摘 要 在產(chǎn)品中引入不確定性是一種常見的銷售策略，如概率產(chǎn)品、盲盒等。以往有關(guān)不確定性產(chǎn)品的研究忽略了感知運氣這一影響人們在不確定性情境中行為決策的關(guān)鍵因素。由于人們對運氣普遍持有非理性信念，考察感知運氣對消費者不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響及其化解機(jī)制顯得尤為重要。四個實驗結(jié)果表明，感知壞運氣（vs. 感知好運氣） 使消費者對不確定性產(chǎn)品的偏好降低，這是因為處于感知壞運氣下的消費者對獲得消極結(jié)果具有更強(qiáng)的預(yù)期。但在執(zhí)行甩一甩交互手勢（vs. 不執(zhí)行） 后，感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響弱化甚至消失。研究結(jié)果將感知運氣引入不確定性產(chǎn)品研究領(lǐng)域，豐富交互手勢相關(guān)研究，為企業(yè)制定不確定性產(chǎn)品營銷策略提供了實踐啟示。

關(guān)鍵詞 不確定性產(chǎn)品 感知運氣 交互手勢 消極結(jié)果預(yù)期

1 問題提出

不確定性產(chǎn)品是指在消費者在決策時無法完全了解產(chǎn)品的確切屬性，購買的實際上是獲得某組產(chǎn)品中任何一個特定屬性的機(jī)會。近年來，越來越多企業(yè)嘗試在產(chǎn)品設(shè)計和銷售中引入不確定性元素，如盲盒（Buechel amp; Li， 2023）和概率產(chǎn)品（Zheng etal.， 2019）等。市場數(shù)據(jù)顯示，2021 年我國盲盒行業(yè)市場規(guī)模約為139.1 億元，預(yù)計到2024 年將翻倍至300.2 億元（勤策消費研究， 2023）。這種快速增長反映了消費者對不確定性產(chǎn)品的強(qiáng)烈興趣。然而，這種消費模式背后，仍存在著消費者心理的復(fù)雜性和多面性。雖然已有研究指出不確定性產(chǎn)品能夠給消費者帶來積極的情感體驗，如驚喜、心理喚起、滿足追求刺激的心理需求（Buechel amp; Li， 2023），但不確定性也會引發(fā)消費者的憂慮和不安，因為產(chǎn)品可能不符合他們的預(yù)期（Chen amp; Yuan， 2014）。因此，識別影響消費者對不確定性產(chǎn)品偏好的關(guān)鍵因素、影響機(jī)制和應(yīng)對策略就顯得尤為重要。

在移動互聯(lián)網(wǎng)時代，消費者在不同場景之間的切換變得迅速且頻繁，消費者在購買盲盒這一類不確定性產(chǎn)品之前，也可能剛剛經(jīng)歷某些具有隨機(jī)性質(zhì)的事件。例如，消費者可能在參與完品牌線上店鋪的促銷活動后，立即點擊購買某概率產(chǎn)品，或者在微信群中搶到隨機(jī)紅包后，馬上在社交媒體上看到盲盒的促銷信息。這些日常生活和線上促銷中的隨機(jī)事件不可避免地激發(fā)了消費者的運氣感知（Hock et al.， 2020）。雖然已有研究證實感知運氣會影響消費者行為，但多集中于探討幸運事件或在產(chǎn)品中融入幸運元素對產(chǎn)品態(tài)度和購買意愿的積極影響（Hock et al.， 2020; Jiang et al.， 2009; Wang et al.，2021; Xu amp; Liu， 2024）， 而較少關(guān)注感知到壞運氣后可能會導(dǎo)致的負(fù)面效應(yīng)。

鑒于此，本研究旨在探討感知運氣，尤其是感知壞運氣對消費者不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響及其化解機(jī)制，為理解這一現(xiàn)象提供新的理論視角，并為企業(yè)設(shè)計有效的應(yīng)對策略提供借鑒，從而更好地利用不確定性營銷策略的優(yōu)勢實現(xiàn)企業(yè)的市場目標(biāo)。

2 理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)

2.1 感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響

感知運氣是指個體對自己運氣狀態(tài)的主觀感受，隨機(jī)事件中獲得理想結(jié)果時會感知到好運氣，結(jié)果不盡如人意時則感知到壞運氣（Wohl amp; Enzle， 2002，2003）。盡管隨機(jī)事件的結(jié)果應(yīng)由偶然性因素決定，但人們往往持有非理性的信念，將運氣視為內(nèi)部穩(wěn)定的個人特質(zhì)，試圖通過特定行為或物品獲得好運，或避免接觸可能帶來壞運氣的事物（Darke etal.， 1997a）。一旦感知到壞運氣，便會顯著影響行為決策。例如，由于中國消費者普遍相信本命年與壞運相連，他們在本命年更傾向于選擇無風(fēng)險投資（Fisman et al.， 2023）; 企業(yè)管理者在本命年出于對壞運氣的擔(dān)憂，往往也會增加現(xiàn)金持有量應(yīng)對潛在風(fēng)險（Li et al.， 2021）。此外，感知壞運氣還會導(dǎo)致個體在實現(xiàn)目標(biāo)過程中減少投入，最終可能導(dǎo)致目標(biāo)失敗（Ho et al.， 2024）。

感知運氣對消費者行為與決策的影響源于對運氣持有非理性信念。他們往往將消極或積極的結(jié)果歸因于自身，并錯誤地認(rèn)為之前的結(jié)果會影響未來事件，從而預(yù)期類似結(jié)果將再次發(fā)生（Laporte amp;Briers， 2019）。這種傾向促使消費者在隨機(jī)事件中推斷出虛假的趨勢，并賦予這些趨勢特殊的意義（Darke et al.， 1997a， 1997b）。一旦消費者將隨機(jī)模式誤認(rèn)為真實趨勢，他們便會將其納入已有的信念體系，從而對新信息的解讀產(chǎn)生偏差（Johnson et al.，2005）?；诖诉壿嬐茢?，當(dāng)消費者感知到壞運氣時，他們會將這一感知融入現(xiàn)有認(rèn)知，并在后續(xù)隨機(jī)事件中（如購買不確定性產(chǎn)品）預(yù)期更高的消極結(jié)果發(fā)生可能性，從而降低對不確定性產(chǎn)品的偏好。

假設(shè)1：與感知好運氣的消費者相比，感知壞運氣的消費者對不確定性產(chǎn)品的偏好會降低。

假設(shè)2：消極結(jié)果預(yù)期在其中起到中介作用。具體而言，感知壞運氣的消費者對未來事件中出現(xiàn)消極結(jié)果的預(yù)期更高，因而降低了對不確定性產(chǎn)品的偏好。

2.2 “甩一甩”智能手機(jī)交互手勢的化解機(jī)制

具身認(rèn)知理論指出，身體對認(rèn)知起著重要作用，模擬思維過程的特定動作可以激活相關(guān)認(rèn)知隱喻，影響判斷和行為（Cacioppo et al.， 1993）。認(rèn)知隱喻通過具體的感知經(jīng)驗將抽象概念結(jié)構(gòu)化，如“遠(yuǎn)近”表達(dá)關(guān)系疏遠(yuǎn)或親近，“冷暖”隱喻情感熱度（殷融等， 2013）。研究發(fā)現(xiàn)，觀察或執(zhí)行相關(guān)手勢可激活認(rèn)知隱喻，進(jìn)而影響決策和行為。例如，洗手動作激活潔凈隱喻，可減輕道德威脅并改變風(fēng)險偏好（Xu et al.， 2012）; 彎曲手臂誘發(fā)趨近動機(jī)，會增加對即時滿足的偏好（van Den Bergh et al.， 2011）;握拳動作則增強(qiáng)意志力，促進(jìn)人們追求長期目標(biāo)而非短期享樂（Hung amp; Labroo， 2011）。

隨著智能設(shè)備普及，交互手勢逐漸成為增強(qiáng)用戶體驗的重要手段，這些手勢不僅改變了人機(jī)交互方式，還影響用戶的心理和行為決策（Hadi amp;Valenzuela， 2020; Melumad amp; Pham， 2020）。基于此，本研究設(shè)計了一種新的交互手勢： 甩一甩，推測執(zhí)行“甩一甩”這一常見交互手勢會通過激活甩走負(fù)面事物的認(rèn)知隱喻，進(jìn)而影響消費者的決策?！八Α痹谠~義上具有“擺脫”、 “拋棄”等含義（曾良，2016）; 從詞組上來看，一些與 “甩” 相聯(lián)系的詞語或帶有貶義、或為人所不喜，如 “甩鍋”、“甩掉顧慮” 等; 從動作上來看，“甩” 的動作也頻繁地與甩走、甩掉、甩開某些不受歡迎的東西等相聯(lián)系，如甩掉黏著在身上的臟東西、甩賣不受歡迎的商品等。經(jīng)過無數(shù)次重復(fù)而建立更高層次的關(guān)聯(lián)后，甩的動作一經(jīng)激活便能夠觸發(fā)“擺脫”、“拋開”、“拋去”負(fù)面結(jié)果的態(tài)度和認(rèn)知（Cacioppo et al.， 1993）。同時由于人們對運氣的非理性認(rèn)知，認(rèn)為運氣依附于物體或身體，如“ 手氣” 就是認(rèn)為運氣是依附在手上。

因此，執(zhí)行甩一甩交互手勢后，消費者認(rèn)為自己甩掉了壞運氣這一負(fù)面事物，可能降低對消極結(jié)果的預(yù)期，從而緩解感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響。此外，由于“甩”更多與消極事物關(guān)聯(lián)，人們更傾向認(rèn)為甩掉的是壞運氣，從而使得壞運氣和好運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的影響趨于一致。據(jù)此提出以下假設(shè)。

假設(shè)3：執(zhí)行 “甩一甩” 交互手勢（vs. 不執(zhí)行）后，感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響將減弱甚至消失。

整體研究框架如圖1 所示：

3 實驗1 感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的影響

實驗1 通過參與線上游戲的方式操控感知運氣（申汝敏等， 2022），初步檢驗感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響，并通過設(shè)置控制組確認(rèn)該影響是來自于感知壞運氣的負(fù)面作用還是感知好運氣的正向影響; 次要目的是排除多樣化尋求傾向的替代性解釋。

3.1 實驗設(shè)計與被試

實驗1 采用了單因素三水平（感知壞運氣vs.感知好運氣vs. 控制）的組間設(shè)計。通過“Credamo見數(shù)”調(diào)研平臺招募了360 名被試（Mage = 28.77歲， 61.90% 女性），并隨機(jī)分到3 個組中的一組。G*Power 計算結(jié)果顯示， 當(dāng)組數(shù)為 3、效應(yīng)量（f）為 .50、顯著性水平為 .05 時， 樣本量為 360 的 power值 gt; .99， 因此實驗1 的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。

3.2 實驗流程

被試按要求在實驗中完成兩個不相關(guān)的任務(wù)。首先，被試被邀請體驗一個線上小游戲。在感知好運組和感知壞運組中，被試參與了 “幸運大轉(zhuǎn)盤”抽獎小游戲。每位被試有三次抽獎機(jī)會，每次中獎概率為50%（實際中獎概率取決于實驗操縱），中獎可獲得0.5 元獎勵。被試通過點擊抽獎按鈕進(jìn)行抽獎，彈窗顯示是否中獎。感知好運組的被試每次抽獎后均顯示 “中獎啦”，而感知壞運氣組每次則顯示“感謝您的參與”?？刂平M的實驗流程與其他兩組完全一致，唯一不同的是控制組被試參與的是“待會做什么” 線上小游戲，結(jié)果顯示“ 吃飯” 或“ 睡覺” （如圖2）。

隨后，被試完成第二個獨立任務(wù)。被試需要閱讀關(guān)于新兔盲盒的文字介紹和圖片（如圖3），并匯報對該產(chǎn)品的態(tài)度（1 =“ 非常負(fù)面/不喜歡/消極”，7 = “非常正面/ 喜歡/ 積極”; α = .85; Fan amp; Jiang，2018）及購買意愿（1 = “非常不愿意/ 不可能”， 7= “非常愿意/ 可能”; r = .94; Fan amp; Jiang， 2018）。接著，被試回答操控檢驗題（“請問你覺得自己此刻的運氣如何”; 1 =“ 運氣非常差”， 7 =“運氣非常好”;Jiang et al.， 2009），并報告多樣性尋求意愿（如 “我通常愿意堅持我經(jīng)常購買的產(chǎn)品，而不愿意嘗試一些我不太確定的東西” ; 1= “非常不同意”，7 = “非常同意”; α = .87; van Trijp et al.， 1996）。最后，被試匯報年齡和性別，并猜測實驗?zāi)康摹?/p>

3.3 數(shù)據(jù)分析

操縱檢驗。所有的被試通過注意力檢查，未猜出實驗?zāi)康摹⒏兄\氣檢驗作為因變量，單因素方差分析結(jié)果顯示：三組的感知運氣存在顯著差異，F(xiàn) （2， 357） = 299.57， p ＜ .001， ηp2 = .63。多重比較結(jié)果顯示，感知壞運氣組被試感知運氣評分（M = 2.64，SD = 1.16） 顯著低于控制組（M = 4.87，SD = 1.22；t （238） = 14.52，p lt; .001， d = 1.87）和感知好運氣組（M= 6.09，SD =. 93; t （238） = 25.49，p lt; .001， d = 3.28）；感知好運氣組的被試感知運氣評分顯著高于控制組，t （238） = -8.78， p lt; .001， d = 1.22，實驗操縱有效。

主效應(yīng)。以產(chǎn)品態(tài)度為因變量，單因素方差分析結(jié)果顯示，感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好影響的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （2， 357） = 49.79，p lt; .001， ηp2 = .22。進(jìn)一步的組間對比表明，感知壞運氣組的被試對該產(chǎn)品的態(tài)度（M = 4.70， SD = 1.11）顯著低于控制組（M = 5.67， SD = .66; t （238） = 8.28， p lt; .001， d = 1.06）和感知好運氣組（M = 5.69， SD = .83， t （238） = 7.90， plt; .001， d = 1.01）; 控制組與感知好運氣組對該產(chǎn)品態(tài)度不存在顯著差異，5.67（.66） vs. 5.69（.83）；t （238） =-.23， p gt; .05。以購買意愿為因變量，單因素方差分析的同樣顯示感知運氣的主效應(yīng)顯著，F(xiàn) （2，357） = 45.43， p lt; .001， ηp2= .20。組間對比顯示，感知壞運氣組被試的購買意愿（M =4.04， SD = 1.57）顯著低于控制組（M = 5.43， SD = 1.02; t （238） = 8.16，p lt; .001，d = 1.05）和感知好運氣組（M = 5.43， SD= 1.27; t （238） = 7.54， p lt; .001， d = .97）；控制組與感知好運氣組間的購買意愿不存在顯著差異（5.433（1.02） vs. 5.429（1.27）; t （238） = .03， p gt; .05）。

替代性解釋的排除。單因素方差分析結(jié)果顯示，三組被試在多樣性尋求意愿上無顯著差異，F(xiàn) （2， 357）= 2.78，p gt; .05。將感知運氣作為自變量，多樣性尋求意愿作為中介變量，年齡和性別作為協(xié)變量，產(chǎn)品態(tài)度和購買意愿分別作為因變量，通過Bootstrap方法進(jìn)行中介效應(yīng)分析（模型4， Bootstrapping 5000次; Hayes， 2017）。結(jié)果顯示，多樣性尋求意愿在感知運氣對不確定性產(chǎn)品態(tài)度（B=-.03， SE =.02，95% CI =[-.0640， .0001]）和購買意愿（B =-.05，SE= .03， 95% CI =[-.1098， .0017]）的影響中的中介效應(yīng)均不顯著。

3.4 結(jié)果討論

實驗1 通過線上互動游戲操控感知運氣，結(jié)果顯示感知壞運氣（vs. 感知好運氣 vs. 控制組）的消費者對不確定性產(chǎn)品的偏好顯著降低，驗證了假設(shè)1，并排除多樣性尋求的替代性解釋。感知好運氣和控制組間不存在顯著差異，說明感知運氣對于不確定產(chǎn)品偏好的影響主要源于感知壞運氣對消費者偏好的負(fù)面作用。首先，已有研究表明，人們對損失的敏感性通常高于對收益的敏感性（Kahnemanamp; Tversky， 1979）。因此，與感知到好運相比，感知到壞運氣的影響會更為顯著。其次，與中大獎或賭博情境不同，本研究中的運氣感知主要源于日常小事件觸發(fā)（如實驗中好運組共獲得1.5 元獎勵），獲得的收益較小，因此不足以對行為決策產(chǎn)生顯著影響。這與先前研究的結(jié)論一致，即小額獎勵對個體行為的影響較為有限。例如，小額經(jīng)濟(jì)獎勵不足以顯著提升人們?yōu)樘峁┕卜?wù)而合作的意愿（Voorberg et al.， 2018）; 在包含賭博元素的電子游戲中，小額獎勵可能增加游戲的可玩性，但對消費者后續(xù)是否參與賭博的決策影響有限（Kim et al.，2021）。

4 實驗2 消極結(jié)果預(yù)期的中介作用

實驗2 為預(yù)注冊實驗（https：//aspredicted.org/q8tz-qfc5.pdf）。主要目的包括： （1）更換感知運氣的操控方式，通過模擬領(lǐng)取拼手氣紅包的情境來實現(xiàn)對感知運氣的操控，再次驗證主效應(yīng); （2）檢驗消極結(jié)果預(yù)期的中介作用; （3）嘗試排除情緒的替代性解釋。

4.1 實驗設(shè)計與被試

實驗2 采用了單因素兩水平（感知壞運氣vs.感知好運氣）的組間實驗設(shè)計，通過“Credamo 見數(shù)”調(diào)研平臺招募了240 名被試（Mage = 30.58 歲;女性71.30%），并將其隨機(jī)分配到兩個實驗組之一。G*Power 計算結(jié)果顯示， 當(dāng)組數(shù)為 2、效應(yīng)量 （f）為 .50、顯著性水平為 .05 時， 樣本量為 240 的 power值 gt; .99， 因此實驗2 的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。

4.2 實驗流程

被試需在實驗中完成兩個不相關(guān)的任務(wù)。第一項任務(wù)中，被試被要求想象在微信群聊中領(lǐng)取拼手氣紅包的場景。感知好運氣組的被試看到的圖片和文字提示是： “總共10 元的拼手氣紅包，你領(lǐng)到了8.22 元，手氣最佳”; 而感知壞運氣組的被試看到的提示為： “總共200 元的拼手氣紅包，你領(lǐng)到了8.22元，手氣最差” （如圖4）。隨后，被試閱讀并想象自己在使用購物app 時，看到了一個秋冬服裝盲盒商品（如圖5）。接著，被試匯報了對該盲盒產(chǎn)品的態(tài)度（α = .91）和購買意愿（r = .96），測項與實驗1 一致。隨后，被試回答一道注意力檢測題，并對未來獲得消極結(jié)果的預(yù)期（如 “請問你覺得自己有多大可能性會收到心儀的款式？”; 1 = “非常不可能”，7 = “非?？赡堋? Kim et al.， 2014）和情緒（如 “此刻我覺得我的心情”; 1 = “很差/ 難過/緊張”， 7 = “很好/ 開心/ 放松”; α = .86; Su et al.，2017）進(jìn)行評分。最后，被試完成對操縱檢驗題，對自己的感知運氣進(jìn)行評分，報告年齡、性別并猜測實驗?zāi)康摹?/p>

4.3 數(shù)據(jù)分析

操控檢驗。所有被試通過注意力檢查，并且未猜出實驗?zāi)康摹我蛩胤讲罘治鼋Y(jié)果顯示，相比于感知好運氣組（M = 6.79， SD = .47），感知壞運氣組對于感知運氣的評分更低（M = 2.28，SD = 1.24;F （1， 238） = 1389.09， p lt; .001， ηp2 = .85），表明實驗操控有效。

主效應(yīng)。將產(chǎn)品態(tài)度作為因變量，單因素方差分析的結(jié)果顯示，感知壞運氣組（M = 4.12， SD =1.21）比感知好運氣組（M = 5.55， SD = .86; F （1， 238）= 111.31， p lt; .001， ηp2 = .32）對不確定性產(chǎn)品的態(tài)度更為消極。以購買意愿為因變量，單因素方差分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，感知壞運氣組（M = 3.58; SD = 1.81）比感知好運氣組（M = 5.53; SD = 1.18; F （1， 238） =98.82， p lt; .001， ηp2 = .29）更不愿意購買不確定性產(chǎn)品。再次驗證了主效應(yīng)（H1）。

消極結(jié)果預(yù)期的中介作用。將感知運氣（0= 感知好運氣， 1= 感知壞運氣）作為自變量，消極結(jié)果預(yù)期作為中介變量，產(chǎn)品態(tài)度和購買意愿分別作為因變量，通過Bootstrap 方法進(jìn)行中介效應(yīng)分析（模型4， Bootstrapping 5000 次; Hayes， 2017）。結(jié)果顯示，消極結(jié)果預(yù)期在感知運氣（ 感知壞運氣 vs. 感知好運氣） 對不確定性產(chǎn)品態(tài)度（B = -.86， SE = .10， 95%CI = [-1.0611， -.6700]）和購買意愿（B = -1.32，SE =.15， 95% CI = [-1.6212， -1.0414]） 的影響中的中介效應(yīng)均顯著。

情緒的替代性解釋。感知運氣對情緒存在顯著影響，具體來看，感知壞運氣組（M = 5.02， SD = 1.43）比感知好運氣組（M = 5.94， SD = .85; F （1， 238） =36.80， p lt; .001， ηp2 = .13）的情緒更消極。參考前人的研究（Li amp; Gal， 2024; Philipp-Muller et al.， 2024）的方法，將情緒和消極結(jié)果預(yù)期分別單獨作中介，發(fā)現(xiàn)雖然情緒（產(chǎn)品態(tài)度： B = -.37， SE = .08， 95% CI= [-.5351， -.2204]; 購買意愿： B = -.51，SE = .12， 95%CI = [-.7591， -.2964]） 在感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的影響中的中介效應(yīng)均顯著，但效應(yīng)量遠(yuǎn)弱于消極結(jié)果預(yù)期（產(chǎn)品態(tài)度：B = -.86，SE = .10， 95%CI = [-1.0611， -.6700]; 購買意愿：B = -1.32，SE =.15， 95% CI = [-1.6212， -1.0414]）。進(jìn)一步將消極結(jié)果預(yù)期和情緒進(jìn)行平行中介分析，結(jié)果顯示消極結(jié)果預(yù)期（產(chǎn)品態(tài)度：B = -.74，SE = .10， 95% CI =[-.9449， -.5494]; 購買意愿：B = -1.19，SE = .15， 95%CI = [-1.4939， -.9189]） 的中介效應(yīng)遠(yuǎn)強(qiáng)于情緒（產(chǎn)品態(tài)度：B = -.15， SE = .06， 95% CI = [-.2752， -.0383];購買意愿：B = -.16， SE = .08， 95% CI = [-.3390，-.0234]），且進(jìn)行平行中介分析時情緒的效應(yīng)量下降至微乎其微。這說明將消極結(jié)果預(yù)期作為解釋機(jī)制比情緒在統(tǒng)計上更有說服力。

4.4 結(jié)果討論

實驗2 更換了不同的實驗情境和操縱手段，主效應(yīng)依舊存在。本實驗還驗證了消極結(jié)果預(yù)期在感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好中的中介效應(yīng)。盡管情緒存在中介效應(yīng)，但其中介效應(yīng)的效應(yīng)量遠(yuǎn)弱于消極結(jié)果預(yù)期；當(dāng)情緒與消極結(jié)果預(yù)期進(jìn)行平行中介競爭時，情緒中介的效應(yīng)量大幅度下降至微乎其微，證明了消極結(jié)果預(yù)期是感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的關(guān)鍵影響機(jī)制。

5 實驗3 甩一甩交互手勢的調(diào)節(jié)作用

5.1 預(yù)調(diào)研

為了探索消費者在日常生活中認(rèn)為能夠趕走壞運氣的手勢，并為智能手機(jī)交互手勢的設(shè)計提供依據(jù)，通過見數(shù)平臺上招募了64 名被試進(jìn)行預(yù)實驗。由于部分被試花費時間過長，最終有效樣本為60 人。結(jié)果顯示，被試認(rèn)為最能消除壞運氣的前三種交互手勢分別是：“洗洗手” （56.67%）、“換只手試試”（50%）和 “甩甩手” （46.67%）。前兩種手勢雖被證實能夠改變消費者的運氣感知（Hamermanamp; Johar， 2013; Xu et al.， 2012），但與智能手機(jī)交互的結(jié)合較差。“洗洗手”涉及物理清洗動作，與設(shè)備交互的兼容性較低; “換只手試試”雖常見，但需要頻繁切換設(shè)備的持握方式，可能導(dǎo)致操作不穩(wěn)定，影響用戶體驗。因此，最終選擇 “甩一甩” 作為正式實驗的交互手勢。這一手勢簡單易行，且更容易與智能手機(jī)操作結(jié)合，具備良好的適用性。

5.2 正式實驗

實驗3 主要有兩個目的： ①驗證甩一甩交互手勢能夠化解感知壞運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響; ②再次驗證消極結(jié)果預(yù)期的中介機(jī)制; ③再次嘗試排除情緒的替代性解釋; ④控制對不確定性產(chǎn)品了解程度的影響。本實驗在設(shè)計上的改動主要包括： ①通過模擬抽獎活動的情境來操控被試的感知運氣; ②考慮是否執(zhí)行甩一甩交互手勢情況下感知運氣對不確定性產(chǎn)品偏好的影響。

5.2.1 實驗設(shè)計和被試

實驗3 為預(yù)注冊實驗（https：//aspredicted.org/r7tx-jf8j.pdf）。本實驗采用2（感知壞運氣 vs. 感知好運氣） × 2（甩一甩交互手勢：執(zhí)行vs. 不執(zhí)行）組間因子設(shè)計，通過 “Credamo 見數(shù)” 調(diào)研平臺上招募了480 名被試（Mage=30.2 歲; 女性70%）。G*Power 計算結(jié)果顯示， 當(dāng)組數(shù)為 4、效應(yīng)量 （f）為 .50、顯著性水平為 .05 時， 樣本量為480 的 power值 gt; .99， 該實驗樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。

5.2.2 實驗流程

正式實驗包括兩個部分，首先被試需要想象自己參加了一個線上文具店的抽獎活動。在感知壞運氣組中，被試將看到未中獎的圖片和文字材料; 在感知好運氣組中，被試看到的是中獎的圖片和文字材料（如圖6）。隨后，被試需匯報抽獎結(jié)果，并對自己感知運氣進(jìn)行評分，測項與實驗1 相同。接著，被試進(jìn)入第二個獨立的調(diào)研，并在這個部分對甩一甩交互手勢（執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行）進(jìn)行操控。具體方式如下：在執(zhí)行甩一甩交互手勢組中，被試被告知在開始之前需要模仿圖像動作先執(zhí)行甩一甩的交互手勢; 另一組則模仿圖像動作進(jìn)行點擊動作，隨后進(jìn)入下一頁。隨后，被試閱讀情景材料并想象自己在另一家線上店鋪瀏覽衛(wèi)衣商品時看到一個衛(wèi)衣盲盒，并評估自己對該衛(wèi)衣盲盒產(chǎn)品的態(tài)度（α= .89）與購買意愿（r = .95）。然后，被試對消極結(jié)果預(yù)期、情緒（α = .88）和盲盒/ 福袋類不確定性產(chǎn)品的了解程度進(jìn)行測量 （1 = “非常不了解”，7 = “非常了解”），匯報性別和年齡等信息并猜測實驗?zāi)康摹?/p>

5.2.3 數(shù)據(jù)分析

操縱檢驗。所有被試通過注意力檢查，未猜出實驗?zāi)康?。單因素方差分析結(jié)果顯示，相比于感知好運氣組（M = 6.05，SD = 1.00），感知壞運氣組的被試對于自己當(dāng)前感知運氣的評分更低（M =2.39， SD = 1.11; F （1， 478） = 1442.27，p lt; .001， ηp2 =.75），表明感知運氣的操控有效。

甩一甩交互手勢的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。以不確定性產(chǎn)品態(tài)度為因變量，將情緒、對不確定性產(chǎn)品的了解程度、年齡和性別作為協(xié)變量，2（感知壞運氣vs. 感知好運氣）× 2（甩一甩交互手勢：執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行）的雙因素方差分析的結(jié)果顯示，感知運氣對產(chǎn)品態(tài)度影響的主效應(yīng)（F （1， 472） = 41.12， p lt; .001，ηp2 = .08）及二者的交互作用（F （1， 472） = 18.20， p lt;.001， ηp2 = .04）均顯著，交互手勢對產(chǎn)品態(tài)度影響的主效應(yīng)不顯著（F （1， 472） = 2.34， p gt; .05）。組間對比表明，在未執(zhí)行甩一甩交互手勢時，感知壞運氣組（M = 3.79， SD = 1.04）比感知好運氣組（M = 5.29，SD = .76; F（1， 472） = 56.24， p lt; .001， ηp2 = .11）的產(chǎn)品態(tài)度更消極。在執(zhí)行甩一甩交互手勢后，感知壞運氣組和感知好運氣組的產(chǎn)品態(tài)度不存在顯著差異（4.38 （1.22） vs. 4.99 （1.06）；F （1， 472） = 3.63，p gt; .05。

更換不確定性產(chǎn)品購買意愿為因變量，將情緒、對不確定性產(chǎn)品的了解程度、年齡和性別作為協(xié)變量，2（ 感知壞運氣 vs. 感知好運氣） × 2（ 甩一甩交互手勢：執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行） 的雙因素方差分析的結(jié)果顯示，感知運氣對產(chǎn)品購買意愿影響的主效應(yīng)（F （1，472） = 31.89， p lt; .001， ηp2 = .06）及二者的交互作用（F （1， 472）= 12.82， p lt; .001，ηp2 = .03）均顯著，而交互手勢對產(chǎn)品購買意愿影響的主效應(yīng)不顯著（F （1，472） = 2.41， p gt; .05）。進(jìn)一步的組間對比表明，在未執(zhí)行甩一甩交互手勢時，感知壞運氣組（M = 3.15，SD = 1.65）比感知好運氣組（M = 5.26， SD = 1.38;F （1， 472） = 49.09， p lt; .001， ηp2 = .08）的購買意愿更低。在執(zhí)行甩一甩交互手勢后，感知壞運氣組和感知好運氣組的購買意愿不存在顯著差異（3.94 （1.81）vs. 4.89 （1.54）；F （1， 472） = 3.34， p gt; .05）。

被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析。以感知運氣為自變量，產(chǎn)品態(tài)度為因變量，消極結(jié)果預(yù)期為中介變量，情緒、對不確定性產(chǎn)品的了解程度、年齡和性別為協(xié)變量，甩一甩交互手勢（執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行）為調(diào)節(jié)變量，采用的被調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行分析（Model 7，Bootstrapping 5000 次; Hayes， 2017），結(jié)果顯示，甩一甩交互手勢的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（B = .30，SE = .09， 95% CI = [.1387，.4737]）。具體而言，在未執(zhí)行甩一甩交互手勢時，消極結(jié)果預(yù)期的中介效應(yīng)顯著（B = -.35，SE = .07，95%CI =[-.4930，-.2101），而在執(zhí)行甩一甩交互手勢時，中介效應(yīng)不顯著（B= -.04，SE = .06， 95%CI = [-.1669，.0756]），具體路徑系數(shù)見圖7。

更換不確定性產(chǎn)品購買意愿為因變量，結(jié)果顯示，甩一甩交互手勢的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（B =.55， SE = .15， 95% CI = [.2473，.8559]）。具體而言，在未執(zhí)行甩一甩交互手勢時，消極結(jié)果預(yù)期的中介效應(yīng)顯著（B = -.63， SE = .13，95%CI = [-.8764，-.3803），而在執(zhí)行甩一甩交互手勢時，中介效應(yīng)不顯著（B =-.08，SE = .11， 95%CI = [-.3064，.1389]）。具體路徑系數(shù)見圖8。

情緒的替代性解釋。以感知運氣為自變量，產(chǎn)品態(tài)度為因變量，情緒為中介變量，甩一甩交互手勢（執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行）為調(diào)節(jié)變量，采用的被調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行分析（Model 7 ， Bootstrapping 5000 次;Hayes， 2017），結(jié)果顯示，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著（B= .13，SE = .10， 95% CI = [-.0481，.3292]）; 更換購買意愿為因變量，結(jié)果顯示，被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著（B = .20，SE =.15， 95% CI = [-.0932，.5046]）。接著，以產(chǎn)品態(tài)度為因變量，將情緒和消極結(jié)果預(yù)期同時為平行中介，甩一甩交互手勢（執(zhí)行 vs. 不執(zhí)行）為調(diào)節(jié)變量，采用被調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行分析（Model 7， Bootstrapping 5000 次; Hayes， 2017），結(jié)果顯示，消極結(jié)果預(yù)期作為中介的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（B = .37，SE = .10， 95% CI = [.1846，.5682]），情緒作為中介的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著（B = .07，SE = .06， 95% CI = [-.0315， .1883]）; 更換購買意愿為因變量，結(jié)果顯示，消極結(jié)果預(yù)期作為中介的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著（B = .66，SE = .17，95% CI = [.3314， .9979]），情緒作為中介的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)不顯著（B = .10，SE = .08， 95% CI = [-.0469，.2593]）。

5.2.4 結(jié)果討論

實驗3 驗證了甩一甩交互手勢的調(diào)節(jié)作用以及消極結(jié)果預(yù)期的中介作用，排除了情緒的替代性解釋。這說明執(zhí)行甩一甩交互手勢能夠削弱甚至消除感知壞運氣對不確定產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響，這是因為執(zhí)行甩一甩交互手勢后，消費者對于獲得消極結(jié)果的預(yù)期降低，而不是源于情緒上的改善。實驗4將進(jìn)一步采用單類內(nèi)隱聯(lián)想測試測試人們內(nèi)隱認(rèn)知中將“甩”與消極事物和積極事物相聯(lián)系的不同程度，解釋為何執(zhí)行甩一甩交互手勢后會感覺甩走了壞運氣。

6 實驗4 單類內(nèi)隱聯(lián)想測試

實驗4 為預(yù)注冊實驗（https：//aspredicted.org/JLG_P6P），主要目的是為了探究消費者對于“甩”的內(nèi)隱態(tài)度，解釋為何執(zhí)行甩一甩交互手勢后會感覺甩走了壞運氣。本實驗采用單類內(nèi)隱聯(lián)想測試（SC-IAT）來測試消費者將“甩”與“消極事物”相聯(lián)系的內(nèi)隱態(tài)度。該測試通過評估目標(biāo)概念詞與屬性詞之間的聯(lián)系緊密程度來測量內(nèi)隱態(tài)度（Karpinski amp; Steinman， 2006）。相較于聯(lián)系不緊密的概念和屬性，人們對聯(lián)系緊密的概念和屬性做出同一反應(yīng)會更容易，所需反應(yīng)時間也更短。

6.1 實驗設(shè)計和被試

本次實驗使用了“Credamo 見數(shù)” 調(diào)研平臺HBO 行為實驗的IAT（內(nèi)隱聯(lián)想實驗）模塊，實驗材料包含8個和“ 甩” 相關(guān)的詞（如“ 甩一甩”、“甩開” 等）、30 個消極詞（如 “壞運”、“煩惱” 等）和30 個積極詞（如 “福氣”、“好運” 等; 徐琳宏等， 2008）。實驗4 采用了2 個階段（相容與不相容， 組內(nèi)） × 2 個不同順序（相容任務(wù)優(yōu)先與不相容任務(wù)優(yōu)先， 組間）設(shè)計（Messner amp; Vosgerau，2010）。

通過營銷研究室平臺招募100 名被試，為每位被試提供8 元的基礎(chǔ)報酬。同時為鼓勵被試認(rèn)真作答，給正確率在80% 以上，且答題速度最快的10名被試提供額外10 元獎勵。所有被試均未猜出實驗?zāi)康模蕹郎y試時間異常和錯誤率過高的5 份問卷后，得到95 份有效問卷（Mage = 23.57 歲， 29.5% 女性）。G*Power 計算結(jié)果顯示，當(dāng)組數(shù)為2，2 次重復(fù)測量，效應(yīng)量 （f）= .50， 顯著性水平為.05，樣本量為95 的 power 值 gt; .99，因此實驗4 的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。

6.2 實驗流程

實驗流程包括練習(xí)和正式實驗兩個階段：首先提供被試24 個詞匯用于練習(xí)（練習(xí)組塊的數(shù)據(jù)將不會進(jìn)行計算），正式實驗中則包含72 個詞匯。正式實驗中，所有參與者都需要完成相容任務(wù)（對緊密聯(lián)系的概念詞和屬性詞作出相同反應(yīng)，即出現(xiàn)“甩” 相關(guān)詞與消極詞語時都按 “J” 鍵）和不相容任務(wù)（對缺乏聯(lián)系的概念詞和屬性詞作出相同反應(yīng)，即出現(xiàn) “甩”按 “F” 鍵，出現(xiàn) “消極詞”則按 “J” 鍵）。

為了平衡出現(xiàn)順序的影響，被試會被隨機(jī)分配到不同順序的2 個實驗組（相容任務(wù)優(yōu)先 vs. 不相容任務(wù)優(yōu)先）中。在相容任務(wù)優(yōu)先組中，被試第一階段需完成相容任務(wù)。為保證被試按鍵頻率基本相當(dāng)，“甩”相關(guān)的詞匯、積極詞匯和消極詞匯不以相等的頻率呈現(xiàn)，而是以7：7：10 的比率呈現(xiàn)。在完成相容任務(wù)測試后，被試將進(jìn)入不相容任務(wù)測試。在該階段中，“甩” 相關(guān)的詞匯、積極詞匯和消極詞匯以7： 10： 7 的比率呈現(xiàn)。每一個刺激詞將會在被試做出反應(yīng)之前一直呈現(xiàn)屏幕上。若被試沒有在1500ms （毫秒）內(nèi)做出反應(yīng)，該詞會自動跳過。在不相容任務(wù)優(yōu)先組中，被試完成不相容任務(wù)后，再進(jìn)入相容任務(wù)階段。最后，被試報告人口統(tǒng)計信息（例如年齡和性別）并猜測實驗?zāi)康摹?/p>

6.3 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果討論

所有被試通過注意力檢查，未猜出實驗?zāi)康?。配對樣本t 檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不相容任務(wù)的平均反應(yīng)時間（M = 612.84ms， SD = 101.44） 減去相容任務(wù)的平均反應(yīng)時間（M = 582.04ms， SD = 89.31） 顯著大于0 （M 不相容- 相容 = 30.81ms， SD = 59.00; t（94） ＝ 5.09，p lt; .001， d = .32），表明被試將 “甩” 與 “消極詞”的聯(lián)系更緊密。為解釋為何甩一甩交互手勢會甩走壞運氣提供了實證證據(jù)。

7 討論

本研究通過四個實驗驗證了感知壞運氣 （vs. 感知好運氣）對消費者不確定性產(chǎn)品偏好的負(fù)面影響。當(dāng)消費者執(zhí)行 “甩一甩” 智能手機(jī)交互手勢時，該負(fù)面影響得以化解。這一效果的內(nèi)在機(jī)制在于，執(zhí)行該手勢激活了消費者 “甩走壞運氣” 的認(rèn)知隱喻，降低了他們對未來獲得消極結(jié)果的預(yù)期。此外，人們的內(nèi)隱認(rèn)知傾向于將 “甩” 與消極事物相聯(lián)系，而非積極事物。因此執(zhí)行手勢后，相對于同時甩走好運氣和壞運氣，人們會感覺 “甩走” 了壞運氣。

7.1 理論貢獻(xiàn)

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面。

第一，本研究將感知運氣引入不確定性產(chǎn)品領(lǐng)域，拓展了其在營銷研究中的適用范圍。以往研究多集中于感知運氣如何影響其相關(guān)行為（如迷信思維、賭博、彩票等; Hamerman amp; Johar， 2013; Wohl amp;Enzle， 2002， 2003）。在有限的營銷情境研究則主要關(guān)注通過感知好運來提高消費者評價。例如，通過促銷游戲贏得折扣能提升感知好運，進(jìn)而增加購買意愿和平均總支出（Hock et al.， 2020）; 或在服務(wù)失敗后通過啟動好運感知增強(qiáng)顧客的寬恕意愿（Xu amp;Liu， 2024）。本研究則表明，上一個消費場景中隨機(jī)事件觸發(fā)的運氣感知會影響消費者后續(xù)的消費決策，從而將感知運氣的影響擴(kuò)大到了不直接相關(guān)的決策范疇。此外，已有研究主要探討幸運事件的經(jīng)歷對消費者行為的影響。例如，經(jīng)歷幸運事件后，人們認(rèn)為自己更特別，從而增強(qiáng)自我提升的動力，促使他們偏離大多數(shù)人認(rèn)可的選擇，表現(xiàn)出對獨特性的需求（Wang et al.， 2021）。還有研究發(fā)現(xiàn)，接觸幸運數(shù)字會影響參與彩票的意愿和對促銷策略的評價（Jiang et al.， 2009）。本研究進(jìn)一步表明，當(dāng)消費者感知到壞運氣時，無論是在促銷情境（實驗1、3）還是日常生活情境（實驗2）中觸發(fā)，都會增加對未來獲得消極結(jié)果的預(yù)期，進(jìn)而導(dǎo)致對不確定性產(chǎn)品的態(tài)度和購買意愿下降。本研究還發(fā)現(xiàn)，除了避免象征厄運的事物（如烏鴉、黑貓）或轉(zhuǎn)發(fā)迷信信息（Carlson et al.， 2009），執(zhí)行特定的交互手勢也能夠有效改變消費者對未來運氣的認(rèn)知狀態(tài)。

第二，拓展了智能手機(jī)交互手勢對消費者行為的研究。隨著移動互聯(lián)網(wǎng)和軟硬件技術(shù)的發(fā)展，智能手機(jī)交互手勢逐漸從單一化向多樣化、立體化演變。然而，關(guān)于交互手勢對消費者行為的研究仍較為有限?，F(xiàn)有研究表明，智能手機(jī)除了提供功能性利益外，還能夠帶來情感性滿足，如震動觸覺反饋增強(qiáng)社會存在感，進(jìn)而改善消費者在相關(guān)任務(wù)中的表現(xiàn)（Melumad amp; Pham， 2020），甚至能夠提升健康和健身領(lǐng)域的依從性（Hadi amp; Valenzuela，2020）。然而，這些研究多關(guān)注觸摸類基礎(chǔ)手勢。但在實際應(yīng)用中交互手勢已延伸出更為多樣化的形式。本研究探討了 “甩一甩” 這種立體化的交互手勢，驗證了其化解感知壞運氣對消費者不確定性產(chǎn)品偏好負(fù)面影響的效果，豐富了對智能手機(jī)交互手勢研究的視角。

最后，豐富了不確定性產(chǎn)品消費決策的影響因素研究。以往大多數(shù)關(guān)于不確定性產(chǎn)品的研究主要集中對于企業(yè)的益處，如擴(kuò)大市場份額（Fay，2008）、減少價格競爭（Fay， 2008）、應(yīng)對市場需求的不確定性（Fay amp; Xie， 2008）以及提升企業(yè)利潤（Rice et al.， 2014）等。消費者層面的研究則更多關(guān)注不確定性帶來的積極心理，如驚喜心理喚起和刺激需求滿足（Buechel amp; Li， 2023）。少數(shù)研究探討了不確定性的負(fù)面影響，例如，受到社會排斥會啟動控制防御機(jī)制，促使消費者遠(yuǎn)離不確定性產(chǎn)品（Fanamp; Jiang， 2018）。本研究加入了這一討論，揭示了感知壞運氣通過改變消費者未來結(jié)果預(yù)期對不確定性產(chǎn)品偏好產(chǎn)生影響的作用。同時，本研究發(fā)現(xiàn)通過設(shè)計特定的交互手勢，企業(yè)可以削弱甚至化解感知壞運氣的負(fù)面影響，為實踐應(yīng)用提供了新的可能性。

7.2 實踐啟示

本研究為企業(yè)在不確定性產(chǎn)品的營銷實踐中提供了有效指導(dǎo)。企業(yè)常通過促銷抽獎等方式吸引消費者，但日常生活中的隨機(jī)事件可能會觸發(fā)消費者的壞運氣感知，從而降低其對不確定性產(chǎn)品的偏好。因此，試圖在產(chǎn)品銷售中融入不確定性元素的企業(yè)或品牌需要意識到感知壞運氣可能的負(fù)面影響，并采取合適的應(yīng)對策略。本研究發(fā)現(xiàn)，營銷人員可以在消費者使用智能手機(jī)的過程中巧妙地引入 “甩一甩” 這一交互設(shè)計，以消除感知壞運氣的負(fù)面效應(yīng)，從而更好地發(fā)揮不確定性營銷策略為企業(yè)帶來的優(yōu)勢。

7.3 局限性和未來研究展望

本研究存在一些局限性，值得在未來研究中進(jìn)一步探索。首先，本研究僅探討了影響消費者對不確定性產(chǎn)品態(tài)度和購買意愿的一個前因。未來的研究可以擴(kuò)展到其他相關(guān)因素，并探討更多能夠緩解這種負(fù)面效應(yīng)的策略。其次，本研究初步探討了智能手機(jī)交互手勢對消費者的潛在影響，而在實際使用過程中，還有許多其他類型的交互手勢，這些手勢可能會激發(fā)不同的認(rèn)知隱喻，從而對消費者行為產(chǎn)生不同的影響。因此，未來可以探索更多交互手勢的類型及其對消費者行為的影響。最后，本研究的樣本主要來自中國消費者?？紤]到不確定性產(chǎn)品在不同國家的普及程度存在差異，例如福袋在日本是新年期間的常見銷售商品，相較于中國消費者，日本消費者可能已形成相應(yīng)的購買習(xí)慣，對不確定性產(chǎn)品更為偏好。因此，未來研究可以進(jìn)一步檢驗文化差異對不確定性產(chǎn)品偏好的影響。

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