“羊毛薅盡口味乏”：節(jié)儉心態(tài)如何影響食物預期享受與體驗評估

摘 "要""節(jié)儉心態(tài)是一種廣泛存在的思維模式， 但以往研究對其如何影響個體心理和行為仍知之甚少。基于6項研究和1個補充性元分析， 文章揭示了“羊毛薅盡口味乏”的現(xiàn)象、解釋機制及邊界條件。具體而言， 研究1通過分析來自美國大型外賣平臺GRUBHUB的二手數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)與食物口味好評率呈負相關關系; 研究2通過模擬外賣點餐情景驗證了節(jié)儉心態(tài)對預期享受的負面影響; 研究3以試吃活動的名義開展了一項實地實驗， 證實了節(jié)儉心態(tài)削弱了個體對巧克力的預期享受， 并導致在吃完巧克力后整體評價更低; 研究4驗證了認知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對果蔬沙拉預期享受的影響中發(fā)揮中介作用; 研究5則識別了獲利成本的邊界條件， 即當獲利成本較高時， 節(jié)儉心態(tài)對蛋糕預期享受的消極影響更明顯; 研究6進一步為緩解這種負面效應提供了一種干預手段， 即當施以正念干預時， 節(jié)儉心態(tài)對火鍋預期享受的消極影響被削弱。最后， 單文章元分析證實了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估的效應穩(wěn)健。文章不僅豐富和拓展了節(jié)儉心態(tài)和認知資源相關的理論研究， 同時為食物營銷和飲食福祉提供實踐啟示。

關鍵詞""節(jié)儉心態(tài)， 食物評估， 預期享受， 認知資源， 正念， 飲食福祉

分類號""B849： F713.55

1 "問題提出

節(jié)儉心態(tài)指的是個體在交易過程中保持謹慎以實現(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)下的個體在本質上是希望充分利用現(xiàn)有資源而“達成最劃算的交易” （Evans， 2011; Kumar et al.， 2023; McCarthy， 2024）。隨著物質經(jīng)濟社會的發(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， 關于節(jié)儉主題的文獻主要集中于探討節(jié)儉行為形成的個人或社會驅動因素（Goldsmith amp; Flynn， 2015; Kumar et al.， 2023; Pepper et al.， 2009）。少部分研究開始關注節(jié)儉給環(huán)境態(tài)度和行為帶來的影響（Gatersleben et al.， 2019; Wang et al.， 2021）。然而， 當前對節(jié)儉心態(tài)如何影響人們的消費體驗仍知之甚少， 而對該研究問題的探討具有重要性和必要性：從理論意義角度來看， 以往研究側重于研究節(jié)儉形成的前因， 深入探究節(jié)儉心態(tài)對個體消費體驗的影響， 有助于豐富消費行為理論體系， 為理解個體消費決策的內(nèi)在機制提供新的視角; 從實踐意義角度來看， 當下“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貼士， 年輕群體逐漸開始追求“性價比”等的社會浪潮下， 節(jié)儉如何會塑造個體的心理及如何影響其消費行為成為值得關注的問題。考慮到食物消費是重要的體驗領域， 我們將對以下問題展開探討：節(jié)儉心態(tài)是否會對食物口味評估產(chǎn)生影響？如有影響， 是積極促進還是消極抑制？解釋機制是什么？何時發(fā)生？作為回應， 本文將揭示節(jié)儉心態(tài)的激活將導致個體產(chǎn)生更低的食物的預期享受和體驗評估， 并提供認知資源耗竭在該影響過程中的解釋機制， 同時識別在此過程中獲利成本和正念干預的邊界條件。

1.1""節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受與實際體驗評估的影響

基于情境線索或特定情境下的任務參與對認知取向的激活， 被視為一種廣義心態(tài)（generalized mindset）。當個體的某種心態(tài)被激活并持續(xù)存在時， 它將會在隨后的有關或無關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)的核心是在消費過程中追求最劃算的交易， 通過謹慎選擇、綜合權衡和充分利用現(xiàn)有資源等手段來實現(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)與過往研究中最大化心態(tài)和計算心態(tài)均存在差異：最大化心態(tài)強調(diào)追求“最優(yōu)”選項（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的交易; 而計算心態(tài)強調(diào)理性計算和詳細權衡（Wang et al.， 2014）， 但其目的并不必然是獲得最劃算或省錢的交易。節(jié)儉心態(tài)啟動后， 個體更關注價格， 通過深思熟慮和優(yōu)化選擇來實現(xiàn)經(jīng)濟效益的最大化（Hampson amp; McGoldrick， 2017; Henkel et al.， 2018）。謹慎選擇意味著在購買商品或服務時仔細考慮各種選項， 選擇最能滿足需求且價格合理、經(jīng)濟實惠的選項（Biraglia et al.， 2022）。綜合權衡要求個體考慮包括價格在內(nèi)的多種因素， 以確保最終的決策最具經(jīng)濟價值（Chancellor amp; Lyubomirsky， 2011; Kapitan et al.， 2021; Kumar"et al.， 2023）。有研究指出， 持有節(jié)儉思維的個體傾向于過度遠視（hyperopia; Pan et al.， 2019）， 即對長遠未來的事情有過度的考慮， 傾向于對現(xiàn)有資源進行保存和維持。過度遠視會消耗個體更多的認知資源和能量， 因為這個過程涉及了消耗認知資源的自我控制和抵制放縱（Haws amp; Poynor， 2008; Zor et al.， 2022）。在食物消費領域， Hildebrand等（2021）指出， 口味享受是一種具有認知需求的活動。不少研究也對這一觀點提供了支持， 學者們發(fā)現(xiàn)獨立于感覺之外的認知信息（如品牌名稱、廣告印刷和信息效價等）均會影響口味享受（Hansen amp; Melbye， 2020; Hoegg amp; Alba， 2007; Krishna amp; Elder， 2021）。

個體對口味享受的評估包括預期享受和實際體驗， 其中前者指的是個體基于各種因素（如食物的描述等）所形成的對即將品嘗的食物能夠帶來愉悅和滿足程度的預期和期望， 而后者指的是品嘗食物之后根據(jù)實際的口感和對味道、質地等的感知， 對食物所帶來的愉悅和滿足程度進行的綜合評價（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（Wilson et al.， 1989）或情感預測的效價是否積極（Patrick et al.， 2007）等。本文認為， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響將與對實際體驗評估有一致的效應， 即節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和實際體驗評估都具有消極作用。這主要是由于口味評估更多依賴于快速、直覺式的加工系統(tǒng)， 個體可能會忽略掉期望與實際體驗之間的差異， 導致兩者的評估趨于一致（Wilson et al.， 1989）。有研究對此提供了實證性支持， 發(fā)現(xiàn)預期享受與實際享受之間具有顯著的正相關性（Murphy et al.， 2024）。因此， 節(jié)儉心態(tài)的啟動也會導致人們對口味實際體驗的評價下降。由此， 當認知資源的可支配數(shù)量受限（如節(jié)儉心態(tài)下個體將資源投入到謹慎選擇、精打細算、反復權衡和過度考慮長久將來等）時， 個體對口味的預期享受和實際體驗都將會被“大打折扣”而感到“食之無味”， 即產(chǎn)生本研究提出的“羊毛薅盡口味乏”核心效應。綜上， 本文提出：

假設1：節(jié)儉心態(tài)的啟動將會降低人們對食物的（a）預期享受與（b）體驗評估。

1.2""認知資源耗竭中介節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的關系

當人們參與一個認知資源需求較高的任務時， 需要投入較多的精力和努力， 容易導致產(chǎn)生暫時性的認知資源耗竭狀態(tài)（Francke amp; Carrete， 2023; Perry amp; Lee， 2012）。以往研究發(fā)現(xiàn)， 認知資源耗竭會進一步影響個體的后續(xù)行為表現(xiàn)， 如工作效率、新產(chǎn)品選擇和社交媒體良性內(nèi)容的參與等（Cheema amp; Patrick， 2012; Zor et al.， 2022）。本文認為， 節(jié)儉心態(tài)被激活后， 個體會圍繞著“如何能夠獲取劃算的交易”而展開一系列的認知活動， 包括但不僅限于對比、計算和綜合權衡等多種手段（Henkel et al.， 2018; Kapitan et al.， 2021）， 而這種認知活動需要消耗較多的認知資源， 導致了個體耗竭水平的升高， 進而降低了個體對食物的預期享受。前文提到， 口味享受容易受到認知因素的影響， 認知資源發(fā)生變化會塑造個體對口味的感知和評估（Hansen amp; Melbye， 2020; Krishna amp; Elder， 2021）。例如， 當認知載荷較高時， 個體對口味（如甜味等）的感知強度將會受到抑制（Van Meer et al.， 2023）。除了來自單一口味評估的證據(jù)， 還有實證研究驗證了當個體認知資源耗竭時， 他們對復雜口味的識別能力和味覺享受都會降低（Hildebrand et al.， 2021）。此外， 最新研究發(fā)現(xiàn)， 當個體被過多的外部刺激物占據(jù)認知資源時， 個體對享樂性體驗（包括用餐體驗）的預期享受也會相應地降低（Murphy et al.， 2024）。據(jù)此推測， 節(jié)儉心態(tài)驅使被試在完成最劃算交易的過程中產(chǎn)生了較高水平的認知資源耗竭， 而處于認知耗竭狀態(tài)下的個體更容易感覺到“食之無味”， 對食物的預期享受更低， 作出更負面的食物口味評價。由此提出：

假設2：認知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響中起中介作用。具體而言， 節(jié)儉心態(tài)的啟動導致人們產(chǎn)生更高的認知資源耗竭， 進而降低對食物的預期享受。

1.3""節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估影響中的邊界條件：獲利成本與正念干預

如若節(jié)儉心態(tài)對食物的預期享受和體驗評估會產(chǎn)生負面影響， 那么此過程有兩個問題值得被關注：一是所有情況下節(jié)儉心態(tài)的激活都會產(chǎn)生不利的結果嗎？二是如何緩和節(jié)儉心態(tài)在食物口味評估中帶來的負面影響？對于前者， 假若節(jié)儉心態(tài)要影響到個體對食物的預期享受和體驗評估， 那么節(jié)儉心態(tài)下的個體在理論上是產(chǎn)生了資源耗竭的狀態(tài)， 而導致了隨后在食物口味評估中的負面評價（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的調(diào)節(jié)因素。獲利成本指的是個體在實現(xiàn)獲利（如獲得優(yōu)惠券或折扣等）的過程中所付出的時間、精力和努力等方面的代價（陳斯允 等， 2024; Kapitan et al.， 2021）。節(jié)儉的本質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程中個體付出的時間、精力和努力等成本較低， 那么個體在認知資源上的損耗也會較少（Cheema amp; Patrick， 2012; Francke amp; Carrete， 2023）。相應地， 節(jié)儉心態(tài)在食物口味評估中的產(chǎn)生的負面效應也隨之被削弱。對于后者， 緩解節(jié)儉心態(tài)帶來的消極作用應從幫助個體從認知資源耗竭的狀態(tài)中恢復， 進而阻斷節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估的影響。本文提出了一個可能性的干預手段：正念干預。正念（mindfulness）是積極心理學中的一個重要概念。正念干預可幫助人們通過覺察和接受當下的情緒、思維和身體感受， 提升專注力和認知彈性， 從而減輕認知資源耗竭的情況（Kudesia et al.， 2022; Yusainy amp; Lawrence， 2015）。考慮到正念干預在改善認知資源的利用效率和緩解認知資源耗竭方面發(fā)揮的積極作用， 本文認為正念干預將有效調(diào)節(jié)節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估的負面影響。綜上， 正式提出：

假設3：獲利成本調(diào)節(jié)了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響。具體而言， 當個體取得優(yōu)惠的獲利成本較高時， 核心效應產(chǎn)生; 而當個體取得優(yōu)惠的獲利成本較低時， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響會被削弱甚至消失。

假設4：正念干預調(diào)節(jié)了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響。具體而言， 當個體處于無正念干預條件時， 核心效應產(chǎn)生; 而當個體處于正念干預條件時， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響會被削弱甚至消失。

2 "實驗概覽

本文開展6項研究和1個補充性分析對上述假設進行了驗證。其中， 研究1主要借助美國大型外賣平臺的二手數(shù)據(jù)， 初步構建節(jié)儉心態(tài)與外賣平臺食物口味好評率的相關關系， 為核心效應提供來自現(xiàn)實市場的初步證據(jù)。為了進一步增強研究的內(nèi)部效度， 我們后續(xù)又實施了1個現(xiàn)場實驗和4個在線實驗：研究2為在線實驗， 模擬外賣平臺點餐情景， 驗證節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響， 對研究1形成補充; 研究3為現(xiàn)場實驗， 以試吃活動的名義開展實驗， 進一步為節(jié)儉心態(tài)與食物預期享受和體驗評估之間提供因果證據(jù)。研究4驗證了認知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響中的中介效應， 為本文提出的“羊毛薅盡口味乏”效應提供了解釋機制并排除了潛在的替代解釋。研究5和研究6則分別為核心效應識別了獲利成本與正念干預兩個關鍵的邊界條件。最后， 我們采用單文章元分析作為補充性研究， 對本文的研究結論提供了穩(wěn)健性證據(jù)。

為了提高研究結論的普適性和廣泛性， 我們在實驗中變換了多樣的食物類別， 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， 分別使用了包裝類食品（如研究3的巧克力）和非包裝類食物（如研究5的抹茶蛋糕）作為焦點產(chǎn)品; （3） 在產(chǎn)品評估數(shù)量方面， 既有單品獨立評估（如研究4的沙拉）， 也有多品聯(lián)合評估（如研究6的火鍋）。此外， 我們還通過多種操縱方式啟動節(jié)儉心態(tài)， 并綜合采用外賣平臺的食物評分、試吃體驗評估、食物預期享受和購買可能性等作為結果變量考察， 為前文所提的研究假設提供聚斂而穩(wěn)健的實證證據(jù)。

3 "研究1：二手數(shù)據(jù)構建節(jié)儉心態(tài)與外賣平臺食物評分的相關關系

3.1""研究目的與數(shù)據(jù)來源

研究1旨在通過外賣平臺二手數(shù)據(jù)檢驗節(jié)儉心態(tài)與消費者食物評分的關系， 為假設1提供初步的現(xiàn)實證據(jù)。本研究的分析基于美國大型外賣平臺GRUBHUB爬取覆蓋美國336個超10萬人口城市的88 268家外賣商家數(shù)據(jù)。GRUBHUB外賣平臺是檢驗假設的理想情境， 支持性理由如下：其一， 在GRUBHUB外賣平臺中的評分系統(tǒng)中， 食物口味好評率、外賣配送準時率和訂單匹配準確率是獨立呈現(xiàn)的， 我們可選取食物口味好評率作為因變量， 在一定程度上避免了核心因變量（食物體驗評價）與騎手因素或平臺派單因素的交織混淆。其二， 在GRUBHUB外賣平臺中， 商戶經(jīng)常采用優(yōu)惠活動吸引消費者購買， 而優(yōu)惠活動信息線索能夠有效激活消費者的節(jié)儉心態(tài)（Biraglia et al.， 2022; Kapitan et"al.， 2021）。我們可將商家有無優(yōu)惠活動作為衡量節(jié)儉心態(tài)的代理變量。其三， 外賣消費具有及時性。在我們的樣本中， 消費者點餐后平均約28分鐘收到食物。相比于其他平臺， 外賣平臺訂單更具時效性， 我們預期在短時間內(nèi)節(jié)儉心態(tài)仍會有效地影響消費對外賣食物的實際評價。其四， GRUBHUB外賣平臺的食物類型豐富， 能夠提高研究結論的外部效度。我們從GRUBHUB爬取了商家的詳細信息， 包括優(yōu)惠活動及類型、評分（總體評分、食物口味好評率、配送準時率、訂單準確率）、配送費、預期配送時間和品牌等。商家的數(shù)據(jù)樣例如圖1所示。

3.2""變量說明

研究1采用食物口味好評率作為因變量， 以此衡量消費者對外賣食品的評分。食物口味好評率越高， 則越高比例的消費者對外賣食物的評價越積極。對于自變量節(jié)儉心態(tài)， 使用有無優(yōu)惠活動作為節(jié)儉心態(tài)的代理變量。同時， 我們將總體評分、配送準時率、訂單準確率、配送費、預期配送時間作為控制變量。此外， 我們還控制了商家在推薦頁面的排序， 因為更高的好評率會導致商家出現(xiàn)在更靠前的位置。最后， 我們在回歸分析中加入了品牌和城市固定效應， 以此控制品牌層面差異（例如， 消費者對不同品牌的偏好、不同品牌食物口味差異等）以及城市層面差異（例如， 不同城市的消費者口味差異、收入差異等）。

3.3""分析結果

主要結果。首先， 我們使用無模型證據(jù)檢驗研究假設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)惠活動的商家平均食物口味好評率低于無優(yōu)惠活動的商家。同時， 方差分析表明有優(yōu)惠活動的商家食物口味好評率（M"= 0.82， SD"= 0.19）顯著低于沒有優(yōu)惠活動的商家（M"= 0.86， SD"= 0.15）， F（1， 88266） = 561.27， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.006。更進一步地， 如表1模型2所示， 回歸分析表明有優(yōu)惠活動降低了商家食物口味好評率（β"= ?0.009， SE = 0.004， p = 0.035）。因此， 節(jié)儉心態(tài)會降低消費者對外賣食物口味的評分。

附加分析。我們的理論機制表明節(jié)儉心態(tài)會導致個體認知資源枯竭， 從而降低對食物的評價。因此， 當節(jié)儉心態(tài)不足以降低個體的認知資源時， 節(jié)儉的基礎效應會被削弱。在研究1的外賣情境下， 我們預期不同類型的優(yōu)惠活動會影響節(jié)儉心態(tài)對認知資源的作用。具體而言， 我們認為當優(yōu)惠類型

為折扣優(yōu)惠時， 消費者想要獲得優(yōu)惠所付出的時間或精力等成本（即獲利成本）較低， 因此節(jié)儉心態(tài)對食物評價的作用被降低。相反， 當優(yōu)惠類型為滿減優(yōu)惠時， 消費者的獲利成本較高， 節(jié)儉心態(tài)的作用仍然存在。無模型證據(jù)和回歸分析結果再次支持了我們的理論預期。如圖2（b）所示， 我們樣本中65.48% （220/336）的城市， 獲利成本較高（即滿減優(yōu)惠）的商家平均外賣食物口味好評率低于獲利成本較低（即折扣優(yōu)惠）的商家。同時， 方差分析結果表明當獲利成本較高（即滿減優(yōu)惠）時， 商家外賣食物口味好評率（M"= 0.81， SD"= 0.13）顯著低于獲利成本較低（即折扣優(yōu)惠）時（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的回歸結果表明節(jié)儉心態(tài)與優(yōu)惠類型的交互作用顯著（β = ?0.013， SE = 0.005， p = 0.007）。具體而言， 當獲利成本較高時， 節(jié)儉心態(tài)仍然會降低消費對外賣食物口味好評率（β"= ?0.012， SE = 0.005， p = 0.010）， 而當獲利成本較低時， 節(jié)儉心態(tài)對外賣食物口味好評率的影響不顯著（p"= 0.09）。

此外， 我們還考慮了常客與否（重復評價）和外賣價格對核心效應的影響。一方面， 優(yōu)惠活動是商家吸引新客戶購買的促銷手段， 而未選擇優(yōu)惠商家的消費者可能是常客， 對食物口味的評價要高于新客戶， 故核心效應的一種混淆因素是無優(yōu)惠的商家主要是常客消費， 從而口味評價更高。另一方面， 優(yōu)惠活動降低了外賣訂單的價格， 而消費者對便宜（相比于較貴）的食物口味評價更低， 故核心效應的另一種混淆因素是價格降低導致食物口味評價更低。鑒于此， 我們在表1模型4和5中加入重復評價比例和外賣價格作為控制變量， 發(fā)現(xiàn)核心效應依然穩(wěn)健， 故可排除常客與否和外賣價格對核心效應的影響。

3.4""小結與討論

研究1在現(xiàn)實世界中獲取了真實的客戶行為數(shù)據(jù)， 通過GRUBHUB外賣平臺的二手數(shù)據(jù)分析， 為節(jié)儉心態(tài)與消費者食物評價的關系提供了初步證據(jù)， 即節(jié)儉心態(tài)導致了更低的食物口味好評率。同時， 我們還發(fā)現(xiàn)了直接折扣優(yōu)惠（相比湊單滿減優(yōu)惠）會削弱節(jié)儉心態(tài)對食物負面評價的影響。這一發(fā)現(xiàn)是有趣的， 且對本文提出的認知資源耗竭機制具有支持性， 因為直接折扣優(yōu)惠相比于湊單滿減優(yōu)惠會更直接和簡單， 在某種程度上減弱了認知資源耗竭。這一數(shù)據(jù)結果也為獲利成本作為核心效應的邊界條件提供了一定的支撐。對此， 我們還額外進行了一項后測：在亞馬遜M-Turk平臺招募了80名美國被試（M_age"= 40.91歲， SD"= 10.99歲; 男性57.5%）， 隨機分配到湊單滿減組和直接折扣組。被試想象自己正在為全家人點早餐外賣， 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算范圍（100美元以內(nèi)）， 并要求他們以獲得最劃算交易為目的進行產(chǎn)品選擇（點擊對應的產(chǎn)品編號）。在湊單滿減優(yōu)惠組， 被試被告知他們這次訂單有滿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， 對感知獲利成本進行了評估（“我覺得為了獲得此次訂單的優(yōu)惠要付出的成本（如精力、時間或努力等成本）”， 1 = 較低， 7 = 較高）。分析結果顯示， 湊單滿減組（M"= 5.20， SD"= 1.59）確實比直接折扣組的被試匯報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。

盡管外賣平臺的二手數(shù)據(jù)有利于保證研究結論的外部效度， 但仍然需要更嚴格的實驗來驗證節(jié)儉心態(tài)導致的“食之無味”效應。研究1中使用的因變量為口味好評率， 于現(xiàn)實角度而言一般是吃完外賣食物后作出的評價， 屬于實際體驗評估范疇。根據(jù)本文的理論推演， 節(jié)儉心態(tài)會對食物預期享受產(chǎn)

生類似的效應。承接來自外賣平臺的現(xiàn)實證據(jù)， 研究2將通過模擬外賣平臺點餐情景來進一步驗證節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響。

4 "研究2：在實驗環(huán)境中模擬外賣平臺點餐情景考察核心效應

4.1""實驗設計與目的

研究2旨在以更可控的實驗方式模擬外賣平臺點餐情景， 為節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響提供證據(jù)。本實驗采用單因子（節(jié)儉心態(tài)： 啟動組vs. 控制組）被試間設計， 開展實驗之前進行了預注冊（https：//aspredicted.org/QYJ_XHK）。我們預期， 相比于控制組， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試對點餐食物的預期享受更低。

4.2""實驗程序

我們通過Credamo見數(shù)平臺共招募了200名被

試（M_age"= 29.96歲， SD"= 7.82歲; 女性78%）。被試同意參與實驗后， 被隨機分到節(jié)儉心態(tài)啟動組和控制組任意一組。他們閱讀到以下的指導語：“假如您打算在外賣平臺上點一些下午茶點心， 經(jīng)過搜索后您確定了一家酥餅店， 該店的主推點心如下圖所示”。隨后， 被試看到了點餐界面（圖4）， 該圖源于美團外賣上瀘溪河桃酥品牌的真實產(chǎn)品展示， 經(jīng)過編輯加工形成實驗刺激物。在節(jié)儉心態(tài)啟動組， 我們告知被試該店推出了“滿80減20”的優(yōu)惠活動， 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行選擇。為了控制預算的差異， 我們告知兩組被試本次下午茶預算為100元以內(nèi)。之后， 被試匯報了對本次點

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

作為操縱檢驗， 被試表明對條目“我在不停地想如何獲得劃算交易的事情”的認同程度（1 = 完全不， 7 = 非常如此）。被試隨后回答一道注意力檢測的題目。雖然本文提出的解釋機制是認知資源耗竭， 但有些可能性解釋還有待排除。我們測量了被試當下可能會影響食物預期享受的一些心理狀態(tài)， 包括財務匱乏感（“我現(xiàn)在感到財務約束”）、價格敏感度（“我現(xiàn)在對產(chǎn)品的價格很敏感”）、不耐煩（“我感覺到了不耐煩”）、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)啟動后可能會帶來的負面狀態(tài)（陳斯允 等， 2024; Bardhi amp; Arnould， 2005; Philp amp; Nepomuceno，"2020）， 進而影響對食物的預期體驗， 故它們也有可能會解釋本文的核心效應。此外， 我們測量了以下變量：點心固有偏好（“我平時很愛吃這類點心”）、點心購買經(jīng)驗（“我經(jīng)常購買這類點心”）、外賣使用頻率（“我經(jīng)常使用外賣平臺點餐”）和控糖經(jīng)歷（“我正在控糖”）作為本實驗的控制變量（1 = 完全不， 7 = 非常如此）。最后， 被試提供性別和年齡， 領取實驗報酬。

4.3""實驗結果

樣本篩查。所有被試均通過了注意力檢測， 其中節(jié)儉心態(tài)啟動組99人， 控制組101人。使用G*Power 3.1軟件驗證統(tǒng)計檢驗力， 選擇單因素設計（組數(shù)為2）、效應量（f）為0.25以及顯著性水平為0.05時， 樣本量為200的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計檢驗力。

操縱檢驗。單因素方差分析的結果顯示， 相比于控制組（M"= 4.90， SD"= 1.53）， 節(jié)儉心態(tài)啟動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， 故啟動節(jié)儉心態(tài)的刺激物有效。

核心效應。以預期享受3道題目的平均值生成因變量指標， 越高分則代表被試預期在吃點心時的享受程度越高。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）， 啟動組的被試對點心的預期享受值更低（M"= 5.76， SD"= 0.76）， F（1， 198） = 11.05， p"= 0.001， η²_p"= 0.053， 該結果驗證了假設1中節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的負面影響。

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

控制變量。節(jié)儉心態(tài)的啟動組和控制組在點心固有偏好上無顯著性差異， F（1， 198） = 1.97， p"= 0.16; 兩組在點心購買經(jīng)驗上無顯著差異， F（1， 198）"= 0.84， p"= 0.36; 兩組在外賣點餐頻率上無顯著差異， F（1， 198） = 0.05， p"= 0.82; 兩組在控糖經(jīng)歷上無顯著差異， F（1， 198） = 1.57， p"= 0.21。并且， 我們將性別、年齡、點心固有偏好、點心購買經(jīng)驗、外賣點餐頻率和控糖經(jīng)歷均作為協(xié)變量納入分析發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)對食物預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)對食物預期享受的效應。

4.4 "實驗小結

研究2驗證了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的負面影響， 與研究1中節(jié)儉心態(tài)對實際體驗評估的負面效應具有一致的數(shù)據(jù)趨勢。同時， 該實驗排除了財務匱乏感、價格敏感度、感知不耐煩、消極情緒和損失厭惡的替代性解釋機制。本文的核心效應在控制了被試固有偏好、購買經(jīng)驗、外賣點餐頻率和控糖經(jīng)歷之后依然穩(wěn)健。考慮到研究1和研究2存在用餐情境上的差異， 研究3將采用基于真實品牌試吃活動的現(xiàn)場實驗（控制在同一消費情境之中）， 同時驗證節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受與實際體驗評估的影響。

5 "研究3：基于真實品牌試吃活動的現(xiàn)場實驗復刻核心效應

5.1""實驗設計與目的

研究3借助在中國一所公立大學開展試吃活動來進行， 采用單因子（節(jié)儉心態(tài)： 啟動組vs. 控制組）被試間設計， 旨在為節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受與實際體驗評估的影響（即假設1）提供證據(jù)。本研究進行了預注冊（https：//aspredicted.org/SS2_NFP）。我們預期， 相比于控制組， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試對食物的預期享受和試吃評分都更低。

5.2""實驗程序

研究3以真實品牌（KOPKAHT）委托的試吃活動為名義進行。在中國一所公立大學招募大學生作為被試。選擇的時間點為當天下午的15時（24小時制）， 介于大學生午飯時間與晚飯時間的中間， 盡可能降低正餐后飽腹感帶來的實驗噪音。所有被試在閱讀知情同意書的同時， 被告知本次試吃活動含巧克力、杏仁和花生等成分， 并提醒對成分過敏者應拒絕參與。被試選擇“已知情， 選擇參加”之后方進入正式實驗。在節(jié)儉心態(tài)啟動組， 被試被要求想象他們準備購買紫皮糖巧克力， 該商品在未來的幾個時期（如母親節(jié)、兒童節(jié)等）會有不同程度的優(yōu)惠活動， 隨后呈現(xiàn)一張紫皮糖巧克力的彩色圖片及其在6個不同時間的優(yōu)惠活動列表（如圖5所示）。我們讓被試以購買到單價（每包價格） 最低的紫皮糖為目標， 進行計算后回答他們選擇在哪一時間購買（在對應方框打“√”）。考慮到被試計算能力的差異， 我們還要求被試直接寫明“你認為單包最優(yōu)惠的價格為____元/包， 購買____包最劃算”， 在隨后的數(shù)據(jù)處理中以計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組一致， 但他們的任務是為在6個不同節(jié)日（如母親節(jié)、兒童節(jié)等）中讓他們選擇在哪個節(jié)日購買紫皮糖巧克力最合適， 以及寫明相應的理由。

隨后， 被試評估對該產(chǎn)品的預期享受（“我預期這款紫皮糖巧克力會非常好吃”， 1 = 非常不同意， 7"= 非常同意）作為因變量指標。考慮到紫皮糖巧克

力是流轉于市面的真實產(chǎn)品， 我們測量了被試對KPOKAHT的品牌熟悉度（1 = 非常不熟悉， 7 = 非常熟悉）和詢問被試此前是否吃過這個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（如曾吃過這款產(chǎn)品）對接下來試吃體驗的影響， 實驗助理會向被試強調(diào)“最近， KPOKAHT紫皮糖巧克力更改了某些制作配方， 在口味上會有一定變化”， 告知試吃活動目的是為了做消費市場的前期調(diào)研， 并向被試分發(fā)真實的紫皮糖巧克力（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， 被試對條目“我剛才滿腦子想著如何買東西最劃算”作出評估（1 = 非常不同意， 7 = 非常同意）。最后， 被試提供性別和年齡信息， 退出實驗。

5.3""實驗結果

樣本篩查。有33名被試表明自己對花生、杏仁等成分過敏， 因此拒絕了本次實驗。無人猜出實驗真實目的， 得到142份有效問卷（M_age"= 21.42歲， SD"= 1.43歲; 男性21.8%; 啟動組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學院進行招募， 但在其他的實驗中不存在類似的樣本偏差的情況。使用G*Power 3.1軟件驗證統(tǒng)計檢驗力， 選擇單因素設計（組數(shù)為2）、效應量（f）為0.25以及顯著性水平為0.05時， 樣本量為142的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計檢驗力。

操縱檢驗。單因素方差分析的結果顯示， 相比于控制組（M"= 3.25， SD"= 1.68）， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試更認為他們滿腦子想著如何買東西最劃算（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。以紫皮糖巧克力預期享受為因變量、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)啟動組的被試對紫皮糖巧克力的預期享受值更低（M"= 4.13， SD"= 1.12）， F（1， 140） = 25.82， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.156。類似地， 以紫皮糖巧克力實際試吃評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）， 啟動組的被試對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。我們將預期享受與試吃得分進行配對樣本t檢驗， 分析結果發(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)作用于食物預期享受和實際體驗評估上的影響是一致的， 由此假設1得到數(shù)據(jù)支持。

控制因素。在對KPOKAHT的品牌熟悉度上， 節(jié)儉心態(tài)啟動組與控制組無顯著差異， F（1， 140） =0.33， p"= 0.57; 同時， 兩組中此前曾經(jīng)吃過與未曾吃過紫皮糖巧克力的占比也無顯著差異， 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)對紫皮糖巧克力的預期享受（F（1， 138）"= 22.97， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.143）和實際進食評分（F（1， 138） = 30.39， p"lt; 0.001， η²_p"= 0.180）的效應依然存在。值得一提的是， 在本次實驗的節(jié)儉心態(tài)啟動組， 所設置的“計算最劃算的交易”的題目其實是有正確答案的（即在端午節(jié)購買， 11.12元/包， 購買4包組合）， 根據(jù)被試的答案， 我們將答案正確編碼為1、錯誤編碼為0， 并以此作為自變量， 對兩個因變量進行單因素方差分析。結果顯示， 計算正確者在食物預期享受（F（1， 69） = 2.49， p"= 0.11）和實際試吃評分（F（1， 69） = 1.57， p"= 0.21）上與計算錯誤者均無顯著差異， 表明計算能力的差異并不影響本實驗的關鍵結果變量。另外我們發(fā)現(xiàn)， 計算正確者（M"= 5.58， SD"= 1.44）在操縱檢驗的題項（“滿腦子想著如何買東西最劃算”）上顯著高于計算錯誤者（M"= 4.50， SD"= 1.85）， F（1， 69） = 6.25， p"= 0.015， η²_p"= 0.084， 這說明計算正確者的節(jié)儉心態(tài)更強， 這或許是他們投入了更多的精力和資源進行計算所導致的， 也具有一定的合理性。

5.4"nbsp;實驗小結

研究3以現(xiàn)場試吃活動的方式對本文的核心效應進行了因果關系驗證。與研究1"（吃完外賣后再評分）和研究2"（對所點外賣的預期享受）形成補充的是， 研究3對食物預期享受和實際體驗評估兩者都進行了驗證。也就是說， 無論是在進食前還是在進食后節(jié)儉心態(tài)都對人們的口感評價產(chǎn)生了負面效應（假設1）。同時， 該現(xiàn)場實驗還排除了品牌熟悉度、既往食用經(jīng)驗（是否曾吃過）、交易計算能力及人口統(tǒng)計變量等對研究結論的影響。我們進一步思考：第一， 現(xiàn)場實驗中提供的產(chǎn)品是巧克力， 是一種典型的不健康食品， 核心效應是否在健康食物領域也存在？第二， 前人的研究認為， 廣義心態(tài)在后續(xù)無關的情境中也會影響決策與判斷（Mehta amp; Zhu， 2016）， 那么廣義性節(jié)儉心態(tài)的啟動是否具有相似的效應？研究4將對此進行驗證。第三， 現(xiàn)場實驗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）， 可能會影響實驗效應， 因此有必要引入無包裝食物（如盤裝菜、散裝零食等）進一步考察。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， 或對節(jié)日中可購買的其他產(chǎn)品是否會帶來溢出效應也值得注意， 因此， 有必要在新的研究中去掉節(jié)日信息的混淆， 并限定在消費過程中思考其他產(chǎn)品的可能。第五， 雖然我們在現(xiàn)場實驗中均未發(fā)現(xiàn)品牌熟悉度和既往食用經(jīng)驗對實驗效應的挫傷性影響， 但為了提高實驗純度應考慮引入虛擬品牌， 進一步降低實驗噪音， 故研究4將采用盤裝沙拉作為焦點食物的刺激材料， 并進一步檢驗本文核心效應的內(nèi)在機制。

6 "研究4：驗證認知資源耗竭的中介機制

6.1""實驗目的與設計

研究4旨在為節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響提供內(nèi)在解釋機制， 并在健康食物領域復證本文的基礎效應。實驗采用單因子（節(jié)儉心態(tài)：啟動組 vs. 控制組）被試間設計。相應地， 對本研究進行了預注冊（https：//aspredicted.org/WCX_DXP）。在本實驗中， 我們預期節(jié)儉心態(tài)將使被試產(chǎn)生更高的認知資源耗竭， 進而降低了對食物的預期享受。

6.2""實驗流程

在亞馬遜M-Turk平臺招募了200名被試， 被試簽署知情同意書后， 被隨機分配進入節(jié)儉心態(tài)的操縱任務。具體而言， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試看到的任務提示為“請你列出三種省錢的方式”， 節(jié)儉心態(tài)控制組的被試則看到任務提示為“請你列出三種運動的方式”， 同時要求他們寫下使用這些方式時候的心情和想法。作為操縱檢驗， 被試表明對操縱檢驗條目“我現(xiàn)在不停地在想如何省錢的事情”的認同程度（1 = 完全不認同， 7 = 完全認同）。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在網(wǎng)上訂餐的時候看到了這款

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

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

為了檢驗前文提出的解釋機制， 我們測量了中介變量認知資源耗竭：“我現(xiàn)在感覺精神疲憊”和“我現(xiàn)在感覺到筋疲力盡” （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題目（請選擇“非常不同意”選項）。為了完善研究， 本文也考慮了一些其他的可能性解釋：節(jié)儉心態(tài)的啟動是否是因為引起了消費者的不耐煩、心情差或患得患失而導致了他們對食物的預期享受降低？為排除這些競爭的解釋機制， 我們測量了被試的不耐煩（“我感覺到不耐煩”）、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)做食材為基礎的菜式， 新鮮度是重要的指標， 且市面上不同沙拉的價位也相差迥異， 故我們還測量了感知新鮮度、感知價位作為控制變量（Xie amp; Bagchi， 2024）。最后， 被試提供基本人口信息和報告當下饑餓程度（Togawa et al.， 2019）， 領取實驗報酬。

6.3""實驗結果

樣本篩查。29人注意力檢測未通過， 本實驗獲得171份有效問卷（M_age"= 47.73歲， SD"= 12.67歲; 男性49.7%; 啟動組88人， 控制組83人）。使用G*Power 3.1軟件驗證統(tǒng)計檢驗力， 選擇單因素分析， 當組數(shù)為2、效應量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時， 樣本量為171的Power值大于基本水平0.80， 具有統(tǒng)計檢驗力。

操縱檢驗。單因素方差分析的結果顯示， 相比于控制組（M"= 4.75， SD"= 1.75）， 啟動組的被試更頻繁地思考如何省錢的問題（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。以預期享受3道題目的平均值生成因變量指標， 越高分則代表被試預期在吃這款沙拉時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）， 啟動組的被試對沙拉的預期享受值更低（M"= 4.84， SD"= 1.49）， F（1， 169） = 6.09， p"= 0.015， η²_p"= 0.04。該結果重現(xiàn)了核心效應， 再次驗證了假設1。

中介效應。以認知資源耗竭為因變量的單因素方差分析結果顯示， 相比于控制組（M"= 1.78， SD"= 1.14）， 啟動組的被試的認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。為進一步檢驗中介機制， 將節(jié)儉心態(tài)作為自變量， 認知資源耗竭作為中介變量， 食物預期享受作為結果變量一起代入中介檢驗模型（Model 4， Bootstrapping 5000次; Hayes， 2017）。PROCESS模型分析結果發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)正向預測認知資源耗竭（效應值 = 2.31， SE"= 0.23， 95% CI： [1.86， 2.76]）， 認知資源耗竭負向預測食物預期享受（效應值 = ?0.28， SE"= 0.07， 95% CI： [?0.41， ?0.14]）。更重要的是， 認知資源耗竭在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響中的中介路徑顯著（非直接路徑效應值 = ?0.64， SE"= 0.21， 95% CI："[?1.07， ?0.25]）。因此， 認知資源耗竭中介了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響， 假設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行上述相同的檢驗， 分析結果顯示， 感知不耐煩并不能代替認知資源耗竭起到中介作用（非直接路徑效應量 = 0.03， SE"= 0.06， 95% CI： [?0.08， 0.17]）。消極情緒在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響中的中介效應也不顯著（非直接路徑效應量 = 0.04， SE"= 0.06， 95% CI： [?0.05， 0.19]）; 損失厭惡在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響中的中介效應（非直接路徑效應量 = 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。

控制變量。節(jié)儉心態(tài)的啟動組和控制組在感知沙拉的新鮮程度上無顯著性差異， F（1， 169） = 0.49， p"= 0.48; 兩組在饑餓程度上無顯著差異， F（1， 169）"= 0.61， p"= 0.44。意外地， 我們發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)的啟動組和控制組在感知沙拉價位上有顯著差異， F（1， 169） = 10.41， p"= 0.002， η²_p"= 0.06， 且啟動組的被試（M"= 5.07， SD"= 1.20）比控制組（M"= 4.47， SD"= 1.22）認為沙拉更貴。雖然， 我們在做實驗之前對此未曾預期， 但考慮到有一種可能是持有較強節(jié)儉心態(tài)的被試也許在審視產(chǎn)品時更加關注價格而導致他們有更高的價位感知， 我們將會在下一個實驗中對此作進一步的關注和檢驗。最后， 我們將性別、年齡、感知新鮮度、饑餓程度和感知價位均作為協(xié)變量納入分析， 結果發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)對食物預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。

6.4 "實驗小結

研究4證實了本文的基礎效應可以在健康食物領域得到復制， 且認知資源耗竭在該影響過程中具有中介作用（假設2）。同時， 該研究還排除了替代性解釋：感知不耐煩、損失厭惡和消極情緒均對基礎效應不存在解釋效力， 且感知新鮮度、感知價位和饑餓程度的納入分析后基礎效應依然穩(wěn)健。此外， 本研究收集了國際樣本進行驗證， 為本文效應的普適性提供了進一步的支持， 對研究2和研究3均形成了補充。至此， 前幾個實驗均聚合地證實了節(jié)儉心態(tài)降低食物預期享受。接下來， 我們希望進一步探索這種效應發(fā)生的有效邊界條件。回溯前文推導， 我們的理論是節(jié)儉心態(tài)引發(fā)了認知資源耗竭狀態(tài)進而導致被試“食之無味”， 降低了食物的預期享受或體驗評估。如果節(jié)儉心態(tài)不足以導致認知資源耗竭狀態(tài)， 那么基礎效應按理說應也會被削弱。獲取優(yōu)惠（如打折、優(yōu)惠券或降價等）在本質上是消費者的獲利行為， 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行檢驗。此外， 研究5還有兩個補充之處：第一， 考慮到前面的實驗采用了“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”食物作為實驗材料; 第二， 考慮到前面的實驗啟動節(jié)儉心態(tài)的方式為計算最劃算交易和回憶寫作任務， 研究5將采用更加貼近商家實際操作的打折優(yōu)惠信息作為節(jié)儉心態(tài)的操縱方式。

7 "研究5：檢驗獲利成本作為核心效應的邊界條件

7.1""實驗目的與設計

研究5旨在驗證假設3， 即獲利成本對節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受影響的調(diào)節(jié)作用。本實驗進行了預注冊（https：//aspredicted.org/3P3_5RG）。我們采用節(jié)儉心態(tài)啟動下“2 （獲利成本：成本較高vs. 成本較低）”外加一個控制組的實驗設計。預期當獲利成本較高時， 本文主張的核心效應會重現(xiàn)， 即節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受具有負面影響; 而當獲利成本較低時， 核心效應被削弱， 即節(jié)儉心態(tài)的啟動組與控制組在食物預期享受上的差異降低甚至不顯著。

7.2""實驗材料與流程

通過Credamo見數(shù)平臺進行被試招募。被試同意參與實驗后， 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（價格為18.9元）， 并隨之呈現(xiàn)了這款抹茶蛋糕的海報圖。具體而言， 在節(jié)儉心態(tài)啟動組， 被試看到的海報圖中帶有7.5折優(yōu)惠的字樣， 如圖6（b）所示。控制組的海報無此優(yōu)惠信息。為操縱獲利成本的高低， 在節(jié)儉心態(tài)啟動組兼獲利成本較高組， 告知被試通過以下流程可獲得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（微博、微信或小紅書等）→"STEP3-邀請好友集贊10個→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-付款時向收銀員出示優(yōu)惠口令（流程總計6步）。在節(jié)儉心態(tài)啟動組兼獲利成本較低組， 只有上述的STEP1， 并告知被試付款時向收銀員出示STEP1的照片（流程總計2步）。

隨后， 被試報告他們對該抹茶蛋糕的預期享受：“我認為這款抹茶蛋糕的口味令人期待”和“我覺得吃這款抹茶蛋糕時會很享受” （1 = 完全不， 7 = 非常如此; r"= 0.53， p"lt; 0.001）， 并表明他們對這款抹茶蛋糕的購買可能性（“您多大程度上會購買這款抹茶蛋糕？”1 = 完全不可能購買， 7 = 很可能購買）。緊接著， 被試回答強制性題目作為注意力檢測題目（要求選擇處于最中間的選項）。作為操縱檢驗， 我們詢問被試剛才的產(chǎn)品是否有打折優(yōu)惠， 并測量了感知獲利成本（“我覺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， 我們還測量了固有口味偏好（“你對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（用于計算BMI指數(shù)）及感知價位（1 = 低， 7 = 高）和饑餓程度（1 = 很餓， 7 = 很飽）等作為本實驗的控制變量。最后， 被試提供基本人口信息， 領取實驗報酬。

7.3""實驗結果與小結

樣本篩選。剔除注意力測試未通過的15份答卷， 本實驗得到285份有效問卷（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平臺上的系統(tǒng)隨機分組， 個別組被試人數(shù)之間的差異不在研究者的意料之中（研究者猜測也有可能是本次發(fā)放問卷的時候后臺設置了要求被試信用分 ≥"80分以上和歷史采用率 ≥ 80%的緣故）， 但在本文的其他實驗中的組別人數(shù)基本相近。另外， G*Power計算選擇單因素方法（組數(shù)為3）、效應量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時， 樣本量為285的Power值高于建議值0.80， 樣本量達到統(tǒng)計要求。

操縱檢驗。卡方分析結果顯示三組被試對優(yōu)惠信息的回憶基本正確（χ²"（4）= 285， p"lt; 0.001）， 其中節(jié)儉的兩個實驗組對回憶信息的正確率均為100%， 而控制組的正確率也達到99.2%。獨立樣本t檢驗顯示， 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， 本實驗的操縱材料有效。

食物預期享受。計算食物預期享受的兩道題目的均值， 將其作為因變量指標進行單因素方差分析（F（1， 282） = 5.80， p"= 0.003， η²_p"= 0.040）， 接下來進一步的成對比較顯示了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受影響中的調(diào)節(jié)作用：首先， 與核心效應一致， 節(jié)儉心態(tài)兼高獲利成本組（M"= 5.53， SD"= 1.02）在對抹茶蛋糕的預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)對食物預期享受的負面影響， 節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.91， SD"= 0.64）在對抹茶蛋糕的預期享受上與控制組無顯著差異（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）在對抹茶蛋糕的預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)結果證實了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受影響中的調(diào)節(jié)作用（假設3）。

購買食物可能性。將購買可能性作為因變量指標進行單因素方差分析（F（1， 282） = 4.20， p"= 0.016， η²_p"= 0.029）， 成對比較佐證了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對購買可能性影響中的調(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）在對抹茶蛋糕的購買可能性上略微低于控制組， 但未達到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)對購買食物可能性的負面影響， 節(jié)儉心態(tài)兼低獲利成本組（M"= 5.89， SD"= 1.04）在對抹茶蛋糕的購買可能性上與控制組無顯著差異（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）在對抹茶蛋糕的購買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]）。以上結果表明了節(jié)儉心態(tài)能夠對后續(xù)的購買可能性也產(chǎn)生負面影響， 且和食物預期享受方向一致， 也證實了獲利成本在節(jié)儉心態(tài)對購買可能性影響中的邊界作用， 由此對節(jié)儉心態(tài)的下游結果變量進行了補充驗證。

控制因素。針對個體因素方面， 根據(jù)被試提供的身高和體重計算出相應的BMI指數(shù)（體重/身高²）， 本實驗的各組在BMI指數(shù)上無顯著性差異， 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; 在饑餓程度上也無顯著差異， F（1， 282） = 1.01， p"= 0.37。針對產(chǎn)品因素方面， 各組在對這款抹茶蛋糕的健康程度上也無顯著性差異， F（1， 282） = 0.53， p"= 0.59; 在對抹茶口味的偏好上無顯著性差異， F（1， 282） = 1.55， p"= 0.21; 同時， 各組的被試在感知價位上無顯著性差異， F（1， 282） = 0.10， p"= 0.91。最后， 分別以食物預期享受和購買可能性作為因變量， 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、感知價位及性別和年齡作為協(xié)變量再次運行分析， 結果發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的效應依然顯著， F（1， 274） = 4.58， p"= 0.011， η²_p"= 0.032; 且對食物購買可能性的效應也依然顯著， F（1， 274）"= 3.58， p"= 0.029， η²_p"= 0.025。

實驗小結和討論。研究5驗證了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受影響過程中的一個重要邊界條件——

獲利成本（即人們想要獲得優(yōu)惠所付出的時間或精力等成本）。研究結果發(fā)現(xiàn)， 當獲利成本相對較高時， 復現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的負面效應， 但是當獲利成本相對較低時， 這種負面效應會被削弱， 由此假設3得證。除此之外， 研究5還檢驗了這種效應也會影響到后續(xù)的購買意愿， 并進一步排除了固有口味偏好、個體健康數(shù)據(jù)（如BMI指數(shù)、節(jié)食近況）對實驗結論的影響， 從而對前面幾個實驗形成了有益的補充。

進一步地， 我們感興趣于， 既然節(jié)儉心態(tài)的啟動對食物預期享受、體驗評估和后續(xù)購買產(chǎn)生了負面影響， 那如何削弱這種負面影響呢？根據(jù)我們的解釋機制， 節(jié)儉心態(tài)導致了人們的認知資源耗竭進而導致了負面作用的產(chǎn)生， 如果人們的認知資源耗竭得以恢復， 那么這種負面效應也應該會隨之被削弱或消失。接下來， 我們開展研究6， 引入正念干預作為恢復認知資源的方式（Kudesia et al.， 2022）， 進一步驗證解釋機制的合理性。另外， 前面幾個實驗中都是對單一產(chǎn)品的評估， 而在現(xiàn)實生活中人們還可能對多種食物進行聯(lián)合評估（如評價一頓飯中的多道菜品等）， 故研究6引入吃火鍋的情境來設計實驗， 該情境允許消費者對多種菜式進行選擇和消費， 是國人聚餐最常見的方式之一。

8 "研究6：正念干預恢復認知資源耗竭以弱化節(jié)儉心態(tài)的負面效應

8.1""實驗目的與設計

研究6 （預注冊實驗：https：//aspredicted.org/"DM2_JNP）有兩個主要目的：一是考察正念干預在節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受影響中的調(diào)節(jié)作用， 即驗證假設4; 二是更換消費評估場景， 由前面幾個實驗的單品評估拓展至火鍋消費中多菜品的綜合評估。本研究采用2 （節(jié)儉心態(tài)：啟動組 vs. 控制組） ×"2"（正念干預：正念組vs. 新聞組）被試間實驗設計。我們預期， 在不給予正念干預（新聞組）條件下， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的核心效應得到復現(xiàn)， 而在給予正念干預條件下， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響被削弱或消失。

8.2""實驗材料

在正式進行實驗之前， 我們先對節(jié)儉心態(tài)與正念干預的操縱刺激物進行了設計和確定。在節(jié)儉心態(tài)啟動組， 我們呈現(xiàn)被試一頓火鍋中的多種菜品（見圖7）。為了避免葷素數(shù)量差異帶來的選擇偏差， 我們設置了八葷八素供被試選擇。我們告知他們現(xiàn)在有滿200元減50元的優(yōu)惠活動， 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慣， 在菜單中勾選菜品。對于正念干預的操縱， 我們借鑒了前人的研究使用了簡短音頻作為刺激物（Yusainy amp; Lawrence， 2015）。具體而言， 在正念組， 被試要求聽一段時長為3分鐘的音頻片段， 該音頻來自嗶哩嗶哩視頻網(wǎng)站《三分鐘冥想》"（博主：隨緣療愈）; 在新聞組的被試也是聽一段時長為2分鐘的音頻片段， 該音頻來自嗶哩嗶哩視頻網(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， 正念組的語速緩慢

且腳本內(nèi)容較少， 而新聞組的語速較快且腳本內(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， 該新聞主要關于公園賞花的內(nèi)容， 情感上相對比較中性， 且理解難易度適中。

8.3""實驗程序和測量

本實驗通過Credamo見數(shù)平臺進行被試招募。被試同意參加實驗后， 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。進入節(jié)儉心態(tài)的操縱任務， 他們被隨機分配到啟動組或控制組， 在完成菜品勾選之后， 被試隨機進入正念組和新聞組， 被要求聽一段音頻后再進入下一頁進行作答。由于是網(wǎng)絡采集數(shù)據(jù)， 為了避免被試進行音頻進度條的快速拖拽影響實驗效果， 我們在該頁面提醒被試， 音頻進度的快速拖拽將會被系統(tǒng)記錄， 且音頻中含有重要信息與后面的答題相關， 因此建議認真聽音頻， 盡量沉浸其中。我們在該頁面設置了強制觀看提醒再允許跳轉至下一頁的時間限定， 此舉意在從某種程度上增強實驗刺激物的有效滲透。

在被試完成聽音頻任務后， 完成食物預期享受的評估（α"= 0.85; Garbinsky amp; Klesse， 2021）：“你覺得這頓火鍋的味道會如何？” （1 = 很不好吃， 7 = 很好吃）、“你覺得這頓火鍋會是美味的嗎？” （1 = 完全不美味， 7 = 很美味）和“你覺得你會多大程度上享受吃這頓火鍋的過程？” （1 = 完全不， 7 = 非常如此）。隨后， 被試完成以下的題目：“我現(xiàn)在感覺精神疲憊”和“我現(xiàn)在感覺到筋疲力盡” （r"= 0.89， p"lt; 0.001; Hildebrand et al.， 2021）作為中介變量測量的條目; “我剛才腦海里想著如何在吃火鍋時達成最劃算交易”和“我現(xiàn)在的身體和思緒集中于關注當下” （Zarantonello et al.， 2024）作為操縱檢驗題目。本實驗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中， 您大概和幾位朋友就餐？” （輸入阿拉伯數(shù)字）、就餐類型（“在您想象的火鍋就餐當中， 您吃的是？” （早餐/午餐/下午茶/晚餐/宵夜/其他）、吃火鍋頻率和當下的饑餓程度。最后， 被試提供基本人口信息， 領取實驗報酬。

8.4""實驗結果

樣本篩選。剔除注意力測試失敗的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+新聞組91人， 節(jié)儉控制+新聞組86人， 節(jié)儉啟動+正念組97人， 節(jié)儉控制+正念組94人）。G*Power計算選擇雙因素方法， 當組數(shù)為4、效應量（f）為0.25、顯著性水平為0.05時， 樣本量為368的Power值超過0.80， 達到統(tǒng)計要求。

操縱檢驗。雙因素方差分析的結果顯示， 相比于控制組（M"= 4.91， SD"= 1.84）， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試更可能在腦海里想著如何在選品時達成最劃算的交易（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， 相比于新聞組（M"= 5.10， SD"= 1.65）， 正念干預組的被試的身體和思緒更多地集中于關注當下（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， 本實驗的操縱有效。

調(diào)節(jié)效應。計算食物預期享受三道題目的均值， 將其作為因變量指標進行雙因素方差分析。結果顯示節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試對火鍋的預期享受低于控制組， 但未達到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; 正念干預的主效應未達到顯著性水平（p"= 0.67）， 更重要的是， 節(jié)儉心態(tài)與正念干預的交互效應顯著， F（1， 364） = 6.91， p"= 0.009， η²_p"= 0.019。具體而言， 在新聞條件下， 復現(xiàn)了本文的核心效應， 即節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試對火鍋的預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）， 而在正念干預條件下， 節(jié)儉心態(tài)啟動組的被試對火鍋的預期享受與控制組無顯著差異（M"= 5.84， SD"= 0.75 vs. M"= 5.77， SD"= 0.76; p"= 0.58）。上述結果為假設4提供了數(shù)據(jù)支持。

有調(diào)節(jié)的中介效應。計算認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作為調(diào)節(jié)變量納入PROCESS插件（Model 7）進行中介效應檢驗（Hayes， 2017）。分析結果顯示， 被調(diào)節(jié)的認知資源耗竭的中介效應顯著， 置信區(qū)間不包含0"（效應量 = 0.08， SE"= 0.04， 95% CI： [0.02， 0.18]）：在新聞條件下節(jié)儉心態(tài)通過認知資源耗竭對食物預期享受的中介效應顯著， 置信區(qū)間不包含0 （非直接路徑效應量 = ?0.09， SE"= 0.04， 95% CI： [?0.18， ?0.03]）， 而在正念干預下節(jié)儉心態(tài)通過認知資源耗竭對食物預期產(chǎn)生影響的中介效應不顯著， 置信區(qū)間包含0 （非直接路徑效應量 = ?0.01， SE"= 0.02， 95% CI： [?0.05， 0.03]）。上述結果表明， 在被試接受了正念干預后， 認知資源耗竭得以恢復， 進而削弱了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的負面影響， 為假設2和假設4提供了支持。

控制因素。在火鍋菜式選品任務中， 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， 并計算節(jié)儉心態(tài)啟動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)啟動組和控制組被試在菜品數(shù)量選擇上無顯著差異（M"= 7.63， SD"= 1.49 vs. M"= 7.56， SD"= 2.02; p"= 0.72）。類似地， 我們發(fā)現(xiàn)節(jié)儉心態(tài)啟動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

無顯著差異。同時， 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， 結果顯示節(jié)儉心態(tài)與正念干預的交互效應依然顯著， F（1， 355） = 5.71， p"= 0.017， η²_p"= 0.016。

研究6將食物的單品評估拓展至多品聯(lián)合評估， 不僅證實了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受的影響受到正念干預的調(diào)節(jié)作用， 同時再次為認知資源耗竭的心理機制提供了證據(jù)。

9 "補充性分析：單文章元分析

為進一步檢驗節(jié)儉心態(tài)效應的穩(wěn)健性， 我們對本文的6個子研究進行了補充性分析， 即單文章元分析（single paper meta-analysis， SPM）， 以此避免不同研究設計和抽樣導致的節(jié)儉心態(tài)效應大小以及異質性偏差， 從而提升研究結論的可靠性和可重復性（McShane amp; B?ckenholt， 2017）。如表2所示， 單文章元分析結果表明， 節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估的效應穩(wěn)健（Estimate = ?0.44， SE"= 0.09; z"= ?4.96， p"lt; 0. 001）。

10 "總體討論

通過6項研究和1個補充性分析， 結合二手數(shù)據(jù)、現(xiàn)場實驗（試吃活動）、在線情境實驗和元分析等方法， 本文考察并驗證了節(jié)儉心態(tài)對食物預期享

受以及體驗評估的負面影響， 揭示了“羊毛薅盡口味乏”的現(xiàn)象。我們通過豐富數(shù)據(jù)渠道、變換操縱材料、替換食物種類以及更改評估情境等多種方式， 為研究假設提供了聚斂而穩(wěn)健的證據(jù)。在數(shù)據(jù)渠道方面， 使用包括美國真實的外賣餐飲評分（研究1）、國際樣本（研究4）和中國樣本（如研究5）等數(shù)據(jù)來源， 并使用線上（如研究5）和線下現(xiàn)場實驗（研究3）相結合的數(shù)據(jù)渠道; 在操縱刺激方面， 采用包括計算最劃算的單價（研究2）、省錢方式寫作任務（研究4）、獲取7.5折優(yōu)惠券（研究5）和參與滿減活動（研究6）等多種方式; 在品牌選取方面， 選取了真實的品牌（如研究3）和虛擬品牌（如研究5）; 在食物種類選取方面， 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）; 在消費評估情境設置方面， 既有單品評估情境（如研究3）， 也有多品聯(lián)合評估情境（如研究6）， 從而增強了研究結論普適性。本研究發(fā)現(xiàn)， 節(jié)儉心態(tài)與餐飲店食物評分具有顯著的負相關關系; 節(jié)儉心態(tài)降低了食物預期享受和實際品嘗評估， 原因在于節(jié)儉心態(tài)導致了個體更高的認知資源耗竭; 當獲利成本較低或給予正念干預時， “羊毛薅盡口味乏”的效應被削弱或消失。研究結論不僅為現(xiàn)有理論文獻提供新的見解， 也為食物營銷和提升飲食福祉提供了可參考的實踐啟示。

10.1""理論貢獻

首先， 本研究對節(jié)儉心態(tài)的理論研究進行了開拓性探索。以往的相關研究側重探討節(jié)儉的兩個方面：一方面聚焦于前置因素， 如個體特質、社會文化和政治取向等因素如何塑造個體的節(jié)儉傾向（Bargain-Darrigues， 2023; Jagannathan et al.， 2020; Lastovicka et al.， 1999）。這些研究為本文對節(jié)儉的概念化提供了理論支撐， 而本文借助于此又進一步加深了對節(jié)儉心態(tài)的理解， 尤其是在當今社會商業(yè)化日益加劇、優(yōu)惠和折扣信息泛濫的背景下對節(jié)儉心態(tài)的理解。與部分研究聚焦于長期性節(jié)儉不同（如Evers et al.， 2018; Goldsmith amp; Flynn， 2015）， 本文認為外部線索的刺激（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)， 使消費者在短時間內(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)儉對個體幸福感的影響（Bardhi amp; Arnould， 2005; Chancellor amp; Lyubomirsky， 2011）， 但尚未針對節(jié)儉心態(tài)對口味享受的影響（一種既依賴感官知覺也依賴認知判斷的過程）予以明確回答。其次， 雖然忙碌等變量也有可能會引起消費者的認知資源耗竭（Chen et al.， 2024）， 進而影響后續(xù)的消費體驗， 但本文所檢驗的節(jié)儉心態(tài)有其獨特性：一方面， 對于商家而言， 投入成本“讓利”給消費者的初衷本應是獲得消費者更高的體驗評價， 而節(jié)儉心態(tài)的啟動卻產(chǎn)生了適得其反的負面作用; 另一方面， 對于消費者而言， 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”實則“撿了芝麻丟了西瓜”的節(jié)儉心態(tài)在食物享受中導致的負面作用。因此， 本研究揭示的效應對以往研究中體驗后效進行了有益延展。

再者， 本文的研究結論深化了感官營銷領域的相關理論文獻， 增加了對個體口味知覺與體驗的認識和理解。關于個體對口味知覺的影響因素， 先前研究展開了豐富的探索（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）等會導致個體產(chǎn)生不同的口味感知。在個體因素層面， 情緒狀態(tài)（Noel amp; Dando， 2015）、注意力分配（Murphy et al.， 2024）等均會影響個體的口味感知和體驗。在環(huán)境因素層面， 產(chǎn)品的包裝線索（Togawa et al.， 2019）、語言信息效價（Hansen amp; Melbye， 2020）等也被證實會影響個體對口味的感知和判斷。本文為此系列的研究提供了新的思路， 并證實了節(jié)儉心態(tài)是降低口味感知的有效預測因子。

最后， 本研究提出并驗證了認知資源耗竭的解釋機制， 與自我耗竭理論的相關研究形成對話（Baumeister et al.， 2000; Francke amp; Carrete， 2023; Vohs et al.， 2021）。本研究認為， 節(jié)儉心態(tài)啟動之所以導致個體對食物預期享受和體驗評估的降低， 原因在于節(jié)儉心態(tài)下的個體在獲取最劃算交易的過程中產(chǎn)生了認知資源耗竭。以往的研究提出了認知資源的耗竭會對個體的后續(xù)行為產(chǎn)生諸多影響， 如在工作上更低產(chǎn)、消費上更放縱、更容易被說服及更傾向于回避新事物等（Cheema amp; Patrick， 2012; Perry amp; Lee， 2012; Zor et al.， 2022）。本研究為認知資源耗竭的負面效應提供了更多支持， 即處于認知耗竭時預期與實際體驗都有消極影響。此外， 本研究還識別了正念在體驗評估中積極的干預作用。以往研究主要將正念干預應用于減少工作任務耗竭（Kudesia et al.， 2022）、增加環(huán)保行為以及提高個體生活滿意度方面（Thiermann amp; Sheate， 2022）， 而本文將積極心理學理論中的正念概念運用至感官體驗領域并證實了其有效的干預價值， 在理論上延展和拓寬了其應用范圍與實踐范疇（Yusainy amp; Lawrence， 2015; Zarantonello et al.， 2024）。

10.2""實踐意義

本文的研究結論為促進食物營銷和提升飲食福祉提供了一定的實踐啟示。一方面， 在企業(yè)采用各式各樣的“薅羊毛”方式激活消費者的節(jié)儉心態(tài)時， 應警惕節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受及后續(xù)的口味評價潛在的負面影響。我們的研究表明， 當獲利成本較高時， 節(jié)儉心態(tài)的負面作用更加顯著， 企業(yè)可以通過降低獲利成本（如減少薅羊毛的步驟、提供湊單時輔助性的計算方式等）來緩解“羊毛薅盡口味乏”的效應。同時， 幫助消費者從認知資源耗竭中恢復是另一種重要的方式， 通過將商店頁面調(diào)整為暖色調(diào)、播放舒緩的音樂等均可幫助消費者從認知資源耗竭中得到緩和（Jacquet et al.， 2021）， 進而削弱節(jié)儉心態(tài)對食物預期享受和體驗評估帶來的消極效應。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域， 也存在于不健康食物領域。由于節(jié)儉心態(tài)的激活會導致口味的預期和實際評價有所降低， 在倡導健康食物的攝入時， 應該從降低獲利成本或恢復認知資源耗竭兩方面入手。例如， 調(diào)整線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知資源耗竭（Cheema amp; Patrick， 2012）， 進而阻斷節(jié)儉心態(tài)對食物體驗評估的負面影響。此外， 當倡導減少不健康食物的攝入時， 節(jié)儉心態(tài)的啟動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在不知不覺中降低對非健康食物的欲望， 減少非健康食物的攝入， 進而從長遠意義上提升消費者的飲食福祉。

10.3""局限性與未來研究展望

本文也存在一定的局限性， 有待后續(xù)研究進一步進行探索。首先， 本研究聚焦于食物消費領域， 重點關注節(jié)儉心態(tài)如何影響個體對口味的預期享受和評估。須注意的是， 有些產(chǎn)品的消費和使用可能具有滯后性或耐用性。其中， 滯后性體現(xiàn)在人們購買了產(chǎn)品之后不必然會馬上使用（如洗手液等）， 而耐用性主要體現(xiàn)在產(chǎn)品可被多次被反復使用（如書籍等）。本文主要對食物即時性的享受進行了初步探討， 未來研究可考慮對本研究核心效應在其他產(chǎn)品類別中的結論遷移性和適用性作進一步驗證。同時， 也可以考慮探討核心效應是否會隨著時間的推移而發(fā)生變化（Sevilla et al.， 2019）。值得一提的是， 研究1的分析中雖然無法確保所有的消費者都在用餐后短時間內(nèi)及時對食物作出評價， 但節(jié)儉心態(tài)導致后續(xù)食物差評的持續(xù)效應在理論上是講得通的。由于在服務體驗評價中存在“負性偏差” （negativity bias）， 即負性事件對人們的記憶和評估的影響強度更大且更持久（Frank et al.， 2023; Rozin amp; Royzman， 2001）， 故在很大概率上啟動節(jié)儉心態(tài)的消費者對食物口味的消極體驗在其隨后的評估系統(tǒng)中仍然發(fā)揮一定的作用。我們鼓勵未來研究對這些推斷進行更深入的探索和驗證。同時， 研究1中的外賣平臺數(shù)據(jù)未能獲取到每個消費者具體的下單時間和評價時間， 故未能將評價及時性作為控制變量納入輔助分析， 這確實是本文所選取的二手數(shù)據(jù)的局限性之一， 未來研究可考慮獲取評價時間等數(shù)據(jù)以具體分析評價及時性對本文核心效應的影響作用。

其二， 未來研究可考慮更豐富的節(jié)儉心態(tài)啟動方式， 并進一步檢驗不同節(jié)儉心態(tài)啟動方式是否產(chǎn)生差異化效應。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（如分享領券、湊單滿減等）， 但在現(xiàn)實生活中人們“薅羊毛”的方式還更加豐富多樣， 如拼團購買、好評（曬單）返現(xiàn)和跨店聯(lián)合折扣等。我們認為， 雖然都是節(jié)儉心態(tài)， 但不同的折扣方式可能會導致人們產(chǎn)生不同程度的心理成本（Kapitan et al.， 2021）。考察這些不同節(jié)儉手段導致的節(jié)儉心態(tài)所產(chǎn)生的效應， 將有助于推進節(jié)儉概念性和實證性的深化研究（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（或節(jié)儉產(chǎn)生的財務結果）也值得關注。例如， 部分節(jié)儉個體的目標在于儲蓄更多， 而另一部分節(jié)儉的個體目標則在于以更低的價格購買更多的產(chǎn)品， 會與前者（即增加儲蓄）存在一定的目標沖突（Park et al.， 2024）。節(jié)儉個體不同的目標導向會如何與本文的效應產(chǎn)生聯(lián)合影響？未來研究可從這方面入手作進一步考究。

其四， 本研究已識別了獲利成本和正念干預在核心效應中的邊界條件， 未來研究還可以對“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期享受和體驗評估， 通常而言， 人們進行消費的時候都是希望食物是好吃的、美味的， 但倘若個體的飲食目標是健康（如控糖）而非對食物的享受或體驗， 那么核心效應就有可能會消失（Hagen， 2021）。再如， 有時候個體獲取優(yōu)惠的方式是通過消費者推薦項目獲取的（Xu et al.， 2023）， 由推薦而直接獲得優(yōu)惠的省錢經(jīng)歷雖然也啟動了節(jié)儉心態(tài)， 但卻未必能產(chǎn)生認知資源耗竭而產(chǎn)生后續(xù)的負面影響， 因此核心效應也可能會被削弱。同時， 個體節(jié)儉頻率和重復性可能會提高口味評估的耐受性， 導致核心效應不再靈敏。此外， 雖然節(jié)儉具有普世意義， 但存在社會文化價值觀上的差異（Kapitan et al.， 2021）。例如， 在倡導節(jié)儉的社會中， 個體傾向于將節(jié)儉視為美德（Pan et al.， 2019）， 或將之作為強制性規(guī)范（frugality injunctive norm; Hampson amp; McGoldrick， 2017）來遵守和踐行， 而在主張物質主義或消費主義的社會中， 個體則傾向于認為節(jié)儉會抑制人的天然欲望或產(chǎn)生不良的社會形象（Evers et al.， 2018）。因此， 節(jié)儉在不同文化背景下的效應有何差異還有待后續(xù)研究的檢驗和挖掘。

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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