黃 光，魏婷婷，黃匡熹，周延風

（1.廣東財經(jīng)大學 財稅學院，廣東 廣州 510320；2.中山大學 管理學院，廣東 廣州 510275；3.麥吉爾大學，加拿大 蒙特利爾 H2X 2C9）

一、引 言

在激烈的競爭環(huán)境下，越來越多的企業(yè)將履行社會責任作為新的差異點來源（Du，Bhattacharyaamp;Sen，2011）［1］。然而在商業(yè)實踐中，由于對企業(yè)社會責任的理解和認識不同，每個公司承擔企業(yè)社會責任的方式不盡相同。但隨著企業(yè)社會責任的持續(xù)發(fā)展，它在企業(yè)中的地位將從戰(zhàn)術性/邊緣性向戰(zhàn)略性轉變（Sharpamp;Zaidman，2010）［2］，一些企業(yè)將企業(yè)社會責任與自身的產(chǎn)品或服務相聯(lián)系，如星巴克2001年開始購買“公平咖啡”，并在銷售時明確地將咖啡打上“公平交易而來”的標簽。更進一步的，有些品牌將企業(yè)社會責任完全融入品牌定位當中，形成CSR定位品牌如：Whole Food（全食超市），但現(xiàn)有的研究中很少研究CSR戰(zhàn)略性內涵的變化對品牌的影響（Du，Bhattacharyaamp;Sen，2007）［3］。

現(xiàn)代的企業(yè)不僅會投入大量人力物力參與社會責任活動，同時也會投入大量資金去宣傳其社會責任活動。合適的企業(yè)社會責任溝通能夠為品牌贏得信任，提升品牌聲譽及建立品牌形象（McWilliams，Siegelamp;Wright，2006）［4］。至于企業(yè)社會責任信息通過哪種傳播途徑更積極地影響消費者的態(tài)度和信任，這一問題在學術尚未研究。

公司管理人員都希望明白如何承擔企業(yè)社會責任才能贏得消費者的信任，并繼而在行善的同時實現(xiàn)業(yè)績的上升（Polonskyamp;Jevons，2006）［5］?；诖耍钊肓私馄髽I(yè)承擔企業(yè)社會責任的方式及溝通方式對消費者信任的影響，對營銷實踐及學術研究都有重要的意義。

二 文獻綜述

（一）企業(yè)社會責任類型

隨著實踐以及理論的發(fā)展，戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任（Strategic CSR）應運而生（Burkeamp;Logsdon，1996）［6］。它的提出源于企業(yè)希望可以通過做好事獲得好處（Doing well by doing good），其核心思想是社會責任活動與企業(yè)的經(jīng)營活動并不是相互排斥的，而是可以相互融合與企業(yè)的核心業(yè)務相結合，并識別戰(zhàn)略性社會責任的關鍵維度：可見性、專屬性、自愿性、中心性、先動性。Porteramp;Kramer（2006）把企業(yè)社會責任區(qū)分為反應型CSR和戰(zhàn)略型CSR［7］。反應型企業(yè)社會責任是獨立公司的核心業(yè)務運營活動，只是圍繞著利益相關者關心的問題強調良好公民形象，做個好公民，并減少企業(yè)經(jīng)營活動會產(chǎn)生的負面影響，例如大部分企業(yè)用慈善捐款、環(huán)境友好等來描述自己的企業(yè)社會責任。這種反應型的企業(yè)社會責任雖然也能一定程度上得到大眾的積極反應，但是于公司而言，這與自身的戰(zhàn)略并無關系。戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任活動則強調并不是以某項事業(yè)崇高作為標準，而是以看能否從社會問題中看到創(chuàng)新的機會，化腐朽為神奇，創(chuàng)造共享價值——既有利于社會也有利于自身企業(yè)發(fā)展。

（二）消費者對企業(yè)社會責任動機的歸因

消費者對企業(yè)社會責任的歸因是消費者對企業(yè)社會責任行為動機的推論。相對于公司“做了什么”，消費者往往更關注于公司“為什么這么做”（Gilbertamp;Malone，1995）［8］。Webbamp;Mohr（1998）研究發(fā)現(xiàn)一半的被訪者認為公司參與善因營銷（CRM）是為其自身謀取利益的，另一半則認為公司至少有些動機是利他主義的，如幫助弱勢群體［9］。其他學者將動機明確地分為：內在動機，也稱利己動機，其目標是增加公司自身福利；及外在動機，也稱利他動機，其目標是做好事以履行對社會的義務（Batson et al，1988）［10］。隨后，Ellen，Webbamp;Mohr（2006）進一步把消費者感知的公司行為動機細分為四類，自利驅動型動機、戰(zhàn)略驅動型動機、利益相關者驅動型動機、價值驅動動機［11］。Becker-Olsen，Cudmoreamp;Hill（2006）則將歸因分為自利驅動及社會驅動［12］。

（三）企業(yè)社會責任傳播方式

對于企業(yè)而言，企業(yè)社會責任溝通是不可或缺的（Ligetiamp;Oravecz，2009）［13］。Morsingamp;Schultz（2006）根據(jù)利益相關者的參與程度將溝通分為單向的、雙向的及利益相關者參與三種形式［14］。Mattenamp;Moon（2008）則認為企業(yè)社會責任溝通方式受到文化差異的影響，有“內隱”和“外顯”之分［15］。公司的信息可以通過官方文件等傳播方式到達消費者，企業(yè)能控制傳播的內容和傳播步驟，屬于企業(yè)的內在傳播方式（Senamp;Bhattacharya，2001）［16］。而與企業(yè)內在的、可控的傳播方式相對應的，則是像媒體、利益相關群體等外在的、企業(yè)不可控的傳播途徑。合適的企業(yè)社會責任溝通能夠為品牌贏得信任，提升品牌聲譽及建立品牌形象（McWilliams，Siegelamp;Wright，2006）［4］。至于企業(yè)社會責任信息通過哪種傳播途徑更積極地影響消費者的態(tài)度和信任，這一問題尚未被研究。

（四）品牌信任

現(xiàn)有關于品牌信任研究主要以認知和情感兩條路線為主：一條是以判斷選擇風險和感知質量為焦點的認知路線；另一條是以品牌與互動為核心的情感路線（Delgado-Ballesteramp;Munuera-Aleman，2001）［17］。本 文 采 用 的 是Sirdeshmukh，Singhamp;Sabol（2002）的定義：認為品牌信任是消費者可以信任某一品牌的心理狀態(tài)［18］。對品牌信任的前因研究的主要結果包括品牌的特征，如品牌能力、專業(yè)技術、善意（Sirdeshmukh，Singhamp;Sabol，2002；Mayer，Davisamp;Schoorman，1995）［18-19］。對品牌信任的影響機制上，主要研究結果包括消費者自身的心理過程，如歸因，消費者對品牌的判斷過程，包括動機判斷，即品牌與其建立信任的動機、能力判斷（Doneyamp;Cannon，1997）［20］。

三、研究框架與研究假設

基于上述文獻回顧，本文提出的研究框架如圖1所示。本文研究企業(yè)承擔企業(yè)社會責任不同方式及企業(yè)社會責任傳播方式對品牌信任的影響機制，根據(jù)企業(yè)承擔企業(yè)社會責任是否與自身的核心業(yè)務結合起來分為戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任和反應型企業(yè)社會責任，根據(jù)傳播方式是否是公司可控的將企業(yè)社會責任信息傳播方式分為內在傳播方式和外在傳播方式。并引入社會驅動歸因和自利驅動歸因作為中介變量，探討企業(yè)社會責任戰(zhàn)略、企業(yè)社會責任傳播方式對歸因及品牌信任的影響。

圖1 研究框架

（一）CSR戰(zhàn)略對品牌信任的影響

Du，Bhattacharyaamp;Sen（2007）認為企業(yè)社會責任表現(xiàn)比企業(yè)能力更能體現(xiàn)企業(yè)本質的、持久的個性，因而戰(zhàn)略型CSR比反應型CSR更有區(qū)分性［3］。反過來，這種識別的好處就是使得品牌更強大、記憶更深刻（Lichtenstein，Drumwrightamp;Braig，2004）［21］。而反應型企業(yè)社會責任活動不提供與企業(yè)的產(chǎn)品和服務直接相關的信息，其對消費者產(chǎn)品評價的影響是間接的，它主要是通過企業(yè)評價所創(chuàng)造的一種評價情景來影響消費者的產(chǎn)品評價（Brownamp;Dacin，1997）［22］。消費者對戰(zhàn)略型CSR品牌形成更清晰可靠的消費者-企業(yè)認同，進而更愿意相信該品牌（Du，Bhattacharyaamp;Sen，2007）［3］。由此，提出第一個假設。

H1：相比反應型CSR，戰(zhàn)略型CSR能增強消費者的品牌信任。

（二）CSR戰(zhàn)略與消費者歸因

Becker-Olsen，Cudmoreamp;Hill（2006）將歸因分為自利驅動：參與社會責任是為了獲取利潤；及社會驅動:參與社會責任是長期致力于回報社會［12］。戰(zhàn)略型CSR要求公司根據(jù)自己的獨特優(yōu)勢與資源將社會問題轉化為創(chuàng)新的產(chǎn)品或服務，這是一種主動、自愿、投入度高的企業(yè)社會責任。消費者對主動自愿的行為形成更加積極的社會驅動動機（Becker-Olsen，Cudmoreamp;Hill，2006）［12］。戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任是企業(yè)自愿參與的，而非迫于法律要求或公眾壓力，相比于反應型企業(yè)社會責任，由于采取了更加主動、少見、以及有風險的立場，消費者會對戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任形成更強的社會驅動動機以及更弱的利己動機（Du，Bhattacharyaamp;Sen，2007）［3］。因此，提出第二個假設。

H2：相比反應型CSR，戰(zhàn)略型CSR會增強社會驅動歸因，減弱自利驅動歸因。

在品牌信任研究中，已有研究證實歸因是影響品牌信任的中介變量（Doneyamp;Cannon，1997）［20］。Senamp;Bhattacharya（2001）、Brownamp;Dacin（1997）及Luoamp;Bhattacharya（2006）則從消費者視角上證實了企業(yè)履行社會責任可以為企業(yè)帶來許多益處［16，22-23］，研究也表明感知動機是消費者響應的重要中介變量（Yoon，Giirhan-Canliamp;Schwarz，2006）［24］。由此推論企業(yè)社會責任戰(zhàn)略對消費者信任的影響也受歸因的中介，由此推出第三個假設。

H3a：CSR戰(zhàn)略對品牌信任的影響受到社會驅動歸因的中介；

H3b：CSR戰(zhàn)略對品牌信任的影響受到自利驅動歸因的中介。

（三）企業(yè)社會責任傳播方式對品牌信任的影響

根據(jù)消費者說服知識，如果信息源是專家或者值得信賴，那么相應信息就被認為是可靠的，從而較少引發(fā)消費者對說服信息的抵制（Tormalaamp;Petty，2004）［25］。消費者對來自不同渠道的信息具有信息偏見，一般認為來自第三方的信息可信性更高（Riesamp;Ries，2009）［26］。Yoon，Giirhan-Canliamp;Schwarz（2006）研究表明消費者會認為直接從公司發(fā)布的信息是自我服務的，因為公司有能力來塑造內容或者控制內容，正因為這個為自我服務的想法，消費者會懷疑信息的可靠性［24］。Kirmaniamp;Zhu（2007）研究表明消費者會將企業(yè)的信息發(fā)布歸因為旨在謀利的欺騙手段，因此會認為企業(yè)的產(chǎn)品質量不可靠。并且對企業(yè)宣傳持懷疑態(tài)度，會極大地影響消費者對品牌的信任［27］。由此推出第四個假設。

H4：相比于內在傳播渠道，通過外在的溝通渠道傳播企業(yè)的社會責任信息能夠增強消費者的品牌信任。

（四）企業(yè)社會責任傳播方式與歸因

朱翊敏（2014）發(fā)現(xiàn)在企業(yè)社會責任傳播中，信息的正面描述比負面描述對消費者關于企業(yè)的態(tài)度和購買意愿影響更為積極［28］，其它的研究也表明對企業(yè)社會責任傳播方式會影響消費者對企業(yè)社會責任活動的歸因，消費者會依賴信息的背景來解釋公司的行為并做出動機的歸因（Yoon，Giirhan-Canliamp;Schwarz，2006）［24］。如對于反對酒后駕車的宣傳，來自公司渠道的宣傳會比來自第三方如非營利組織的宣傳更容易引發(fā)顧客的利己歸因（Szykman，Bloomamp;Blazing，2004）［29］。如果企業(yè)積極主動地宣傳自己的社會責任活動，消費者會質疑這種行為背后隱藏的動機，從而認為企業(yè)動機不純（Campbellamp;Kirmani，2000）［30］。Reinhard，Messneramp;Sporer（2006）研究表明消費者會將企業(yè)的信息發(fā)布歸因為旨在謀利的欺騙手段［31］。由此推出第五、第六個假設。

H5：相比于內在傳播渠道，通過外在的溝通渠道傳播企業(yè)的社會責任信息能增強社會驅動歸因，減弱自利驅動歸因。

H6a：企業(yè)社會責任傳播方式對品牌信任的影響受到社會驅動歸因的中介；

H6b：企業(yè)社會責任傳播方式對品牌信任的影響受到自利驅動歸因的中介。

四、研究設計

（一）實驗設計

在正式實驗前，本研究進行了兩個預實驗。預實驗一是選擇合適的實驗材料行業(yè)，本研究選取了四十名參與者進行試驗行業(yè)的測試，要求被試在11個行業(yè)中選擇三個最熟悉和最關注的行業(yè)。測試結果顯示食品飲料行業(yè)、日用化工行業(yè)及房地產(chǎn)行業(yè)排名前三，然而考慮到近幾年我國食品安全問題頻發(fā)使得該行業(yè)已成為一個敏感行業(yè)，而房地產(chǎn)行業(yè)則因為房價的不斷上漲而怨聲載道，為了避免食品行業(yè)本身的敏感性及消費者對該行業(yè)預先的態(tài)度對實驗結果的干擾，本文以排名第二的日用化工行業(yè)為實驗材料的行業(yè)選擇。在此基礎上，本研究以日用化工行業(yè)中寶潔的真實例子為模板，圍繞著社會問題“不安全飲水及公共衛(wèi)生死亡”，以虛擬的“A品牌”和“B品牌”編寫的實驗材料進行了第二次預實驗。A品牌履行戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任，為協(xié)助非營利組織開展救援飲水項目，A品牌以社會問題為產(chǎn)品創(chuàng)新的機會，研發(fā)了“簡易的凈水粉包PUR”。B品牌履行反應型企業(yè)社會責任，為協(xié)助非營利組織開展救援飲水項目，B品牌開展事業(yè)關聯(lián)營銷，只要購買B品牌的一個產(chǎn)品就會捐助0.1元給當?shù)氐姆菭I利組織。而在資料來源的表明上，內在方式選擇品牌官方網(wǎng)站，外在方式的選擇了企業(yè)社會責任中國網(wǎng)。60位被試被隨機分配給四個實驗材料，首先對實驗材料進行閱讀，然后填寫2個題項的可信性量表，2個題項的渠道傳播的中立性量表及5個題項的戰(zhàn)略性量表，量表均采用7分量表。數(shù)據(jù)表明被試對所撰寫的實驗材料是持相信態(tài)度的（M可信性=5.03），在溝通渠道的中立性及客觀性上，外在的溝通方式得分明顯比內在的溝通方式高，差異顯著（M外部=5.02，M內部=3.85，P＜0.01），A品牌材料得分為5.31，B品牌材料得分為4.21，P值小于0.01，結果表明實驗材料的可信性、溝通方式的中立性及材料的啟動效果良好。

正式實驗為2（戰(zhàn)略型/反應型企業(yè)社會責任）×2（內在/外在溝通方式）的組間因子設計，一共為4組實驗。問卷共分為五部分，第一部分關于A品牌/B品牌面臨一個社會問題時是如何承擔企業(yè)社會責任信息（戰(zhàn)略型或反應型），材料的最后注明信息來源（品牌官方網(wǎng)站/第三方網(wǎng)站），要求被試對材料的可信性及信息來源的中立性和客觀性進行打分。第二部分是對企業(yè)承擔社會責任方式的戰(zhàn)略性感知進行判斷，進行自變量的操作性檢驗。第三部分是要求被試對企業(yè)承擔社會責任的動機進行判斷。第四部分要求被試對品牌信任進行打分。第五部分是被試的個人信息，包括：性別、年齡段學歷，并對參與實驗的被試表示感謝。

Calder、Phillipsamp;Tybout（1981）認為學生樣本適用于理論構建和測試方面的研究［32］，如果學生對所研究的情境較為熟悉的話，可以把學生作為合適的樣本（Stevenson，Bruneramp;Kumar，2000）［33］，為此，本研究主要采用了在校大學生作為被試。發(fā)放問卷268份，收集有效問卷206份，其中戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任×內在溝通方式為55份、戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任×外在溝通方式為47份、反應型企業(yè)社會責任×內在溝通方式為55份、反應型企業(yè)社會責任×外在溝通方式為49份，4份材料有效樣本數(shù)量均衡。

（二）變量測量

在本研究中，變量的測量均選用了成熟的量表，其中材料可信性及溝通方式的中立性的量表均來自Yoon，Giirhan-Canliamp;Schwarz（2006）的研究［24］，各有2個題項，一共為4個題項，戰(zhàn)略性的企業(yè)社會責任采用的是Burkeamp;Logsdon（1996）5個題項的量表［6］。消費者歸因采用的是Becker-Olsen，Cudmoreamp;Hill（2006）的量表［12］，其中社會驅動歸因有3個題項，自利驅動歸因有2個題項，一共為5個題項，品牌信任則采用了Sirdeshmukh，Singhamp;Sabol（2002）［18］的量表，共有3個題項。

以上變量的測量均采用李克特7分量表，1代表“完全不同意”，7代表“完全同意”。

五、數(shù)據(jù)分析

在正式實驗中，女性的被試占了一半以上，為57.8%，本科學歷為65.5%，18-25年齡段為86.4%。通過對實驗數(shù)據(jù)進行方差分析，性別對品牌信任沒有顯著影響（M男=4.42，M女=4.35，P＞0.05），年齡段對品牌信任沒有顯著影響（M18-25=4.41，M26-35=4.19，P＞0.05），教育程度對品牌信任也沒有顯著影響（M本科=4.385，M碩士=4.392，P＞0.05）。

（一）操控檢驗

首先是對材料可信性的檢驗，不管是來自內部的官方網(wǎng)站還是第三方網(wǎng)站，被試對所閱讀的材料都是信任的（M=4.25）。其次是對溝通方式的中立性與客觀性檢驗，被試對來自第三方媒體的評分比來自內部官方網(wǎng)站的得分要高，差異顯著（M外在=4.69，M內在=4.28，P＜0.01）。

再次是對企業(yè)社會責任戰(zhàn)略性的檢驗，被試對A品牌與B品牌履行的企業(yè)社會程度感知的戰(zhàn)略性得分存在顯著差異（MA品牌=4.92，MB品牌=4.27，P＜0.01），說明對材料的控制是成功的。

（二）測量模型的信度和效度檢驗

首先使用結構方程進行檢驗模型的擬合度，數(shù)據(jù)顯示測量模型表現(xiàn)出了較高水平的擬合度：X2/df=1.42，GFI=0.89，AGFI=0.85，CFI=0.98，RMSEA=0.045，NNFI=0.97。接著使用結構方程檢查每個測量構念的區(qū)分效度和聚合效度。本文的模型中每一個構念的AVE均大于0.50，組合信度均大于0.60，因子負荷都大于0.6，因此構念的聚合效度較高。通過比較AVE的平方根和潛變量的相關系數(shù)矩陣來評價區(qū)分效度。在每一個構念中，AVE高于0.50（最小值為0.55），AVE的平方根均大于潛變量的相關系數(shù)，因此，構念的區(qū)分效度也較高。

（三）假設檢驗

1.CSR戰(zhàn)略、CSR溝通渠道對品牌信任的影響

本研究采用雙因素方差分析來檢驗企業(yè)社會責任戰(zhàn)略和社會責任信息溝通渠道對品牌信任的影響。數(shù)據(jù)顯示社會責任戰(zhàn)略和社會責任信息溝通渠道對品牌信任的主效應顯著，但交互效應不顯著，結果見表1。相比與反應型企業(yè)社會責任，戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任對品牌信任具有更強的影響（M戰(zhàn)略型=4.80，M反應型=4.22，P＜0.01）。當企業(yè)社會責任信息是通過第三方網(wǎng)站傳播的，與通過公司內部官方網(wǎng)站傳播時，消費者對品牌信任評分更高（M外在=4.69，M內在=4.31，P＜0.01）。因此，假設H1和假設H4得到驗證。

表1 企業(yè)社會責任戰(zhàn)略和溝通方式對品牌信任的雙因素方差分析

2.CSR戰(zhàn)略、CSR溝通渠道對歸因的影響

同樣采用雙因素方差分析來檢驗企業(yè)社會責任戰(zhàn)略和社會責任信息溝通渠道對歸因的影響。數(shù)據(jù)顯示社會責任戰(zhàn)略和社會責任信息溝通渠道對歸因的主效應顯著，但交互效應不顯著。與反應型企業(yè)社會責任相比，戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任情境下的被試更多地將企業(yè)社會責任行為歸因為社會驅動（M戰(zhàn)略型=4.89，M反應型=4.07，P＜0.01），更少的自利驅動（M戰(zhàn)略型=4.43，M反應型=5.39，P＜0.01）。與企業(yè)社會責任信息是通過內部官方網(wǎng)站傳播，來自第三方網(wǎng)站傳播情境下的被試更多的將企業(yè)社會責任行為歸因為社會驅動（M戰(zhàn)略型=4.74，M反應型=4.17，P＜0.01），更少的自利驅動（M戰(zhàn)略型=4.74，M反應型=5.13，P＜0.01）。因此，假設H2和假設H5成立。

3.歸因的中介作用

目前，Baronamp;Kenny（1986）的中介三部曲是最常用也是最傳統(tǒng)的檢驗中介變量的方法［34］，但Preacheramp;Hayes（2008）認為這種方法不太適合用于多重中介模型，而推薦Sobel檢驗對個別中介效應的顯著性進行檢驗［35］。為此，本研究采用了以下步驟進行分析。首先將企業(yè)社會責任戰(zhàn)略類型轉化為虛擬變量（1=戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任，0=反應型企業(yè)社會責任），然后以企業(yè)社會責任戰(zhàn)略類型為自變量對品牌信任進行回歸，數(shù)據(jù)表明企業(yè)社會責任戰(zhàn)略可以顯著預測品牌信任（adjusted R2=0.16，b=0.58，t=66.18，p＜0.01）。接下來，逐一將企業(yè)社會責任戰(zhàn)略對歸因進行回歸，數(shù)據(jù)顯示企業(yè)社會責任戰(zhàn)略可以顯著預測社會驅動歸因（adjusted R2=0.24，b=0.818，t=56.93，p＜0.01）、自利歸因（adjusted R2=0.222，b=-0.96，t=61.47，p＜0.01）。最后將社會驅動、自利驅動及企業(yè)社會責任戰(zhàn)略一同放入回歸方程研究對品牌信任的影響，數(shù)據(jù)顯示價值驅動（b=0.296，t=5.06，p＜0.01）、自利驅動（b=-0.12，t=-2.52，p＜0.01）對品牌信任有顯著影響。

結合表2的數(shù)據(jù)，可以算出經(jīng)由M1、M2的中介效應分別為：0.242、0.116，與之相對應的Z值為：4.31、2.38，查表可知經(jīng)由M1、M2的中介效應在0.05水平上顯著，假設H3a和H3b得到驗證。

表2 企業(yè)社會責任戰(zhàn)略和歸因對品牌信任的回歸分析

采用同樣的方法檢驗歸因對企業(yè)社會責任傳播方式與品牌信任的中介作用，即先將企業(yè)社會責任傳播方式轉化為虛擬變量（1=外在方式，0=內在方式），然后以企業(yè)社會責任傳播方式為自變量對品牌信任進行回歸，數(shù)據(jù)表明企業(yè)社會責任傳播方式可以顯著預測品牌信任（adjusted R2=0.07，b=0.388，t=61.51，p＜0.01）。隨后，逐一將企業(yè)社會責任傳播方式對歸因進行回歸，數(shù)據(jù)顯示企業(yè)社會責任傳播方式可以顯著預測社會驅動歸因（adjusted R2=0.113，b=0.572，t=51.96，p＜0.01）、自利 驅動歸因（adjusted R2=0.032，b=-0.389，t=50.294，p＜0.01）。最后將社會驅動歸因、自利驅動歸因及企業(yè)社會傳播方式一同放入回歸方程研究對品牌信任的影響，其中社會驅動歸因（b=0.317，t=5.6，p＜0.01）及自利驅動歸因（b=-0.152，t=-3.41，p＜0.01）對品牌信任有顯著影響。

結合相關數(shù)據(jù)，經(jīng)由M1、M2的中介效應分別為：0.181、0.059，與之相對應的Z值為：3.83、2.17，查表可知經(jīng)由M1、M2的中介效應在0.05水平上顯著，假設H6a、H6b得到驗證。

六、結論及未來研究方向

（一）研究結論及啟示

本研究研究結果表明，當企業(yè)采用戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任承擔方式時，消費者會增強企業(yè)社會責任行為的社會驅動歸因，減弱自利驅動歸因，通過歸因能夠增強消費者的品牌信任。同時，研究數(shù)據(jù)表明，當企業(yè)通過外在的方式傳播企業(yè)社會責任信息時，可以增強消費者對企業(yè)社會責任行為的社會驅動歸因，減弱自利驅動歸因，通過歸因能夠增強消費者的品牌信任。以上結論對企業(yè)如何承擔企業(yè)社會責任及如何傳播企業(yè)社會責任信息具有重要的實踐啟示：

（1）企業(yè)應轉變對承擔企業(yè)社會責任的態(tài)度認識。目前在實踐中，仍有不少企業(yè)在履行企業(yè)社會責任上態(tài)度較為消極，將承擔社會責任更多的視為約束、成本或迫于社會壓力的慈善行為，謝毅，彭璐珞，彭泗清（2013）及Vaaland，Heideamp;Gr?nhaug（2008）等中外學者的研究成果均證實：企業(yè)在社會責任上的投入都可能帶來豐厚的回報［36-37］。企業(yè)應改變思維方式，重視企業(yè)社會責任所帶來的市場機會及積極的收益。

（2）企業(yè)可從核心業(yè)務發(fā)展的需要實施社會責任。我國企業(yè)在履行社會責任時“扎堆”現(xiàn)象比較嚴重，喜歡選擇容易引起社會關注、有社會轟動效應的活動來開展，而缺乏從企業(yè)自身能力和業(yè)務發(fā)展的需要考慮。戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任將企業(yè)社會責任與企業(yè)的核心業(yè)務聯(lián)系起來，能夠實現(xiàn)社會與企業(yè)的共享價值，讓企業(yè)在行善的同時實現(xiàn)業(yè)績的增長和增強自身的競爭力，從而獲得雙贏的社會和經(jīng)濟效益。

（3）企業(yè)應通過第三方渠道傳播企業(yè)社會責任信息?，F(xiàn)在是信息爆炸的時代，企業(yè)在履行社會責任時，不僅要“做得好”也要“說得對”。社會責任信息傳播是品牌的“喉舌”，是與利益相關者進行對話和建立信任的一種方式。企業(yè)通過第三方渠道與利益相關者進行溝通，在客觀傳播企業(yè)善行的同時有利于增進消費者對企業(yè)的品牌信任。

（二）研究局限及未來研究方向

本研究的局限及未來研究方向主要有以下兩個方面：

（1）本研究運用情景模擬設計實驗方法，雖然能相對較好地排除干擾因素對實驗結果的影響，提高研究結論的內部效度。然而，消費者在真實生活情境下考慮的因素可能更多。另外，本研究采用虛擬品牌進行實驗，雖然能避免采用真實品牌所產(chǎn)生的原有態(tài)度與熟悉度的影響，但是被試可能存在卷入度不高的情況，因此其回答可能與其在真實情景下的反應存在偏差，未來的研究可考慮采用真實品牌來考察戰(zhàn)略型企業(yè)社會責任對品牌信任的影響。

（2）本研究采用的是日用化工行業(yè)為實驗材料，雖然在前測中該行業(yè)是除食品飲料行業(yè)之外消費者最熟悉與最關注的行業(yè)，但是行業(yè)特征或者產(chǎn)品類別之間消費者的品牌信任可能存在差別，限于實際條件限制，本研究沒有對多個行業(yè)的情況進行研究，沒有探討該結論是否在其他行業(yè)仍然適用。未來的研究可以考慮對多個行業(yè)或者多個產(chǎn)品進行考察，尤其可以研究一些敏感行業(yè)的情況，從而使研究結論具有更高的外部效度。

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