究5還檢驗(yàn)了這種效應(yīng)也會(huì)影響到后續(xù)的購(gòu)買(mǎi)意愿， 并進(jìn)一步排除了固有口味偏好、個(gè)體健康數(shù)據(jù)（如BMI指數(shù)、節(jié)食近況）對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)論的影響， 從而對(duì)前面幾個(gè)實(shí)驗(yàn)形成了有益的補(bǔ)充。

進(jìn)一步地， 我們感興趣于， 既然節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)對(duì)食物預(yù)期享受、體驗(yàn)評(píng)估和后續(xù)購(gòu)買(mǎi)產(chǎn)生了負(fù)面影響， 那如何削弱這種負(fù)面影響呢？根據(jù)我們的解釋機(jī)制， 節(jié)儉心態(tài)導(dǎo)致了人們的認(rèn)知資源耗竭進(jìn)而導(dǎo)致了負(fù)面作用的產(chǎn)生， 如果人們的認(rèn)知資源耗竭得以恢復(fù)， 那么這種負(fù)面效應(yīng)也應(yīng)該會(huì)隨之被削弱或消失。接下來(lái)， 我們開(kāi)展研究6， 引入正念干預(yù)作為恢復(fù)認(rèn)知資源的方式（Kudesia et al.， 2022）， 進(jìn)一步驗(yàn)證解釋機(jī)制的合理性。另外， 前面幾個(gè)實(shí)驗(yàn)中都是對(duì)單一產(chǎn)品的評(píng)估， 而在現(xiàn)實(shí)生活中人們還可能對(duì)多種食物進(jìn)行聯(lián)合評(píng)估（如評(píng)價(jià)一頓飯中的多道菜品等）， 故研究6引入吃火鍋的情境來(lái)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)， 該情境允許消費(fèi)者對(duì)多種菜式進(jìn)行選擇和消費(fèi)， 是國(guó)人聚餐最常見(jiàn)的方式之一。

8 "研究6：正念干預(yù)恢復(fù)認(rèn)知資源耗竭以弱化節(jié)儉心態(tài)的負(fù)面效應(yīng)

8.1""實(shí)驗(yàn)?zāi)康呐c設(shè)計(jì)

研究6 （預(yù)注冊(cè)實(shí)驗(yàn)：https：//aspredicted.org/"DM2_JNP）有兩個(gè)主要目的：一是考察正念干預(yù)在節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受影響中的調(diào)節(jié)作用， 即驗(yàn)證假設(shè)4; 二是更換消費(fèi)評(píng)估場(chǎng)景， 由前面幾個(gè)實(shí)驗(yàn)的單品評(píng)估拓展至火鍋消費(fèi)中多菜品的綜合評(píng)估。本研究采用2 （節(jié)儉心態(tài)：?jiǎn)?dòng)組 vs. 控制組） ×"2"（正念干預(yù)：正念組vs. 新聞組）被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)。我們預(yù)期， 在不給予正念干預(yù)（新聞組）條件下， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的核心效應(yīng)得到復(fù)現(xiàn)， 而在給予正念干預(yù)條件下， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響被削弱或消失。

8.2""實(shí)驗(yàn)材料

在正式進(jìn)行實(shí)驗(yàn)之前， 我們先對(duì)節(jié)儉心態(tài)與正念干預(yù)的操縱刺激物進(jìn)行了設(shè)計(jì)和確定。在節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組， 我們呈現(xiàn)被試一頓火鍋中的多種菜品（見(jiàn)圖7）。為了避免葷素?cái)?shù)量差異帶來(lái)的選擇偏差， 我們?cè)O(shè)置了八葷八素供被試選擇。我們告知他們現(xiàn)在有滿(mǎn)200元減50元的優(yōu)惠活動(dòng)， 要求他們以交易最劃算為目的， 在菜單中勾選菜品。在控制組， 我們呈現(xiàn)了相同的菜品， 但只要求他們根據(jù)自己喜歡的口味或習(xí)慣， 在菜單中勾選菜品。對(duì)于正念干預(yù)的操縱， 我們借鑒了前人的研究使用了簡(jiǎn)短音頻作為刺激物（Yusainy amp; Lawrence， 2015）。具體而言， 在正念組， 被試要求聽(tīng)一段時(shí)長(zhǎng)為3分鐘的音頻片段， 該音頻來(lái)自嗶哩嗶哩視頻網(wǎng)站《三分鐘冥想》"（博主：隨緣療愈）; 在新聞組的被試也是聽(tīng)一段時(shí)長(zhǎng)為2分鐘的音頻片段， 該音頻來(lái)自嗶哩嗶哩視頻網(wǎng)站《新聞3分鐘》（博主：卷心菜bili）。這里的新聞片段為2分鐘的原因在于， 正念組的語(yǔ)速緩慢

且腳本內(nèi)容較少， 而新聞組的語(yǔ)速較快且腳本內(nèi)容偏多， 此舉主要是為了保持兩者的信息容量上的大致相同。另外， 該新聞主要關(guān)于公園賞花的內(nèi)容， 情感上相對(duì)比較中性， 且理解難易度適中。

8.3""實(shí)驗(yàn)程序和測(cè)量

本實(shí)驗(yàn)通過(guò)Credamo見(jiàn)數(shù)平臺(tái)進(jìn)行被試招募。被試同意參加實(shí)驗(yàn)后， 作為封面故事， 我們要求被試想象他們現(xiàn)在要和朋友去吃火鍋， 一家火鍋店想了解他們的選擇和偏好。進(jìn)入節(jié)儉心態(tài)的操縱任務(wù)， 他們被隨機(jī)分配到啟動(dòng)組或控制組， 在完成菜品勾選之后， 被試隨機(jī)進(jìn)入正念組和新聞組， 被要求聽(tīng)一段音頻后再進(jìn)入下一頁(yè)進(jìn)行作答。由于是網(wǎng)絡(luò)采集數(shù)據(jù)， 為了避免被試進(jìn)行音頻進(jìn)度條的快速拖拽影響實(shí)驗(yàn)效果， 我們?cè)谠擁?yè)面提醒被試， 音頻進(jìn)度的快速拖拽將會(huì)被系統(tǒng)記錄， 且音頻中含有重要信息與后面的答題相關(guān)， 因此建議認(rèn)真聽(tīng)音頻， 盡量沉浸其中。我們?cè)谠擁?yè)面設(shè)置了強(qiáng)制觀看提醒再允許跳轉(zhuǎn)至下一頁(yè)的時(shí)間限定， 此舉意在從某種程度上增強(qiáng)實(shí)驗(yàn)刺激物的有效滲透。

在被試完成聽(tīng)音頻任務(wù)后， 完成食物預(yù)期享受的評(píng)估（α"= 0.85; Garbinsky amp; Klesse， 2021）：“你覺(jué)得這頓火鍋的味道會(huì)如何？” （1 = 很不好吃， 7 = 很好吃）、“你覺(jué)得這頓火鍋會(huì)是美味的嗎？” （1 = 完全不美味， 7 = 很美味）和“你覺(jué)得你會(huì)多大程度上享受吃這頓火鍋的過(guò)程？” （1 = 完全不， 7 = 非常如此）。隨后， 被試完成以下的題目：“我現(xiàn)在感覺(jué)精神疲憊”和“我現(xiàn)在感覺(jué)到筋疲力盡” （r"= 0.89， p"lt; 0.001; Hildebrand et al.， 2021）作為中介變量測(cè)量的條目; “我剛才腦海里想著如何在吃火鍋時(shí)達(dá)成最劃算交易”和“我現(xiàn)在的身體和思緒集中于關(guān)注當(dāng)下” （Zarantonello et al.， 2024）作為操縱檢驗(yàn)題目。本實(shí)驗(yàn)還考慮了以下控制變量：就餐人數(shù)“在您想象的火鍋就餐當(dāng)中， 您大概和幾位朋友就餐？” （輸入阿拉伯?dāng)?shù)字）、就餐類(lèi)型（“在您想象的火鍋就餐當(dāng)中， 您吃的是？” （早餐/午餐/下午茶/晚餐/宵夜/其他）、吃火鍋頻率和當(dāng)下的饑餓程度。最后， 被試提供基本人口信息， 領(lǐng)取實(shí)驗(yàn)報(bào)酬。

8.4""實(shí)驗(yàn)結(jié)果

樣本篩選。剔除注意力測(cè)試失敗的32份答卷， 最終得到368份答卷（M_age"= 28.86歲， SD"= 8.92歲; 女性59.78%; 節(jié)儉啟動(dòng)+新聞組91人， 節(jié)儉控制+新聞組86人， 節(jié)儉啟動(dòng)+正念組97人， 節(jié)儉控制+正念組94人）。G*Power計(jì)算選擇雙因素方法， 當(dāng)組數(shù)為4、效應(yīng)量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時(shí)， 樣本量為368的Power值超過(guò)0.80， 達(dá)到統(tǒng)計(jì)要求。

操縱檢驗(yàn)。雙因素方差分析的結(jié)果顯示， 相比于控制組（M"= 4.91， SD"= 1.84）， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試更可能在腦海里想著如何在選品時(shí)達(dá)成最劃算的交易（M"= 3.82， SD"= 1.75）， F（1， 364） = 33.89， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.085， 且節(jié)儉心態(tài)的操縱不影響被試的正念感知（p"= 0.104）; 同時(shí)， 相比于新聞組（M"= 5.10， SD"= 1.65）， 正念干預(yù)組的被試的身體和思緒更多地集中于關(guān)注當(dāng)下（M"= 5.59， SD"= 1.03）， F（1， 364） = 11.99， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.032， 且正念的操縱不影響被試的節(jié)儉心態(tài)（p"= 0.99）。因此， 本實(shí)驗(yàn)的操縱有效。

調(diào)節(jié)效應(yīng)。計(jì)算食物預(yù)期享受三道題目的均值， 將其作為因變量指標(biāo)進(jìn)行雙因素方差分析。結(jié)果顯示節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)火鍋的預(yù)期享受低于控制組， 但未達(dá)到p"lt; 0.05的顯著性水平（M"= 5.74， SD"= 0.95 vs. M"= 5.91， SD"= 0.84）， F（1， 364） = 3.43， p"= 0.065， η²_p"= 0.009; 正念干預(yù)的主效應(yīng)未達(dá)到顯著性水平（p"= 0.67）， 更重要的是， 節(jié)儉心態(tài)與正念干預(yù)的交互效應(yīng)顯著， F（1， 364） = 6.91， p"= 0.009， η²_p"= 0.019。具體而言， 在新聞條件下， 復(fù)現(xiàn)了本文的核心效應(yīng)， 即節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)火鍋的預(yù)期享受顯著低控制組（M"= 5.64， SD"= 1.11 vs. M"="6.06， SD"= 0.91; F（1， 364） = 9.67， p"= 0.002， η²_p"= 0.026）， 而在正念干預(yù)條件下， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組的被試對(duì)火鍋的預(yù)期享受與控制組無(wú)顯著差異（M"= 5.84， SD"= 0.75 vs. M"= 5.77， SD"= 0.76; p"= 0.58）。上述結(jié)果為假設(shè)4提供了數(shù)據(jù)支持。

有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。計(jì)算認(rèn)知資源耗竭的兩道題的均值， 以其為中介變量、節(jié)儉心態(tài)為自變量及正念干預(yù)作為調(diào)節(jié)變量納入PROCESS插件（Model 7）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)（Hayes， 2017）。分析結(jié)果顯示， 被調(diào)節(jié)的認(rèn)知資源耗竭的中介效應(yīng)顯著， 置信區(qū)間不包含0"（效應(yīng)量 = 0.08， SE"= 0.04， 95% CI： [0.02， 0.18]）：在新聞條件下節(jié)儉心態(tài)通過(guò)認(rèn)知資源耗竭對(duì)食物預(yù)期享受的中介效應(yīng)顯著， 置信區(qū)間不包含0 （非直接路徑效應(yīng)量 = ?0.09， SE"= 0.04， 95% CI： [?0.18， ?0.03]）， 而在正念干預(yù)下節(jié)儉心態(tài)通過(guò)認(rèn)知資源耗竭對(duì)食物預(yù)期產(chǎn)生影響的中介效應(yīng)不顯著， 置信區(qū)間包含0 （非直接路徑效應(yīng)量 = ?0.01， SE"= 0.02， 95% CI： [?0.05， 0.03]）。上述結(jié)果表明， 在被試接受了正念干預(yù)后， 認(rèn)知資源耗竭得以恢復(fù)， 進(jìn)而削弱了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的負(fù)面影響， 為假設(shè)2和假設(shè)4提供了支持。

控制因素。在火鍋菜式選品任務(wù)中， 被試的所有選擇已被記錄。我們將已選菜品編碼為1， 未選菜品編碼為0， 并計(jì)算節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組和控制組最終選擇的菜品數(shù)量。組間比較顯示， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組和控制組被試在菜品數(shù)量選擇上無(wú)顯著差異（M"= 7.63， SD"= 1.49 vs. M"= 7.56， SD"= 2.02; p"= 0.72）。類(lèi)似地， 我們發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)組和控制組被試在素菜菜品（M"= 3.48， SD"= 1.50 vs. M"= 3.32， SD"= 1.31; p"= 0.27）與葷菜菜品（M"= 4.14， SD"= 1.05 vs. M"= 4.24， SD"= 1.30; p"= 0.43）的選擇數(shù)量上均

無(wú)顯著差異。同時(shí)， 兩組的被試在想象的就餐人數(shù)（p"= 0.28）、日常吃火鍋頻率（p"= 0.17）及饑餓程度（p"= 0.68）上的差異性均未達(dá)到顯著性水平。將選擇

的菜品數(shù)量、情景想象的就餐人數(shù)、就餐類(lèi)別、日常吃火鍋頻率、饑餓程度、年齡、性別、收入和受教育程度作為協(xié)變量納入分析， 結(jié)果顯示節(jié)儉心態(tài)與正念干預(yù)的交互效應(yīng)依然顯著， F（1， 355） = 5.71， p"= 0.017， η²_p"= 0.016。

研究6將食物的單品評(píng)估拓展至多品聯(lián)合評(píng)估， 不僅證實(shí)了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受的影響受到正念干預(yù)的調(diào)節(jié)作用， 同時(shí)再次為認(rèn)知資源耗竭的心理機(jī)制提供了證據(jù)。

9 "補(bǔ)充性分析：?jiǎn)挝恼略治?/h4>

為進(jìn)一步檢驗(yàn)節(jié)儉心態(tài)效應(yīng)的穩(wěn)健性， 我們對(duì)本文的6個(gè)子研究進(jìn)行了補(bǔ)充性分析， 即單文章元分析（single paper meta-analysis， SPM）， 以此避免不同研究設(shè)計(jì)和抽樣導(dǎo)致的節(jié)儉心態(tài)效應(yīng)大小以及異質(zhì)性偏差， 從而提升研究結(jié)論的可靠性和可重復(fù)性（McShane amp; B?ckenholt， 2017）。如表2所示， 單文章元分析結(jié)果表明， 節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估的效應(yīng)穩(wěn)健（Estimate = ?0.44， SE"= 0.09; z"= ?4.96， p"lt; 0. 001）。

10 "總體討論

通過(guò)6項(xiàng)研究和1個(gè)補(bǔ)充性分析， 結(jié)合二手?jǐn)?shù)據(jù)、現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)（試吃活動(dòng)）、在線(xiàn)情境實(shí)驗(yàn)和元分析等方法， 本文考察并驗(yàn)證了節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享

受以及體驗(yàn)評(píng)估的負(fù)面影響， 揭示了“羊毛薅盡口味乏”的現(xiàn)象。我們通過(guò)豐富數(shù)據(jù)渠道、變換操縱材料、替換食物種類(lèi)以及更改評(píng)估情境等多種方式， 為研究假設(shè)提供了聚斂而穩(wěn)健的證據(jù)。在數(shù)據(jù)渠道方面， 使用包括美國(guó)真實(shí)的外賣(mài)餐飲評(píng)分（研究1）、國(guó)際樣本（研究4）和中國(guó)樣本（如研究5）等數(shù)據(jù)來(lái)源， 并使用線(xiàn)上（如研究5）和線(xiàn)下現(xiàn)場(chǎng)實(shí)驗(yàn)（研究3）相結(jié)合的數(shù)據(jù)渠道; 在操縱刺激方面， 采用包括計(jì)算最劃算的單價(jià)（研究2）、省錢(qián)方式寫(xiě)作任務(wù)（研究4）、獲取7.5折優(yōu)惠券（研究5）和參與滿(mǎn)減活動(dòng)（研究6）等多種方式; 在品牌選取方面， 選取了真實(shí)的品牌（如研究3）和虛擬品牌（如研究5）; 在食物種類(lèi)選取方面， 涵蓋了非健康食物（研究3的巧克力）和健康食物（研究4的沙拉）、甜食（研究5的蛋糕）和非甜食（研究6的火鍋）、包裝食品（研究3的巧克力）和非包裝食物（研究4的沙拉）; 在消費(fèi)評(píng)估情境設(shè)置方面， 既有單品評(píng)估情境（如研究3）， 也有多品聯(lián)合評(píng)估情境（如研究6）， 從而增強(qiáng)了研究結(jié)論普適性。本研究發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)與餐飲店食物評(píng)分具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系; 節(jié)儉心態(tài)降低了食物預(yù)期享受和實(shí)際品嘗評(píng)估， 原因在于節(jié)儉心態(tài)導(dǎo)致了個(gè)體更高的認(rèn)知資源耗竭; 當(dāng)獲利成本較低或給予正念干預(yù)時(shí)， “羊毛薅盡口味乏”的效應(yīng)被削弱或消失。研究結(jié)論不僅為現(xiàn)有理論文獻(xiàn)提供新的見(jiàn)解， 也為食物營(yíng)銷(xiāo)和提升飲食福祉提供了可參考的實(shí)踐啟示。

10.1""理論貢獻(xiàn)

首先， 本研究對(duì)節(jié)儉心態(tài)的理論研究進(jìn)行了開(kāi)拓性探索。以往的相關(guān)研究側(cè)重探討節(jié)儉的兩個(gè)方面：一方面聚焦于前置因素， 如個(gè)體特質(zhì)、社會(huì)文化和政治取向等因素如何塑造個(gè)體的節(jié)儉傾向（Bargain-Darrigues， 2023; Jagannathan et al.， 2020; Lastovicka et al.， 1999）。這些研究為本文對(duì)節(jié)儉的概念化提供了理論支撐， 而本文借助于此又進(jìn)一步加深了對(duì)節(jié)儉心態(tài)的理解， 尤其是在當(dāng)今社會(huì)商業(yè)化日益加劇、優(yōu)惠和折扣信息泛濫的背景下對(duì)節(jié)儉心態(tài)的理解。與部分研究聚焦于長(zhǎng)期性節(jié)儉不同（如Evers et al.， 2018; Goldsmith amp; Flynn， 2015）， 本文認(rèn)為外部線(xiàn)索的刺激（如優(yōu)惠券的提供、折扣資格的獲取等）可短暫性地激活節(jié)儉心態(tài)， 使消費(fèi)者在短時(shí)間內(nèi)為獲取最劃算的交易而投入努力。另一方面， 雖然有部分研究開(kāi)始探索節(jié)儉心態(tài)產(chǎn)生的后效， 如不少研究集中考察了節(jié)儉對(duì)親環(huán)境行為的影響（Evans， 2011; Gatersleben et al.， 2019; McCarthy， 2024; Wang et al.， 2021）， 還有少數(shù)研究探討了節(jié)儉對(duì)個(gè)體幸福感的影響（Bardhi amp; Arnould， 2005; Chancellor amp; Lyubomirsky， 2011）， 但尚未針對(duì)節(jié)儉心態(tài)對(duì)口味享受的影響（一種既依賴(lài)感官知覺(jué)也依賴(lài)認(rèn)知判斷的過(guò)程）予以明確回答。其次， 雖然忙碌等變量也有可能會(huì)引起消費(fèi)者的認(rèn)知資源耗竭（Chen et al.， 2024）， 進(jìn)而影響后續(xù)的消費(fèi)體驗(yàn)， 但本文所檢驗(yàn)的節(jié)儉心態(tài)有其獨(dú)特性：一方面， 對(duì)于商家而言， 投入成本“讓利”給消費(fèi)者的初衷本應(yīng)是獲得消費(fèi)者更高的體驗(yàn)評(píng)價(jià)， 而節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)卻產(chǎn)生了適得其反的負(fù)面作用; 另一方面， 對(duì)于消費(fèi)者而言， 享受食物的美味是他們的美好愿望和目的， 但未曾警惕“薅羊毛”這種看似“獲利”實(shí)則“撿了芝麻丟了西瓜”的節(jié)儉心態(tài)在食物享受中導(dǎo)致的負(fù)面作用。因此， 本研究揭示的效應(yīng)對(duì)以往研究中體驗(yàn)后效進(jìn)行了有益延展。

再者， 本文的研究結(jié)論深化了感官營(yíng)銷(xiāo)領(lǐng)域的相關(guān)理論文獻(xiàn)， 增加了對(duì)個(gè)體口味知覺(jué)與體驗(yàn)的認(rèn)識(shí)和理解。關(guān)于個(gè)體對(duì)口味知覺(jué)的影響因素， 先前研究展開(kāi)了豐富的探索（Krishna amp; Elder， 2021）。在食物本身因素方面， 食物的顏色（Wadhwani amp; McMahon， 2012）、健康屬性（Hagen， 2021）等會(huì)導(dǎo)致個(gè)體產(chǎn)生不同的口味感知。在個(gè)體因素層面， 情緒狀態(tài)（Noel amp; Dando， 2015）、注意力分配（Murphy et al.， 2024）等均會(huì)影響個(gè)體的口味感知和體驗(yàn)。在環(huán)境因素層面， 產(chǎn)品的包裝線(xiàn)索（Togawa et al.， 2019）、語(yǔ)言信息效價(jià)（Hansen amp; Melbye， 2020）等也被證實(shí)會(huì)影響個(gè)體對(duì)口味的感知和判斷。本文為此系列的研究提供了新的思路， 并證實(shí)了節(jié)儉心態(tài)是降低口味感知的有效預(yù)測(cè)因子。

最后， 本研究提出并驗(yàn)證了認(rèn)知資源耗竭的解釋機(jī)制， 與自我耗竭理論的相關(guān)研究形成對(duì)話(huà)（Baumeister et al.， 2000; Francke amp; Carrete， 2023; Vohs et al.， 2021）。本研究認(rèn)為， 節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)之所以導(dǎo)致個(gè)體對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估的降低， 原因在于節(jié)儉心態(tài)下的個(gè)體在獲取最劃算交易的過(guò)程中產(chǎn)生了認(rèn)知資源耗竭。以往的研究提出了認(rèn)知資源的耗竭會(huì)對(duì)個(gè)體的后續(xù)行為產(chǎn)生諸多影響， 如在工作上更低產(chǎn)、消費(fèi)上更放縱、更容易被說(shuō)服及更傾向于回避新事物等（Cheema amp; Patrick， 2012; Perry amp; Lee， 2012; Zor et al.， 2022）。本研究為認(rèn)知資源耗竭的負(fù)面效應(yīng)提供了更多支持， 即處于認(rèn)知耗竭時(shí)預(yù)期與實(shí)際體驗(yàn)都有消極影響。此外， 本研究還識(shí)別了正念在體驗(yàn)評(píng)估中積極的干預(yù)作用。以往研究主要將正念干預(yù)應(yīng)用于減少工作任務(wù)耗竭（Kudesia et al.， 2022）、增加環(huán)保行為以及提高個(gè)體生活滿(mǎn)意度方面（Thiermann amp; Sheate， 2022）， 而本文將積極心理學(xué)理論中的正念概念運(yùn)用至感官體驗(yàn)領(lǐng)域并證實(shí)了其有效的干預(yù)價(jià)值， 在理論上延展和拓寬了其應(yīng)用范圍與實(shí)踐范疇（Yusainy amp; Lawrence， 2015; Zarantonello et al.， 2024）。

10.2""實(shí)踐意義

本文的研究結(jié)論為促進(jìn)食物營(yíng)銷(xiāo)和提升飲食福祉提供了一定的實(shí)踐啟示。一方面， 在企業(yè)采用各式各樣的“薅羊毛”方式激活消費(fèi)者的節(jié)儉心態(tài)時(shí)， 應(yīng)警惕節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受及后續(xù)的口味評(píng)價(jià)潛在的負(fù)面影響。我們的研究表明， 當(dāng)獲利成本較高時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)的負(fù)面作用更加顯著， 企業(yè)可以通過(guò)降低獲利成本（如減少薅羊毛的步驟、提供湊單時(shí)輔助性的計(jì)算方式等）來(lái)緩解“羊毛薅盡口味乏”的效應(yīng)。同時(shí)， 幫助消費(fèi)者從認(rèn)知資源耗竭中恢復(fù)是另一種重要的方式， 通過(guò)將商店頁(yè)面調(diào)整為暖色調(diào)、播放舒緩的音樂(lè)等均可幫助消費(fèi)者從認(rèn)知資源耗竭中得到緩和（Jacquet et al.， 2021）， 進(jìn)而削弱節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估帶來(lái)的消極效應(yīng)。另一方面， 本文所揭示的“羊毛薅盡口味乏”現(xiàn)象不僅存在于健康食物領(lǐng)域， 也存在于不健康食物領(lǐng)域。由于節(jié)儉心態(tài)的激活會(huì)導(dǎo)致口味的預(yù)期和實(shí)際評(píng)價(jià)有所降低， 在倡導(dǎo)健康食物的攝入時(shí)， 應(yīng)該從降低獲利成本或恢復(fù)認(rèn)知資源耗竭兩方面入手。例如， 調(diào)整線(xiàn)下餐廳或食品零售店的照明燈光（Kang et al.， 2019）或調(diào)低室內(nèi)溫度可有助于防止認(rèn)知資源耗竭（Cheema amp; Patrick， 2012）， 進(jìn)而阻斷節(jié)儉心態(tài)對(duì)食物體驗(yàn)評(píng)估的負(fù)面影響。此外， 當(dāng)倡導(dǎo)減少不健康食物的攝入時(shí)， 節(jié)儉心態(tài)的啟動(dòng)也不失為一種使垃圾食品失去吸引力的間接方式。這也在某種程度上有助于人們?cè)诓恢挥X(jué)中降低對(duì)非健康食物的欲望， 減少非健康食物的攝入， 進(jìn)而從長(zhǎng)遠(yuǎn)意義上提升消費(fèi)者的飲食福祉。

10.3""局限性與未來(lái)研究展望

本文也存在一定的局限性， 有待后續(xù)研究進(jìn)一步進(jìn)行探索。首先， 本研究聚焦于食物消費(fèi)領(lǐng)域， 重點(diǎn)關(guān)注節(jié)儉心態(tài)如何影響個(gè)體對(duì)口味的預(yù)期享受和評(píng)估。須注意的是， 有些產(chǎn)品的消費(fèi)和使用可能具有滯后性或耐用性。其中， 滯后性體現(xiàn)在人們購(gòu)買(mǎi)了產(chǎn)品之后不必然會(huì)馬上使用（如洗手液等）， 而耐用性主要體現(xiàn)在產(chǎn)品可被多次被反復(fù)使用（如書(shū)籍等）。本文主要對(duì)食物即時(shí)性的享受進(jìn)行了初步探討， 未來(lái)研究可考慮對(duì)本研究核心效應(yīng)在其他產(chǎn)品類(lèi)別中的結(jié)論遷移性和適用性作進(jìn)一步驗(yàn)證。同時(shí)， 也可以考慮探討核心效應(yīng)是否會(huì)隨著時(shí)間的推移而發(fā)生變化（Sevilla et al.， 2019）。值得一提的是， 研究1的分析中雖然無(wú)法確保所有的消費(fèi)者都在用餐后短時(shí)間內(nèi)及時(shí)對(duì)食物作出評(píng)價(jià)， 但節(jié)儉心態(tài)導(dǎo)致后續(xù)食物差評(píng)的持續(xù)效應(yīng)在理論上是講得通的。由于在服務(wù)體驗(yàn)評(píng)價(jià)中存在“負(fù)性偏差” （negativity bias）， 即負(fù)性事件對(duì)人們的記憶和評(píng)估的影響強(qiáng)度更大且更持久（Frank et al.， 2023; Rozin amp; Royzman， 2001）， 故在很大概率上啟動(dòng)節(jié)儉心態(tài)的消費(fèi)者對(duì)食物口味的消極體驗(yàn)在其隨后的評(píng)估系統(tǒng)中仍然發(fā)揮一定的作用。我們鼓勵(lì)未來(lái)研究對(duì)這些推斷進(jìn)行更深入的探索和驗(yàn)證。同時(shí)， 研究1中的外賣(mài)平臺(tái)數(shù)據(jù)未能獲取到每個(gè)消費(fèi)者具體的下單時(shí)間和評(píng)價(jià)時(shí)間， 故未能將評(píng)價(jià)及時(shí)性作為控制變量納入輔助分析， 這確實(shí)是本文所選取的二手?jǐn)?shù)據(jù)的局限性之一， 未來(lái)研究可考慮獲取評(píng)價(jià)時(shí)間等數(shù)據(jù)以具體分析評(píng)價(jià)及時(shí)性對(duì)本文核心效應(yīng)的影響作用。

其二， 未來(lái)研究可考慮更豐富的節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)方式， 并進(jìn)一步檢驗(yàn)不同節(jié)儉心態(tài)啟動(dòng)方式是否產(chǎn)生差異化效應(yīng)。雖然本研究已盡可能地采用了多種節(jié)儉心態(tài)的操縱方式（如分享領(lǐng)券、湊單滿(mǎn)減等）， 但在現(xiàn)實(shí)生活中人們“薅羊毛”的方式還更加豐富多樣， 如拼團(tuán)購(gòu)買(mǎi)、好評(píng)（曬單）返現(xiàn)和跨店聯(lián)合折扣等。我們認(rèn)為， 雖然都是節(jié)儉心態(tài)， 但不同的折扣方式可能會(huì)導(dǎo)致人們產(chǎn)生不同程度的心理成本（Kapitan et al.， 2021）?？疾爝@些不同節(jié)儉手段導(dǎo)致的節(jié)儉心態(tài)所產(chǎn)生的效應(yīng)， 將有助于推進(jìn)節(jié)儉概念性和實(shí)證性的深化研究（Evers et al.， 2018; Jagannathan et al.， 2020; Philp amp; Nepomuceno， 2020）。

其三， 除了節(jié)儉方式的多樣性， 節(jié)儉目標(biāo)（或節(jié)儉產(chǎn)生的財(cái)務(wù)結(jié)果）也值得關(guān)注。例如， 部分節(jié)儉個(gè)體的目標(biāo)在于儲(chǔ)蓄更多， 而另一部分節(jié)儉的個(gè)體目標(biāo)則在于以更低的價(jià)格購(gòu)買(mǎi)更多的產(chǎn)品， 會(huì)與前者（即增加儲(chǔ)蓄）存在一定的目標(biāo)沖突（Park et al.， 2024）。節(jié)儉個(gè)體不同的目標(biāo)導(dǎo)向會(huì)如何與本文的效應(yīng)產(chǎn)生聯(lián)合影響？未來(lái)研究可從這方面入手作進(jìn)一步考究。

其四， 本研究已識(shí)別了獲利成本和正念干預(yù)在核心效應(yīng)中的邊界條件， 未來(lái)研究還可以對(duì)“羊毛薅盡口味乏”的其他約束條件作深入探討。例如， 由于本研究的因變量是食物預(yù)期享受和體驗(yàn)評(píng)估， 通常而言， 人們進(jìn)行消費(fèi)的時(shí)候都是希望食物是好吃的、美味的， 但倘若個(gè)體的飲食目標(biāo)是健康（如控糖）而非對(duì)食物的享受或體驗(yàn)， 那么核心效應(yīng)就有可能會(huì)消失（Hagen， 2021）。再如， 有時(shí)候個(gè)體獲取優(yōu)惠的方式是通過(guò)消費(fèi)者推薦項(xiàng)目獲取的（Xu et al.， 2023）， 由推薦而直接獲得優(yōu)惠的省錢(qián)經(jīng)歷雖然也啟動(dòng)了節(jié)儉心態(tài)， 但卻未必能產(chǎn)生認(rèn)知資源耗竭而產(chǎn)生后續(xù)的負(fù)面影響， 因此核心效應(yīng)也可能會(huì)被削弱。同時(shí)， 個(gè)體節(jié)儉頻率和重復(fù)性可能會(huì)提高口味評(píng)估的耐受性， 導(dǎo)致核心效應(yīng)不再靈敏。此外， 雖然節(jié)儉具有普世意義， 但存在社會(huì)文化價(jià)值觀上的差異（Kapitan et al.， 2021）。例如， 在倡導(dǎo)節(jié)儉的社會(huì)中， 個(gè)體傾向于將節(jié)儉視為美德（Pan et al.， 2019）， 或?qū)⒅鳛閺?qiáng)制性規(guī)范（frugality injunctive norm; Hampson amp; McGoldrick， 2017）來(lái)遵守和踐行， 而在主張物質(zhì)主義或消費(fèi)主義的社會(huì)中， 個(gè)體則傾向于認(rèn)為節(jié)儉會(huì)抑制人的天然欲望或產(chǎn)生不良的社會(huì)形象（Evers et al.， 2018）。因此， 節(jié)儉在不同文化背景下的效應(yīng)有何差異還有待后續(xù)研究的檢驗(yàn)和挖掘。

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The “diminished enjoyment with the best deal” effect： How does frugal mindset impact the anticipated enjoyment and experiential evaluation in food consumption？

CHEN"Siyun¹， XIONG Jiwei²， PENG Kaiping³

（¹"Department of Advertising， Jinan University， Guangzhou 510632， China）"（²"Department of Marketing and Tourism Management， Wuhan University， Wuhan"430072，"China）（³"Department of Psychology and Cognitive Sciences， Tsinghua University， Beijing 100084， China）

Abstract

The frugal mindset is a widely prevalent cognitive pattern， yet little is known about how the frugal mindset affects individual psychology and behavior. Based on six studies and a supplementary meta-analysis， this article unveils the negative effect of a frugal mindset on anticipated enjoyment and experiential evaluation in the context of food consumption. We refer to this effect as the “diminished enjoyment with the best deal” effect.

In the current research， we also propose and test the underlying mechanism—cognitive depletion—that drives the core effect. Moreover， two boundary conditions （i.e.， the cost of getting the best deal and mindfulness intervention） are identified. Specifically， Study 1 analyzed secondary data from the large American food delivery platform GRUBHUB， revealing a negative correlation between the frugal mindset and food taste rating. Study 2 simulated the online food ordering scenario and provided causal evidence for the negative impact of a frugal mindset on the expected enjoyment of food. Study 3 conducted a field experiment under the guise of a taste-testing event， confirming that the frugal mindset diminishes individuals’ anticipated enjoyment of chocolate and leads to lower overall evaluation after consuming chocolate.

Moving forward， Study 4 validated the mediating role of cognitive resource depletion in the impact of the frugal mindset on the anticipated enjoyment of fruit and vegetable salad. These findings provided consistent support for the proposed core effect. Furthermore， Studies 5 and 6 aimed to explore the situations in which the core effect would be intensified or attenuated. In particular， Study 5 identified a boundary condition—the cost of getting the best deal， showing that when the cost of getting the best deal is higher， the negative impact of the frugal mindset on the anticipated enjoyment of cake is more pronounced. Study 6 further provided an intervention to alleviate the core effect， demonstrating that mindfulness intervention weakens the negative impact of the frugal mindset on the anticipated enjoyment of hotpot. This occurs because mindfulness intervention assists in recovering one’s cognitive depletion induced by the frugal mindset.

Finally， employing the single paper meta-analysis （SPM） as a supplementary analysis， the study confirmed the robust effects of the frugal mindset on anticipated food enjoyment and experiential evaluation. The current research not only enriches and expands theoretical studies on the frugal mindset and cognitive resources but also offers practical implications for food marketing and dietary well-being.

Keywords "frugal mindset， food evaluation， anticipated enjoyment， cognitive resources， mindfulness， dietary well-"being