“众人”不知盘中餐——共有消费导致过度食物消费和浪费.pdf

100营销科学学报第4卷第2 期“众人”不知盘中餐共有消费导致过度食物消费和浪费?冉雅璇，张蕴涵，刘福摘要本研究探讨了不同消费场景一一共有消费和单独消费，对消费者食物消费和食物浪费的不同影响，以期推动全社会“反食物浪费”的攻坚战。通过一个田野研究、四个实验研究和一项单篇文章的元分析发现：相比于单独消费，共有消费会更容易引发自我表现顾虑和责任分散偏差，进而导致更多的食物消费和食物浪费。具体而言，一方面，人们在共有消费（vs单独消费）场景中会更希望表现出积极的自我，从而会利用食物的过度消费和浪费来获取更多社交益处；另一方面，共有消费（vs单独消费）会产生责任分散现象，从而减轻人们对食物浪费的负面感受。但是，当群体内成员关系较为亲密时，以上效应会消失甚至逆转。值得一提的是，研究发现一个有效且简单的助推策略，即唤起个体责任感的干预信息能够显著减少共有消费情境下的食物浪费。关键词共有消费；食物浪费；食物消费；自我表现顾虑；责任分散偏差（稿件审理信息终审主编/联合主编：王海忠；专业主编：金立印；收稿日期：2 0 2 3年4月27日；修订次数：0 次）总书记在2 0 2 0 年指出“餐饮浪费现象，触目惊0引心、令人痛心”，积极倡导“光盘行动”。全社会谁知盘中餐，粒粒皆辛苦。粮食问题是国家基本民生问题，而食物浪费现象直接危及粮食安全。联合国环境规划署（U NEP）发布的2 0 2 1年食物浪费指数报告指出，全球估计共有9.31亿吨食物被家庭、餐厅以及食品服务和零售行业所浪费，占到食物总量的17%，可见食物浪费的严重性和普遍性。习近平本文获得2 0 2 2 年JMS博士生论坛二等奖。非常感谢2 0 2 2 年JMS年会点评人和各位评审专家提出的宝贵修改意见。本研究得到国家自然科学基金项目（编号：7 2 2 7 2 152、7 18 0 2 192）、中央高校基本科研业务费项目（编号：2722022BY013、2 7 2 2 0 2 3EZ0 0 5）的资助，特此致谢。冉雅璇，中南财经政法大学工商管理学院副教授，E-mail：r a n y a x u a n z u e l.e d u.c n。张蕴涵，通信作者，中南财经政法大学工商管理学院硕士研究生，E-mail：z h a n g y u n h a n s t u.z u e l.e d u.c n。刘福，山东大学管理学院助理教授，E-mail：l i u f u _2 3 s d u.e d u.c n。已经开始直面这场“反食物浪费”的攻坚战，例一李绅阀农如，中国于2 0 2 1年开始施行中华人民共和国反食品浪费法，日本于2 0 19年推出减少食物浪费促进法案，新西兰于2 0 16 年起展开“反对浪费”行动。与此同时，学者们也在“何以导致食物浪费”这一话题下进行了积极探索。已有研究主要聚焦于消费者的行为因素（如计划、存储、供应“众人”不知盘中餐一一共有消费导致过度食物消费和浪费等）、个体因素（如饮食习惯、个人素养、生活经验等）、产品因素（如食物质量、包装等），以及社会因素（如市场经济、社会文化等），并且从这些因素出发提供了有效减少食物浪费的措施建议（Aschemann-Witzel et al.,2021;Van ItersumandWansink，2 0 12）。近年来，有越来越多的研究关注到了群体中的食物消费和浪费问题，如家庭食物消费（Nabi etal.，2 0 2 1）和协同食物消费一种自备食物聚餐（Parkeretal.，2 0 19）的方式，然而对于共有消费（joint consumption）一种多人共同参与一项消费过程的常见群体消费场景，其潜在的食物消费和食物浪费的问题尚缺乏探讨。中国是饮食大国，共有消费的餐饮行为极为普遍。据此，本研究拟探讨共有消费（vs单独消费）对食物消费和浪费的影响，以及其影响机制和边界条件，试图对反食物浪费实践提供建议和启示。具体而言，本研究从食物过度消费和浪费的正面（如表现热情）和负面（如感到羞愧）两个后果出发，揭示了共有消费和单独消费的关键差异：相比于单独消费，共有消费既会增加人们的自我表现顾虑，使得人们倾向于通过食物过度消费和浪费来表现积极的自我，并且会带来责任分散偏差，降低人们对食物浪费的负面感受。由此，基于这两条路径一一自我表现顾虑和责任分散偏差，共有消费会比单独消费导致更高的食物消费和浪费。上述效应仅当共有消费群体关系较为疏远时成立。关键的是，针对责任分散偏差的路径，唤起个体责任感的干预信息能够成为有效降低食物浪费的助推策略。1理论基础及研究假设1.1共有消费（vs.单独消费）对食物消费和浪费的影响共有消费指多个消费者同时参与一项消费过101程的情境（Etkin，2 0 16；Li u a n d M i n，2 0 2 0；Yangetal.，2 0 15），具有“共买+共用”两个关键特征。其中，“共买”即多位消费者对于所购买的商品或服务有所投入或付出，从而共同拥有该商品或服务的经济所有权（ownership）；“共用”则指多位消费者共同使用或支配同一件商品或服务。以聚餐为例，三位好友相约一同外出吃火锅，并且在结账时选择“AA制”的方式，这属于典型的共有消费情境。而与共有消费的“共买共用”相反，单独消费强调“独买独用”，这两种消费情境在经济所有权人数和消费人数两个维度上的本质差异是本研究的基础。已有研究认为，较之单独消费，共有消费更有可能导致非理性消费行为。Zein et al.（2 0 19)发现，当人们成为群体中的一员时，会认为决策结果的风险被转移，因而更有可能冒险。Etkin（2 0 16）发现，消费者在共有消费情境中存在复合需求（邬金涛等，2 0 12），会更倾向于选择多样化的结果，并且，成员在群体关系规范下会更容易接受多样化选择造成的人均成本增加的问题（A r i e l y a n d Le v a v，2 0 0 0）。不仅如此，共有消费情境甚至还会使得高自控个体放弃健康目标，选择更放纵的食物，如卡路里更高的食物（Beckeret al.,2020;Dzhogleva and Lamberton,2014),这些研究结果都暗示了共有消费将比单独消费更有可能导致非理性的消费行为。进一步而言，共有消费包含多位消费者，其决策过程具有较高的“不确定性”，具体表现为：（1）群体各成员的偏好存在异质性，即每一个个体并不清楚除了自己以外的其他成员的偏好（Mann，2 0 2 0）；（2）群体内偏好加总机制的模糊性，即每一个个体并不清楚自己已的偏好与选择是如何以及以多少权重反映在群体选择结果中的（Eliaz et al.，2 0 0 6）。因此，在假定内生性因素（如个人动机、对个人需102求的不确定性）和外生性因素（如分量大小、价格）相对一致的情况下，共有消费中的个体为了弱化“不确定性”，在非理性倾向的驱使下会购买超出其预期消耗量的食物（也导致更大的食物浪费）。综上，本研究提出了一项主假设，即共有消费（vs.单独消费）会导致更多的食物消费和浪费。H1：相比单独消费，共有消费会导致更多的食物消费和浪费。1.2自我表现顾虑与责任分散偏差的并行中介机制为何共有消费（vs单独消费）会导致更多的食物消费和浪费？为了更好地回答该问题，我们首先需要了解食物过度消费和浪费的本质原因。Block etal.（2 0 16）对食物浪费进行了系统性的综述，他们指出人们在浪费食物时既会有正面感受（如表现热情、大度），也会有负面感受（如感到羞愧）。一方面，由于餐饮具有社交信号作用（W o o l l e t a n d Fi s h b a c h，2 0 17），消费和浪费食物可以作为体现积极自我形象的渠道（Parker et al.,2019），如身份、热情性格等。另一方面，人们通常也深知食物浪费的弊端，在浪费食物时会感受到羞愧、内疚等负面情绪（Stancuetal.，2 0 16)。其中，正面感受会增加食物消费，而负面感受可以减少食物消费，这两种感受的权衡是食物浪费的关键成因（Block etal.，2 0 16）。基于该“正面+负面”的食物浪费机理，本研究提出共有消费（vs单独消费）会强化其正面感受且弱化负面感受，由此导致更高的食物消费和浪费。具体而言，相较于单独消费，人们在共有消费中会有如下感受：（1）会有更强烈的自我表现顾虑（即印象管理的表现），更在乎食物消费和浪费所带来的正面感受；（2）还会感觉到更高的责任分散，从而弱化食物浪费的负面感受。由此，我们提出自我表现营销科学学报第4卷第2 期顾虑和责任分散偏差共同中介共有消费（vs.单独消费）对食物消费和浪费的影响。其一，共有消费（vs.单独消费）会导致更强的自我表现顾虑，强化人们对于食物浪费的正面感受。自我表现顾虑（self-presentational concerm）是一种印象管理（impression management）方式，即人们通过呈现积极自我，给他人留下积极印象且避免消极印象（Leary，1992；Le a r y a n d K o w a l s k i，1990）。事实上，人们在生活中的方方面面都有可能关注着积极的自我表现，具体原因包括以下两点。第一，积极的自我表现有利于推动关系建立。在人际交往中，当人们期望和他人建立关系时，会表现出更强的利他动机（Graziano et al.,1980；Sh a p i r o，197 5），从而通过策略性的自我表现（如待人热情）与他人建立关系（Coll andGraziano，198 2)。第二，积极的自我表现有利于规避负面评价。当有他人在场或者想象有他人在场时，人们会不由自主地留意自己的举止是否符合社会规范，从而展现积极自我以规避可能的负面评价（董春艳等，2 0 11；Baumeister，198 2；Roth et al.，2 0 0 1），如人们会考虑主动打包食物的行为是否会有失体面（Hamerman et al.，2 0 18）。相比于单独消费，共有消费的餐饮活动是一个存在建立关系的目的的多人消费场景。由于共有消费具有“共买”（即共同负担支出）和“共用”（即共同享用食物）的特征，因此其会比单独消费引起更高的自我表现顾虑。进一步而言，由于人们对群体中部分成员的偏好并不确定（Adamowiczet al.，2005；Li u e t a l.，2 0 19），高自我表现顾虑的群体内成员为了传递热情、大度的自我形象，会倾向于高估群体加总的食物消费总量（达到预估群体加总的最大化），购买更多和更丰富的食物以满足各成员偏好异质性，尽力保证每位群体成员都感到满意（Block etal.，2 0 16），从而助长食物过“众人”不知盘中餐一一共有消费导致过度食物消费和浪费度消费行为、造成更多的食物浪费。其二，共有消费（vs.单独消费）会造成责任分散的现象，从而弱化人们对浪费食物的负面感受。个体责任感，即个人对不符合社会规范的负面后果所应承担责任的感知（Schwartz andHoward，198 1），是人们在浪费食物时产生负面感受的关键源头。责任感通常使得个人抑制利已主义倾向，着眼于群体和人类共同利益，为符合生态可持续发展作出一定程度的牺牲（Lindenberg andSteg，2 0 0 7）。在食物消费场景中，更强的责任感能使个体更加理性和自律（在就餐场景中主要体现为更加节约粮食），也会对浪费食物持更高的负面态度。责任分散是一个经典的群体心理现象，是指人们在群体中对责任的感知更低、更分散，而在单独时对责任的感知更高、更集中(Darley and Latan，196 8)。已有研究发现，当个体成为群体中的一员时，个体对群体违反社会规范导致负面后果的责任感会被分散，由此更容易表现出不道德行为（Nikolova et al.，2 0 18）。共有消费的“共买共用”原则不仅启动了个体将自已纳入集体的感知，而且降低了个体预期承担的经济成本，从而导致责任分散效应，最后弱化了群体内成员对食物浪费的负面感受。因此，即使共有消费中的个体预见到了食物浪费的负面后果，也会由于责任分散而认为“大家都在浪费，没有人需要为此负责”，即责任分散偏差，从而纵容“铺张浪费”现象的发生。综合上述两条路径，我们提出自我表现顾虑和责任分散偏差共同中介消费情境（共有消费vs单独消费）对食物消费和浪费的影响。H2：（a）自我表现顾虑与（b）责任分散偏差共同中介消费情境（共有消费vs.单独消费）对食物消费和浪费的影响。具体而言，共有消费（v s.单独消费）会使得人们有更强的自我表现顾103虑和责任分散偏差，进而导致更高的食物消费和浪费。1.3关系亲密程度的调节作用基于解释路径之一一一自我表现顾虑，我们提出共有关系内的亲密程度会调节共有消费（vs.单独消费）对食物消费和浪费的影响。关系亲密程度（relationshipcloseness）是指个体将他人纳人自已的程度（Dibbleetal.，2 0 12）。根据亲密程度的等级，社会关系可以被划分为强关系和弱关系两类（Vanlear et al.，2 0 0 6）。其中，交流次数有限和情感强度弱的关系被认为是弱关系，反之则为强关系。例如，亲人和密友通常被认为是强关系，而刚认识的朋友则被认为是弱关系。“亲者割之不断，疏者续之不坚”，中国自古是一个重视社交关系的社会，本文提出，关系亲密程度会调节共有消费（vs单独消费）对食物消费和食物浪费的影响，这一点主要体现在以下两方面。其一，关系疏远的群体会增强共有消费对自我表现顾虑的影响。根据印象管理理论，人们与他人的关系亲密程度是直接影响自我表现顾虑的关键因素（Roth etal.，2 0 0 1）。具体而言，当和不熟悉的朋友在一起时，人们的共有消费目的还处于关系建立的阶段，由此人们会更关注展现积极的自我（Herman et al.，2 0 0 3；Sn y d e r a n dMonson，197 5）；反之，当和关系亲密的朋友在一起时，人们的共有消费目的处于关系稳定阶段，人们会愿意展示真实的自我，自我表现顾虑也更低（Cavanaugh，2 0 16；G a r c i a-Ra d a e t a l.,2019）。因此，当消费者与关系较为疏远的朋友（v s.与关系亲密的朋友）进行共有消费时，他们的自我表现顾虑更高，因而更容易过度消费食物和浪费食物。其二，群体内成员的疏远关系会促进自我表现顾虑对食物消费和浪费的作用。相比亲密关系，关系较为疏远的群体成员之间会更容104易存在不确定对方的口味和食量（Adamowicz etal.，2 0 0 5）等情况。因此，相比于关系亲密的朋友，关系疏远的朋友参与共有消费的决策难度更高，因而会促进自我表现顾虑对食物消费和浪费的影响，令群体内成员倾向于消费和浪费更多食物。综上，我们提出：H3：群体内成员的关系亲密程度调节共有消费（vs.单独消费）对食物消费和浪费的影响。具体而言，当和关系疏远的人参与共有消费时，共有消费（vs.单独消费）更容易导致食物过度消费和浪费；而当和关系亲密的人参与共有消费时，上述效应则会消失甚至逆转。1.4助推策略：责任意识干预信息的调节作用基于另一条解释路径一一责任分散偏差，我们从实践角度提出一个简单且可行的助推策略：唤起责任意识的干预信息。“如何有效减少食物浪费”是业界迫切需要解决的难题，众多学者们已提出诸多干预信息以尝试解决该问题。例如，Parker etal.（2 0 19）发现标注严重的食物浪费后果（如在美国出售的食物当中有30%40%被浪费）能够减少食物浪费；Mookerjee etal.（2 0 2 1）指出给容易被浪费和丢弃的、外表有缺陷的食物贴上“丑”标签，可以有效降低浪费的可能性。为了补充该类研究，我们基于共有消费（vs单独消费）对食物消费和浪费影响的理论分析，提出一项减少共有消费中食物浪费的助推策略，即强调个人责任意识。的确，现实实践中很多呼吁节约粮食的广告会强调责任，如“爱惜粮食，人人有责”“五谷杂粮皆汗水之晶，爱惜节约乃你我之责”等。然而，该类信息对共有消费中的食物浪费是否有效还尚未有研究进行探讨。唤起责任意识的干预信息看似简单，实则对共有消费的食物浪费情况更有效。首先，责任意营销科学学报第4卷第2 期识干预信息强调了一种人人遵守的社会规范。已有研究发现，社会规范会对个体的决策和行为产生重要的影响（FranssonandBiel，1997），而共有消费情境中消费者的自我表现顾虑将会促使消费者积极遵守社会规范，使自己的行为与大多数人的行为保持一致以期望获得他人的正面评价(Roth etal.，2 0 0 1）。这意味着群体内的个体会格外留意消费场景中的潜在规范并积极遵守；同时，只要有群体中的部分成员关注并遵守了此规范，那么其他成员将有极大的可能选择同样遵守此规范，因此，强调社会规范对减少共有消费中的食物浪费而言是有效的。其次，唤起个人责任意识可以有效扭转群体内的责任分散现象。“人人有责”以及主语“你、我”的使用会唤起群体内成员的个体责任感（Lindenbergand Steg，2007），使其将注意力从多个责任承担主体重新转移回个体自身，从而使得人们加强自我控制并愿意付出更多努力避免食物浪费。综上，我们提出一个重要的助推策略，即强调个人责任的干预信息能够有效减少共有消费情境下的食物浪费。H4：责任意识干预信息可以有效弱化消费情境（共有消费vs单独消费）对食物消费和浪费的影响。1.5当前研究本研究采用了1个田野数据、4个实验和1项单篇文章的元分析来进行假设检验，为结果提供稳健性支持。首先，实验1为一项预注册的田野实验，主要目的是对本研究所提出的主效应进行初步检验；实验2 则通过回忆法，通过操纵方式探讨主效应的因果关系；实验3为场景实验，对自我表现顾虑和责任分散偏差的中介作用进行了检验；实验4尝试检验群体内成员关系亲密程度的调节作用，并排除享乐动机的替代性解释。接着，实验5纳人干预信息因素，尝试检验干预“众人”不知盘中餐一一共有消费导致过度食物消费和浪费信息对共有消费食物浪费的助推作用。最后，研究以食物浪费为因变量进行单篇文章的元分析，尝试对本研究的主效应进行稳健性检验。2实实验1：田野数据2.1实验设计实验1在OSF平台进行了预注册，通过搜集餐饮消费的田野数据从而验证主效应。我们按照统一的照片模版要求，在固定的时间段内随机拍摄了校园食堂固定窗口的餐后照片。本次田野数据搜集总计获得有效样本18 2 份，其中单独消费组91份，共有消费组91份（每组就餐人数为2 4人，其中就餐人数为2 人的占91.2%，就餐人数为3人的占6.6%，就餐人数为4人的占2.2%）。2.2实验流程我们对所剩食物的照片进行编码处理，从而便于采用对食物浪费进行量化的间接测量方法。具体而言，我们选择了校园食堂当中的麻辣香锅窗口作为主要拍摄窗口，该窗口主要满足了两个对于本实验而言十分重要的条件：其一，多位消费者可以共用一锅，该消费模式可以同时满足单独消费情境“独买独用”和共有消费情境“共买共用”的特征；其二，可以尽量减少就餐环境视觉线索，如灯光、餐盘材质与颜色（Van IttersumandWansink，2 0 12）以及食物类别与价格等外部因素对实验结果的影响。我们的研究团队在每个工作日中午的固定时间段对在麻辣香锅窗口就餐的消费者进行追踪，观察并记录性别、就餐人数等相应信息，在确认其结束就餐、准备将餐盘送往回收处（消费已完全结束）时，我们会上前询问该消费者是否愿意参与“大学生饮食状况调研”，在征得同意后对食物浪费情况进行拍摄记录，最后询问并记录消费者的年龄。105随后进人编码环节。我们招募了10 3位不知道本实验目的的被试参与编码食物浪费的工作，并在正式编码开始前为他们详细介绍了编码标准以及注意事项。每位编码者将被随机展示2 0 张消费者就餐结束后的剩饭照片，并按照要求对这些照片中所呈现的食物浪费情况进行评级5点量表，1=几乎没有（包括0），2=0 4%（不包括0，包括4%），3=4%8%（不包括4%，包括8%），4=8%12%（包括8%，不包括12%），5=12%以上（不包括12%）；对编码结果取均值，我们最终可以获得每张照片所对应的食物浪费程度得分。2.3实验结果所有编码者都通过了编码过程中的注意力测试题目。单因素方差分析结果显示，较之单独消费情境（M=1.81，SD=0.7 8），共有消费情境下的消费者会浪费更多的食物M=2.27，SD=0.85;F(1,180)=14.76,p0.001,n,=0.076,假设1得到支持。2.4结果讨论实验1的结果初步验证了主效应（假设1）。然而，为了排除食物差异的影响，我们选定的食物品类较为单一。另外，本研究为田野数据，仅能观察到消费场景和食物浪费的相关性。因此，我们将在下一个研究中采用实验分组方式，并扩大食物种类，以提供主效应因果关系的证据。3实验2：补充验证主效应3.1实验设计实验2 采用实验操纵方法，从因果方面补充验证共有消费（vs单独消费）对食物浪费的基础影响（假设1）。实验2 采用2（消费情境：单106独消费vs共有消费）组间设计，通过问卷调查平台共招募57 0 名被试参与本次实验。3.2实验流程首先，被试被随机分入单独消费组和共有消费组。我们首先邀请被试回忆最近一次的就餐经历并对其进行50 字以内的简单描述。单独消费组的被试将被告知“请回忆一次你独自一人外出就餐的经历”，共有消费组的被试则被告知“请回忆一次你和好友一同外出就餐、并且最后你们共同分摊了费用的经历”。值得注意的是，因为共有消费组的群体规模在大于等于两人的基础上并不设限，所以共有消费组的被试需要报告共同就餐的人数（5点量表，1=2 人，2=3人，3=4人，4=5人，5=5人以上）。随后，我们借鉴了Stancuet al.（2 0 16）的方法测量了被试的食物浪费量。具体地，被试需要分别回忆就餐中的主食、肉制品、奶制品、蔬菜和水果、烘焙制品、酒水及这六类食物各自的浪费所占的比例5点量表，1=几乎没有（包括0），2=0 10%（不包括0，包括10%），3=10%2 5%（不包括10%，包括2 5%），4=2 5%50%（不包括2 5%，包括50%），5=50%以上（不包括50%）。最后，我们询问了被试更加详细的信息，如“当时您的饥饿程度如何？”“您（您们）当时吃的菜式是什么？您个人是否喜欢？”，以及基本人口特征信息如性别、年龄、月收入（如职业为学生则填写月生活费）等。3.3实验结果所有被试均未猜出实验目的。剔除没有通过注意力测试题目（“请在下列四种菜系中选择中餐”，中餐、西餐、韩料、日料四个选项随机出现）和IP地址重复的36 份问卷后，得到534份有效问卷（Ma。=2 5.18 岁，SD=12.70岁；男性营销科学学报第4卷第2 期52.2%，每组被试人数分别在2 6 6 2 6 8）。采用G*Power3.1计算样本量的power值（Faul etal.,2009），选择单因素方差分析，当组数为2、效应量（f）为0.4、显著性水平为0.0 5时，样本量为534的power值大于0.99，超过基本水平0.8 0，表明剩余有效问卷具有统计检验力。主效应。因为我们的食物浪费量是以相对数（百分比）作为衡量指标，所以就餐人数对因变量的结果不会产生影响，我们不需要在数据处理时将共有消费组的食物浪费量再除以共有消费人数，两组结果可以直接进行对比分析。我们将六类食物品类的浪费百分比取平均值作为食物浪费的指标，以食物浪费为因变量的单因素方差分析结果显示，较之单独消费情境（M=2.33，SD=0.97），共有消费情境下的消费者会浪费更多的食物M=2.50，SD=0.99;F(1,532）=4.0 5,p=0.045，n=0.008，假设1得到支持。控制因素。我们将性别、年龄、月收人水平、用餐前的饥饿程度和个人对餐食的喜好程度作为协变量代人方差分析中，结果显示这些控制变量均不会改变消费情境对食物浪费的主效应结果F(1,532)=3.06,p=0.081,n,=0.006。3.4结果讨论实验2 的结果为共有消费情境可能导致更多的食物浪费（假设1）提供了进一步的证据支持。此外，考虑到本实验中所采用的回忆法可能受到被试回忆偏差、自我报告偏差的影响，我们将在接下来的实验当中结合现实就餐情境，通过不同的实验材料对假设1进行反复验证，以尝试弥补上述局限。4实验 3：自我表现顾虑与感知责任偏差的并行中介作用4.1实验设计实验3在AsPredicted平台进行了预注册，主“众人”不知盘中餐一一共有消费导致过度食物消费和浪费要目的在于验证自我表现顾虑与感知责任偏差的并行中介作用（假设2）。本实验仍然采用组间设计，设置两个消费情境组（单独消费vs.共有消费）。与实验1不同的是，为了控制共有消费人数对实验结果的影响，我们在本实验中将共有消费的群体规模固定为4人。通过问卷调查平台共计招募50 0 名被试参与本次实验。4.2实验流程被试被随机分入单独消费组和共有消费组。在单独消费组中，被试将阅读一段主要内容为独自在某个周末外出逛街并选择一家中餐厅就餐的场景描述；共有消费组的主体则为被试本人和另外三位好友，并且额外强调了“四人约定AA制付款”。在场景描述文字下方，我们向被试展示了与描述内容相对应的示意图。为了加深被试对被分入消费情境组别的印象，在共有消费组中，我们邀请被试写下第一印象中最有可能和自己一起逛街的伙伴的身份（如亲人、同事、同学等；单独消费组则需要写下自己姓名的首字母简写），并推测自己和另外三位好友一同（独自一人）外出逛街的原因。对于因变量食物浪费的测量，我们在实验2中的食物浪费的测量方式基础上进行改编，询问被试“你预计你（你们）会点几道菜？”“你预计你（你们）能吃掉点菜分量的百分之多少？”而未被消耗的食物占比将被作为食物浪费的量化指标。随后我们测量了被试在不同消费情境下的自我表现顾虑，包括三个题项（“在就餐过程中，你是否在意周围的人如何看待你？”“你是否在意你在就餐过程中的决策和行为向他人传递出怎样的信号？”“你是否担心就餐过程会给别人留下不好的印象?”，改编自Christopher and Schlenker,2004），以及测量了被试对被浪费食物的责任感，107包括三个题项（“如果你/你们浪费了食物，你认为你多大程度上需要为此负责？”“你认为你需要为此承担多少责任？”“你认为你有多大责任确保更少的食物被浪费?，改编自Mynatt andSherman，197 5）。最后被试报告最近自己是否在节食减肥以及性别、年龄等基本人口特征信息。4.3实验结果所有被试均未猜出实验目的。剔除没有通过注意力测试题目和IP地址重复的6 8 份问卷后，得到432 份有效问卷（Mage=26.76岁，SD=29.51岁；男性6 7.4%，每组各2 16 名被试）。采用G*Power3.1计算样本量的power值（Fauletal.,2009），选择单因素方差分析，当组数为2、效应量（）为0.4、显著性水平为0.0 5时，样本量为432 的power值大于0.99，超过基本水平0.8 0，表明剩余的有效问卷具有统计检验力。主效应。对于因变量食物浪费，首先我们将被试所报告的预计消耗百分比与1作差值，得到预计浪费量在总食物消费量当中的占比。单因素方差分析结果显示，单独消费情境（M=23.60%，SD=17.7 1）与共有消费情境之间的预计食物浪费量差异呈现边缘显著M=26.96%，SD=20.17;F(1,430)=3.39,p=0.066,n,=0.008。自我表现顾虑与个体责任感的并行中介作用。对自我表现顾虑的三个题项做取均值处理，分析发现共有消费情境组（M=3.87，SD=1.7 8）内的消费者比起单独消费情境组的消费者更加关注自我表现【M=4.73，SD=1.54；F(1,430）=28.80，p 0.0 0 1，n,=0.0 6 3。对个体责任感的三个题项仍然做取均值处理，单因素方差分析显示，比起单独消费情境（M=5.41，SD=1.2 3），消费者在群体中对食物浪费的后果感知到更少的个人责任M=5.07，SD=1.34；F（1,430）=系亲密程度的调节作用（假设3）；（3）排除享1087.58,p=0.006,m,=0.017。下一步我们采用Preacher和Hayes（2 0 0 8）的中介分析模型（模型4，设置重复抽取样本数为50 0 0），以食物浪费余量百分比为因变量对自我表现顾虑和个体责任感进行检验，结果显示，自我表现顾虑（非直接路径效应=0.9 5，SE=0.51，95%CI：0.0 2 30，2.0 341）与个体责任感（非直接路径效应=0.96，SE=0.44，95%CI：0.2104，1.9493）在95%的置信区间下，并行中介效应显著（图1）。随后，为了排除自我表现顾虑和个体责任感作为连续中介的可能性，我们采用模型6（设置重复抽取样本数为50 0 0）进行连续中介分析，结果显示，连续中介效应整体并不显著（非直接路径效应=3.36 11，95%CI：-0.2 2 8 7，6.950 9），因此假设2 得到支持。并且，加入中介变量后，消费情景对食物浪费的主效应不显著，说明自我表现顾虑和责任感知偏差为完全中介作用。最后将性别、年龄、收人、是否处于节食状态等控制变量作为协变量纳人模型中，再次运行回归分析，结果与未纳入控制变量前一致。a=.0.86*消费情境（1=单独消费；2=共有消费）a=-0.34*注：*表示p0.05，*表示p0.01，*表示p 0.1图1自我表现顾虑和个体责任感中介效应检验（实验3）控制因素。我们将性别、年龄、月收人水平、节食状态作为协变量代人方差分析中，结果显示这些控制变量均不会改变消费情境对食物浪费的主效应结果F（1,430）=3.37，p=0.0 6 7，营销科学学报第4卷第2 期n,=0.008。4.4结果讨论实验3对主效应（假设1）进行了重复验证，并且发现了自我表现顾虑和个体责任感在消费情境对食物浪费的影响中存在并行中介作用（假设2)。此外，我们还验证了群体中自我表现顾虑和责任分散偏差的现象，即共有消费情境（vs。单独消费）中的消费者有更高的自我表现顾虑，也会对食物浪费的感知责任更加分散。然而在本实验中，实验材料只提供了“中餐厅就餐”的模糊线索，这可能导致被试所报告的预计点菜份数具有较强的主观性，从而对实验结果产生影响。因此，我们也将在下一个实验当中尝试提供更加精确的菜品相关信息，尽可能减少外部因素对实验结果的影响。5实实验4：关系亲密程度的调节作用5.1实验设计实验4主要有三个目的：（1）重复验证主效自我表现应（假设1)；（2）尝试验证共有消费伙伴间关顾虑b=1,.11*c=1.45ns食物浪费个体责任感b=-2.81*乐动机的替代性解释。共有消费和享乐动机密切相关（Garcia-Radaetal.，2 0 19），而享乐动机促使人们首要关注能让自已感觉更好的愉悦体验，更少地自控（Steg etal.，2 0 14）。消费者完全可能出于维系人际关系、共同享乐的动机而购买过量的食物，从而导致食物浪费。因此，我们将在实验4中讨论享乐动机对主效应是否产生影响。此外，本实验在设计上进行了以下改动：（1）通过排序任务操纵被试对朋友关系亲密程度的感知；（2）将共有消费组的人数变更为3人；（3）更换模拟点餐场景的实验材料，加入美味、高热量和“众人”不知盘中餐一一共有消费导致过度食物消费和浪费健康、低热量两类菜品选择。我们推测共有消费情境中的消费者会更偏好前者，因为美味、高热量的食物具有更高的享乐属性，能够提供刺激线索，增强消费过程中的积极体验（Cavanaugh，2016；G a r c i a-Ra d a e t a l.，2 0 19)。本实验为3组（单独消费vs共有消费-亲密关系vs.共有消费-普通关系）组间设计，通过问卷调查平台共招募191位被试。5.2实验流程被试被随机分人三个实验组。首先，被试需要根据提示进人相应的消费场景。被试将被展示与实验组别相应的场景图片，并阅读具体的场景描述。在单独消费组中，被试将看到一张一个人（共有消费组则为三个人）在商场中行走的图片，并阅读“今天是周六，你自己一个人（你和你的两位好友）正在附近的商场逛街，不知不觉已经到了午饭时间，于是你（你们一起）走进了一家西餐厅”。我们采用Polman et al.（2 0 18）的方法操纵了共有消费组中关系亲密程度。我们要求被试在心目中为其认识的人进行排序，排序规则如下：“请根据关系的亲密程度和社交关系远近给你所有认识的人排序，一共有10 0 个名额，其中排名第1意味着这个人与你的关系最亲密，排名第100意味着这个人和你的关系最疏远。”基于此规则，亲密关系组的被试需要写下心目中排名第3左右（普通关系组则为第13左右）的两位好友姓名的首字母组合、性别和年龄等信息，并完成操纵检验题项（“你认为你与另外两位好友的关系有多亲密？”1=非常疏远；7=非常亲密）；而单独消费组在该环节仅需要写下自已姓名的首字母组合。随后，被试进人点餐任务。被试将被展示一份菜单，菜单上既包括美味、高热量的食物（如109汉堡、薯条），也有健康、低热量的食物（如全麦面包、蔬菜或标注“低卡”“无油无糖”的食物），同时每份食物的参考图旁边都标注了价格，为了尽量减少价格作为外生因素的影响，我们将这两类食物之间的价格差设置在2 元以内。在单独消费组中，被试仅需要为自已点餐；而在共有消费组中，被试需要勾选自已和好友共同想要点的餐，并被提示他们需要共同分摊点餐总金额。最后，我们测量了被试的食物浪费意愿（题项与实验3相同）和享乐动机（Huta andRyan，2 0 10，如“独自吃饭的过程对你来说将会是？”1=非常不快乐的，7=非常快乐的）。考虑到正在减肥的消费者可能更偏好健康、低热量的食物，我们额外询问了被试他们（及他们的好友）是否正在节食减肥，并收集了其他的基本人口特征信息。5.3实验结果操纵检验。所有被试均未猜出实验目的。本实验中我们招募了191名本科生，他们全部通过了注意力测试题目，且无IP地址重复的情况（M a g e=18.6 岁，SD=0.73岁；男性31.4%）。采用G*Power3.1计算样本量的power值（Fauletal.，2 0 0 9），选择单因素方差分析，当组数为3、效应量（f）为0.4、显著性水平为0.0 5时，样本量为191的power值大于0.99，超过基本水平0.80，表明剩余有效问卷具有统计检验力。将关系亲密程度感知作为因变量，独立样本t检验结果显示，亲密关系共有消费组和普通关系共有消费两组之间的感知差异显著【M普通关系=3.87,SD普通关系=1.51;M 案密关系=5.33,SD 来密关系=1.71;t（91)=-4.33,p 0.0 0 1,C o h e n s d =-0.905，表明操纵检验成功。关系亲密程度的调节作用。（1）以人均食物消费金额为因变量。方差分析结果显示，不同消110费情境组的人均食物消费金额存在显著差异F(2,188)=5.42,p=0.005,m,=0.055。将三种情境在人均消费水平上进行两两对比，我们发现与单独消费组（M=53.64￥，SD=2 6.2 3）相比，共有消费-亲密关注组M=64.12￥，SD=22.16;F(1,188)=5.58,p=0.02,n,=0.038)和共有消费-普通关系组M=68.21￥，SD=32.20;F(1,188）=8.31,p =0.0 0 5,n =0.055都更有可能导致食物过度消费。因此，在以人均点餐金额为因变量的情况下，关系亲密程度并不存在调节作用。（2）以食物浪费意愿为因变量。我们对食物浪费意愿的三个题项取均值，得分越高代表食物浪费意愿越强。结果显示，消费者在不同消费情境中的食物浪费意愿存在显著差异F（2,18 8)=6.14,p=0.003，n,=0.0 6 1。将三种情境在食物浪费意愿上进行两两对比，我们发现共有消费-普通关系组（M=5.10，SD=1.0 7）的被试比单独消费组持有更强的食物浪费意愿M=4.71,SD=1.26;F(1,188)=3.12,p=0.080,n=0.021，而共有