摘 "要""在當前強調(diào)社會責任傳播與披露的背景下， 品牌與利益相關(guān)方的互動成為影響人們參與公益事業(yè)的重要因素。作為觀察者， 個體通常消極評價品牌追求利益的善行。然而， 當品牌在互惠關(guān)系中率先發(fā)起利益并獲得回報后， 觀察者在新情境中對品牌的響應表現(xiàn)出比回報一方更高的親社會性。具體而言， 本研究探究了品牌的互惠角色（發(fā)起者vs.回報者）對消費者親社會行為的作用機理及邊界條件。通過1項二手數(shù)據(jù)和4項設(shè)計實驗發(fā)現(xiàn)：相較于回報者的角色， 品牌在互惠關(guān)系中擔任發(fā)起者的角色會提升消費者對其善行的內(nèi)在動機歸因， 從而激勵自己積極參與品牌倡導的親社會行為。然而， 當品牌具有疏離外部群體（vs.成員群體）標簽時， 該效應會發(fā)生逆轉(zhuǎn)。本研究豐富了互惠關(guān)系的不對稱性和傳遞性研究， 同時從資源循環(huán)的情境角度補充了先行優(yōu)勢。

關(guān)鍵詞""親社會行為， 互惠關(guān)系， 發(fā)起者， 回報者， 群體標簽

分類號""B849： F713.55

1 "引言

社會責任的傳播與披露是品牌彰顯自身價值、營造良好社會氛圍的重要形式。政府、新聞媒體和企業(yè)通過講述品牌故事、披露社會責任和ESG （環(huán)境、社會和治理）信息， 致力于創(chuàng)造更大的經(jīng)濟社會價值， 激發(fā)整個社會向上向善的正能量。例如， 美團2021年發(fā)起“青山科技基金”資助科研群體， 不僅實現(xiàn)了一系列環(huán)保創(chuàng)新成果的回報， 還帶動消費者共同推動環(huán)保公益進程; 而康師傅則將脫貧、助殘等善行定位于“回饋社會”， 驅(qū)動消費者參與品牌公益?zhèn)鞑ズ突?。為了鼓勵人們積極履行提升他人福祉的親社會行為， 現(xiàn)有研究強調(diào)了社會關(guān)系和社會互動的重要性（Jung et al.， 2020）。這不僅是因為個體能夠作為參與者直接參與親社會相關(guān)的互動（Spielmann， 2020）， 也能夠作為觀察者暴露在其他成員的社會關(guān)系中， 通過學習、模仿社會實踐培養(yǎng)自己的親社會性（Jung et al.， 2020）。以往的研究較多關(guān)注個體觀察親友、情侶、同伴等微觀個體之間社會互動后的親社會響應（Cakanlar et al.， 2023; Zhao et al.， 2022; 張瑋瑋"等， 2023）， 而品牌作為重要的群組構(gòu)成， 較少研究關(guān)注品牌作為焦點行為者參與的社會關(guān)系。盡管以往的研究探討了品牌參與慈善的順序和品牌道德行為會如何影響消費者對品牌的評價（Newman amp; Brucks， 2018; Silver et al.， 2021）， 但是這種單向給予的視角未將品牌置于社會交換和有條件付出的情境， 忽略了“在給予他人幫助后獲得回報”的互惠利他， 也較少關(guān)注消費者在觀察品牌行為之后的親社會響應。鑒于當前較多品牌通過聯(lián)名、網(wǎng)絡(luò)互動等形式與慈善團體或者同行廣泛合作、雙向受益， 品牌與品牌、消費者、社會團體等其他社會成員的互惠關(guān)系成為影響觀察方親社會決策的重要背景。由此， 當品牌作為焦點行為者參與到未來會得到回報的互惠關(guān)系時， 個體的行為響應是否會因交換順序而有所差異尚未可知。因此， 本文將從焦點品牌的發(fā)起者和回報者的互惠角色出發(fā)， 以消費者在新情境中參與品牌倡導的親社會行為為研究對象， 探究其兩者之間的關(guān)系與內(nèi)在機制。

本文通過探討品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報者）對消費者親社會行為的影響， 首先深化了學界對親社會行為前置因素的認識， 為確認互惠關(guān)系下的先行優(yōu)勢提供了實證證據(jù)。其次， 本研究確認了內(nèi)在動機歸因?qū)τ谙M者在親社會響應中的內(nèi)在機制。最后， 本研究識別出了品牌群體標簽在品牌的互惠角色影響消費者親社會行為中的調(diào)節(jié)作用。實踐層面， 本研究立足品牌營銷， 從廣泛的社會交換角度為品牌、社會組織如何高效地引導可持續(xù)消費模式提供了相應的建議。

1.1""互惠角色與親社會行為

在人際交往中， 互惠關(guān)系表現(xiàn)為一方的行為引發(fā)另一方的反應（Gouldner， 1960）， 如“投我以桃， 報之以李” “無言不讎， 無德不報”。發(fā)起者扮演“投桃”的角色， 最先執(zhí)行有益的行為向另一方提供幫助， 啟動他人對交換進行決策（Molm， 2003; Cropanzano amp; Mitchell， 2005）。如果接受利益的一方對發(fā)起者的給予做出回應， 返還了相應的資源或利益， 則成為互惠關(guān)系中的回報者， 通過“報李”實現(xiàn)雙向交換（Cropanzano amp; Mitchell， 2005; 鄒文篪"等， 2012）?；セ荽嬖谟谌伺c人之間的微觀社會結(jié)構(gòu)中， 也存在于品牌、社會群體和消費者等群體的宏觀層面（Blau， 1964）。例如， 品牌作為互惠參與者， 可以與其他品牌互換資源（Hoppner amp; Griffith， 2011）、與社會群體共同履行社會責任（Chen amp; Huang， 2016）、組織面向消費者的折扣活動和環(huán)保等公益活動（Goldstein et al.， 2011; André et al.， 2017; Xiong et al.， 2018）。經(jīng)濟上的金錢和物質(zhì)的交換以外， 回報方還能表達感激實現(xiàn)情感層面的回報， 滿足對方的自尊需求（Cropanzano amp; Mitchell， 2005; Nowak amp; Roch， 2007）。互惠角色可以通過圖文描述行為發(fā)生的順序和因果關(guān)系進行區(qū)分（Flynn amp; Yu， 2021; 孫瑾， 楊靜舒， 2023）。

本研究認為， 品牌的互惠角色會影響消費者作為觀察者的親社會行為， 從而提高其對品牌號召的積極響應。個體作為觀察者會參考現(xiàn)有社會成員之間的交換關(guān)系（Jung et al.， 2020）， 因此品牌的社會關(guān)系可能影響消費者在另一時間點或情境下的親社會決策（Romani et al.， 2016）。當品牌定位于互惠關(guān)系的發(fā)起者時， 觀察者通常聯(lián)系到品牌的自發(fā)善舉與積極品質(zhì)， 比如同理心、可信度和對他人的關(guān)心（Becker-Olsen et al.， 2006; 鄭曉瑩"等， 2015）， 品牌因此具有更高的利他性主動性和暖光特質(zhì)， 傳遞了創(chuàng)造社會福祉的積極意愿（Flynn amp; Yu， 2021; Giebelhausen et al.， 2016）， 進而獲得更高的評價（Silver et al.， 2021）。而作為利益既得者， 品牌的回報行為可能會被理解為減少內(nèi)疚感和遵從互惠義務， 而非出于善意（Peloza et al.， 2013; Flynn amp; Yu， 2021）。重要的是， 由于回報者可能采取欺騙行為拒絕償還既得利益， 未來回報的不確定性模糊了發(fā)起者尋求自我利益引發(fā)的道德污點（Newman amp; Cain， 2014）。考慮到消費者傾向與更具優(yōu)勢的伙伴建立新的互動關(guān)系（Balliet et al.， 2017）， 由此推斷品牌發(fā)起者的角色可能比回報者的角色更能激發(fā)消費者對其親社會倡議的積極響應：

假設(shè)H1：在消費者觀察品牌與其他成員之間的互惠關(guān)系時， 品牌的發(fā)起者角色比回報者角色更能激勵消費者的親社會行為。

1.2""內(nèi)在動機歸因的中介作用

根據(jù)歸因理論（attribution theory）， 個體對于特定的道德行為和事件的解釋， 以及相應的認知反應， 都會受到意圖和動機推斷的影響（Heider， 1944）。內(nèi)在動機（intrinsic motivation）指品牌由于對道德領(lǐng)域、社會慈善或道德義務的關(guān)注等傾向性因素而行善， 例如出于對他人關(guān)心而捐獻。內(nèi)在動機的核心特征在于個體從事某項活動時， 本身就感到愉悅和滿足（Ryan amp; Deci， 2000）。相對而言， 當消費者認為品牌的善舉受到環(huán)境或情境因素驅(qū)動時， 對內(nèi)在動機就會產(chǎn)生質(zhì)疑（Heider， 1944）。這是因為消費者認為品牌采取善舉的動機在于避免懲罰或獲得外部認可（Groza et al.， 2011）， 從而脫離事件的原本意圖（Ryan amp; Deci， 2000）。

內(nèi)在動機歸因與行為者所處的人際關(guān)系階段相關(guān)。在行為者首次為他人提供利益時， 他可能對受益者的實際情況知之甚少（Khodakarami et al.， 2015）。此外， 在關(guān)系的早期階段， 利益提供者對受益者的未來行為以及如何在關(guān)系中創(chuàng)造價值感到不確定（Verhoef et al.， 2001）。因此， 在關(guān)系的初始階段， 利他的決策通常受到內(nèi)在動機的影響（Khodakarami et al.， 2015）?；谶@一點， 我們推測品牌的發(fā)起者角色比回報者角色更容易引發(fā)消費者的內(nèi)在動機歸因。這是因為在交換序列中， 發(fā)起利益屬于互惠關(guān)系的早期行為。發(fā)起者在不了解另一方是否需要幫助、需要何種利益、是否會回報以及如何回報的情況下做出有益于他人的行動。因此， 其行為更多地是出于對互惠信念的支持和認可。相關(guān)研究表明， 焦點行為者積極主動的社會責任計劃以及道德、溫暖等特質(zhì)均體現(xiàn)了較強的內(nèi)在動機（Andreoni， 1990; Groza et al.， 2011）。相對而言， 回報行為發(fā)生在互惠關(guān)系的后期階段， 受到社會規(guī)范的驅(qū)動?；貓笳呓巧珒斶€負債的動機以及品牌模糊的利他特質(zhì)偏離了互惠關(guān)系本身， 從而降低了消費者對品牌善行內(nèi)在動機的感知。

內(nèi)在動機的歸因不僅影響行為者自身（即品牌），"而且還會對人際互動有重要影響。研究表明， 當消費者將公司的企業(yè)社會責任歸因于內(nèi)在動機時， 隨后的消費者反應會更加積極（Kelley， 1973）。內(nèi)在動機歸因增強了個體對公司的態(tài)度和購買（Ellen et al.， 2006）、信任、推薦意向（Vlachos et al.， 2009）和重復贊助（Walker et al.， 2010）。由此， 我們認為內(nèi)在動機歸因是品牌互惠角色影響消費者親社會響應的中介因素：

假設(shè)H2：內(nèi)在動機的歸因中介了品牌的互惠角色（發(fā)起者vs.回報者）對消費者親社會行為的影響。

1.3""品牌群體標簽的調(diào)節(jié)作用

品牌可以代表一個參照群體， 會引發(fā)消費者對該品牌用戶形象、心理利益等特征的聯(lián)想（Escalas amp; Bettman， 2003）。根據(jù)以往研究， 我們選擇使用成員群體（membership group）和疏離外部群體（dissociative out-group）作為品牌的標簽分類（以下簡稱“成員品牌”和“疏離外群品牌”） （White et al.， 2014）。成員群體中的個體相似性較高， 人們對成員群體的心理距離感知較近（楊德鋒"等， 2021）; 而疏離外部群體則是人們避免與之聯(lián)系并不予以認同的群體（Katherine amp; Darren， 2008）， 持有明確的負面聯(lián)系和疏遠動機（White et al.， 2014）。例如， 對于成年服裝的消費者而言， 他們可能會避免接觸老年服飾這一疏離外部群體， 因為他們不愿與“蒼老”相聯(lián)系。之所以聚焦兩者對個體親社會行為的影響， 首先是因為個體對成員群體和疏離外部群體聯(lián)想和態(tài)度較為明確， 能夠?qū)ψ陨硇袨楫a(chǎn)生強烈影響（White amp; Dahl， 2006）。其次， 品牌的親社會等道德身份與成員群體和疏離外部群體的標簽聯(lián)系緊密， 但與其他類型外群體之間的聯(lián)系較弱（Choi amp; Winterich， 2013）。最后， 疏離外部群體往往會引發(fā)負面認知和態(tài)度， 因此研究如何使疏離外群品牌促使人們采取積極行為具有理論和實踐意義。

群體標簽意味著品牌在應對社會規(guī)范時采取不同的處理方式， 這是消費者進行歸因的重要參考（Sherman et al.， 2007）。成員群體會更強烈地激活社會規(guī)范：成員品牌應當代表一個有凝聚力、定義明確、符合規(guī)范的群體形象（Rimal amp; Lapinski， 2015）。因此， 成員品牌不僅需要遵守社會規(guī)范的承諾和義務， 還需要在群體內(nèi)強化實施社會合作規(guī)范的行為， 以突顯規(guī)范的意義和價值（Marques et al.， 1998）。當成員品牌將自己定位為發(fā)起者角色時， 對群體規(guī)范的強化會增強消費者對內(nèi)在動機的感知， 從而提升消費者自身的親社會性。相反， 如果成員品牌將自己定位為回報者角色， 消費者可能認為成員品牌只是在遵循互惠規(guī)范， 對內(nèi)在動機的感知相對較低， 對親社會方面的積極響應也會減弱。

相對而言， 由于疏離外群品牌與個體所在的群體之間的聯(lián)系較弱， 消費者甚至期望與疏離外群品牌之間存在更大的規(guī)范差異， 以避免任何潛在的關(guān)聯(lián)（Katherine amp; Darren， 2008; Marques et al.， 1998）。因此， 消費者通常忽視疏離外群品牌的行為動機， 甚至避免進行動機歸因。然而， 消費者會將反面典型群體進行對比和反思， 以發(fā)現(xiàn)可能威脅自我概念的因素（Shalev amp; Morwitz， 2011; White amp; Dahl， 2006）。這個過程可能導致人們推斷人群中焦點特征的平均水平高于他們預期的水平， 從而降低對自身水平的評價（“如果連破產(chǎn)的人都在捐款， 普通人一定比我更愿意捐款”）， 最終選擇從事強化自身概念的行為（Shalev amp; Morwitz， 2011）。回報者角色既傳遞了積極形象又未強化內(nèi)群規(guī)范， 消費者會更容易接受并支持疏離外群品牌的回報行為， 進而受到其行為的激勵， 提升自身的親社會性。但是， 如果疏離外群品牌將自己定位于發(fā)起者， 消費者會難以通過動機歸因理解其發(fā)起利益的行為。研究表明， 出于集體形象的動機， 當消費者了解到疏離的外部群體在積極行為方面表現(xiàn)較好時， 消費者更有可能在公共環(huán)境下（相對于私人環(huán)境）以積極的意圖和行動做出回應（Katherine amp; Darren， 2008）。由此提出：

假設(shè)H3：品牌的群體標簽在品牌的互惠角色與消費者的親社會行為的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用， 具體而言：

假設(shè)H3a：對于具有成員群體標簽的品牌， 品牌發(fā)起者的角色對消費者親社會行為的激勵比回報者的角色高;

假設(shè)H3b：對于具有疏離外部群體標簽的品牌， 品牌的回報者的角色對消費者親社會行為的激勵比發(fā)起者的角色高。

本文的研究框架如圖1所示。研究通過1項二手數(shù)據(jù)， 首先探究品牌的發(fā)起者角色和回報者角色對消費者的親社會行為影響差異， 并且驗證了品牌

群體標簽（成員群體vs. 疏離外群）在品牌的互惠角色與消費者親社會行為之間所起到的調(diào)節(jié)作用。為了進一步揭示其具體的內(nèi)在影響機制， 通過4項實驗再次驗證了二手數(shù)據(jù)的發(fā)現(xiàn)， 并考察了內(nèi)在動機歸因所起到的中介作用和品牌群體標簽的調(diào)節(jié)作用。

2 "二手數(shù)據(jù)分析：社交平臺中互惠角色影響個體親社會參與

2.1""研究目的

本研究旨在探討品牌互惠角色對消費者親社會行為的影響以及品牌群體標簽的調(diào)節(jié)作用， 驗證假設(shè)H1和假設(shè)H3。我們利用二手數(shù)據(jù)， 對新浪微博上真實的公益合作數(shù)據(jù)進行整理和分析。通過分析真實的數(shù)據(jù)， 研究檢驗了品牌互惠角色和品牌群體標簽對消費者親社會行為的影響， 以及微博用戶對焦點行為者在互惠關(guān)系中所處不同角色的反應。在中國， 新浪微博是最具代表性的社交媒體平臺之一， 因此該平臺上的公益活動能夠反映出一定的趨勢和特點。2022年9月， 微博舉辦了年度公益活動“人人公益節(jié)”， 與眾多媒體合作， 呼吁“我在微博做好事”。選擇“人人公益節(jié)”作為研究情境， 并以官方賬號作為研究對象， 具有適用性和代表性。首先， 該活動采用“傳播”和“募捐”雙軸驅(qū)動的模式， 觸發(fā)了“跟TA做好事”和“看見好事”的觀察者情境， 鼓勵用戶廣泛參與各項活動， 為研究個體觀察多方成員的互惠關(guān)系提供了條件。其次， 各賬號的發(fā)布者需要為公益活動投入時間、精力和資源， 而幾乎沒有直接回報。然而， 發(fā)布者卻能夠在其他成員的互動中受益。因此， 對于企業(yè)等市場成員而言， 在公共平臺發(fā)布信息是互惠驅(qū)動的行為（Yang et al.， 2020）。而對于瀏覽者來說， 點贊和分享都被視為一種親社會行為， 因為除了鼓勵活動的參與外， 這些象征性的支持本身也在提高傳播活動的可見性和可行性方面發(fā)揮著重要作用（Weiss amp; Cohen， 2019）。

2.2 "數(shù)據(jù)的收集和編碼

新浪微博在活動期間設(shè)置了“公益藍v勢力榜”用于鼓勵微博用戶支持并參與各品牌的公益活動。本研究首先收集整理了入榜賬號“愛樂融聆聽計劃”等微博數(shù)據(jù)， 在對數(shù)據(jù)進行清理和編碼后， 進行假設(shè)驗證。具體操作如下：

（1）數(shù)據(jù)收集?！叭巳斯婀?jié)”的活動時間為2022年9月。本研究選取榜單排名前6名的賬號作為互惠關(guān)系中的焦點品牌， 提升品牌多樣性， 確保樣本的代表性和客觀性。以上賬號未對微博互動設(shè)置限制、均是社會救助和環(huán)保領(lǐng)域的公益機構(gòu)、營銷模式相同， 并且參與公益活動的時間段一致， 由此排除了賬號運營模式、行業(yè)特質(zhì)、營銷策略和活動時間對樣本的引導。本研究的數(shù)據(jù)收集時間在2023年1月， 按照新浪互動榜單的統(tǒng)計時間， 收集了2022年9月5日至9月25日6個官微的全部內(nèi)容。各賬號會通過發(fā)布與公益相關(guān)推文來進行活動推廣， 本研究收集了每條微博的發(fā)布賬號、推文內(nèi)容、評論數(shù)量、點贊數(shù)量和新浪統(tǒng)計的微博互動指數(shù)等信息。

（2）數(shù)據(jù)清理和編碼。本研究關(guān)注品牌與其他社會成員的關(guān)系， 因此剔除了4條與社會組織參與活動無關(guān)的數(shù)據(jù)， 共347條有效樣本被納入到編碼的處理。通過G*power軟件計算出在顯著性水平為0.05且效應量為中等水平（f = 0.25）時， 預測達到95%的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為279名， 本研究的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。研究招募了2名與本研究無關(guān)的人員， 根據(jù)發(fā)起者和回報者的定義， 對微博內(nèi)容進行互惠角色編碼。當微博內(nèi)容為“為向駱老師一樣優(yōu)秀的鄉(xiāng)村教師提供更多資源和協(xié)助” “為貴州、四川等6個省份41所鄉(xiāng)村學校送去了豐富的創(chuàng)造力大禮包”等最先以自己的付出而為他人創(chuàng)造利益的一方時， 該賬號被標記為互惠關(guān)系中的發(fā)起者， 編碼為1， 共計228條。當官微對其他賬號表示感謝或者表達回報時， 如“感謝@XX公益..助力氣候變化” “#謝謝你好心人# …（為）開發(fā)非遺產(chǎn)品助力鄉(xiāng)村困境家庭增能增收！” 該信息被標記為回報的一方， 編碼為0， 共計119條。由于該時段是各品牌公益活動的宣傳期， 賬號會在微博后面附上需要支持的公益項目信息并倡議參與， 以使公益信息廣泛傳播， 避免信息不對等， 比如， 與自然同行項目的信息是：“讓我們一起采取行動， 倡導綠色環(huán)保的可持續(xù)理念， 共同創(chuàng)造與環(huán)境相融的價值?！?研究人員對互惠角色編碼報告一致率為85.88%， 意見沖突和無法判斷的部分再次發(fā)送給兩位人員進行討論并得出一致判斷。然后， 根據(jù)成員群體和疏離外部群體的定義， 兩位研究人員又對每個賬號的群體標簽進行判定。"“愛健康” “愛樂融”等微博賬戶在名稱中傳遞了積極參照群組， 其發(fā)布的微博被標記為成員群體， 編碼為1， 共計101條。其他賬戶名稱涉及“救援” “阿拉善” “救助”等傳遞了人們規(guī)避的信息， 這些參照群體則被標記為疏離外部群體， 編碼為0， 共計246條。編碼一致率為100%。

2.3 "結(jié)果與討論

將標準化后的評論數(shù)量和點贊數(shù)量作為因變量， 通過單因素方差分析發(fā)現(xiàn)， 發(fā)起者組的評論數(shù)量顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者}"= 0.08 vs. M_回報者"= ?"0.15）， F（1， 345） = 3.93， p = 0.048， η² = 0.01; 發(fā)起者組的點贊數(shù)量顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者}"= 0.08 vs. M_回報者"= ?0.16）， F（1， 345） = 4.4， p"= 0.037， η² = 0.01。此外， 標準化后的微博互動指數(shù)沒有顯著差異， F（1， 345） = 0.84， p"= 0.361， 排除了特殊熱點事件等因素引發(fā)的潛在影響。

本研究進一步采用了多元線性回歸的方法進行分析。以互惠角色為自變量， 以標準化的評論數(shù)和點贊數(shù)為因變量。首先計算VIF值， 最大值1.79， 小于5 （Hair et al.， 2006）， 說明自變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。如表1所示， 品牌的互惠角色對瀏覽者的評論數(shù)量的影響顯著（β"="0.11， SE = 0.11， t = 1.98， p = 0.048）， 模型調(diào)整后R²為0.01。此外， 品牌的互惠角色對點贊數(shù)量影響顯著（β = 0.11， SE"= 0.11， t"= 2.1， p = 0.037）， 模型調(diào)整后R²為0.01。以上結(jié)果表明， 相對于回報者的角色， 發(fā)起者的角色定位更能激勵觀察者的親社會行為， 支持了假設(shè)H1。

然后， 對自變量互惠角色、調(diào)節(jié)變量群體標簽、兩者的交互項和因變量進行回歸分析， 構(gòu)建模型2。互惠角色和群體標簽的交互項對評論數(shù)量有顯著的影響（β"= 0.29， SE"= 0.24， t = 3.33， p"= 0.001）， 模型調(diào)整后R²為0.06。此外， 互惠角色和群體標簽的交互項對點贊數(shù)量有顯著的影響（β = 0.23， SE"= 0.24， t = 2.62， p"= 0.009）， 模型調(diào)整后R²為0.05。以上說明， 群體標簽能夠調(diào)節(jié)互惠角色和親社會行為之間的關(guān)系， 當品牌具有疏離外部群體（vs.成員群體）標簽時， 品牌發(fā)起者（vs.回報者）對親社會行為的影響減弱， 為假設(shè)H3提供了證據(jù)。

為檢驗賬號特色的潛在影響（徐嵐"等， 2020）， 將6個品牌作為虛擬變量由1至6編號， 加入到上述回歸分析中。回歸模型中， VIF最大值為3.16， 小于5。模型1中， 品牌互惠角色對評論數(shù)量的影響依然顯著（β"= 0.13， SE"= 0.11， t"= 2.38， p = 0.018），品牌虛擬變量對評論數(shù)量的影響顯著（β = ?0.13， SE"= 0.03， t = ?2.29， p"= 0.022）， 模型調(diào)整后R²為0.02。品牌互惠角色對點贊數(shù)量的影響顯著（β"= 0.13， SE = 0.11， t = 2.49， p ="0.013）， 品牌虛擬變量對點贊數(shù)量的影響顯著（β = ?0.12， SE"= 0.03， t = ?2.27， p"= 0.024）， 模型調(diào)整后R²為0.02。模型2中， 互惠角色和群體標簽的交互項對評論數(shù)量依然有顯著的影響（β = 0.29， SE"= 0.24， t = 3.35， p"= 0.001）， 品牌虛擬變量的影響不顯著（β"= ?0.05， SE"="0.04， t = ?0.77， p"= 0.44）， 模型調(diào)整后R²為0.06?；セ萁巧腿后w標簽的交互項對點贊數(shù)量有顯著的影響（β"= 0.23， SE"= 0.24， t = 2.65， p"= 0.009）， 品牌虛擬變量的影響不顯著（β"= ?0.06， SE"= 0.04， t = ?0.82， p"= 0.411）， 模型調(diào)整后R²為0.06。結(jié)果表明， 在控制了品牌特色之后， 假設(shè)仍得到支持。

本研究檢驗了品牌在與其他社會成員之間互惠關(guān)系中的角色（發(fā)起者vs. 回報者）如何影響消費者的親社會行為， 以及品牌群體標簽的調(diào)節(jié)作用。通過二手數(shù)據(jù)分析， 我們解決了在親社會意愿和行為之間的偏差問題， 從而更真實地反映了互惠關(guān)系中角色對消費者行為的影響。該研究也排除了實驗效應的備擇解釋， 即參與者察覺到實驗者的意圖， 并在無意中遵從（Jung et al.， 2020）。為了進一步驗證品牌的互惠角色對消費者親社會行為影響的內(nèi)在機制， 本文繼續(xù)通過設(shè)計實驗對內(nèi)在動機歸因的中介效應進行驗證。

在正式實驗中， 我們通過多種場景和形式測量親社會行為。在捐贈類型與資源形式的選擇上， 捐贈作為親社會行為的主要表現(xiàn)形式， 可以涉及金錢、血液、勞務等多種資源（Yang amp; Hsee， 2022; 張瑋瑋"等， 2023）。因此， 我們根據(jù)具體實驗情境選擇合適的捐贈類型進行測量：實驗1、2和4為金錢捐贈， 實驗3中為步數(shù)捐贈， 以全面了解不同形式下的親社會行為。其次， 親社會行為的意向性與實際執(zhí)行密切相關(guān)（Jung et al.， 2020）， 因此在對真實親社會行為測量后， 正式實驗側(cè)重于測量個體參與慈善和公益活動的意愿， 以幫助理解和把控個體行為意圖， 并更準確地推斷個體的行為模式及其動機。此外， 品牌偏好與親社會行為之間存在著密切關(guān)系（Strahilevitz， 1999）， 在品牌相關(guān)的慈善公益活動中， 個體的親社會行為反映了對特定品牌的偏好。因此， 我們通過真實品牌和虛擬品牌考察互惠角色對消費者親社會行為的影響， 尤其是在不同社會關(guān)系構(gòu)建下的表現(xiàn)。

3 "實驗1：驗證真實品牌的互惠角色的主效應

實驗1旨在檢驗假設(shè)"H1和假設(shè)H2是否成立， 即消費者在觀察品牌與其他成員之間的互惠關(guān)系時， 品牌的發(fā)起者角色比回報者角色更能激勵消費者的親社會行為， 內(nèi)在動機歸因為中介機制。實驗1選擇“國潮”的品牌聯(lián)名體現(xiàn)互惠依存的情境， 使用大眾熟悉的體育品牌“李寧”和官方媒體“人民日報”的聯(lián)名案例體現(xiàn)品牌與品牌之間的互惠關(guān)系。

3.1 "實驗設(shè)計與測量

實驗為品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報者"vs. 對照組）單因素被試組間設(shè)計， 因變量為親社會行為的兩種形式：參與意愿和捐款金額。本研究納入了無角色的情境作為對照， 以檢驗明確的角色是否比無角色更能激勵親社會行為。實驗1通過專業(yè)問卷網(wǎng)站Credamo在線進行。實驗過程中被試者被隨機分配至李寧擔任發(fā)起者角色（人民日報擔任回報者角色）、李寧擔任回報者角色（人民日報擔任發(fā)起者角色）和對照組三個實驗情境中， 閱讀新聞后分別回答角色和注意力檢查題項、捐贈意愿、內(nèi)在動機歸因和個人信息四類問題。實驗首先排除錯誤回答注意力檢查和捐款數(shù)額不在規(guī)定數(shù)值區(qū)間的參與者16人， 將198份問卷用于下一步分析。

（1）品牌互惠角色的操縱：互惠角色的操縱參照Flynn和Yu （2021）的情境閱讀方法， 隨機讓參與者閱讀一則李寧和人民日報國潮聯(lián)名的新聞信息。新聞采用平面廣告形式， 由文字和圖片構(gòu)成。為避免廣告設(shè)計對實驗結(jié)果產(chǎn)生干擾， 發(fā)起者和回報者的廣告采用相同的排版和背景圖片， 并且字數(shù)相近。李寧作為與人民日報之間互惠關(guān)系發(fā)起者的介紹主要為：1984年李寧在奧運會的高光時刻和1990年李寧開創(chuàng)中國體育用品品牌為人民日報創(chuàng)造了新聞熱點， 而2019年人民日報通過開辦“有間國潮館”推動李寧的跨界轉(zhuǎn)型。最后用“三十年前， 李寧在《人民日報》宣布了中國體育用品史的開端; 三十年后， 《人民日報》成為中國李寧跨界轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵節(jié)點”作為總結(jié)。李寧作為回報者的新聞梗概主要為：人民日報在1984報道了李寧在奧運會的高光時刻， 在1990年報道了李寧體育用品事業(yè)的開端， 而2019年李寧通過產(chǎn)品聯(lián)名向人民日報致敬， 并用“三十年前， 《人民日報》見證了中國體育用品品牌李寧的誕生; 三十年后， 中國李寧把《人民日報》印在李寧的服裝上”作為總結(jié)。對照組的情境與李寧的角色無關(guān)， 選取了一則關(guān)于2022北京冬季奧運會場館介紹的新聞（具體操縱材料請見附錄）。所有被試均需填寫改編的互惠角色檢查題項（Flynn amp; Yu， 2021）：“根據(jù)你剛剛讀到的新聞內(nèi)容， 在李寧?人民日報的關(guān)系中， 哪一方首先讓對方受益？”， 并提供李寧、人民日報、我不知道三個選項。

（2）變量測量：親社會行為的測量是將Yang和Hsee （2022）的慈善意愿加以調(diào)整， 詢問參與者是否有興趣參與品牌李寧相關(guān)的“中國運動員教育基金會”的親社會活動（1～7點量表）并填寫0～1000元區(qū)間捐款數(shù)額。內(nèi)在動機歸因的量表改編自Story和Neves （2015）， 包括“李寧參與旨在為其他社會成員創(chuàng)造福利的活動” “李寧為社會其他成員更好的發(fā)展和生活而進行投資”等6個問題。最后， 參與者提供了性別、年齡、教育和收入的個人信息。研究同時測量了被試以往對李寧的支持和熟悉程度， 以及以往的年捐款金額（Yang amp; Hsee， 2022）。

3.2 "結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗和樣本信息。在李寧作為發(fā)起者的條件下， 54名參與者（81.82%）正確回答了李寧是互惠關(guān)系中首先讓對方受益的一方; 在李寧作為回報者的條件下， 57名參與者（78.08%）正確回答人民日報是首先讓李寧受益的一方， 證明實驗操縱成功， χ²（1） = 49.75， p lt;"0.001。按照Flynn和Yu （2021）數(shù)據(jù)分析的流程， 實驗進一步排除了未能通過品牌互惠角色操縱檢查的參與者28人， 最終收集到170份有效問卷。利用G*power軟件計算出在顯著性水平為0.05且效應量（f）為0.25時， 預測達到80%的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為159名， 本研究的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。樣本中男性共71人（41.8%）， 平均年齡為30.17歲， 本科學歷為主（68.2%）， 收入7001～10000元為主（37.6%）， 覆蓋老中青三代、各學歷水平和收入水平。此外， 三組在以往年捐款金額、李寧的支持程度和熟悉程度上沒有顯著差異（Fs lt; 2.01， ps gt; 0.137）。

（2）親社會行為：將互惠角色作為自變量（對照組"= 0， 回報者"= 1， 發(fā)起者"= 2）， 慈善參與意愿作為因變量進行方差分析。結(jié)果顯示， 互惠角色顯著影響慈善參與意愿（M_{發(fā)起者} = 6.13 SD = 0.8 vs. M_回報者 = 5.23 SD = 1.71 vs. M_對照組= 5.49 SD"= 1.25）， F（2， 167） ="6.86， p = 0.001， η² = 0.076。計劃比較（planned contrast）結(jié)果表明， 當品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試參與李寧公益項目的意愿更高（與對照組比：t（111） = 3.2， p = 0.002; 與回報者組比：t（109） = 3.52， p = 0.001）; 對照組與回報者組之間無顯著差異， t（114）"= ?0.95， p"= 0.345。

研究使用非參數(shù)檢驗（Kruskal-Wallis檢驗）來檢查互惠角色與對照組之間捐贈金額的差異。結(jié)果顯示整體效應顯著（M_{發(fā)起者}"= 348.87 SD"= 302.84 vs. M_回報者"= 192.98 SD = 211.58 vs. M_對照組"= 221.76 SD"= 230.8）， χ²（2） = 11.81， p"= 0.003。當品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試參與公益項目捐贈金額比回報者組更高（χ²（1） = 3.18， p"= 0.004）， 比對照組的捐贈金額更高（χ²（1） = 2.76， p"= 0.017）， 回報者和對照組的差異不顯著（χ²（1） = ?0.45， p"= 1）?？偠灾?， 品牌作為互惠關(guān)系發(fā)起者的角色比回報者角色激發(fā)了消費者個體更高的慈善參與意愿和捐款金額， 實驗結(jié)果支持了假設(shè)H1。

（3）內(nèi)在動機歸因的中介檢驗：內(nèi)在動機測量量表的可靠性良好（α = 0.82）， 因此使用均值進行統(tǒng)計。計劃比較顯示， 李寧作為發(fā)起者的內(nèi)在動機歸因顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者} = 5.57 SD = 0.95 vs. M_回報者"= 5.12 SD = 1.05）， t（109） = 2.37， p = 0.02。為了檢驗互惠角色對個體親社會行為關(guān)系中內(nèi)在動機的中介效應， 采用bootstrapping技術(shù)（PROCESS Model 4）進行了中介效應檢驗（Hayes， 2013）， 樣本量"5000。以慈善參與意愿為因變量， 結(jié)果表明品牌互惠角色影響內(nèi)在動機歸因（b"= 0.45 95% CI = [0.07， 0.83]， 內(nèi)在動機影響慈善參與意愿（b = 0.52; 95% CI = [0.28， 0.76]）， 品牌互惠角色對個體參與意愿的效應區(qū)間不包含0 （b"= 0.67; 95% CI = [0.19， 1.15] ）， 間接效應不包含0 （95% CI = [0.03， 0.62]）， 說明內(nèi)在動機的中介效應成立。

以捐款金額為因變量， 結(jié)果同樣表明內(nèi)在動機影響捐款金額（b"= 56.93; 95% CI = [8.66， 105.2]）， 互惠角色對捐款金額的效應區(qū)間不包含0 （b"= 130.26; 95% CI = [31.91， 228.61）， 間接效應不包括0 （95% CI = 2.03， 74.08]）， 中介效應成立。因此， 互惠關(guān)系的發(fā)起者角色比回報者角色引發(fā)的內(nèi)在動機歸因更強， 內(nèi)在動機歸因在品牌的互惠角色和消費者親社會行為之間起到中介作用， 導致更高的慈善參與意愿和捐贈金額， 假設(shè)H2得到了支持。

實驗1的結(jié)果支持了假設(shè)H1和假設(shè)H2。在不同的互惠角色（發(fā)起者vs. 回報者）場景中， 無論從慈善參與意愿還是捐款的金額來看， 發(fā)起者的定位策略都產(chǎn)生了最好的結(jié)果。此外， 研究證明焦點品牌的內(nèi)在動機更可能驅(qū)動觀察者的親社會行為。

4 "實驗2：驗證虛擬品牌的互惠角色主效應

實驗2為一項預注冊實驗（https：//osf.io/hq7ts）， 在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上做如下完善：第一， 真實品牌可能存在社會地位、品類差異等干擾因素。本實驗使用虛擬品牌， 采用品牌與其他消費者之間的互惠關(guān)系作為新的實驗情境， 以進一步確認， 互惠角色引發(fā)的親社會響應及其內(nèi)在機制。第二， 發(fā)起者比回報者有更高的社會地位（Flynn amp; Yu， 2021）， 而觀察者有可能在下一輪行動中選擇社會地位高的一方作為新一輪親社會的合作者。因此， 本實驗將確認焦點品牌的社會地位評價， 以排除社會地位的潛在中介解釋。

4.1""實驗設(shè)計與測量

實驗2為品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報者）單因素被試組間設(shè)計， 采用與實驗1相同的方法招募參與者。實驗首先告知參與者閱讀一篇虛擬品牌在另一個城市的新聞， 然后進入與實驗1一致的流程。實驗首先排除錯誤回答注意力檢查和捐款數(shù)額不在規(guī)定數(shù)值區(qū)間的參與者6人， 將264份問卷用于下一步分析。

（1）品牌互惠角色的操縱：焦點品牌“樂樂外賣”作為發(fā)起者的新聞標題為“樂樂外賣：疫情當下， 滿足用戶需求的發(fā)起者”。新聞梗概是：疫情期間嘉安市市民面臨一系列基礎(chǔ)物資采購的難題。為此， 外賣平臺樂樂外賣主動投入資金和運力， 幫助嘉安市民度過抗疫難關(guān)。而后， 平臺通過疫情期間的付出， 收獲了嘉安市的用戶和口碑?！皹窐吠赓u”作為回報者的新聞標題為"“樂樂外賣：低碳降塑， 回饋用戶支持的回報者”。新聞梗概是：為了解決外賣產(chǎn)業(yè)塑料污染的難題， 樂樂外賣得到了嘉安市用戶的大力支持。隨后， 平臺升級積分規(guī)則和公益機制， 用于回報用戶。所有被試均需填寫與實驗1相似的互惠角色檢查題項， 并評價新聞描述事件（協(xié)助抗疫/低碳綠色）的重要性。

（2）變量測量：為了測量親社會行為， 我們告知參與者樂樂外賣向全國用戶推出一項“愛心善款捐獻”的公益項目， 平臺用戶可以通過樂樂公益平臺捐贈善款， 為欠發(fā)達地區(qū)的貧困兒童提供免費午餐、補充營養(yǎng)， 要求他們填寫參與興趣和0～100元之間的捐款金額， 并評價該公益活動的重要性。內(nèi)在動機歸因的測量與實驗1一致。隨后， 問卷還詢問了被試對品牌社會地位的評價：“我欽佩該品牌” “我重視該品牌”和“我尊重該品牌” （Anderson et al.， 2001; van de Ven et al.， 2009）。最后， 參與者提供了性別、年齡、教育、收入和以往公益參與情況（1-完全參與， 7-完全不參與）等個人信息。

4.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗和樣本信息。在發(fā)起者的條件下， 105名參與者（82.68%）正確回答了焦點品牌“樂樂外賣”是互惠關(guān)系中首先讓對方受益的一方; 在回報者的條件下， 107名參與者（78.1%）正確回答了嘉安市民是最先讓焦點品牌收益的一方， 證明實驗操縱成功， χ²（1） = 97.44， p lt;"0.001。排除了未能通過品牌互惠角色操縱檢查的參與者52人后， 最終收集到212份有效問卷。利用G*power軟件計算出在顯著性水平為0.05且效應量（f）為0.25時， 預測達到95%的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為210名， 本研究的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。樣本中男性共80人（37.7%）， 平均年齡為29.58歲， 本科學歷為主（62.7%）， 收入10000元以上為主（23.6%）， 覆蓋老中青三代、各學歷水平和收入水平。此外， 兩組在對新聞中品牌參與事件重要性的評價、“愛心善款捐獻”公益項目重要性的評價、以往公益參與水平上沒有顯著差異（Fs lt; 3.48， ps gt; 0.063）。

（2）親社會行為：將互惠角色作為自變量（回報者"= 0， 發(fā)起者"= 1）， 公益參與意愿作為因變量進行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色會顯著影響人們的公益參與意愿（M_{發(fā)起者} = 6.16 SD = 0.8 vs. M_回報者 = 5.87 SD = 1.09）， F（1， 210） = 4.96， p = 0.027， η² = 0.023。計劃比較結(jié)果表明， 發(fā)起者組和回報者組之間的差異顯著， t（210） = 2.23， p"= 0.027。非參數(shù)檢驗Mann-Whitney分析結(jié)果表明， 發(fā)起者組報告的平均捐款金額比回報者組高（M_{發(fā)起者}"= 61.75 SD"= 29.3 vs. M_回報者"= 46.68 SD = 29.56）， χ²（1） = 3.52， p"lt; 0.001。以上說明， 品牌的發(fā)起者角色相對于回報者角色更能激發(fā)消費者個體更高的慈善參與意愿和捐款金額， 實驗結(jié)果支持了假設(shè)H1。

（3）內(nèi)在動機歸因的中介檢驗：計劃比較分析顯示， 發(fā)起者組的內(nèi)在動機歸因（α"= 0.82）顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者} = 6.01 SD = 0.72 vs. M_回報者"= 5.8 SD = 0.78）， t（210） = 2.09， p = 0.038。采用與實驗1相同的PROCESS Model 4進行了中介效應檢驗（Hayes， 2013）。結(jié)果表明品牌互惠角色影響內(nèi)在動機歸因（b"= 0.22 95% CI = [0.01， 0.42）]， 內(nèi)在動機影響慈善參與意愿（b"= 0.77; 95% CI = [0.63， 0.91]）， 品牌互惠角色對個體參與意愿的效應區(qū)間包含0 （b"= 0.13; 95% CI = [?0.08， 0.34]）， 間接效應不包含0 （95% CI = [0.01， 0.36]）， 說明內(nèi)在動機的中介效應成立。以捐款金額為因變量， 結(jié)果同樣表明內(nèi)在動機影響捐款金額（b"= 14.98; 95% CI = [10.05， 19.9]）， 互惠角色對捐款金額的效應區(qū)間不包含0 （b"= 11.84; 95% CI = [4.39， 19.3]）， 間接效應不包含0 （95% CI = [0.17， 6.44]）， 中介效應成立， 支持了假設(shè)H2。

（4）排除備擇解釋：首先對社會地位（α = 0.78）進行單因素方差分析。結(jié)果表明互惠角色的操縱未影響品牌的社會地位， F（1， 210） = 0.46， p ="0.498。其次， 社會地位在互惠角色對親社會行為的主效應中均未發(fā)現(xiàn)任何顯著的中介作用（參與意愿：95% CI = [?0.03， 0.11]; 捐款金額：95% CI = [?1.05， 3.93]）。上述結(jié)果排除了社會地位的競爭性解釋。

實驗2的結(jié)果再次支持了假設(shè)"H1和假設(shè)H2。對于虛擬的品牌和事件， 品牌發(fā)起者的互惠角色引發(fā)的消費者親社會響應會高于回報者的角色定位， 內(nèi)在動機歸因起到中介作用， 社會地位的潛在解釋被排除。

5 "實驗3：驗證框架效應下的互惠角色主效應

實驗3旨在對品牌互惠角色對消費者親社會行為的主效應和內(nèi)在動機歸因的中介效應再次加以驗證。在實驗1和實驗2中， 實驗刺激材料發(fā)起者和回報者的描述順序與互惠的發(fā)起和回報行為順序一致， 因此參與者可能會受到品牌出現(xiàn)先后次序及頻率的影響， 引發(fā)對一個客觀問題的描述不同而產(chǎn)生差異的框架效應（Tversky amp; Kahneman， 1981）。因此， 實驗3的目的在于確認框架效應是否會對互惠角色的主效應有影響。此外， 實驗3通過使用相同行業(yè)的虛擬品牌和相同的互惠事件作為實驗情境， 進一步減少實驗的潛在干擾。

5.1""實驗設(shè)計與測量

實驗3采用2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報者） × 2 （焦點品牌出現(xiàn)次序： 先vs.后）的組間實驗設(shè)計， 采用與實驗1相同的方法收集數(shù)據(jù)， 并初步剔除錯誤回答注意檢測的23份問卷， 得到242份問卷。實驗過程中參與者將隨機進入到4種場景中。參與者首先被要求閱讀一則虛構(gòu)的物流品牌材料， 以操縱品牌的互惠角色和出現(xiàn)次序。閱讀完材料后， 參與者分別完成親社會行為、動機歸因、互惠角色、品牌特質(zhì)和感知義務等測量， 隨后回答自己的個人信息。

（1）互惠角色和出現(xiàn)次序的操縱：本研究使用兩個虛擬的物流品牌“快信”和“速行”作為品牌與品牌互惠關(guān)系中的發(fā)起者（vs. 回報者）角色， 其中“快信”為焦點品牌。品牌“快信”擔任發(fā)起者并且以優(yōu)先次序出現(xiàn)的主要梗概為：物流品牌快信宣布在當前環(huán)境問題日益嚴峻的背景下發(fā)起清塵計劃， 主動投資并分享經(jīng)驗， 將低碳減排轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)投資， 并吸引速行等合作品牌參與。作為受益者， 速行獲得了價值相當于300萬元的清潔能源。速行隨后宣布投資300萬元支持清塵計劃， 強調(diào)通過資源回饋推動物流行業(yè)的綠色化發(fā)展。品牌“快信”擔任回報者并且后出現(xiàn)的操縱是將上述兩個品牌互相對調(diào)。品牌“快信”擔任回報者同時以優(yōu)先次序出現(xiàn)的主要內(nèi)容為：物流品牌快信宣布在當前環(huán)境問題日益嚴峻的背景下向清塵計劃投資300萬元， 強調(diào)通過資源回饋推動物流行業(yè)的綠色化發(fā)展。作為該計劃的受益者， 快信已獲得相當于300萬元的清潔能源價值。清塵計劃由另一物流品牌速行發(fā)起， 速行率先投資并分享經(jīng)驗， 將低碳減排轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)投資， 主動承擔了社會責任。品牌“快信”擔任發(fā)起者并且后出現(xiàn)的操縱是將上述兩個品牌互相對調(diào)。操縱檢驗與之前實驗相同， 參與者需要選擇最先發(fā)起利益的一方。

（2）變量測量：親社會行為的測量是告知品牌“快信”正在向社會組織一項“捐步數(shù)"綠色出行”的活動， 詢問參與者是否有興趣參與并填寫0～10000區(qū)間的捐贈步數(shù)。內(nèi)在動機歸因的測量是讓參與者評價焦點品牌：“真正為了自然和社會更好的發(fā)展而進行投資” “出于可持續(xù)的目的參與了社會負責的倡議并提供支持” “積極參與促進社會福祉的活動和項目” （Du et al.， 2007; Ellen et al.， 2006）。此外， 問卷還測量了外在動機歸因（attribution of extrinsic motivation）， 包括“致力于社會責任倡議， 旨在獲得更多的投資收益” “參與對社會負責的活動是因為感到參與此類活動的社會壓力” “希望通過參與對社會負責的舉措來增加利潤” （Du et al.， 2007; Ellen et al.， 2006）。感知品牌效能（brand efficacy）包括三個項目“（焦點品牌）活動質(zhì)量很高” “與高水平的表現(xiàn)相關(guān)” “比大多數(shù)其他公司的活動更高效” （Garvey et al.， 2015）。感知誠懇（sincerity）從“真誠” “道德” “富有情感”和“以社會為導向”四個方面評價品牌。參與者也評價了材料中對品牌的感知義務（perceived obligation）， 包括"“（焦點品牌）別無選擇， 只能提供支持” “自愿提供支持（反向計分）” “可以自行選擇是否提供支持， 但他想提供（反向計分）” （Flynn amp; Yu， 2021）。以上問題由1-非常不同意至7-非常同意測量。感知可行（workability）的測量則是由1～7由低至高的水平評價焦點品牌的工作能力（Ilmarinen， 2007）。最后， 參與者提供了個人信息。

5.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗和樣本信息。在發(fā)起者的條件下， 105名參與者（89.74%）正確回答了焦點品牌“快信”是互惠關(guān)系中首先讓對方受益的一方; 在回報者的條件下， 103名參與者（82.4%）正確作答， 證明實驗操縱成功， χ²（1） = 126.13， p lt;"0.001。剔除34份未能通過操縱檢驗的問卷后， 最終有208份用于下一步分析。通過G*power 軟件計算出在顯著性水平為0.05且效應量為中等水平（f"= 0.25）時， 預測達到90%的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為172名， 本研究的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。其中男性76人（36.5%）， 平均年齡：29.62歲， 本科學歷（71.6%）和月收入7001～10000元（25%）為主， 樣本覆蓋各個群體。

（2）親社會行為：將公益參與意愿作為因變量進行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色會顯著影響人們的公益參與意愿（M_{發(fā)起者} = 6.16 SD = 0.83 vs. M_回報者 = 5.79 SD = 0.89）， F（1， 206） = 9.72， p = 0.002， η² = 0.05; 發(fā)起者組和回報者組之間的公益參與意愿差異顯著， t（206） = 3.14， p"= 0.002。焦點品牌的出現(xiàn)次序?qū)鎱⑴c意愿的影響不顯著， F（1， 206） = 0.07， p = 0.791; 互惠角色與出現(xiàn)次序的交互效應不顯著， F（1， 206） = 0.12， p = 0.729。

接下來， 使用Kruskal-Wallis檢驗來檢查4組之間捐贈步數(shù)的差異。結(jié)果顯示整體效應不顯著， χ²（3） = 5.72， p"= 0.126。進一步分析表明， 當焦點品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試的捐贈數(shù)量比回報者組更高（M_{發(fā)起者}"= 8199.1 SD"= 2281.02 vs. M_回報者"= 7532.14 SD = 2494.18）， χ²（1） = 4576.5， p"= 0.043; 品牌先出現(xiàn)與后出現(xiàn)之間的差異不顯著， χ²（1） = 5315.5， p"= 0.826。以上說明， 品牌的發(fā)起者的角色比回報者角色激發(fā)了消費者個體更高的慈善參與意愿和捐贈數(shù)量， 但是焦點品牌的出現(xiàn)次序并不影響消費者的親社會行為。實驗結(jié)果再次支持了假設(shè)H1， 并排除了焦點品牌出現(xiàn)次序的框架效應。

（2）內(nèi)在動機歸因的中介檢驗：發(fā)起者組的內(nèi)在動機歸因（α = 0.7）顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者} = 6.14 SD = 0.74 vs. M_回報者"= 5.65 SD = 0.72）， t（206） = 4.8， p"lt; 0.001。PROCESS Model 4分析結(jié)果表明， 品牌互惠角色影響內(nèi)在動機歸因（b"= 0.49 95% CI = [0.29， 0.69）]， 內(nèi)在動機歸因影響公益參與意愿（b"= 0.47; 95% CI = [0.32， 0.62]）， 品牌互惠角色對個體參與意愿的效應區(qū)間包含0 （95% CI = [?0.08， 0.38]）， 間接效應不包含0 （95% CI = [0.11， 0.38]）， 說明內(nèi)在動機歸因的中介效應成立。以捐贈步數(shù)為因變量， 結(jié)果同樣表明內(nèi)在動機歸因影響捐贈數(shù)量（b"= 1124.88; 95% CI = [701.24， 1548.52]）， 互惠角色對捐贈數(shù)量的效應區(qū)間包含0 （95% CI = [?527.92， 769.05]）， 間接效應不包括0 （95% CI = [220.15， 970.58]）， 中介效應成立， 支持假設(shè)H2。

（4）排除備擇解釋：研究對外在動機、感知義務、品牌效能、感知真誠和感知可行的潛在解釋進行排除。單因素方差分析表明互惠角色不影響外在動機歸因（α = 0.72）、感知義務（α = 0.67）和可行性（Fs lt; 2.68， ps"gt;"0.103）， 同時品牌效能（α = 0.74）和感知真誠（α"= 0.81）在發(fā)起者組和回報者組之間差異顯著（品牌效能：F（1， 206） = 10.73， p ="0.001， η² = 0.05; 感知真誠：F（1， 206） = 5.17， p ="0.024， η² = 0.02）。接下來， 將以上變量與內(nèi)在動機歸因作為中介變量進行分析（Model 4， 樣本量"5000）， 在公益參與意愿的分析中未發(fā)現(xiàn)任何顯著的中介作用（外在動機歸因：95% CI = [?0.03， 0.07]; 感知義務：95% CI = [?0.04， 0.17]; 品牌效能：95% CI = [?0.09， 0.12]; 感知真誠：95% CI = [?0.03， 0.13]; 感知可行：95% CI = [?0.02， 0.1]）。同時， 在捐贈數(shù)量的分析上均未發(fā)現(xiàn)顯著的中介作用（外在動機歸因：95% CI = [?182.95， 16.15]; 感知義務：95% CI = [?212.75， 30.64]; 品牌效能：95% CI = [?258.13， 254.71]; 感知真誠：95% CI = [?215.12， 157.14]; 感知可行：95% CI = [?16.1， 259.85]）。上述結(jié)果排除了以上因素的競爭性解釋。

實驗3以虛擬的品牌和事件作為刺激物， 再次支持了假設(shè)"H1和假設(shè)H2， 并排除了焦點品牌出現(xiàn)先后次序的框架效應， 以及外在動機歸因、品牌特質(zhì)和感知義務等其他備擇解釋。品牌發(fā)起者的互惠角色引發(fā)的消費者親社會響應會高于回報者的角色定位， 內(nèi)在動機歸因起到中介作用。同時也表明， 互惠角色的效應在消費者在捐錢和捐物的親社會行為上存在相同的趨勢。

6 "實驗4：品牌群體標簽的調(diào)節(jié)作用

實驗4旨在通過實驗檢驗品牌角色與品牌群體標簽對消費者親社會行為的交互影響， 在品牌發(fā)起者（vs. 回報者）的定位下， 具有成員群體（vs. 疏離外部群體）標簽的品牌激勵消費者參與相關(guān)親社會行為的意愿更高。我們將在下面的實驗中驗證假設(shè)H3。

6.1""實驗設(shè)計與測量

實驗2采用2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報者） × 2 （品牌群體標簽： 成員群體"vs. 疏離外部群體）的組間實驗設(shè)計， 采用與實驗1相同的方法收集數(shù)據(jù)， 并初步剔除錯誤回答注意檢測、未提供規(guī)定區(qū)間內(nèi)數(shù)值的17份問卷， 得到318份問卷。實驗過程中參與者將隨機進入到品牌作為發(fā)起者/成員群體、發(fā)起者/疏離外群、回報者/成員群體和回報者/疏離外群四種場景中。參與者首先被要求閱讀一則品牌的圖文介紹， 以操縱品牌在與其他成員之間互惠關(guān)系中的角色。廣告中使用了虛構(gòu)的科技品牌“聯(lián)普”。閱讀完廣告后， 參與者通過7分量表分別完成親社會行為、品牌的內(nèi)在動機、群體契合度和疏離態(tài)度等測量， 隨后回答了自己的個人信息。

（1）品牌互惠角色的操縱：為了區(qū)分焦點品牌在互惠關(guān)系中承擔的發(fā)起者（vs. 回報者）角色， 標題分別為：“引領(lǐng)（vs.維護）信息安全， 我們爭做創(chuàng)益者（vs. 回報者）”， 閱讀內(nèi)容梗概為品牌“聯(lián)普”宣布與社會組織“創(chuàng)新者聯(lián)盟”合作， 主動為其提供資金和技術(shù)支持， 致力于引領(lǐng)社會發(fā)展， 率先為社會福祉創(chuàng)造利益（vs. 從中得到其開源軟件和技術(shù)幫助， 減低了研發(fā)成本， 提升了市場盈利）; 而后提升了自身的市場盈利和技術(shù)研發(fā)水平（vs. 為其進行投資， 提供資金和技術(shù)研發(fā)上的支持， 致力于回報“創(chuàng)新者聯(lián)盟”的幫助， 感恩和回饋社會） （具體操縱材料請見附錄）。然后， 參與者選出最先讓對方受益的一方。

（2）品牌群體標簽的操縱：選擇人們認為針對特定用戶類型的品牌， 而不是一般人群廣泛使用的品牌， 可以作為區(qū)分品牌群體標簽有效的操縱方法（Escalas amp; Bettman， 2003）。因此， 實驗中通過聲明品牌的核心業(yè)務來對成員品牌和疏離外群品牌加以區(qū)分， 具體而言， 成員品牌將自己介紹為專注于大眾身體健康的科技公司; 而疏離外群品牌將自己介紹為專注疾病診斷和治療的科技公司。

（3）變量測量：因變量親社會行為的測量是詢問參與者是否有興趣參與品牌公益平臺的“地震受災地區(qū)信息教育”的公益活動， 并填寫0～100元區(qū)間的捐款金額。對品牌綠色行為內(nèi)在動機的測量采用6個改編的條目（Story amp; Neves， 2015）， 如“參與旨在為其他社會成員創(chuàng)造福利的活動” “為社會其他成員更好的發(fā)展而進行投資”等6個題項。研究要求被試者按照1～7的水平對品牌行為的內(nèi)在動機評級。操縱檢驗包括成員群體契合度和群體疏離態(tài)度兩個變量。成員群體契合度有三項測量：“我適合這個群體” “我屬于這個群體”和“我認為自己是這種類型的人” （Escalas amp; Bettman， 2003）。群體的疏離態(tài)度有4項測量：“我不想與這個群體有關(guān)聯(lián)” “我想避免與這個群體有聯(lián)系” “我避免與這個群體產(chǎn)生共鳴” “我強烈認同這一群體（反向計分）” （White et al.， 2014）。

6.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗和樣本信息：在焦點品牌定位于發(fā)起者的條件下， 90.91% （n"= 140）的參與者正確指出焦點品牌是創(chuàng)造利益的第一方。在品牌定位于回報者的條件下， 85.37% （n"= 140）的被試正確回答了自然是創(chuàng)造利益的第一方， χ²（1） = 185， p lt;"0.001。這些結(jié)果表明， 被試者能夠準確地識別廣告中品牌的角色定位。剔除38份未能通過操縱檢驗的問卷后， 最終有280份用于下一步分析。通過G*power軟件計算出在顯著性水平為0.05且效應量為中等水平（f"= 0.25）時， 預測達到90%的統(tǒng)計力水平的總樣本量至少為172名， 本研究的樣本量具有統(tǒng)計檢驗力。其中男性106人（37.9%）， 平均年齡：29.81歲， 本科學歷（69.3%）和月收入3000元以下（26.4%）為主， 樣本覆蓋各個群體。

群體契合度和疏離態(tài)度的信度分別為0.85和0.83， 因此使用平均值進行分析。2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報者） × 2 （品牌群體標簽： 成員群體"vs. 疏離外部群體）方差分析表明， 成員品牌廣告中消費者感知的品牌契合程度要高于疏離外群品牌中消費者感知的品牌契合程度（M_成員群體 "= 5.32 SD"= 0.1 vs. M_疏離外群 = 4.77 SD"= 1.31）， F（1， 278） = 15.71， p lt;"0.001， η² = 0.05。疏離外群品牌廣告中消費者的疏離態(tài)度要高于成員品牌的疏離態(tài)度（M_成員群體 "= 2.51 SD"= 1.11 vs. M_疏離外群 = 2.8 SD"= 1.29; F（1， 278） ="4.03， p ="0.046， η² = 0.01）， 表明實驗對群體標簽的操縱是成功的。品牌互惠角色與群體標簽的交互項對感知的品牌契合度和疏離態(tài)度的影響均不顯著（Fs"lt;"0.14， p gt; 0.05）。

（2）親社會行為：首先將公益參與意愿作為因變量進行方差分析（圖2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色與品牌群體標簽的交互效應顯著， F（1， 278） = 10.63， p = 0.001， η² = 0.04。互惠角色對公益參與意愿的影響不顯著， F（1， 278） = 0.001， p = 0.977; 品牌標簽對公益參與意愿的影響不顯著， F（1， 278） = 0.65， p = 0.419。通過估計邊際平均值（EM均值）計劃比較分析發(fā)現(xiàn)， 當焦點品牌為成員群體時， 發(fā)起者組的參與意愿顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者} = 5.87 SD = 0.11 vs. M_回報者"= 5.51 SD = 0.11）， F（1， 137） = 4.61， p = 0.034。當焦點品牌為疏離外群品牌時， 發(fā)起者組的參與意愿顯著低于回報者組（M_{發(fā)起者} = 5.6 SD = 0.1 vs. M_回報者"= 5.96 SD = 0.1）， F（1， 139） = 6.29， p = 0.013。

接下來， 使用Kruskal-Wallis檢驗來檢查4組之間捐贈金額的差異。結(jié)果顯示整體效應顯著， χ²（3） = 8.71， p"= 0.033。對于成員群體， 當焦點品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試的捐贈金額比回報者組更高（M_{發(fā)起者}"= 60.54 SD"= 31.3 vs. M_回報者"= 49.86 SD = 23.48）， χ²（1） = 2.02， p"= 0.044。對于疏離外群組， 當焦點品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試的捐贈數(shù)量比回報者組更低（M_{發(fā)起者}"= 51.3 SD"= 26.7 vs. M_回報者"= 61.34 SD = 30.26）， χ²（1） = ?2.04， p"="0.044。實驗結(jié)果支持了假設(shè)H3。

（3）內(nèi)在動機歸因的中介檢驗：以內(nèi)在動機歸因（α"= 0.82）為因變量進行方差分析， 互惠角色與品牌群體標簽的交互效應顯著， F（1， 278） = 7.34， p = 0.007， η² = 0.03。互惠角色對內(nèi)在動機歸因的影響顯著， F（1， 278） = 4.32， p = 0.039， η² = 0.02; 品牌標簽對內(nèi)在動機歸因的影響不顯著， F（1， 278） = 1.31， p = 0.253。計劃比較分析發(fā)現(xiàn)， 當焦點品牌為成員群體時， 發(fā)起者組的內(nèi)在動機歸因顯著高于回報者組（M_{發(fā)起者}"= 5.94 SD = 0.09 vs. M_回報者"= 5.54 SD = 0.09）， F（1， 137） = 10.52， p = 0.001。當焦點品牌為疏離外群品牌時， 發(fā)起者組的內(nèi)在動機歸因與回報者組無顯著差異（M_{發(fā)起者}"= 5.61 SD = 0.08 vs. M_回報者"= 5.67 SD = 0.08）， F（1， 139） = 0.22， p = 0.641。

PROCESS Model 8表明品牌互惠角色和群體標簽的交互項影響內(nèi)在動機歸因（b"= 0.45; 95% CI = [0.12， 0.78]）和參與意愿（b"= 0.43 95% CI = [0.05， 0.82]）， 內(nèi)在動機歸因影響公益參與意愿（b"= 0.64; 95% CI = [0.5， 0.77]）， 間接效應不包含0 （95% CI = [0.08， 0.54]）。具體而言， 在成員群體， 內(nèi)在動機歸因的中介效應成立（95% CI = [0.1， 0.44]）， 在疏離外部群體， 內(nèi)在動機歸因的中介效應不成立（95% CI = [?0.19， 0.11]）。以捐贈金額為因變量， 結(jié)果同樣表明品牌互惠角色和群體標簽的交互項影響捐款金額（b"= 17.27; 95% CI = [4.08， 30.46]）， 內(nèi)在動機歸因影響捐贈金額（b"= 7.64; 95% CI = [2.95， 12.34]）， 間接效應不包括0 （95% CI = [0.78， 7.84]）。"具體而言， 在成員群體， 內(nèi)在動機歸因的中介效應成立（95% CI = [1.04， 6.1]）， 在疏離外部群體， 內(nèi)在動機歸因的中介效應不成立（95% CI = [?2.69， 1.08]）。

以上， 實驗4檢驗了品牌群體標簽在品牌互惠角色對消費者親社會行為影響的邊界條件。實驗結(jié)果對假設(shè)H3a提供支持， 發(fā)現(xiàn)品牌發(fā)起者（vs. 回報者）定位對消費者的親社會影響對于成員品牌成立，"內(nèi)在動機歸因在這一過程起到了中介作用。實驗4也為H3b提供了支持， 互惠角色的先行效應僅在未啟動品牌疏離外部群體標簽的前提下存在。當消費者發(fā)現(xiàn)品牌具有疏離外部群體的標簽時， 相較于品牌的發(fā)起者定位， 回報者定位更能激發(fā)其積極的親社會行為。

7 "討論

7.1 "研究結(jié)論

本研究聚焦于消費者作為互惠關(guān)系之外的觀察者、品牌作為焦點參與者的互惠關(guān)系， 從互惠的發(fā)起者和回報者兩個方面， 考察了品牌定位于發(fā)起者和回報者對消費者親社會行為的影響， 從而回答了“品牌如何提升互惠關(guān)系影響力”這一問題。通過5項焦點品牌與多方構(gòu)建互惠關(guān)系的研究， 本研究發(fā)現(xiàn)在消費者在觀察品牌與其他社會成員之間的互惠關(guān)系的過程中， 品牌發(fā)起者的定位比回報者的定位更能激勵消費者的親社會行為， 而品牌的群體標簽（成員群體"vs. 疏離外部群體）可作為調(diào)節(jié)要素對品牌互惠角色的不對稱效果產(chǎn)生影響。具體而言， 品牌發(fā)起者（vs.回報者）對消費者親社會性的激勵作用存在于當品牌具有成員群體的身份時。而當消費者意識到品牌具有疏離外群的身份時， 該關(guān)系會存在逆轉(zhuǎn)， 即品牌回報者的角色比發(fā)起者的角色更能激勵消費者的親社會行為。

7.2 "理論貢獻

本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面。

第一， 本文檢查了品牌的互惠角色對消費者行為所產(chǎn)生的影響， 確認了交換順序能夠?qū)е孪M者行為響應偏差。研究豐富了引發(fā)個體親社會行為的前置因素， 為互惠關(guān)系和各種行為結(jié)果之間建立了積極的聯(lián)系。當前學界較多從人際關(guān)系的微觀層面關(guān)注他人對個體的影響（如Cakanlar et al.， 2023; Flynn amp; Yu， 2021; Zhao et al.， 2022; 張瑋瑋"等， 2023）， 本研究聚焦品牌與其他社會群體之間宏觀層面的交換， 完善了微觀和宏觀社會結(jié)構(gòu)中互惠關(guān)系的理論體系。本研究進一步支持了互惠角色引發(fā)的不對稱性， Flynn和Yu （2021）的研究發(fā)現(xiàn)互惠交換會引發(fā)象征性資源（社會地位）的不公平， 而本研究發(fā)現(xiàn)互惠交換同樣會引發(fā)親社會支持等實際資源的不對稱。重要的是， 以往研究主要從一對一的二元交換角度聚焦靜態(tài)的社會關(guān)系（Dungan et al.， 2022; Flynn amp; Yu， 2021）， 而本研究基于互惠角色探討了第三方觀察者參與新的人際互動的差異， 從多元的、動態(tài)的視角補充了當前互惠角色引發(fā)的不對稱效應研究， 用直接證據(jù)探明了互惠傳遞性的具體表現(xiàn)與機制， 即觀察他人的互惠關(guān)系可能通過影響個體的認知， 進而引發(fā)其造福社會福祉的行為。該發(fā)現(xiàn)豐富了互惠利他驅(qū)動下親社會行為的傳遞模式（Desteno et al.， 2010）， 支持了以互惠利他為主要內(nèi)容的進化消費（Saad， 2013）。

第二， 本研究從內(nèi)在動機歸因這一角度， 揭示了個體在觀察互惠關(guān)系所經(jīng)歷的認知過程， 發(fā)現(xiàn)品牌的互惠角色引發(fā)了內(nèi)在動機的歸因差異。較多親社會研究聚焦捐贈者的內(nèi)在自我激勵因素， 而本研究發(fā)現(xiàn)， 當個人作為觀察者從互惠角色中感知到品牌內(nèi)在的滿足和享受時， 對他人行為的內(nèi)在動機歸因同樣能夠積極影響人際互動， 這拓展了內(nèi)在動機在歸因?qū)ο髮用娴难芯?。此外?盡管傳統(tǒng)研究認為內(nèi)在動機的有效性大于外在動機， 但最近的研究則發(fā)現(xiàn)兩者的效用對等， 甚至存在外在動機的影響高于內(nèi)在動機的情況（Delmas amp; Kohli， 2020; Ginder et al.， 2021; Khodakarami et al.， 2015）。為了更準確的評估內(nèi)在動機的影響， 已有研究提出動機的有效性會因捐贈關(guān)系所處的階段而有所不同（Khodakarami et al.， 2015）。本研究的發(fā)現(xiàn)支持了這一觀點， 即在一段互惠關(guān)系中， 發(fā)起方引發(fā)的內(nèi)在動機歸因能夠解釋個體親社會行為偏差， 證實了內(nèi)在動機歸因能夠影響跨情景的捐贈和非營利關(guān)系。

第三， 本研究厘清了品牌擔任的互惠角色與消費者親社會行為之間的聯(lián)系， 并基于此提出了品牌群體標簽（成員群體"vs. 疏離外部群體）的調(diào)節(jié)作用， 進一步區(qū)分了互惠關(guān)系的影響條件。這一研究不僅將品牌的多重屬性相結(jié)合， 擴展了企業(yè)多重身份對消費者決策影響的研究， 也呼應了身份關(guān)聯(lián)策略的有效性取決于情境因素的觀點（White et al.， 2012; White et al.， 2014）。具體而言， 之前身份關(guān)聯(lián)有效性大多源于成員群體的影響（White et al.， 2012）， 而本研究解決了如何讓疏離參考群體引導消費者遵循社會一般性規(guī)范的問題。最后， 本研究豐富了品牌聯(lián)合（co-branding）的相關(guān)研究， 以往研究往往關(guān)注具有一致性或相似性的品牌聯(lián)合如何影響顧客對共同品牌產(chǎn)品的評價（Kumar， 2005）， 而本研究從更廣泛的社會連接角度拓展了品牌聯(lián)合討論的范圍。

7.3 "研究局限與未來方向

本研究存在一定的局限， 但也為未來的研究指明了方向。首先， 本研究聚焦交換角色， 從交換次序的層面探討了發(fā)起者和回報者這兩個因素對消費者親社會行為的影響。但是， 交換的結(jié)構(gòu)也是影響個體行為響應的重要構(gòu)成， 例如合作雙方的地位、相互依存的基礎(chǔ)等因素均可能引發(fā)不對稱的依賴， 使個體在合作伙伴的選擇上有所差異（Balliet et al.， 2017）。未來研究可進一步從互惠關(guān)系的結(jié)構(gòu)視角挖掘可能引發(fā)個體親社會的影響因素， 或者將交換次序與交換結(jié)構(gòu)相結(jié)合， 探討兩者之間如何相互關(guān)聯(lián)， 以及兩者如何共同作用于消費者的親社會行為。其次， 當傳播品牌與社會成員的互惠聯(lián)系時， 披露的來源和形式有很多， 如信息披露者可以是企業(yè)自身或媒體等第三方， 有監(jiān)察的披露和無監(jiān)察的披露。本研究在實驗中并且未明確信息披露的來源， 未來研究可關(guān)注信息源在互惠關(guān)系與親社會行為之間的調(diào)節(jié)作用。最后， 疏離外部群體的相關(guān)研究指出群體形象是引發(fā)個體積極行為響應的內(nèi)在機制（White et al.， 2014）。未來研究可進一步基于疏離外部群體， 繼續(xù)探索引發(fā)親社會行為的其他中介要素。

參""考""文""獻

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The initiator effect in reciprocal altruism： The impact of brand’s role on consumers’ prosocial behavior in reciprocal relations

SUN Jin¹， YANG Jingshu²

（¹"International School of Business， University of International Business and Economics， Beijing 100029，"China）（²"School of Management， Zhejiang University of Finance amp; Economics， Hangzhou 310018，"China）

Abstract

Disclosure of brand’s social relation has been a vital antecedent in promoting social welfare. Prior studies have examined the impact of family， friends， partners， and companies’ social interaction on observers’ prosocial response， ignoring the role of brand. The existing research suggests that brand’s role of initiator and reciprocator in a reciprocal relationship can affect observers’ prosocial response. We extend the literature by examining consumers’ prosocial behavior to an observed reciprocal relation in view of mutual exchange.

As a “good is repaid by good” relation， reciprocity implies the motivation to search for self-benefits. However， the role of reciprocation （initiator vs. reciprocator） can influence consumers’ behavioral responses through their attribution of the brand’s goodness. Individuals will associate the benefits of an initial act and the actors’ characteristics in a new scenario. With the role positioning of an initiator， focal brands demonstrate added benefits and genuine goodwill to social welfare， thereby encouraging consumers’ social engagement through prosociality. In contrast， reciprocal acts may be perceived as less encouraging because of ambiguous characteristics and liquidation of liabilities. Consumers may attribute goodness to reducing indebtedness and satisfying social constraints. However， there is one boundary condition for the applicability of the main effects. Brands’ group identity moderates the relationship between the role of reciprocity and consumers’ prosocial behavior. Specifically， brands’ role of reciprocator （vs. initiator） produces a greater effect on consumers’ prosociality when the brand owns a dissociative out-group identity （vs. membership identity）.

One secondary data analysis and four experiments were used to test the framework. A dataset of Weibo， a Chinese social media platform， first proved the main effect and the interaction effect. In experiments 1 and 2， two designed between-subjects experiments respectively representing brand-brand/-other consumer relations were conducted. Results replicated the asymmetry of reciprocity on prosocial behaviors， and established the underlying mechanism of intrinsic motivation， namely， the brand engages in reciprocity due to dispositional factors. Experiment 3 excluded the alternative explanation of the framing effect. The last study， including one experiment representing brand-brand relations， demonstrated that when a brand has a dissociative out-group identity， the relationship between the role of reciprocation and consumers’ prosocial behavior would be reversed.

In the study， we find that the initiator effect remains effective in reciprocal exchange， in terms of consumers’ prosocial responses. Our finding expands the theoretical perspective of asymmetric effect and transmission effect of reciprocity， and explores antecedents of prosociality. The finding promotes the smooth flow of resources and offers suggestions for brand sustainable marketing.

Keywords "prosocial behavior， reciprocity， initiator， reciprocator， group identity

附錄 "實驗材料

（1）實驗1

（2）實驗2

情境1-品牌汀汀作為發(fā)起者：本來可能還要三年到五年才能實現(xiàn)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 在疫情的推動下提前到來。為了助力嘉安市加快推動產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化， 解決防疫工作等緊急問題， 作為一個互聯(lián)網(wǎng)協(xié)議語音服務和軟件應用程序， 汀汀商投并舉、集團聯(lián)動， 依據(jù)自身優(yōu)勢， 主動將嘉安市數(shù)字化任務納入品牌的發(fā)展進程， 積極從資金、技術(shù)和平臺全面引領(lǐng)嘉安市數(shù)字化建設(shè)。汀汀為社會數(shù)字化項目設(shè)立基金總額超100萬元， 持續(xù)完善嘉安“金服云”平臺功能和生態(tài)建設(shè)， 推進數(shù)據(jù)價值化。同時利用技術(shù)， 向抗疫人員免費提供流行的視頻聊天軟件的定制低帶寬版本。為了幫助資助這項工作， 汀汀設(shè)置了一個籌款按鈕， 任何消費者可以捐贈資金， 為數(shù)百萬持續(xù)抗疫的工作人員提供社會支持。

在嘉安市舉辦的第七屆品牌論壇上， 汀汀榮獲“嘉安市企業(yè)社會責任案例獎”等三重獎項， 這是嘉安市對汀汀在助力抗疫， 踐行數(shù)字化轉(zhuǎn)型的高度肯定。嘉安市成為汀汀與數(shù)字政府體系的良性互動的絕佳試驗地， 不僅解決了汀汀拓展市場的問題， 又為推廣應用程序積累了經(jīng)驗， 打響了品牌。汀汀進一步依托嘉安市豐富的資源與政府治理經(jīng)驗， 結(jié)合自身的平臺和技術(shù)， 成為全省領(lǐng)先的政府服務平臺。

情境2-品牌汀汀作為回報者：新冠疫情的不確定性擾亂了中小企業(yè)正常的運營， 壓低了資產(chǎn)價格。大多數(shù)公司正在經(jīng)歷一些困難時期， 作為一個互聯(lián)網(wǎng)協(xié)議語音服務和軟件應用程序， 汀汀和同行業(yè)的許多公司一樣， 都面臨著財務挑戰(zhàn)和現(xiàn)金流問題。為了解決企業(yè)的運營困難， 嘉安地方政府宣布特殊時期救助企業(yè)政策， 比如確保小微企業(yè)的信用貸款余額保持不變， 降低小型和微型公司的融資成本; 從降低成本入手， 減免企業(yè)的稅費， 倡導經(jīng)營性用房減免租金等， 幫助汀汀渡過了難關(guān)。

本來可能還要三年到五年才能實現(xiàn)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 在疫情的推動下提前到來， 增加了嘉安市數(shù)字化進程的緊迫性。飲水思源， 為了解決嘉安市加快推動產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化面臨的一系列困難， 助力打造“數(shù)字應用第一市”， 汀汀商投并舉、集團聯(lián)動， 從資金、技術(shù)和平臺三個方面給與社會回報。汀汀為社會數(shù)字化項目設(shè)立基金總額超100萬元， 持續(xù)完善嘉安“金服云”平臺功能和生態(tài)建設(shè)， 推進數(shù)據(jù)價值化。同時利用技術(shù)， 向抗疫人員免費提供流行的視頻聊天軟件的定制低帶寬版本。為了幫助資助這項工作， 汀汀設(shè)置了一個籌款按鈕， 任何消費者可以捐贈資金， 為數(shù)百萬持續(xù)抗疫的工作人員提供社會支持。

（3）實驗3

情境"1-焦點品牌“快信”為發(fā)起者+先出現(xiàn)：

當今， 物流行業(yè)面臨著環(huán)境問題帶來的重大挑戰(zhàn)， 物流運輸導致巨大的溫室氣體排放， 威脅著生態(tài)環(huán)境和社會的福祉。在這一背景下， 物流品牌快信宣布承擔社會責任， 于2022年12月啟動了業(yè)內(nèi)首個關(guān)注環(huán)境保護問題的社會責任項目——清塵計劃。快信率先對該項目進行投資， 并積極分享了在清除二氧化碳和新能源使用方面的經(jīng)驗。

清塵計劃的獨特之處在于將低碳減排的工作從單純的成本支出轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)的投資。在該計劃中， 物流品牌速行成為清塵計劃的受益者之一。作為與快信實力相當?shù)钠放疲?速行憑借快信的協(xié)作展開基于環(huán)保的投資， 實現(xiàn)了財務收益的增長。

在2023年12月， 速行宣布出資300萬元， 以支持清塵計劃。速行強調(diào)， 作為清塵計劃的受益者， 他們通過該項目獲得了價值300萬元的清潔能源。為了持續(xù)推動物流行業(yè)的綠色化進程， 品牌速行秉持回報和感恩的信念， 將獲得的收益進一步返還到環(huán)保事業(yè)中， 帶來了良性的資源回饋。

情境"2-焦點品牌“快信”為回報者+后出現(xiàn)：將情境1兩個品牌互換。

情境"3-焦點品牌“快信”為發(fā)起者+后出現(xiàn)：

當今， 物流行業(yè)面臨著環(huán)境問題帶來的重大挑戰(zhàn)， 物流運輸導致巨大的溫室氣體排放， 威脅著生態(tài)環(huán)境和社會的福祉。在2023年12月， 物流品牌速行宣布出資300萬元， 用于回報關(guān)注環(huán)境保護問題的社會責任項目——清塵計劃。為了持續(xù)推動物流行業(yè)的綠色化進程， 速行堅持回報和感恩的信念， 帶來了良性的資源回饋。

清塵計劃的獨特之處在于將低碳減排的工作從簡單的成本支出轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)的投資。快信憑借與同行的協(xié)作展開基于環(huán)保的投資， 實現(xiàn)了財務收益的增長。作為清塵計劃的受益者， 速行通過該項目獲得了價值300萬元的清潔能源。

清塵計劃由另一物流品牌快信于2022年12月發(fā)起， 是業(yè)內(nèi)首個關(guān)注環(huán)境保護問題的社會責任項目。作為與速行實力相當?shù)钠放疲?快信率先對清塵計劃進行投資， 積極分享了在清除二氧化碳和新能源使用方面的經(jīng)驗， 主動承擔了社會責任。

情境4-焦點品牌“快信”為回報者+先出現(xiàn)：將情境3兩個品牌互換。

（4）實驗4"