李雪欣，馬光波，，郭 辰

（1.遼寧大學 商學院，遼寧 沈陽 110036；2.營口理工學院 經濟管理學院，遼寧 營口 115014）

一、前言

在經濟可持續(xù)發(fā)展和全球化的背景下，企業(yè)和消費者參與社會責任活動和社會公益活動的意愿越來越強。據《中國慈善發(fā)展報告（2022）》顯示，截至2021 年底，全國社會組織總量為90.09 萬個，較2020 年同期增長0.73%。2021 年全國社會公益資源總量預測為4 466億元，較2020 年增長8.57%，其中社會捐贈總量為1 450 億元。善因營銷能夠有效地將企業(yè)對公益事件的捐款同消費者對企業(yè)產品的購買行為有機地聯系在一起，在為企業(yè)增加收入的同時，也幫助了利益相關者，進而實現了企業(yè)、消費者、慈善機構、政府多贏的目的[1]。

目前，國內外關于善因營銷影響因素的研究主要聚焦在企業(yè)、消費者、公益事業(yè)三個層面，較少有學者從傳播過程的角度探討信息接收者和善因營銷廣告信息對消費者響應的影響。Markus 與Kitayama 在結合東西方文化背景的基礎上提出了“自我建構”理論，從個體自我與他人關系的角度出發(fā)，將自我建構分為獨立型自我建構和依存型自我建構兩種類型[2]。Hong 和Chang 認為，自我建構會影響消費者在決策過程中的認知和情緒[3]。消費者關心企業(yè)的社會責任，他們對公司聲譽的印象會直接影響購買決定和購買行為[4]31。在善因營銷中，消費者如果沒有獲得足夠的社會責任相關信息，在做出消費決策時容易受到善因營銷廣告信息的影響，進而結合自己對社會責任的看法做出決策。因此，企業(yè)實施善因營銷、向公眾傳播活動內容時，信息框架能夠影響受眾對善因營銷企業(yè)的態(tài)度及其購買意愿。

本研究以SOR 理論、歸因理論、社會認同理論和調節(jié)定向匹配理論為研究基礎，構建消費者自我建構與善因營銷信息框架匹配效應對消費者響應的模型，旨在探討消費者面對善因營銷信息時其響應過程的內在機制，充實自我建構影響消費者行為的理論及國內相關范疇的實證研究，以期豐富善因營銷的視野。

二、研究假設

（一）善因營銷中自我建構與信息框架對消費者響應的影響

Cross 等認為，自我建構通常是指一個人對自我的看法和自我圖式的結構[5]。獨立型自我建構注重自身與他人的差異，而依存型自我建構更注重自身與他人的聯系[6]。獨立型自我建構更加強調獨立和獨特性，將自我置于他人之上，尋求自主。依存型自我建構注重與他人的關系，更傾向于支持需要捐贈的善因營銷[7]，并且更愿意為善因營銷產品支付更高的價格[8]?？蚣苄碚撜J為，當同樣的信息以積極（獲得）或消極（損失）兩種不同的框架呈現時，個體的偏好或反應會發(fā)生變化[9-10]。信息框架作為框架效應的一種類型，主要是根據語言表達形式與信息傳遞相同含義的內容，造成信息接收者產生不同認知和判斷，從而提升語言的說服力，實現有效的信息傳遞[11]。Aaker 等研究認為，具有獨立型自我建構的個體傾向于以積極的方式將自己與他人區(qū)分開來，關注可能的成就和收益，并追求以促進（預防）為重點的目標[12]。Lin 等證實，當獨立型自我建構占主導地位時，促進框架信息會導致更高的購買意愿，而預防框架信息與依存型自我建構一致時，也會產生更高的購買意愿[13]。Jie Xu 認為，以促進為中心的信息對獨立型自我建構更有說服力，以預防為中心的信息主要對依存型自我建構更有說服力[14]。Higgins 發(fā)現，調節(jié)匹配效應達成時，個體對產品的價值感知會隨之提高[15]。Reber 等研究發(fā)現，將影響消費者信息加工的因素進行匹配所產生的匹配效應，可以促進消費者信息加工的流暢性，改善消費者對信息的評估速度與質量，進而提升消費者對品牌和廣告的認知評價，增強消費者的購買意愿[16]。Cesario 等研究表明，調節(jié)匹配機制會引發(fā)個體對信息核心內容進行細致加工，從而增強信息的說服效果[17]。以上研究表明，在善因營銷中，當自我建構與信息框架相匹配后，即獨立型自我建構面對積極信息時，能夠產生更為積極的進取性信息，從而更容易被說服，產生積極的決策。依存型自我建構面對消極信息時，能更好地記憶防御性信息，進而產生更強的說服效果?；谝陨涎芯浚狙芯刻岢鲆韵录僭O。

H1：自我建構與善因營銷信息框架的匹配效應對消費者響應產生影響。

H1a：獨立型自我建構與善因營銷積極信息框架匹配時，消費者響應更積極。

H1b：依存型自我建構與善因營銷消極信息框架匹配時，消費者響應更積極。

（二）共情的中介作用

共情是一種同時具有可選擇性及替代性地體會他人感受的能力[18]。Wang 等認為，共情能力高的個體能敏感地感知他人情緒、體察他人需求，這使得他們較少持有非人性化、責備歸因等不良道德認知，更不易于形成高的道德推脫水平[19]。高共情能力個體也會更傾向于做出積極、正向的行為[20]。共情可以增強人際信任，解決人際困擾[21]。Meyer 等研究也表明，自我依存性越高的個體，對親密他人的共情也會越高[22]。依存型自我建構更容易為親密他人的積極事件而感到高興，產生積極的共情反應；而獨立型自我建構則較少對親密他人產生積極的共情反應[23]。依存型自我建構對正面積極情緒的共情感知能力顯著高于獨立型自我建構，而對負面情緒的共情感知能力卻顯著低于獨立型自我建構[24]。自我建構面對不同的信息時，會產生不同的共情感知能力，進而產生不同的共情反應。因此，本研究根據文獻綜述，提出以下假設。

H2：共情在自我建構與善因營銷信息框架匹配效應影響消費者響應之間起中介作用。

（三）道德認同的調節(jié)作用

道德認同是指以道德品質為中心建立起來的包括道德價值觀念、目標和行為腳本的一組認知圖式[25]。道德認同與親社會行為之間的密切聯系已得到諸多研究的證實。Aquino 道德認同對慈善捐贈、利他幫助等道德行為有積極影響[26]。道德認同被認為是共情的基礎[27]。同時，共情被描述為消費者識別道德人格的能力,可以促進道德行為，具有高度道德認同的人不僅會將自己的自律延伸到他人身上，還包括外群體中的人[28]。郭晟豪等提出，道德認同能夠提升個體從事志愿服務、慈善行為等親社會行為傾向，減少個體從事欺騙、攻擊、報復等非倫理行為[29]。Kim 等認為，道德情緒會影響善因營銷商品的購買意愿；獨立型自我建構的消費者會受到以自我為中心的道德情緒（驕傲）的影響，而依存型自我建構的消費者會受到以他人為中心的道德情緒（內疚）的影響[30]。He 等研究證實，道德認同的內在化會影響善因營銷商品的購買意愿[31]。林少龍等認為，高內在道德認同的消費者具有更高的利他動機知覺，從而會強化消費者對善因營銷產品的購買意愿[32]?；谝陨涎芯浚叩赖抡J同的人會表現出更大的識別和換位思考能力，影響消費者的共情感知，對善因營銷具有更高的積極性。因此，本研究提出以下假設。

H3：道德認同在自我建構與善因營銷信息框架匹配效應影響共情中起調節(jié)作用。

H4：道德認同在自我建構與善因營銷信息框架匹配效應影響消費者響應中起調節(jié)作用。

綜上，本文的研究框架如圖1 所示：

圖1 研究框架

三、研究設計

（一）變量測量

自我建構量表是在Singelis 開發(fā)的自我建構量表（SCS）的基礎上，由我國學者潘黎修改完成，共16 個題項[33]；共情量表采用的是中文版人際反應指針量表（IRI.C），由張鳳鳳根據Davis 的人際反應指針量表修訂而成，共22 個條目[34]。道德認同量表參考萬增奎修訂后的中文版道德認同量表，共16個題項[35]。消費者響應量表參考龔思羽的量表[36]。所有量表采用7級李克特量表進行測量。參考朱翊敏、張聚媛和盛光華等[37-39]關于信息框架的編制，形成了本研究中信息框架內容的設計，并在實驗前測和實驗中進行了驗證。

（二）數據收集與樣本描述

本研究通過預實驗選取了公益事件和公益產品，選擇了消費者熟悉度中等的公益事業(yè)——水資源保護和中等喜愛程度的產品——洗衣液為善因營銷產品。研究采用2（自我建構類型：獨立型、依存型）×2（善因信息框架：積極、消極）的混合因子設計和網絡實驗研究方法，依托問卷星樣本服務平臺，制作并發(fā)放帶有實驗情景的電子問卷。所有被試被隨機分成四組，每組閱讀自我建構的激活材料，使他們分別處于情境依存狀態(tài)或情境獨立狀態(tài)，然后依存型自我建構組分別閱讀積極信息框架和消極信息框架，獨立型自我建構組分別閱讀積極信息框架和消極信息框架，在閱讀完相應的實驗材料后，請被試填寫相關測量量表。

本研究最終獲取被試970 份，剔除答案缺失和作答時間過短的無效問卷后，得到有效問卷735 份。其中，依存型啟動組與積極信息框架組181 人，依存型啟動組與消極信息框架組187 人，獨立型啟動組與積極信息框架組186 人，獨立型啟動組與消極信息框架組181人。人員性別方面，男性293 人，占39.9%，女性442 人，占60.1%；年齡方面，在18 歲以下占26.9%，18～25 歲占39.3%，26～30 歲占11.3%，31～40 歲占14.8%，41～50 歲占6.4%，50 歲以上占1.3%；受教育程度方面，大專及以下占47.9%，大學本科占31.6%，碩士占16.6%，博士占3.9%；職業(yè)背景方面，學生占36.1%，政府和事業(yè)單位占20.7%，企業(yè)單位人員占23.4%，自由職業(yè)者占12.2%，其他從業(yè)人員占7.6%。

四、實證分析

（一）信度與效度檢驗

為確保量表的科學性與有效性，本研究對問卷的信度和效度進行檢驗。首先，對自我建構、消費者響應、共情和道德認同測量表進行信息檢驗，Cronbach’s α系數均超過參考值0.7，表明各量表具有良好的信度；CITC 都大于0.5，說明各個體項目與總體之間相關度水平較高。其次，對量表題項進行驗證性因子分析（CFA），各題量的標準化因子載荷均超過參考值0.5，說明量表具有較好的收斂效度。各量表的AVE 值均超過0.5，CR 值大于0.9，說明變量具有良好的聚合效度。

（二）主效應檢驗

借鑒Singelis 和沈曼瓊等的研究，本研究將依存型自我建構和獨立型自我建構平均得分差值大于0.2 的被試視為依存型自我建構者，而得分差值小于-0.2 的被試則視為獨立型自我建構者[40-41]。剔除相關數據后，剩余樣本438 份，其中依存型自我建構193 個，獨立型自我建構245 個。由于自我建構與信息框架為分類變量，在數據分析前將依存型獨立建構編碼設為1，獨立型自我建構編碼設為2；將積極信息框架編碼設為1，將消極信息框架編碼設為2。

為了檢驗消費者自我建構與信息框架的匹配效應，本研究以消費者響應為因變量進行2（自我建構：依存型、獨立型）×2（善因信息框架：積極信息、消極信息）的方差分析。自我建構的主效應不顯著，F（1，434）=0.104，P＞0.05，n2=0.062；信息框架的主效應不顯著，F（1，434）=0.321，P＞0.05，n2=0.087；自我建構與信息框架的交互作用顯著，F（1，434）=30.816，p＜0.001，n2=1。假設H1 得到驗證。

進一步進行簡單效應分析，獨立型自我建構面對積極信息框架的主效應更顯著，F=15.417，p＜0.001，此時積極信息框架下的消費者響應（M=5.258，SD=0.095）顯著高于消極信息框架下的消費者響應（M=4.641，SD=0.094）；依存型自我建構面對消極信息框架的主效應更顯著，F=5.233，p＜0.01，此時消極信息框架下的消費者響應（M=5.233，SD=0.110）顯著高于積極信息框架下的消費者響應（M=4.731，SD=0.104）。假設H1a、H1b 得到驗證。

（三）中介效應檢驗

首先，本研究以自我建構、信息框架、交互作用為自變量，以共情為因變量，借助SPSS 中的雙因素方差分析對數據進行分析。自我建構、信息框架對共情的雙因素方差分析結果顯示，自我建構的主效應不顯著，F（1，434）=0.722，P＞0.05，n2=0.135；信息框架的主效應不顯著，F（1，434）=0.604，P＞0.05，n2=0.121；自我建構與信息框架的交互作用顯著，F（1，434）=11.658，p＜0.01，n2=0.926）。其次，采用回歸分析驗證共情與消費者響應之間的關系。結果表明，共情對企業(yè)態(tài)度的正向影響顯著（β=0.467，t=11.028，p＜0.001）。最后，采用Bootstrap 中介檢驗法驗證共情在自我建構、信息框架和交互作用中影響消費者響應的中介作用。按照Process 程序，樣本量選擇5 000，在95%置信度下選擇Model 4，以對消費者響應為因變量、自我建構與信息框架的交互作用為自變量、共情為中介變量進行分析，并將性別、年齡、職業(yè)、教育水平和月可支配收入的人口統計特征變量及個體感知公益事件相關性作為協變量進行分析。

以消費者響應為因變量的檢驗結果如表1所示，共情的中介效應為0.199，置信區(qū)間為（LLCI=0.102，ULCI=0.299）。在控制了中介變量共情后，自我建構和信息框架的交互作用對企業(yè)態(tài)度的直接效應顯著，效應大小為0.376，p＜0.001，置信區(qū)間為（LLCI=0.201，ULCI=0.551），不包含0。因此，假設H2 得到驗證。

表1 共情的中介作用的分析結果

（四）調節(jié)作用

驗證道德認同的調節(jié)作用時，以±1 個標準差（SD）作為道德認同較高和較低的取值，以檢驗在調節(jié)變量不同水平下發(fā)生中介作用的差異。按照SPSS中的Process 程序，樣本量選擇5 000，在95%置信度下選擇Model 8，以消費者響應為因變量、自我建構與信息框架的交互作用為自變量、共情為中介變量進行分析，并將性別、年齡、職業(yè)、教育水平和月可支配收入的人口統計特征變量及個體感知公益事件相關性作為協變量（Covariate）進行分析。

從表2 中可以看出，道德認同在自我建構與善因營銷信息框架匹配效應對消費者響應的影響中起調節(jié)作用（β=0.083，LLCI=0.035，ULCI=0.141）。假設H3 得到驗證。更具體地說，自我建構與善因營銷信息框架匹配效應和道德認同會交互影響消費者共情（β=0.215，LLCI=0.113，ULCI=0.316）；共情對消費者響應有正向影響（β=0.385，LLCI=0.235，ULCI=0.535）。自我建構與善因營銷信息框架匹配效應和道德認同會交互影響消費者響應（β=0.285，LLCI=0.121，ULCI=0.449）。因此，假設H4 得到驗證。同時，自我建構與善因營銷信息框架匹配效應通過共情作用于消費者響應的間接效應對高道德認同（β=0.669，LLCI=0.455，ULCI=0，883）的消費者更顯著，對低道德認同的消費者不顯著（β=0.151，LLCI=-0.054，ULCI=0.356）。

表2 道德認同的調節(jié)作用的分析結果

五、研究結論與管理啟示

（一）研究結論

本研究從消費者個人出發(fā)，闡釋自我建構與善因營銷信息框架在道德認同視域下，通過共情影響消費者響應的作用機制。

第一，自我建構與善因營銷信息框架之間存在著匹配效應，進而會顯著影響消費者響應。具體表現為，獨立型自我建構與積極善因營銷信息、依存型自我建構與消極善因營銷信息存在著匹配效應，對消費者響應有促進作用。

第二，共情在消費者自我建構與善因營銷信息框架匹配影響消費者響應的過程中起到了中介作用。共情強度會直接影響共情喚起的利他動機的大小，共情強度越大，助人的利他動機就越強，即消費者共情越高，對善因營銷的響應越強。

第三，道德認同對自我建構與善因營銷信息框架的匹配影響消費者響應關系中具有調節(jié)作用。高道德認同的消費者，道德品質在個體概念中越重要，更傾向于實施利他行為，進而會強化自我建構與信息框架匹配對消費者響應的影響。

（二）管理啟示

第一，企業(yè)和公益組織應充分考慮消費者的個人特質與善因營銷信息的匹配性，這樣更有利于促進消費者響應。對于能夠明顯識別自我建構類型的人群進行快速、準確、與之相匹配的善因宣傳；對于不能明顯識別自我建構的人群，企業(yè)或公益組織可以通過情景喚起和引導語刺激等方式喚起潛在顧客的自我建構類型，再進行與之相匹配的善因訴求進行宣傳，增強潛在顧客的消費響應。

第二，企業(yè)和公益組織要充分激發(fā)消費者共情。共情被認為是人類道德和情感系統的核心，建議企業(yè)將社會責任、慈善活動與社會情感聯系起來，以加強共情感知，激發(fā)消費者親社會行為。

第三，企業(yè)和公益組織要重視消費者道德認同的作用。企業(yè)在營銷過程中，可以使用一些道德特征詞匯，或者嘗試讓消費者回憶自己曾經歷的道德相關事件，再或者向消費者展示他人的道德活動作為示范，以便啟發(fā)消費者的道德認同。

（三）研究局限與展望

本研究的善因營銷信息框架主要是通過文字進行表達，在多媒體發(fā)達、短視頻盛行的今天，實踐中企業(yè)在對善因營銷活動結果進行披露時通常包含文字、圖片甚至短視頻等多種形式。本研究僅從消費者特征和善因營銷信息框架兩個方面探究了善因營銷對消費者響應影響的邊界條件。除此之外，產品的契合度、企業(yè)的聲譽、企業(yè)捐贈水平、企業(yè)捐贈方式等因素，也可能對善因營銷相關產品產生不同的影響。

本研究為該領域未來的研究提出以下幾點展望：未來探究自我建構與善因營銷信息的匹配效應時，可以考慮自我建構與圖片、視頻之間的交互影響。隨著互聯網營銷的日益普及，尤其是近年來“螞蟻森林”等網絡公益活動，激發(fā)了消費者的參與興趣，促進了企業(yè)獲得較高品牌知名度和可信度，未來可以在網絡善因營銷方面進行深入研究，以拓展網絡善因營銷的理論研究和實踐應用。