流体补偿对群体成员让步后满意度的影响

摘 要 群体消费中，少数成员会牺牲自我偏好，购买与多数成员相同的产品，该让步行为导致较低的产品满意度。为改善该现象，本研究通过二手数据及实验1 发现：基于产品的享乐及功利属性，让步类型与补偿信息的交互对产品满意度产生显著影响。实验2 验证了确定感在上述交互效应中发挥中介作用。实验3 证明了感知相似性的调节作用，感知偏好相似能提升享乐信息补偿的确定感，有效恢复对功利属性让步后的产品满意度。本研究发现流体补偿策略能恢复群体成员让步后的产品满意度，并明晰其影响路径和边界，为群体营销理论及实践提供有益发展和科学指导。

关键词 让步 享乐/ 功利信息补偿 确定感 感知相似性 产品满意度

1 问题提出

群体日益成为人们进行消费决策的重要情境，消费者经常作为群体成员完成消费选择（Iyengar etal.， 2015）。值得注意的是，群体中诸多成员对某一产品会有不同的偏好，那些和多数人意见相左的成员，会牺牲自己的偏好做出与群体一致的消费选择，该现象即为让步（Aribarg et al.， 2002）。群体中的让步者购买了自己不太喜欢的产品，导致其决策后满意度较低（Aribarg et al.， 2002）。群体成员购后不满意不仅会损害后续的消费行为，降低产品评价、推荐意愿及复购率；还会消极影响群体行为，削弱成员对群体身份的认同，降低群体在消费乃至其他活动中的凝聚力（Oliver， 2013）。

面对让步的不良后果，现有研究基于群体联合决策的谈判视角，提出了平等（Messick amp; Cook，1983）和互惠（Atherton amp; Cross， 2020）的补救策略。上述两种策略呼吁群体成员自觉遵守“各让一步”或者“各让一次”的规范，试图减缓让步的程度和频率，但较难改善让步者对产品本身的不满。因此我们有必要寻找新的补救策略。

群体主要通过身份认同和信息评价两大机制对其成员的态度和行为产生影响（Harmeling et al.，2017），在群体身份认同促使群体成员让步且不满的情况下，并且基于群体“平等互惠”的规范的补救策略收效甚微时，想要改善让步者的态度，信息性影响成为本研究关注的新路径。群体成员接触的产品信息主要分为享乐属性信息和功利属性信息（Dhar amp; Wertenbroch， 2000），让步者的不满根源于产品的某些属性不能满足自身需求（Aribarg etal.， 2002），因此我们将群体成员的让步分为对享乐属性让步和对功利属性让步。根据流体补偿理论（Mandel et al.， 2017），当前的产品属性不符合消费预期时，人们更倾向于寻求并肯定另一个不相关的属性，用新的购买理由来间接消除让步后的不满意。因此本文欲探究，当群体成员对享乐或功利属性让步时，功利或享乐信息的补偿是否可以改善不满，并进一步挖掘中介机制和调节变量。据此，本文通过二手数据分析和三个实验研究，探讨流体补偿对让步后产品满意度的影响，以期为让步现象增加新的改善策略。

1.1 让步类型和流体补偿的交互效应

让步是指群体成员在消费决策中对产品属性的偏好做出妥协或牺牲的程度，让步消极影响产品满意度，基于产品属性，让步类型可以分为对享乐属性让步和功利属性让步（Aribarg et al.， 2002）。流体补偿是指当人们遇到违反常识、规则或期望的情况时，如果没有足够的资源来直接解决该问题，就会寻求以另一种间接的方式来消除此类厌恶性唤醒（Mandel et al.， 2017）。

当群体成员对产品的享乐属性让步时，目标产品的享乐属性与预期不符，会使让步者陷入认知失调的状态（Harmon-Jones et al.， 2010）。在失调状态下，大脑需要处理不相容的产品态度和购买行为，会造成神经紧张，导致不愉快（van Veen et al.， 2009）。让步者想要消除这种矛盾状态，便会寻找补偿（Heineet al.， 2006）。倘若此时进行产品享乐信息的补偿，正是因为不合心意的享乐属性才使让步者处于失调状态，这种相同领域的重复补偿很难奏效（Randleset al.， 2015）。对当前享乐属性的不认可会促使让步者转而了解和肯定产品其他方面的属性（Proulx amp;Inzlicht， 2012）。此时功利属性作为另一种不同的价值信念，凭借其普适性、客观性、同质性等特点（Albaamp; Williams， 2013），可以较为确定地满足实用性需求，从而获得让步者的认可。对让步决策进行不相关领域的归因，即购买是出于该产品良好的功利属性而非享乐属性，能有效舒缓神经不适（Inzlicht amp;Al-Khindi， 2012）。可见对产品功利性领域的认知努力消除了享乐性领域的失调（Proulx amp; Inzlicht，2012），功利信息的补偿为购买产品找到了新的理由，满意度也得以恢复。

反之，当群成员对产品的功利属性让步时，不符合偏好的功利属性同样使让步者产生认知失调，他们对产品的认知和购买行为不能自洽（Harmon-Jones et al.， 2010）。于是让步者想要改变这种不悦的状态，给让步行为一个良性的解释。如果此时进行功利信息的补偿，让步者很难在已经违背期望的功利领域直接转变态度（Randles et al.， 2015），只好转向寻求并认可该产品其他方面的属性（Proulxamp; Inzlicht， 2012）。然而享乐属性能否被认可取决于消费者主观的感受、经验和情绪，每个人都以独特的方式寻求乐趣，享乐信息能否奏效也就因人而异、因情景而异（Kivetz amp; Zheng， 2017）。因此，并非每个人都能肯定某种享乐价值可以满足自己的诉求（Carter amp; Gilovich， 2010），那么将购买决策归因于某些特定的享乐属性就不具备普遍的说服力，让步后的不满也就难以改善（Inzlicht amp; Al-Khindi，2012），使享乐补偿的效果大打折扣。由此我们提出假设1a 和假设1b。

H1a：群体成员对产品享乐属性让步之后，功利信息比享乐信息补偿给成员带来更高的产品满意度。

H1b：群体成员对产品功利属性让步之后，享乐信息和功利信息补偿给成员带来的产品满意度变化不显著。

1.2 交互效应下确定感的中介作用

确定感是一个人知道、相信或肯定的感觉（Bar-Anan et al.， 2009）。人们会根据确定感来验证消费决策（Pham， 2008）。产品的功利属性具有功能性和必要性，能够帮助消费者解决问题、完成任务（Dharamp; Wertenbroch， 2000）。因此消费者的功利性需求基本类似，每个人都希望以较低的成本高效地处理实用型问题，功利性偏好也存在较高的同质性（Albaamp; Williams， 2013）。可见，在接触功利信息补偿时，让步者会用同一套客观的、外部的和强制性的标准来评估产品，在这套购买标准和理性认知的驱动下，他们可以自信且肯定地判断某产品能否满足功利性诉求并做出选择（Kivetz amp; Zheng， 2017）。这种确定感会进一步积极地影响产品满意度，“知道”的感觉越强烈，产品满意度就越高（Faraji-Rad et al.，2015）。由此提出中介假设2a。

H2a：群体成员对产品的享乐属性让步后，相较于享乐信息补偿，功利信息补偿通过更高的确定感导致更高的产品满意度。

享乐属性通过情感的乐趣、感官的刺激提供体验式的满足（Farmer et al.， 2021）。因为享乐性需求因人而异，每个人以独特的方式寻求乐趣，所以享乐偏好有更大的异质性，消费者在享乐偏好上更容易出现分歧（Carter amp; Gilovich， 2010）。于是在接触享乐信息补偿时，让步者依靠经验、感受和情绪来判断某产品能否满足需求，该评估标准是主观的、内部的和自由裁量的，因此某款产品的享乐属性不一定能给每个人带来乐趣（Kivetz amp; Zheng，2017）。这种不确定感意味着让步者不敢肯定产品的享乐价值，从而降低产品满意度（Faraji-Rad et al.，2015）。由此提出中介假设2b。

H2b：群体成员对产品的功利属性让步后，相较于功利信息补偿，享乐信息补偿通过更低的确定感导致产品满意度没有显著变化。

1.3 功利属性让步后感知相似性的调节作用

感知相似性是指消费者感觉到的和其他人对特定产品偏好的相似程度（Dugan et al.， 2021）。鉴于享乐信息补偿的确定感较低，难以恢复功利属性让步后的产品满意度，因此本研究试图操纵享乐偏好的感知相似性来影响让步者的态度（Whitley et al.，2018）。

让步者对群体享乐偏好的感知相似性较高时，能够和群体成员在认知上相互理解，在情感上产生移情（Kurt amp; Inman， 2013）。感知相似性带来的更亲密的认知和情感联系会导致让步者对他人和自我有更类似的判断（Menon et al.， 2009），那么其他群成员喜欢的享乐属性也同样能给自己带来快乐。此时，如若群体成员对产品的功利属性让步，群体内同质的享乐性偏好使让步者对享乐信息的补偿有更高的确定感，从而提升产品满意度（Givi amp;Galak， 2017）。相反，享乐偏好的感知相似性较低时，其他群成员喜欢的享乐属性未必适合让步者，对功利属性让步后的享乐信息补偿就会产生较低的确定感，难以恢复产品满意度。由此提出调节假设H3。

H3：感知相似性调节了让步类型与补偿信息的交互对产品满意度的影响，即感知相似性较高时，对功利属性让步后的享乐信息补偿会通过提升确定感导致比功利信息补偿更高的产品满意度。

2 二手数据 支持交互效应的初步证据

2.1 实验方法

数据收集：数据源于2020 年1 月1 日至2022年5 月1 日中国电影博物馆①的消费者评论。选取其中涉及让步和补偿的评论，评论者对博物馆的享乐或功利属性感到不满，起初不想前往，但为了合群选择游览，并写下评价。根据2（功利属性让步vs. 享乐属性让步）×2（功利信息补偿vs. 享乐信息补偿）交互模型，每种情景选取了30 条评论，共120 条评论（黄敏学等， 2021）。

数据编码：参照Dugan 等人（2021）的量表对评论中的让步类型和补偿信息进行划分（α =.80）。评论者起初不想去电影博物馆的原因即为让步类型。对享乐属性让步赋值为“1”（如“无聊”），对功利属性让步赋值为“2”（如“太远”）。评论者跟随所在群体参观博物馆后的评价即为补偿信息。描述享乐信息赋值为“1”（如“震撼”），描述功利信息赋值为“2”（如“涨知识”）。产品满意度依据评价的星级来编码，1 至5 颗星对应“1～5”分。为了保证数据编码的信效度，另邀请了两位市场营销专业的研究生对消费者评论进行盲测（“该信息更偏享乐性还是功利性？”，1= 享乐，2= 功利;Dugan et al.， 2021; α = .80），分类结果与原编码完全一致。

2.2 实验结果

数据表明让步类型和补偿信息对产品满意度有显著的交互作用，F （1， 120） = 4.50， p lt; .05， η 2= .04。当群成员对享乐属性让步时，功利信息比享乐信息的补偿带来更高的满意度[M 功利= 4.83， SD = .11;M 享乐= 4.30， SD = .11; F （1， 60） = 11.75， p = .001， η 2=.09]；当群成员对功利属性让步时，享乐信息和功利信息的补偿带来的满意度没有显著差异[M 享乐=4.23， SD = .11; M 功利=4.30， SD = .11; F（1， 60） = .18， p gt;.05]，支持H1a 和H1b。

2.3 实验讨论

通过对消费者评论的分析，初步支持了交互效应：当群成员对享乐属性让步时，功利信息比享乐信息有更好的补偿效果；当群成员对功利属性让步时，享乐信息和功利信息对满意度的补偿效果无差别。

3 实验1 让步类型和补偿信息的交互效应

3.1 实验方法

3.1.1 实验设计与被试

通过网络调研平台招募参与者，共回收219 份有效数据（女性占比59%，M 年龄=33）。实验采用2（功利属性让步vs. 享乐属性让步）×2（功利信息补偿vs. 享乐信息补偿）的组间因子设计。其中享乐属性让步× 享乐信息补偿组55 人（女性占比62%），享乐属性让步× 功利信息补偿组62 人（女性占比61%），功利属性让步× 享乐信息补偿组51 人（女性占比49%），功利属性让步× 功利信息补偿组51 人（女性占比67%）。

3.1.2 实验流程

操控群体身份感知。鉴于让步决策是出于群体身份认同做出的（Aribarg et al.， 2002），被试首先需要认同所在的群体并参与群体消费，因此参照Wu等人（2019）的实验方法引导被试模拟群体消费的情景，即被试所在的兴趣团正在为户外活动选购某款产品，随后测量群体身份认同感以检验操控有效性（“你对所在的兴趣团有很强的归属感，你很依恋自己所在的兴趣团，你是所在兴趣团中有价值的一员”；均为7 级量表，1= 完全不同意，7= 完全同意；Bagozzi amp; Dholakia， 2006; α = .89）。

群体成员偏好分歧。选取运动型饮料作为实验产品，预先招募被试（N = 40 人）对该产品的享乐和功利价值进行评分（Voss et al.， 2003; α = .85），发现运动型饮料兼具享乐和功利属性[M 享乐= 4.80，SD = 1.41; M 功利= 4.78， SD = 1.52; t （40） = .11， p gt;.05]。参照Aribarg 等（2002）的设计将被试带入就产品的享乐或功利属性与群体产生偏好分歧的情景，即面对多数人都喜欢的运动型饮料，被试却不爱其口感或者不需要其补充体力。随后请参与者回忆偏好分歧的具体属性以检验操控的有效性。

让步和信息补偿。请参与者回答是否愿意和所在群体一起购买该产品（Aribarg et al.， 2002）。选择“否”的参与者获得答谢就此结束实验，选择“是”的参与者（N=219 人）继续实验。此时提醒让步者注意先前忽略的一些信息，随机分配至享乐信息补偿或功利信息补偿的条件。享乐补偿描述饮料的美味口感，功利补偿描述饮料的营养价值。

产品满意度。测量被试对产品的满意度（“你有多享受本次饮料的购买，你有多喜欢所购买的这款饮料，你对所购买的饮料有多满意”；均为7 级量表，1= 完全不同意，7= 完全同意；Goodman amp;Irmak， 2013；α = .92）。最后测量性别、年龄、学历等人口统计学变量。

3.2 实验结果

3.2.1 操控检验

被试对所在群体的认同度高于量表中值4，表明群体身份操控有效 [M = 5.58， SD = .81， t （219） =28.75， p lt; .001， d = 1.58]。被试（100%）都能够准确回忆起自己是对功利或享乐属性做出的让步。

3.2.2 交互效应

让步类型和补偿信息的交互对产品满意度的影响显著，F （1， 219） = 16.79， p lt; .001， η 2= .07。当群成员对享乐属性让步时，功利信息比享乐信息的补偿带来更高的满意度[M 功利=5.15， SD = .12; M 享乐=4.38，SD = 1.12; F （1， 117） = 20.56， p lt; .001， η 2= .09]；当群成员对功利属性让步时，享乐信息和功利信息的补偿带来的满意度没有显著差异[M 享乐=5.01， SD = .13;M 功利=4.76， SD = .13; F （1， 102）=1.88， p gt; .05]， 支持H1a 和H1b。数据结果如图2 所示。

3.3 实验讨论

实验1证明了让步类型和补偿信息的交互效应，群成员对产品享乐属性让步之后，功利信息比享乐信息的补偿更能提高产品满意度；而群成员对产品功利属性让步之后，享乐信息和功利信息的补偿对产品满意度的改善作用差别不大。

4 实验2 交互效应下确定感的中介作用

4.1 实验方法

4.1.1 实验设计与被试

通过网络调研平台招募参与者，共回收204 份有效数据（女性占比66.2%， M 年龄=26.36 岁）。实验采用2（功利属性让步vs. 享乐属性让步）×2（功利信息补偿vs. 享乐信息补偿）的组间因子设计。其中享乐属性让步× 享乐信息补偿组50 人（女性占比68%），享乐属性让步× 功利信息补偿组52人（女性占比71%），功利属性让步× 享乐信息补偿组52 人（女性占比65%），功利属性让步×功利信息补偿组50 人（女性占比60%）。

4.1.2 实验流程

通过预实验，实验2 选取兼具享乐和功利属性的智能手环作为实验材料[M 享乐=5.19， SD =1.30; M功利=5.31， SD =1.49; t （40）=-.83， p gt; .05， d = .12]。与实验1 同理，首先操控群体身份感知使被试产生认同感以便进入下一步的消费活动。随后将被试带入就智能手环的享乐或功利属性与群体产生偏好分歧的情景，并完成操控检验。然后将选择让步的被试（N=204 人）随机分配至享乐信息补偿或功利信息补偿的条件，分别描述智能手环的装饰或实用功能（Dugan et al.， 2021）。接着，测量被试的产品满意度（同实验1），确定感（“你可以肯定该智能手环的实用价值，你清楚该智能手环具有上述功能，你相信该智能手环可以为你提示时间、记录运动”；“你不确定该智能手环是否真的好看，你不能肯定该智能手环的美观价值，你无法确信该智能手环能为你的穿搭加分”；均为7 级量表，1= 完全不同意，7= 完全同意；Dugan et al.， 2021; α = .94）以及人口统计学变量。

4.2 实验结果

4.2.1 操控检验

群体身份操控 [M = 5.56， SD = .83， t （204）=26.74，p lt; .001， d = 1.56] 和让步类型的操控（100%）都符合预期。另外被试能够准确判断补偿信息更偏向享乐价值 [M = 2.14， SD = .96， t （102） = -19.70， p lt; .001，d = -1.86] 或功利价值[M = 6.19， SD = .82， t （102） =27.02， p lt; .001， d = 2.19]。

4.2.2 交互效应

让步类型和补偿信息对产品满意度有显著的交互作用，F （1， 204） = 26.29， p lt; .001， η 2= .12。当群成员对享乐属性让步时，功利信息比享乐信息的补偿带来更高的满意度[M 功利= 5.46， SD = .11;M 享乐= 4.15， SD = .11; F （1， 102） = 69.93， p lt; .001，η 2= .26]；当群成员对功利属性让步时，享乐信息和功利信息的补偿带来的满意度没有显著差异[M 享乐= 4.87， SD = .11; M 功利=5.04， SD = .11; F （1，102）=1.23， p gt; .05]，结果支持H1a 和H1b。结论如图3 所示。

通过有调节的中介分析模型Bootstrapping（PROCESS Model 8）进行分析（Hayes， 2018），样本量选择5000，设置95％的置信区间。结果支持了确定感的中介效应：在对享乐属性让步后，功利信息补偿比享乐信息补偿具有更高的确定感，进而导致更高的满意度，β = 1.01， 95%CI= [.78，1.24]。在对功利属性让步后，享乐信息补偿比功利信息补偿具有更低的确定感，进而难以提升满意度，β = .95， 95%CI=[.71， 1.23]。分别支持了H2a、H2b。结论如图4 所示。

4.3 实验讨论

实验2 支持了让步类型和信息补偿的交互效应以及确定感的中介效应。在群成员对享乐属性让步后，功利信息补偿通过比享乐信息补偿更高的确定感导致更高的产品满意度；在群成员对功利属性让步后，享乐信息补偿通过比功利信息补偿更低的确定感从而难以恢复产品满意度。

5 实验3 功利属性让步后感知相似性的调节作用

5.1 实验方法

5.1.1 实验设计与被试

通过网络调研平台招募参与者，共回收217 份有效数据（女性占比62.2%， M 年龄=27.56 岁）。实验采用2（功利属性让步后的享乐信息补偿vs. 功利属性让步后的功利信息补偿）×2（感知相似性：高vs. 低）的组间因子设计。其中享乐信息补偿× 高感知相似性组51 人（女性占比53%），享乐信息补偿× 低感知相似性组55 人（女性占比69%），功利信息补偿× 高感知相似性组54 人（女性占比65%），功利信息补偿× 低感知相似性组57 人（女性占比61%）。

5.1.2 实验流程

通过预实验，实验3 选取兼具享乐和功利属性的颈椎按摩仪作为实验材料[M 享乐=5.47， SD =1.08;M 功利=5.28， SD = 1.37; t （40） = 1.51， p gt; .05]。类似地，先操控群体身份感知，再将参与者带入功利性偏好与群体不一致的条件，并完成操控检验。然后将选择让步的被试（N=217 人）随机分配至享乐信息补偿或功利信息补偿的条件，分别描述颈椎按摩仪的愉快体验或舒缓功效（Dugan et al.， 2021），并测量被试对信息的享乐和功利价值感知（Voss et al.，2003; α = .85）。

在信息补偿后操控享乐偏好的感知相似性，将参与者随机分配至感知相似性高或低的条件，请高感知相似性组阅读资料（权威调查显示人们对触觉的喜恶基本相似）；低感知相似性组没有阅读任务（Dugan et al.， 2021）。随后测量被试认为所在群体的偏好相似度（“你认为自己与团队其他成员的触觉偏好在多大程度上是相似的”；1= 完全不同，7=完全相同；Whitley et al.， 2018；α = .9）。最后测量产品满意度（同实验1～2），确定感（同实验2）以及人口统计学变量。

5.2 实验结果

5.2.1 操控检验

群体身份操控[M = 5.62， SD = .72， t（217）=33.27，p lt; .001， d = 1.62] 和让步类型操控（100%）符合预期。补偿信息的享乐[M 享乐= 5.26， SD = .83; M 功利=3.46，SD = .93， t （106）=14.04， p lt; .001， d=1.79] 或功利[ M 功利=5.54， SD = .74; M 享乐= 3.04， SD = .89， t（111）=-18.26，p lt; .001， d = -2.49] 操控也符合预期。高感知相似性组比低感知相似性组感知到的群成员偏好相似度更高[M 高相似性=5.55， SD = .65; M 低相似性=5.17， SD = .84;t （217） = 3.74， p lt; .001， d = .38]。

5.2.2 调节作用

感知相似性较低时，对功利属性让步后，享乐信息和功利信息的补偿导致的满意度没有显著差异[M 享乐=5.27， SD = .08; M 功利=5.22， SD = .08; F （1，112）=0.15， p gt; .05]，再次支持H1b；而感知相似性较高时，对功利属性让步后，享乐信息比功利信息的补偿导致更高的满意度[M 享乐=5.62， SD = .08; M 功利=5.25， SD = .08; F （1， 105）=10.08， p lt; .01， η 2 = .05]，支持了感知相似性的调节作用（H3）。如图5 所示。

5.2.3 有调节的中介效应

通过有调节的中介分析模型Bootstrapping（PROCESS Model 8） 进行分析， 样本量选择5000，设置95％的置信区间。结果发现感知相似性较低时，中介效应是显著的，β = .53， 95%CI= [.29，.81]。可见在控制条件下，群成员对功利属性让步后，相较于功利信息补偿，享乐信息补偿通过更低的确定感消极影响产品满意度，难以改善让步后的不满。而在感知相似性较高时，中介效应不显著，95%CI = [-.14， .01]。可见群成员对功利属性让步后，由于对享乐偏好的感知相似性操控，享乐信息补偿的确定感变得和功利信息补偿一样高（无显著差别），使其流体补偿的机制得以实现，导致更高的产品满意度。

5.3 实验讨论

实验3 验证了感知相似性的调节效应。当感知相似性较低时，群体成员对功利属性让步后，享乐信息补偿比功利信息补偿的确定感更低，导致满意度的提升不显著；而在感知相似性较高时，群体成员对功利属性让步后，享乐信息补偿通过提升确定感导致比功利信息补偿更高的产品满意度。

6 讨论

6.1 理论贡献

第一，本研究发现在群体消费中，流体补偿可以改善让步决策后的不满意。当群体成员对产品的享乐属性让步时，功利信息的补偿能提高让步者的决策后满意度；而当群成员对功利属性让步时，享乐和功利信息的补偿效果相差无几。本研究继先前学者提出平等（Messick amp; Cook， 1983）和互惠（Atherton amp; Cross， 2020）策略之后，利用流体补偿理论增添了对让步现象的改善策略，使群体消费兼顾一致性和满意度。此外，以往学者更关注群体身份认同如何影响产品的采纳（Iyengar et al.， 2015），本研究强调了信息路径对于群成员消费行为的影响。尽管在决策阶段，成员们基本会遵从群体规范，但是决策后的评价、推荐和复购等行为，则更多地取决于产品是否合乎自身利益，这就需要利用基于产品属性信息的补偿策略实现更充分的价值沟通，关注消费者的真实诉求，才能实现可持续的群体营销。

第二，本研究还讨论了对让步进行流体补偿时确定感的中介机制。群成员对享乐属性让步后，相较于享乐信息，功利信息的补偿在满足对应需求上有较高的确定感，通过确定感提升了对产品的满意度，实现了流体补偿的效果。但是当群成员对功利属性让步后，对享乐信息补偿能否满足需求感到不确定，导致和功利信息补偿的满意度差别不大，此时流体补偿未能发挥作用。本文验证了享乐及功利信息造成的确定感差异，并发现这种差异会进一步影响产品满意度，为享乐性和功利性的消费决策扩展了新的思考角度，即产品能够满足需求的确定感是获得信任、促成交易、赢得满意的重要一环（Albaamp; Williams， 2013; Dhar amp; Wertenbroch， 2000）。此外，我们发现只有不相关领域的补偿能够被认可，流体补偿的作用才得以生效，确定感为流体补偿理论细化了内在逻辑，也为其创新了可应用的营销领域。

第三，本研究发现当让步者感知到群体内的享乐偏好相似时，对功利属性让步后的享乐信息可以通过提升确定感实现流体补偿的效果。如果群体的某种享乐偏好是相近的，那么让步者就可以推断其他群成员喜欢的享乐属性也能满足自己的享乐需求，即提升了享乐信息补偿的确定感，进而恢复对功利属性让步后的产品满意度。本研究进一步支持和拓展了先前学者对偏好相似性辅助消费决策的研究（Givi amp; Galak， 2017; Kurt amp; Inman， 2013），再次支持了感知偏好相似性增强满意度的理论，同时补充了感知相似性作为调节变量对确定感的影响，感知到与其他购买者的偏好相似性可以增加确定感，帮助消费者参照类似群体做出更自信的决策，从而对群体消费一致性和满意度产生积极影响。

6.2 营销建议

群体营销中，群体成员对某款享乐型产品难免存在偏好分歧，此时群体消费就会导致部分成员的让步。如果同时在群体中传递产品的功利价值，鉴于功利属性通常能获得普遍认可，那些对享乐属性不满的成员便可以得到流体补偿，改善让步后的产品满意度及后续的群体消费行为。因此，对于享乐型产品的群体营销，要兼顾功利性价值的输出，即如果将产品的利益定位为享乐属性，在向群体成员传播产品享乐价值的同时，建议提及产品的功利属性，使群体内尽可能多的成员感到满意。例如，主打美味享乐的休闲饮料可以增加零糖高纤的健康卖点，尽管群体中有人不喜欢它的口味，但是喝了对身体有益，那么对口味做些妥协也无妨，从而利用两种维度的属性捕获更多群体消费者的青睐。

而当群体成员对产品的功利属性做出让步时，享乐属性的补偿能否奏效取决于群体享乐偏好的感知相似性。所以对于功利型产品的群体营销，在兼顾享乐性补偿时，要注意该群体对目标产品享乐属性的偏好是否相似。对目标产品享乐属性上的感知相似性会使让步者更多地参照其他成员的喜恶来决定自己的产品态度。例如相同地域的群体饮食口味相似，对于多数成员喜欢的餐饮，自己也不会难以下咽。如果群体对某产品享乐属性的偏好存在较大差异，对功利属性让步后的享乐补偿可能收效甚微。因此在功利型产品的群体营销过程中，沟通产品的享乐价值时需要找准该享乐属性的目标群体，根据他们共同的享乐需求，传递多数人都会喜欢的信息，才能让群体内尽可能多的成员达成一致并且乐在其中。

6.3 局限性与未来研究展望

首先针对群体消费中的让步现象，本研究只提出了基于产品享乐及功利属性的流体补偿，有待探索更多改善策略，例如让步作为一种控制感的缺失，通过某种补偿带来自我增强，或许能恢复产品满意度。其次本研究倡导在群体营销中要尽可能丰富产品的属性价值，但在具体实施中存在很多顾虑，比如产品定位混乱、认知负荷等问题，因此在和消费者沟通中如何筛选关键信息是今后仍需努力的方向。再者针对功利属性让步后的享乐信息补偿，本研究提出了感知相似性的调节作用，但针对某种享乐性偏好，可能只在某些群体中是相似的。对于一款特定的产品，如何根据其享乐属性找到具有同质性偏好的群体，减少享乐信息的不确定感，是值得继续研究的问题。此外二手数据的来源较为单一，在未来研究中考虑增添更多符合研究情景的数据。

7 结论

（1）群成员对享乐属性让步后，功利信息比享乐信息补偿导致更高的满意度；对功利属性让步后，享乐信息和功利信息补偿造成的满意度差别不显著。

（2）确定感中介了让步类型和补偿信息对满意度的交互效应。

（3）感知相似性能提升享乐信息补偿的确定感，有效恢复功利属性让步者的满意度。

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