一、引　言

生活中处处面临选择，假设一个情景：有公寓A（租金高，通勤距离短）与公寓B（租金低，通勤距离长）两个选项，作为正在寻找房源的消费者，可能会在两个选项中徘徊不定。如果此时加入一个新的极端选项公寓C（租金低于B，通勤距离长于B），那么公寓B就会成为折中选项。这时会出现一种现象，公寓B被选择的概率提高了。一个新的极端选项的加入，会增加消费者对折中选项的偏爱，这种现象被称为折中效应（Simonson，1989；李东进等，2012）。

往已有的选择集中加入一个新的选项，会对个体原有的选择偏好产生影响，这在市场上体现为一个新产品或者新竞争者的加入，会改变原有产品或原有竞争者的市场份额与市场命运（郭俊辉，2013）。例如，在产品扩展方面，家居零售商威廉索诺玛在一款原有的面包烘焙机之上，推出了一款容量更大、价格更高的面包烘焙机，然而新产品没有获得很多销量，反而原有的面包烘焙机销售额增长了一倍，原因在于推出的新产品引发消费者的权衡对比，使消费者认为原产品更便宜（Simonson和Tversky，1992）；在竞争对手进入方面，低价产品商家需要警惕对手推出价格稍高的同款产品，以防范自身成为极端选项，原因在于消费者在选择描述相同而价格不同的产品时，常常会更偏好折中选项（李东进等，2012）；企业常设低、中、高档次产品，消费者倾向于选择中档产品（陈峻松等，2011），因此，在产品定位上，让主推产品在低、高档产品中成为折中选项，可以达到不降价也能提升产品销量的目的。可见，折中效应广泛体现于营销实践中，若营销者忽视了折中效应，没有及时调整产品和品牌定位，原有的市场份额可能会因为折中效应而被迅速侵蚀。

消费者对折中选项的偏好会受到时间因素的影响。折中效应是人们深思熟虑后的结果，而不是一种直觉决策（Lichters等，2016），因此，当时间压力使得消费者缺乏深思熟虑的条件时，他们选择折中选项的可能性会减小。以往有关忙碌的研究聚焦于时间压力——在缺乏客观的时间资源的情况下必须完成任务而引发的焦虑与压力感（Maule和Hockey，1993；Kim等，2019），这是一种客观忙碌。例如，有限的促销时间所带来的时间压力，会使消费者对自己的购买决策产生过度自信（卢长宝等，2013），Cohen等（2013）指出人们在时间压力下会屈服于享乐冲动而导致自控力缺失。然而，忙碌就意味着缺乏时间吗？退休后仍然保持忙碌的人，会从忙碌中感知到保持劳动的美德（Wilcox等，2016）；人们会从适度的忙碌中获得幸福感（Hsee等，2010）；在这个“全民皆忙”的时代，人们常常在社交媒体上抱怨自己很忙，原因在于忙碌意味着完成多个目标以证明自己有能力，能让人在社交圈中获得荣誉感（Wilcox等，2016）。上述研究表明，人们会根据其所处的社会规范和期望，对自己的客观忙碌状态进行评估后产生主观心理感知（Gershuny，2005），Wilcox等（2016）也认为个体对给定时间内需要完成的任务会产生主观状态感知，此称为主观忙碌感。Kim等（2019）在消费者行为领域探讨主观忙碌感，认为对忙碌的感知只要不是由时间限制下的或被迫从事的任务引发的，就不太可能导致消极的情感状态，并证明了与时间压力、强迫任务无关的主观忙碌感可以通过提升人们的自我重要性感知来增强他们的自控能力。因此，忙碌已成为一种自我价值、社交与消费的符号，有必要探究其引发的主观忙碌感对消费者行为的影响。

有研究表明，低自信的消费者有着高决策不确定性，更有可能做出折中选择；相反，高自信的个体在做购买决策时有着更低的不确定性，更少可能做出折中选择（Chuang等，2007，2013）。Kim等（2019）已证明非时间限制与非被迫忙碌情况下的主观忙碌感能够提升消费者的自我概念，而折中效应与消费者的自我概念有着重要联系。因此，本文探究：当消费者仅仅感到很忙碌，而没有经历时间资源匮乏与被迫忙碌时，主观忙碌感是否会通过决策信心影响折中选项偏好。

本文将折中效应延伸到忙碌的主观方面，丰富了忙碌这一领域的研究。本文的研究意义在于：首先，以往研究关注忙碌的客观方面（时间资源的缺乏）对折中效应的影响，发现消费者在面临较大的因时间缺乏而产生的压力时，对折中选项的偏好会降低（Lin等，2008），本文则探究忙碌的主观方面对折中选项偏好的影响，并为忙碌对折中选项偏好的影响建立新的中介机制。其次，本文进一步丰富了决策信心研究，继已有文献提出各种决策信心的前因后，本文提出主观忙碌感也可能是决策信心的影响因素。再者，本文探究了消费者解释水平在消费者主观忙碌感对折中选项偏好影响中的调节作用，进一步明确了这种效应的边界条件。最后，越来越多的人表示他们感觉到更忙了，“忙碌”成为当代社会个体重要且普遍的特征和心理状态（Schulte，2014），与此同时，Balenciaga、奥迪等高端品牌借势般以忙碌为广告主题，宣扬忙碌而有品位的生活，本研究将为这些营销现象提供理论解释，并为产品定位、产品扩展、竞争格局等营销实践提供建议。

二、文献综述与研究假设

（一）主观忙碌感

Gershuny（2005）从社会学角度，认为主观忙碌感是个体根据当前社会规范和期望对客观的忙碌状态进行评估后产生的主观心理感知。Kim等（2019）从消费者行为学角度，认为主观忙碌感是一种有很多事情要做的感觉，只要这种感觉不是由时间限制下的或被迫从事的任务引发的，就不太可能导致消极的情绪状态。借鉴Kim等（2019）的研究，本文将所研究的主观忙碌感定义为：在一定时期内，因主动计划完成多项任务而产生的主观状态感知，这种感知没有经历时间资源的匮乏，也不是在被迫从事的任务下产生的。

以往关于忙碌对消费者决策影响的研究主要从时间压力的角度进行探讨，时间压力与主观忙碌感的联系与区别在于：一方面，时间压力产生的前提是客观时间限制——当时间不足以完成任务时，个体会产生焦虑与压力感（Maule和Hockey，1993）；而主观忙碌感既可能在客观的时间限制下产生，也可能与时间限制无关。另一方面，在后效上，时间压力会导致自我控制缺失，并主要与紧张、焦虑、压力感等消极情绪状态相关（Kim等，2019；张慧和江晓东，2022）；而主观忙碌感只要不是由时间限制下的或被迫从事的任务引发的，就不太可能导致个体的消极感受（Kim等，2019）。

以往的研究表明，主观忙碌感对个体心理与行为具有重要影响。Gershuny（2005）认为个体会将忙碌视为有特权和高能力的人的特征，感知到忙碌的人会产生优越感，并认为自己具有更高的社会地位（Bellezza等，2017）。当个体推断忙碌的动机是为了家庭收入、事业心、社会地位时，其主观忙碌感会引发更高的幸福感知（Hsee等，2010）。Wilcox等（2016）发现，感知到忙碌的人会认为自己正在有效利用时间，进而提升了工作效率，减少了拖延行为。在营销领域，Kang等（2018）发现，当产品性能高时，感知忙碌的消费者对产品的满意度更高，因为他们认为自己更有效地利用了时间来获得该产品。Kim等（2019）认为，主观忙碌感提升了消费者的自我重要性感知，进而导致更好的自我控制表现；然而，该研究的其中一项实验表明：只有主动忙碌下的主观忙碌感才能够提升自我重要性感知，进而提升自我控制表现，被迫忙碌引发的主观忙碌感则会导致消极情感，且不会引发自我控制行为。

综上所述，主观忙碌感反映的是消费者对忙碌的主观感受，其与时间压力在定义、后效上存在联系与区别。主观忙碌感可以引发个体的优越感、高地位感、幸福感，也可以提升个体的工作效率，影响消费者的产品满意度与自我控制表现。因此，并非由时间限制或被迫从事的任务引发的主观忙碌感，不太可能导致个体的消极表现，本文将探讨这种主观忙碌感对消费者行为的影响。

（二）折中效应

传统的理性选择理论认为，消费者会遵循效用最大化原则，无论在何种情况下都会选择效用最大化的商品（何大安，2005）。但由于决策情境的复杂性，理性选择理论并不总是适用，例如前文提到的租公寓的例子，在消费者面临多属性、多选项决策的情况下，可能会产生折中效应。当往一个选择集中加入一个极端选项后，原备择选项成为折中选项且被选择概率增大，此称为折中效应（Simonson，1989；李东进等，2012）。如图1所示，在一个选择集中，单一属性上表现最优的选项A、C为极端选项，而介于两个极端选项之间的选项B称为折中选项。

折中效应为什么会产生？Lichters等（2016）通过控制给被试的饮料是否含色氨酸来操纵被试的血清素水平，最终发现血清素水平的降低会削弱折中效应，这提供了一种神经生物学的证据，证明了折中效应是经过消费者的深思熟虑产生的结果。Lee等（2017）认为，当选择任务变得更加困难时，消费者可用的认知资源减少，导致其使用直觉进行决策，此时折中效应被削弱。

折中效应的形成机理与不确定性紧密相关。选择通常涉及两种不确定性，一种是对当前决策带来的后果的不确定性，另一种是关于他人对某个选项的偏好的不确定性（Simonson，1989）。消费者通常用来解决这些与决策相关的不确定性的有效方法是选择一个折中选项（Chang等，2012），因为折中选项使可能出现的最大错误最小化，是最安全的选项（Simonson，1989）。Dhar和Simonson（2003）认为，当消费者不确定自身偏好并不得不做出决策时，他们会选择后悔概率较低的选项，如折中选项。Sheng等（2005）发现，消费者处于较高的不确定状态时，更倾向于选择折中选项，这是一种追求期望损失最小化的结果（Mourali等，2007）。这表明不确定性是导致折中效应的有力解释。此外，来自社会心理学与决策方面的研究表明，人们有动机向自己或他人证明自己的决策是正确的，这些动机包括增强个人自尊、表明自己是一个理性的人等（Drolet等，2009），这与不确定性密切相关。选择一个折中选项，可降低不确定性，从而使证明决策正确的成本同时下降。因此，有关证明决策正确性的动机的研究从侧面为不确定性是折中效应的诱因提供了证据。

此前已有较多文献对折中效应的正向影响因素做出研究，例如，Goldsmith等（2010）的研究表明，消费者为自己的决策做出辩护的理由越多，他们越偏好折中选项；Mourali等（2007）认为，对比具有“趋利动机”的个体，具有“避害动机”的个体更容易出现折中效应。对于折中效应的消失与逆转，也有学者做出研究。Simonson和Tversky（1992）发现，在权衡保险产品的覆盖比与保费两个属性时，往选择集中加入一个中间选项后，高覆盖比、高保费的选项的份额出现了增长。Pham和Parker（2010）通过三项实验证明，当鼓励消费者基于感觉而非客观评价进行选择时，折中效应会消失。因此，折中效应并非在出现折中选项时必定会发生，本文将考察主观忙碌感是否也会成为削弱折中效应的因素。

（三）折中偏好减弱——决策信心的中介作用

决策信心（decision-making confidence）是指个体在进行判断或决策时对其决策最优性或正确性的信心水平（Peterson和Pitz，1988；陈晶等，2010；张笑和冯廷勇，2014）。决策信心是决策过程的一个重要成分，人们会在做决策时自然而然地产生决策信心，而决策信心又会反过来影响人们的决策。

已有研究证明，决策信心对消费者决策有重要影响。在面临涉及高水平复杂性或不确定性的决策时，自信能为人们抵御市场压力，并为决策者提供寻求帮助的动力（Bearden等，2001）。低信心水平消费者更容易受到环境因素的影响，更容易做出不一致的决策，而高信心水平者做决定时会更有经验，也更难被他人说服（Shuchman和Perry，1969；Bearden等，2001）。

主观忙碌感与消费者的决策信心息息相关。Kim等（2019）通过实验证明，与被迫忙碌相比，主动忙碌引发的主观忙碌感会增强消费者的自我重要性感知。原因在于被迫忙碌是一种被胁迫的、类似于时间压力的状态，会产生负面影响；而主动忙碌被认为是为有意义的工作而努力，象征着高价值的人力资本，是在社会中“重要”的表现，因此会增强个体的自我重要性感知。而自我重要性感知意味着消费者将自己评价为一个有价值、有能力的人（Brewer和Wells，2011）。Sun等（2011）发现，当人们站在高处而不是低处时，会对自己的能力持有更高的评价，从而对于回答一般知识测试更有信心，因此，正向反馈会提高个体的信心水平，而负向反馈则会降低个体的信心水平（Bolger和Önkal-Atay，2004；Reed II，2004）。自我重要性感知作为一种积极的、正向的反馈，会让消费者产生更强的信心（Langer和Abelson，1983）。同时，自我重要性感知让消费者感到自己是有价值的、有能力的，会提升其自控能力（Kim等，2019），而高自控能力的个体对决策的信心水平较高（Cutler和Wolfe，1989）。

决策信心与不确定性密切相关，在低不确定性下，消费者会更有信心选择他们真正想要的东西（Koehler，1991），换言之，具有高决策信心的消费者在做出选择时经历的不确定性更少。Chuang等（2007，2013）通过研究发现，低自信的消费者有着高决策不确定性，更有可能做出折中选择；相反，高自信的个体做购买决策时有着更低的不确定性，更少可能做出折中选择。这与上文提到的“不确定性条件下，消费者会更倾向于选择折中选项”是一致的。消费者的决策信心使其摒弃追求期望损失最小化的决策准则，而有信心去追求一个后悔概率更大但更有可能满足其最高优先级需求的极端选项，此时决策信心降低了消费者的不确定性。Chang等（2012）发现消费者为他人做选择时会比为自己做选择时更有可能选择折中选项。这主要是因为消费者为他人做选择时会面临多种不确定性，导致决策信心下降（Engel，1968），一方面决策者不确定自己所拥有的知识是否足够应付复杂的产品，另一方面决策者不确定他人与自己是否具有相同的风险偏好（Chang等，2012）。因此，决策者在决策信心较低时，倾向于选择一个折中选项，以避免不确定的负面结果。

因此，主观忙碌感可增强消费者的决策信心，导致消费者更少可能做出折中选择。基于此，本文提出以下两个假设：

H1：主观忙碌感减少了消费者对折中选项的偏好。

H2：消费者的决策信心在主观忙碌感与折中选项偏好的关系中起中介作用。

（四）边界条件——解释水平

根据解释水平理论，人们对事件的表征有不同的抽象水平，抽象程度高即高解释水平，抽象程度低即低解释水平（Vallacher和Wegner，1989；黄俊等，2015；吴月燕等，2019）。Trope和Liberman（2010）指出与低解释水平相比，高解释水平是抽象的、简单的、连贯的、去背景化的、核心的、本质的、上位的、与目标相关的。例如，低解释水平操纵下的被试会将“活动”具体化为“打球”，而高解释水平操纵下的被试会将“活动”抽象化为“玩得开心”。解释水平理论经过20年的发展，已经在营销、决策及协商、社会化研究等领域被广泛应用。

解释水平理论在营销研究中的应用涉及产品选择，Freitas等（2008）指出高解释水平操纵下的被试更偏爱涉及自我概念的产品广告，而低解释水平操纵下的被试更偏爱涉及产品质量的广告。另外，在消费者知觉方面，Yang等（2019）指出浪漫刺激对甜食消费的影响效果取决于消费者对甜味概念的解释水平，抽象思维的消费者（高解释水平者）会关注甜味的核心概念而不是实际功能，因此他们不太可能区分心理上的甜味（由浪漫刺激引起）和生理上的甜味（由甜食引起），会更相信爱情和甜味之间的隐喻联系，并更可能在浪漫刺激下增加对甜食的消费。而具体思维的消费者（低解释水平者）会关注甜味的具体特征，倾向于区分不同类型的甜味，因此不会在浪漫刺激下增加对甜食的消费。

解释水平理论在营销之外也有广泛应用，例如在决策及协商方面，已有研究证明，当人们担任建议者时，由于与决策者的社会距离远而处于高解释水平，会更关注活动的价值；而当人们担任决策者时，由于与自己的社会距离近而处于低解释水平，会更关注活动的可行性（徐惊蛰和谢晓非，2011）。此外，Giacomantonio等（2010）发现，在协商时，高解释水平操纵下的被试更关注全局利益，在与全局问题相关的协商中有更好的协商效果；而低解释水平操纵下的被试更关注细节，在与细节问题相关的协商中表现更好。解释水平可在社会化研究中解释个体自制力的产生，Fujita等（2006）指出，对比低解释水平的个体，高解释水平者对事件拥有更为抽象的表征，更关注事件的长远利益，而不是短期的具体结果，从而有更高的自控能力，表现出更多的自控行为。

综上所述，高解释水平的消费者具有抽象化思维，而低解释水平的消费者具有具体化思维。本研究认为主观忙碌感对折中效应的影响效果取决于消费者对“忙碌”概念的解释水平。已知主观忙碌感会引起人们对自身的积极评价，例如自我重要性感知的提升（Kim等，2019），所以如果消费者是抽象思维者（即处于高解释水平），他们可能会将“忙碌”抽象化为“我是一个有价值、有能力的人”，主观忙碌感会增加他们的决策信心，从而导致他们减少对折中选项的偏好。相反，如果消费者是具体思维者（即处于低解释水平），他们可能会将“忙碌”具体化为“需要做很多事情”，因此主观忙碌感对他们的决策信心没有影响，也不会影响他们对折中选项的偏好。

由此，本文假设：

H3a：对于高解释水平（抽象思维）的消费者，主观忙碌感会增强他们的决策信心，进而降低他们对折中选项的偏好。

H3b：对于低解释水平（具体思维）的消费者，主观忙碌感不会影响他们的决策信心，进而也不会影响他们的折中选项偏好。

基于以上分析与假设，得出本文的研究模型如图2所示。

三、实验一

（一）实验设计与过程

实验一通过操纵消费者的主观忙碌感，检验主观忙碌感对折中选项偏好的影响（H1）以及决策信心的中介作用（H2）。

实验采用单因素2水平（主观忙碌感：忙碌vs.控制）被试间设计，通过在华南某大学成人教育班级中随机发放问卷，共招募了97名被试，其中男性34名（35%），女性63名（65%）。实验结束后，每人都获得了现金奖励。

对主观忙碌感的操纵，本实验参考了Kim等（2019）的写作任务。对于忙碌组，被试阅读文字“最近一项研究表明，周末上课的人比周末休息的人更加忙碌”，随后写下让他们保持忙碌的三件事情或活动；对于控制组，被试阅读文字“本研究旨在了解周末上课的人会做什么活动或事情”，随后写下他们周末上课这一天会做的三件事情或活动。

实验正式开始，被试进入主观忙碌感操纵任务，写作任务完成后，被试完成两个与本研究无关的算术题，以检验被试填写问卷是否认真，随后回答主观忙碌感的3个测项（Kim等，2019）（“你的生活被各种事情所占据了”“你有很多事情需要去做”以及“你工作努力”，α=0.74）。随后，要求两组被试想象他们需要在三款无线耳机中选择一款。参考Chernev（2004）的研究对产品属性的设定，这三款无线耳机的声音清晰度评分和续航时长有差异，分别为：耳机A（6分，3小时，99元）、耳机B（7分，2小时，99元）、耳机C（8分，1小时，99元）。被试做出选择后，需要回答7点量表（1=非常不可能购买，7=非常可能购买）以描述他们对每一款耳机的购买可能性。然后，对决策信心进行测量，借鉴了Chang等（2012）的量表（“我相信我做出了正确的选择”“我确信我的选择是最好的”“我不会对我的选择失望”，α=0.84）。为了排除时间压力的替代解释，要求被试回答Kim等（2019）的量表（“你所要完成事情的截止日期正在临近”“你没有足够的时间去完成每件事情”“你对能否完成所有事情感到焦虑”，α=0.72）。所有测量均采用7点李克特量表计分。最后，被试需要回答性别、年龄、学历等人口统计信息。

对于所有被试，如果他们没有完成写作任务，或算术题回答错误，或回答的购物选择与其描述的购买可能性存在逻辑错误，本研究就将其问卷标记为无效问卷（后面实验的样本均做此筛选处理）。最终共剔除了11份不符合填写要求的被试数据，得到86个有效样本。

（二）实验结果

1.操纵检验。首先检验主观忙碌感是否操纵成功，通过主观忙碌感的量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组的参与者比控制组的参与者产生更多的忙碌感[M_忙碌组=5.48，SD_忙碌组=0.83，M_控制组=5.05，SD_控制组=1.04，F（1，84）=4.96，p<0.05]，因此对主观忙碌感的操纵是有效的。

2.选项选择。通过卡方检验发现，在控制组中59.09%的被试选择了折中选项，而忙碌组中35.71%的被试选择了折中选项。忙碌组选择折中选项的比例比控制组低，两组被试对折中选项的偏好存在显著差异[χ²（1）=4.71，p<0.05]，H1得到证明。以忙碌（0=控制组，1=忙碌组）为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量，将性别、年龄、学历作为控制变量做逻辑回归。结果显示，忙碌组比控制组更少可能选择折中选项[b=−1.010，SE=0.543，Wals=3.457，p=0.063，Exp（b）=0.364）]，忙碌组与控制组对折中选项偏好的差异边际显著，因此H1得到支持。此外，性别、年龄、学历对参与者的折中选项偏好均无显著影响（p>0.1）。

3.中介检验。以主观忙碌感为自变量、决策信心为因变量进行线性回归分析，结果显示主观忙碌感对决策信心的正向影响是显著的（p<0.05）。随后，采用bootstrap程序（模型4），抽样次数设定为5 000，以忙碌为自变量（X）、决策信心为中介变量（M）、选项选择为因变量（Y），中介效应检验结果显示（参见图3）：决策信心的中介效应显著（Boot SE=0.2254，95% CI：LLCI=−0.9356，ULCI=−0.0242，不包含0），效应量为0.3048。说明决策信心在主观忙碌感对折中选项偏好的影响中发挥中介作用，H2成立。

4.替代解释。通过时间压力量表获得平均分数，进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组与控制组的时间压力无显著差异[M_忙碌组=4.75，SD_忙碌组=1.25，M_控制组=4.53，SD_控制组=1.01，F（1，96）=0.51，p>0.1]，这说明实验材料引起的是主观忙碌感的差异而不是时间压力的差异，因此两组被试对折中选项的偏好差异是源于主观忙碌感的差异，而非源于时间压力的差异。

（三）讨论

本实验通过文字材料唤起消费者的主观忙碌感，验证了主观忙碌感可以削弱消费者对折中选项的偏好，同时证明了决策信心在此效应中所起的中介作用。此外，本实验还排除了时间压力这一替代解释。接下来需要思考的问题是，改变实验中使用的产品和决策属性，是否能再次验证假设。

四、实验二

（一）实验设计与过程

实验一选用了消费者熟悉的产品——耳机作为实验材料。已有研究发现，消费者对所要购买的商品越熟悉，其选择折中选项的可能性就越低（Dhar和Simonson，2003；Fujita等，2008；Yang等，2019）。因此，实验二选择了消费者比较不熟悉的产品——净水器作为实验材料。

实验二采用2（选择集：核心集vs.扩展集）×2（主观忙碌感：忙碌vs.控制）被试间设计。使用与实验一相同的方法对主观忙碌感进行操纵。通过在华南某大学内发放问卷，共招募了180名被试参加本实验，其中男性55名（31%），女性125名（69%）。

实验正式开始后，被试进入主观忙碌感操纵任务。随后，要求核心集组的被试想象他们需要在两款净水器中选择一款，这两款净水器的滤芯寿命（单位：L）和保修期（单位：月）有差异，分别为：净水器A（5 000L，12个月，199元）、净水器B（4 500L，18个月，199元）；要求扩展集组的被试想象他们需要在三款净水器中选择一款，这三款净水器分别是：净水器A（5 000L，12个月，199元）、净水器B（4 500L，18个月，199元）、净水器C（4 000L，24个月，199元）。选择完毕，被试需要回答7点量表（1=非常不可能购买，7=非常可能购买）以描述他们对每一款净水器的购买可能性。随后被试回答了检验主观忙碌感操纵是否成功的量表，并回答了性别、年龄、学历等人口统计信息。实验结束后，每人都获得了参与现金奖励。最终剔除了13份不符合填写要求的被试数据，得到167个有效样本。

（二）实验结果

1.操纵检验。对于扩展集样本，通过主观忙碌感的量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组的参与者比控制组的参与者产生更多的忙碌感[M_忙碌组=5.60，SD_忙碌组=0.74，M_控制组=5.17，SD_控制组=1.10，F（1，86）=4.51，p<0.05]，因此对主观忙碌感的操纵是有效的。

2.选项选择。四个被试组对选项的选择如表1所示。为计算折中效应，做以下设定：P（B；A）指的是在核心集中，净水器B相对于净水器A的份额；P（B；A，C）指的是在扩展集中，折中选项净水器B的份额；P（A；B，C）指的是在扩展集中，净水器A的份额；P_C（B；A）=P（B；A，C）/[P（B；A，C）+P（A；B，C）]指的是在扩展集中，折中选项净水器B相对于净水器A的份额；ΔP_B=P_C（B；A）−P（B；A）指的是在选择集中加入净水器C后，净水器B相对于净水器A所增加的份额，即折中效应的大小。最终计算得，当净水器C加入选择集后，控制组中净水器B相对于净水器A的份额增加了22.81%（ΔP_B=0.2281），而忙碌组中净水器B相对于净水器A的份额仅增加了5.70%（ΔP_B=0.057），初步印证了主观忙碌感会削弱消费者对折中选项的偏好。

通过卡方检验分析，在扩展集中，忙碌组选择净水器B的比例比控制组低23.19%，两组被试的折中选项偏好有显著差异[χ²（1）=4.76，p<0.05]。也就是说，如果唤起了消费者的主观忙碌感，折中效应会被削弱，如扩展集—忙碌组的结果。

在扩展集中，以忙碌（0=控制组，1=忙碌组）为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量做逻辑回归。结果显示，在扩展集中，忙碌组比控制组更少可能选择折中选项[b=−0.956，SE=0.519，Wals=3.397，p=0.065，Exp（b）=0.384]，忙碌组与控制组对折中选项的偏好差异边际显著，因此H1再次得到支持。

（三）讨论

本实验使用了净水器作为实验材料，证明了当产品熟悉度低时，主观忙碌感对折中选项偏好的主效应仍然存在。本实验进一步拓展到消费者对产品的熟悉度，使结论显得更普遍与可靠。

五、实验三

品牌是消费者做产品选择时的重要线索，对消费者来说，声誉高的品牌可以保证产品的质量水平，减少风险，创造信任感（Keller和Lehmann，2006）。消费者对品牌声誉高的产品会更熟悉和更信任，这会积极影响消费者对品牌产品的评价和选择（Hoeffler和Keller，2003）。因此，实验三考察当品牌声誉作为消费者决策的考虑属性时，主观忙碌感对折中选项偏好的影响是否存在。

（一）实验设计与过程

实验一和实验二通过让被试阅读文字材料，操纵了他们的主观忙碌感，验证了在不同的决策属性下主效应均存在。此前曾有学者使用量表对忙碌感进行直接测量（Festini等，2019；Sherf等，2019），因此，实验三将通过直接测量消费者的主观忙碌感，对主效应再次进行检验，并探讨这种效应是否能推广到品牌。

为了提升样本的普遍性及研究结论的外部推广性，本实验通过“见数”问卷平台，在更广泛的社会面选取被试。本实验向每位被采纳的被试提供金钱报酬，并通过平台提供的筛选功能，选择了作答次数少、信用分高、历史采纳率高的被试，以提升样本质量。本实验共招募了149名被试，其中男性59名（39.6%），女性90名（60.4%）。

首先，借鉴Kim等（2019）所使用的主观忙碌感7点量表，让被试对“你的生活被各种事情所占据了”“你有很多事情需要去做”以及“你工作努力”（α=0.70）进行回答。随后，要求被试想象他们需在三个打印机品牌中进行选择，这三个打印机品牌的品牌声誉和价格有所差异，分别为：打印机品牌A（价格低，声誉低）、打印机品牌B（价格中等，声誉中等）、打印机品牌C（价格高，声誉高）。选择完毕，被试需要回答7点量表（1=非常不可能购买，7=非常可能购买）以描述他们对每一打印机品牌的购买可能性。最后，被试需回答性别、年龄、学历等人口统计信息。实验结束后每名被试获得参与现金奖励，最终共获得109个有效样本。

（二）实验结果

共6名被试（5.5%）选择了打印机品牌A，77名被试（70.64%）选择了打印机品牌B，26名被试（23.85%）选择了打印机品牌C。在无操纵而是直接测量主观忙碌感的情况下，参与者的品牌选择产生了折中效应。以主观忙碌感为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量做逻辑回归，结果显示主观忙碌感显著负向影响折中选项偏好[b=−0.444，SE=0.247，Wals=4.702，p<0.05，Exp（b）=0.641]，因此H1得到支持。

（三）讨论

本实验通过直接测量消费者的主观忙碌感，证明了高主观忙碌感的消费者会比低主观忙碌感的消费者更少可能选择折中选项，从而再次验证了H1。此外，本实验证明了主效应不但会发生于产品选择，而且会发生于品牌选择，扩展了本研究结论的应用范围。

六、实验四

（一）实验设计与过程

实验四使用产品广告图片对主观忙碌感进行操纵，通过构造更真实的购物场景再次检验主效应（H1），并检验解释水平的调节作用，最后检验有调节的中介效应（H3a、H3b）。

实验采用2（主观忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解释水平：低vs.高）被试间设计，通过在华南某大学校园中发放问卷，招募了220名被试，其中男性58名（26.4%），女性162名（73.6%）。实验结束后每人获得小礼品作为奖励。

实验正式开始后，借鉴Yang等（2019）的方法对解释水平进行操纵：对于低解释水平组，被试在看完广州地图后，需要回答5道有关地图细节的问题（“广州市一共有多少个区”“以下哪个区位于广州市北部”“以下哪个区位于广州市南部”“黄埔区位于番禺区的北边吗”“花都区位于从化区的西边吗”）。对于高解释水平组，被试则需要回答有关地图整体形状的问题（“您认为广州地图整体形状像雄鹰吗”“您认为广州地图整体形状像大写字母T吗”“您认为广州地图整体形状像数字7吗”“您认为广州地图整体形状像钉子吗”“您认为广州地图整体形状像女孩的侧脸吗”）。然后，被试需要回答7点量表（1=完全专注于细节，7=完全专注于整体）来测量他们在任务中关注的是整体还是细节，以检验解释水平的操纵是否成功。如果被试倾向于关注整体，则表明他的解释水平较高；如果被试倾向于关注细节，则表明他的解释水平较低。随后，对主观忙碌感进行操纵：忙碌组与控制组分别观看“忙碌大学生的最佳选择”“大学生的最佳选择”两种不同标语的虚拟耳机品牌Adrw的产品图片（如图4、图5所示），要求两组被试想象他们需要在三款耳机中选择一款，三款耳机的产品评分和价格有所差异。被试做出选择后，需要回答7点量表（1=非常不可能购买，7=非常可能购买）以描述他们对每一款耳机的购买可能性，同时还要回答他们之前是否听过或者使用过Adrw品牌的耳机。随后使用与实验一相同的决策信心量表测量被试的决策信心。最后被试回答了检验主观忙碌感操纵是否成功的量表，并回答了性别、年龄、学历等人口统计信息。剔除听过或者使用过Adrw品牌耳机的被试，最终得到167个有效样本。

（二）实验结果

1.操纵检验。首先检验主观忙碌感是否操纵成功，通过主观忙碌感量表获得平均分数，并以此为因变量进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组的参与者比控制组的参与者产生更多的忙碌感[M_忙碌组=5.44，SD_忙碌组=0.94，M_控制组=5.13，SD_控制组=0.90，F（1，165）=4.56，p<0.05]，因此对主观忙碌感的操纵是有效的。

其次检验解释水平是否操纵成功，通过整体细节量表获得平均分数，并以此为因变量进行单因素方差分析。结果显示，高解释水平组比低解释水平组更专注于整体[M_{高解释水平组}=5.80，SD_{高解释水平组}=1.12，M_{低解释水平组}=3.85，SD_{低解释水平组}=1.73，F（1，165）=74.30，p<0.001]，因此对解释水平的操纵是有效的。

2.选项选择。通过卡方检验发现，在控制组中59.76%的被试选择了折中选项，而忙碌组中44.71%的被试选择了折中选项。忙碌组选择折中选项的比例比控制组低，两组被试对折中选项的偏好差异边际显著[χ²（1）=3.79，p=0.052]。以忙碌（0=控制组，1=忙碌组）为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量做逻辑回归。结果显示，主观忙碌感对参与者折中选项偏好的影响边缘显著[b=−0.608，SE=0.337，Wals=3.759，p=0.053，Exp（b）=0.545]，H1基本得到验证。

3.调节效应检验。以RW110-2耳机（折中选项）的购买可能性为因变量，进行2（主观忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解释水平：低vs.高）双因素方差分析。结果显示，主观忙碌感的主效应边缘显著[F（1，163）=3.39，p=0.06]，解释水平的主效应不显著[F（1，163）=1.125，p=0.29]，主观忙碌感与解释水平的交互作用显著[F（1，163）=9.428，p<0.05]。具体来说，在高解释水平下，忙碌组对折中选项的偏好显著低于控制组[M_忙碌组=4.24，SD_忙碌组=1.37，M_控制组=5.14，SD_控制组=1.14，F（1，163）=12.00，p<0.05]；在低解释水平下，忙碌组与控制组对折中选项的偏好无显著差异[F（1，163）=0.76，p>0.05]。实验结果说明解释水平对主效应的调节作用显著。图6显示了主观忙碌感与解释水平对折中选项偏好的交互作用。

4.有调节的中介检验。本实验采用bootstrap程序（模型7），样本量选择5 000，以忙碌为自变量、决策信心为中介变量、解释水平为调节变量、选项选择为因变量，在95%置信区间下进行检验。结果显示（参见图7），决策信心的中介效应显著且受到解释水平的调节（Boot SE=0.3132，95%CI：LLCI=−1.2621，ULCI=−0.0192，不包含0），效应量为0.5301。具体来说，如表2所示，在高解释水平下，主观忙碌感通过决策信心对折中选项偏好的间接效应显著（Boot SE=0.2779，95%CI：LLCI=−1.5064，ULCI=−0.4220，不包含0），效应量为0.5644；而在低解释水平下，主观忙碌感通过决策信心对折中选项偏好的间接效应不显著（Boot SE=0.1880，95% CI：LLCI=−0.7473，ULCI=0.0042，包含0），效应量为0.3343。因此，主观忙碌感通过消费者的决策信心对折中选项偏好产生间接影响，这种间接效应受到消费者解释水平的调节。实验结果支持了H3a和H3b。

（三）讨论

本研究将忙碌元素融于产品图片中，构造了更加真实的购物场景以检验假设。结果显示，主效应再次得到验证，同时证明了对于高解释水平的消费者，主观忙碌感会降低他们对折中选项的偏好；而对于低解释水平的消费者，主观忙碌感不会影响他们对折中选项的偏好。因此，H3a、H3b得到支持。

七、实验五

Mishra等（1993）指出，对于实用品，消费者具有较低的偏好强度，在进行购买决策时更易受到环境的影响，因此会表现出较强的折中效应。此外，有学者发现，比起享乐消费，实用消费的折中效应会更强，因为人们在消费实用型产品时，会注重实用性和功能性，此时对量化的价值敏感，会通过价值计算做出选择，而折中效应涉及系统的价值计算处理（Kim和Kim，2016）。而人们在消费享乐型产品时，会注重享受和乐趣，具有独特性需求（Simonson和Nowlis，2000），更依赖于情感与启发式处理做决策，这会导致较弱的折中效应。因此，在享乐消费情境下，消费者更倾向于极端而不是折中选项。

实验一至四都选用了实用型产品（如耳机、净水器、打印机）作为实验材料，实验五选择高级餐厅（Mourali等，2007）作为实验商品，探讨在折中效应本身就较弱的享乐消费情境下，主效应、中介效应及调节效应是否仍然存在。

（一）实验设计与过程

实验采用2（主观忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解释水平：低vs.高）被试间设计，检验在享乐消费情境下，主观忙碌感与解释水平对折中选项偏好的影响，通过在某众包兼职网站上发放线上问卷，招募了168名被试，被试完成问卷后可获得现金奖励，其中男性62名（37%），女性106名（63%）。

实验正式开始后，仍然使用实验四中的方法对解释水平进行操纵，然后，要求被试回答7点量表（1=完全专注于细节，7=完全专注于整体）来测量他们在任务中关注的是整体还是细节，以检验解释水平操纵是否成功。随后，使用与实验一、实验二相同的方法对主观忙碌感进行操纵。操纵完成后，要求被试想象他们将要前往一家高级餐厅享用晚餐，需要在三家餐厅中选择一家。参考Mourali等（2007）对餐厅属性的设置，实验五中三家餐厅的口味评分、服务评分有所差异（如图8所示）。选择完成后，被试回答了与实验一、实验四相同的决策信心量表，最后回答了检验主观忙碌感操纵是否成功的量表，并回答了性别、年龄、学历等人口统计信息。实验结束后每人获得现金作为奖励。剔除了15份不符合填写要求的被试数据，本实验最终得到153个有效样本。

（二）实验结果

1.操纵检验。首先检验主观忙碌感是否操纵成功，通过主观忙碌感的量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组的参与者比控制组的参与者产生更多的忙碌感[M_忙碌组=5.38，SD_忙碌组=1.02，M_控制组=5.08，SD_控制组=0.78，F（1，151）=4.06，p<0.05]，因此对主观忙碌感的操纵是有效的。

其次检验解释水平是否操纵成功，通过整体细节量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，高解释水平组比低解释水平组更专注于整体[M_{高解释水平组}=5.79，SD_{高解释水平组}=1.06，M_{低解释水平组}=4.38，SD_{低解释水平组}=1.69，F（1，151）=38.49，p<0.01]，因此对解释水平的操纵是有效的。

2.选项选择。通过卡方检验发现，在控制组中41.25%的被试选择了折中选项，而忙碌组中20.54%的被试选择了折中选项。忙碌组选择折中选项的比例比控制组低，两组被试对折中选项的偏好差异显著[χ²（1）=7.60，p=<0.01]。以忙碌（0=控制组，1=忙碌组）为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量做逻辑回归。结果显示，忙碌对参与者折中选项偏好的影响显著[b=−0.832，SE=0.390，Wals=4.133，p<0.05，Exp（b）=0.435]，H1得到支持。

3.有调节的中介检验。本实验采用bootstrap程序（模型7），抽样次数选择5 000，以忙碌为自变量、决策信心为中介变量、解释水平为调节变量、选项选择为因变量，在95%置信区间下进行检验。结果显示（参见图9），决策信心的中介效应显著且受到解释水平的调节（Boot SE=0.2691，95% CI：LLCI=−1.0833，ULCI=−0.0246，不包含0），效应量为0.4072。具体来说，如表3所示，在高解释水平下，主观忙碌感通过决策信心对折中选项偏好的间接效应显著[Boot SE=0.1870，95%CI：LLCI=−0.8363，ULCI=−0.0769，不包含0]，效应量为0.3598；而在低解释水平下，主观忙碌感通过决策信心对折中选项偏好的间接效应不显著（Boot SE=0.1624，95% CI：LLCI=−0.1878，ULCI=0.4741，包含0），效应量为0.0474。因此，主观忙碌感通过消费者的决策信心对折中选项偏好产生间接影响，这种间接效应受到消费者解释水平的调节。

（三）讨论

本研究证实了在享乐消费情境下，主效应、中介效应、调节效应仍然存在。具体而言，对于高解释水平的消费者，主观忙碌感会增强他们的决策信心，让他们觉得自己是一个有能力、有价值的人，从而更可能遵从内心真实偏好，不会为了避免选择的不确定性而偏好折中选项。但对于低解释水平的消费者而言，主观忙碌感不会影响他们的决策信心，因此也不会改变他们对折中选项的偏好。

此外，本实验发现在享乐消费情境下，参与者选择折中选项的比例偏低。例如，在实验一、实验二、实验四中控制组的被试选择折中选项的比例接近60%，而在本研究中这一比例仅约为40%。已有研究发现，人们在消费享乐型产品时，会注重享受和乐趣，在做出选择时更依赖情感，更倾向于极端而不是中间选项（Kim和Kim，2016）。因此，本实验也验证了前人的研究结果。

八、实验六

实验五单独选择了享乐型产品作为实验商品，本实验将实用型产品与享乐型产品置于同一实验中，以检验在实用消费情境和享乐消费情境的对比下折中效应是否会减弱，并再次检验主效应、中介效应、调节效应是否同时存在于实用与享乐消费情境中，以进一步提升研究的稳健性。

（一）实验设计与过程

实验采用2（主观忙碌感：忙碌vs.控制）×2（解释水平：低vs.高）×2（产品类型：实用品vs.享乐品）被试间设计，检验在实用与享乐消费情境下，主观忙碌感与解释水平对折中选项偏好的影响。通过在某众包兼职网站上发放线上问卷，招募了440名被试参加本实验，被试完成问卷后可获得现金奖励，其中男性216名（49%），女性224名（51%）。

实验正式开始后，仍然使用实验四中的方法对解释水平进行操纵，然后，要求被试回答7点量表（1=完全专注于细节，7=完全专注于整体）来测量他们在任务中关注的是整体还是细节，以检验解释水平操纵是否成功。随后，使用与实验一、实验二相同的方法对主观忙碌感进行操纵。接下来，对产品类型进行操纵，要求被试想象他们将要前往一家餐厅用餐，并提供三个餐厅选项（如图10所示）。参考Dhar和Wertenbroch（2000）的产品类型操纵方法，实用型餐厅被描述为“主营传统中餐，所处位置交通发达，适合个人用餐以及家庭、公司聚餐等场景，让你拥有便利的用餐体验”；享乐型餐厅被描述为“主营高档中餐，用餐中可观览江景，适合浪漫约会、温馨聚会等场景，让你享受极致的用餐体验”。与实验五相同，实验六中三家餐厅的口味评分、服务评分有所差异，被试需要在三家餐厅中选择一家。选择完成后，被试回答了与前面的实验相同的决策信心量表，最后回答了检验主观忙碌感操纵是否成功的量表，并回答了性别、年龄、学历等人口统计信息。实验结束后每人获得现金作为奖励。剔除19份不符合填写要求的被试数据，本实验最终得到421个有效样本。

（二）结果与讨论

1.操纵检验。首先检验主观忙碌感是否操纵成功，通过主观忙碌感的量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，忙碌组的参与者比控制组的参与者产生更多的忙碌感[M_忙碌组=5.62，SD_忙碌组=0.989，M_控制组=5.32，SD_控制组=0.817，F（1，419）=11.083，p<0.05]，因此对主观忙碌感的操纵是有效的。

其次检验解释水平是否操纵成功，通过整体细节量表获得平均分数，并以此作为因变量进行单因素方差分析。结果显示，高解释水平组比低解释水平组更专注于整体[M_{高解释水平组}=5.904，SD_{高解释水平组}=1.224，M_{低解释水平组}=3.863，SD_{低解释水平组}=2.031，F（1，419）=155.279，p<0.01]，因此对解释水平的操纵是有效的。

2.选项选择。如表4所示，对于实用型产品，控制组中60.18%的被试选择了折中选项，而忙碌组中45.63%的被试选择了折中选项；对于享乐型产品，控制组中49.06%的被试选择了折中选项，而忙碌组中31.73%的被试选择了折中选项。可见在享乐消费情境下，折中效应减弱。以忙碌（0=控制组，1=忙碌组）为自变量、选项选择（0=非折中，1=折中）为因变量做逻辑回归。结果显示，对于实用型产品，忙碌对参与者折中选项偏好的影响显著[b=−0.614，SE=0.292，Wals=3.917，p<0.05，Exp（b）=0.541]；对于享乐型产品，忙碌对参与者折中选项偏好的影响同样显著[b=−0.731，SE=0.307，Wals=3.944，p<0.05，Exp（b）=0.481]。无论是实用品还是享乐品，主观忙碌感对折中选项偏好的影响都是显著的。

3.有调节的中介检验。本实验采用bootstrap程序（模型7），抽样次数选择5 000，以忙碌为自变量、决策信心为中介变量、解释水平为调节变量、选项选择为因变量、产品类型为协变量，在95%置信区间下进行检验。结果显示（参见图11），决策信心的中介效应显著且受到解释水平的调节（Boot SE=0.1004，95% CI：LLCI=−0.4699，ULCI=−0.0671，不包含0）。具体来说，如表5所示，在高解释水平下，主观忙碌感通过决策信心对折中选项偏好的间接效应显著（Boot SE=0.1035，95% CI：LLCI=−0.5629，ULCI=−0.1525，不包含0），效应量为0.3222；而在低解释水平下，虽然间接效应也是显著的（Boot SE=0.0623，95% CI：LLCI=−0.2556，ULCI=−0.0055，不包含0），但效应量降至0.1060。因此，对于实用品与享乐品消费，主观忙碌感通过消费者的决策信心对折中选项偏好产生间接影响，这种间接效应受到消费者解释水平的调节。

（三）讨论

实验六通过对餐厅进行实用型与享乐型描述，证实了对比实用型产品，消费者在选择享乐型产品时，折中效应会减弱。然而，无论对于实用型还是享乐型产品，主观忙碌感对折中选项偏好的主效应、决策信心的中介效应、消费者解释水平的调节效应均是存在的。本实验在此前实验的基础上拓展了产品情境，进一步提升了整体研究的稳健性。

九、结论、启示与展望

（一）研究结论

消费者的主观忙碌感究竟会对消费决策产生何种影响，目前仍缺乏深入探讨，本研究以消费决策中常见的折中现象为突破口，探讨了主观忙碌感对折中选项偏好的影响，并通过六项实验得出如下研究结论：（1）主观忙碌感可以削弱折中选项偏好，增加消费者对极端选项的偏好。（2）上述主观忙碌感对折中选项偏好的削弱作用受到决策信心的中介。（3）消费者的解释水平对主观忙碌感与折中选项偏好的关系产生调节作用，对于高解释水平的消费者，他们会将“忙碌”抽象化为自身能力的象征，从而导致决策信心增加，因此更可能遵从内心偏好，而不因害怕风险而选择折中选项；而对于低解释水平的消费者，他们会将“忙碌”具体化为“需要做很多事情”，因此主观忙碌感对他们的决策信心没有影响，也不会影响他们对折中选项的偏好。

（二）理论贡献与实践启示

本研究的理论贡献主要体现在以下三个方面：第一，以往研究聚焦于忙碌的客观因素（即时间压力）对消费决策的影响，并且较多关注自我控制缺失等忙碌的消极效应。本文则聚焦于忙碌的主观方面——主观忙碌感对消费中的折中效应的影响，并探讨忙碌在提升消费者决策信心上的积极作用，为未来的研究进一步挖掘忙碌的积极影响提供了借鉴。此外，本文在忙碌已成为一种生活常态的背景下，探讨主观忙碌感对消费中的折中效应的影响，为使用忙碌要素的营销现象提供了理论解释。因此，本研究丰富了忙碌在营销领域的应用研究。第二，已有研究探讨忙碌的客观方面（时间压力）对折中效应的影响，基于认知资源的角度认为消费者在面临较大的时间压力时，会降低对折中选项的偏好。本文则从消费者决策信心出发，探讨忙碌的主观方面对折中效应的削弱效应，为忙碌与折中效应之间的关系提供了新的视角与中介机制。第三，以往研究探讨过的消费者本身对折中效应的影响因素包括性别、自信、独特性需求、风险偏好、感知价格质量关系、对产品的熟悉度等，本文研究消费者的主观心理感知因素对折中效应的影响，丰富了折中效应的影响因素研究。

本研究对于营销实践中的忙碌元素及折中效应的应用具有以下三点启示：第一，在产品定位方面，本研究的结果表明，当消费者感知忙碌时，他们会减少对折中选项的偏好。因此，对于中端产品，企业不应该将其定位为专为忙碌人群打造的产品，也要避免在产品包装、广告中加入忙碌元素，以防消费者产生的主观忙碌感削弱折中效应为中端产品带来的竞争优势。另外，本研究认为，主观忙碌感会增加消费者对极端选项的偏好。因此，对于非中端品牌，企业可以将“忙碌”这一元素融于品牌定位、产品广告中，从而减弱折中效应的影响。在营销实践中，已有部分企业开始使用“忙碌”作为广告元素，例如高端汽车品牌奥迪旗下的旗舰车型A8L在2020年的官方宣传片中就以“时间是成功者最宝贵的财富”“用第25小时来欣赏更美的风景”作为广告词，用对时间的把握、满盈工作的一天唤起消费者的主观忙碌感。这种营销实践与本研究的结论（消费者的主观忙碌感可以削弱折中效应，从而增加消费者对非中端产品/品牌的偏好）是相符合的。第二，在竞争格局方面，由于在营销实践中折中效应的影响广泛存在，因此中端品牌更容易抢占市场份额。本研究的结果表明，主观忙碌感是削弱折中效应的重要因素。因此，为了抢占更多的市场份额，非中端品牌可以将自身包装成忙碌的品牌，例如与消费者的工作结合，将品牌描述为“通勤必备”，或专门为通勤场景设计产品；也可以通过语言线索、环境线索等方式唤起消费者的主观忙碌感，例如在品牌广告语中加入“会议”“工作”等与忙碌相关的词语，或将产品/服务放置在写字楼中出售，以此唤起消费者的主观忙碌感。第三，在忙碌元素的运用方面，鉴于具体思维的消费者可能会将“忙碌”具体化为“需要做很多事情”，此时忙碌元素对他们的决策信心没有影响，也不会影响折中效应，企业在唤起消费者主观忙碌感以降低折中效应时，需要避免具体化忙碌元素（例如在广告中具体列出致使消费者变得忙碌的事情）。否则，忙碌元素可能无法唤起消费者关于“我是一个有价值的人，有能力做出正确选择”的决策信心，进而导致主观忙碌感对折中效应的削弱作用消失。

（三）研究局限与展望

第一，本研究仅初步探讨了主观忙碌感对折中效应的削弱作用，而未深入探讨当这种削弱影响产生时，低端/高端产品（品牌）的市场份额会如何变化，即哪一种的市场份额会增加更多。已有研究证明，忙碌与权力息息相关。人们会认为忙碌是特权阶层和有技能人士的特征，也会认为忙碌的人比生活悠闲的人更有地位（黄希庭，1993；王大伟和刘永芳，2009）。因此，当人们感知到忙碌时，他们的权力感知也可能会增加。我们可以观察到，部分高权力感的人倾向于选择适合自己的、实用的产品，例如很多企业高管会穿普通T恤上班。已有研究证明高权力感的个体更关注自身而不是他人，例如Rucker等（2011）研究发现高权力感消费者会比低权力感消费者为自己购买更多的巧克力，而为他人购买更少的巧克力。因此，当消费者感知到忙碌时，他们的权力感会增加，可能会更关注自身而不是他人的想法（Briñol等，2007；肖丽和杜伟宇，2012；王海忠等，2017），因此会选择更实用、性价比更高的低价产品。但是，我们又能观察到高权力感的个体往往也追求炫耀性消费。已有学者研究发现，由于面子意识，中国情境下的高权力感消费者比低权力感消费者更愿意购买炫耀性产品（杜伟宇和许伟清，2014）。因此，当消费者感知到忙碌时，他们也可能会增加对高端产品或品牌的偏好。所以，在主观忙碌感对折中效应的削弱影响下，低端产品（品牌）和高端产品（品牌）的市场份额会如何变化，是一个值得研究的问题。

第二，本研究初步论证了消费者解释水平的调节作用：对于高解释水平的消费者，主观忙碌感会减少他们对折中选项的偏好；而对于低解释水平的消费者，主观忙碌感不会对他们的折中选项偏好产生影响。已有研究证明，解释水平可以影响消费者对信息属性的感知，处于低解释水平操纵下的消费者更容易受“损失”信息的影响，而处于高解释水平操纵下的消费者则更容易受“得到”信息的影响（White等，2011）。因此，低解释水平的消费者会不会因为更关注损失，而为了减少风险去选择折中选项？这一问题需要在未来的研究中进行更加深入的探讨。