摘 "要""在當(dāng)前強(qiáng)調(diào)社會(huì)責(zé)任傳播與披露的背景下， 品牌與利益相關(guān)方的互動(dòng)成為影響人們參與公益事業(yè)的重要因素。作為觀察者， 個(gè)體通常消極評(píng)價(jià)品牌追求利益的善行。然而， 當(dāng)品牌在互惠關(guān)系中率先發(fā)起利益并獲得回報(bào)后， 觀察者在新情境中對(duì)品牌的響應(yīng)表現(xiàn)出比回報(bào)一方更高的親社會(huì)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(bào)者）對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的作用機(jī)理及邊界條件。通過1項(xiàng)二手?jǐn)?shù)據(jù)和4項(xiàng)設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：相較于回報(bào)者的角色， 品牌在互惠關(guān)系中擔(dān)任發(fā)起者的角色會(huì)提升消費(fèi)者對(duì)其善行的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因， 從而激勵(lì)自己積極參與品牌倡導(dǎo)的親社會(huì)行為。然而， 當(dāng)品牌具有疏離外部群體（vs.成員群體）標(biāo)簽時(shí)， 該效應(yīng)會(huì)發(fā)生逆轉(zhuǎn)。本研究豐富了互惠關(guān)系的不對(duì)稱性和傳遞性研究， 同時(shí)從資源循環(huán)的情境角度補(bǔ)充了先行優(yōu)勢(shì)。

關(guān)鍵詞""親社會(huì)行為， 互惠關(guān)系， 發(fā)起者， 回報(bào)者， 群體標(biāo)簽

分類號(hào)""B849： F713.55

1 "引言

社會(huì)責(zé)任的傳播與披露是品牌彰顯自身價(jià)值、營(yíng)造良好社會(huì)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(huì)責(zé)任和ESG （環(huán)境、社會(huì)和治理）信息， 致力于創(chuàng)造更大的經(jīng)濟(jì)社會(huì)價(jià)值， 激發(fā)整個(gè)社會(huì)向上向善的正能量。例如， 美團(tuán)2021年發(fā)起“青山科技基金”資助科研群體， 不僅實(shí)現(xiàn)了一系列環(huán)保創(chuàng)新成果的回報(bào)， 還帶動(dòng)消費(fèi)者共同推動(dòng)環(huán)保公益進(jìn)程; 而康師傅則將脫貧、助殘等善行定位于“回饋社會(huì)”， 驅(qū)動(dòng)消費(fèi)者參與品牌公益?zhèn)鞑ズ突?dòng)。為了鼓勵(lì)人們積極履行提升他人福祉的親社會(huì)行為， 現(xiàn)有研究強(qiáng)調(diào)了社會(huì)關(guān)系和社會(huì)互動(dòng)的重要性（Jung et al.， 2020）。這不僅是因?yàn)閭€(gè)體能夠作為參與者直接參與親社會(huì)相關(guān)的互動(dòng)（Spielmann， 2020）， 也能夠作為觀察者暴露在其他成員的社會(huì)關(guān)系中， 通過學(xué)習(xí)、模仿社會(huì)實(shí)踐培養(yǎng)自己的親社會(huì)性（Jung et al.， 2020）。以往的研究較多關(guān)注個(gè)體觀察親友、情侶、同伴等微觀個(gè)體之間社會(huì)互動(dòng)后的親社會(huì)響應(yīng)（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(diǎn)行為者參與的社會(huì)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(huì)如何影響消費(fèi)者對(duì)品牌的評(píng)價(jià)（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(huì)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(bào)”的互惠利他， 也較少關(guān)注消費(fèi)者在觀察品牌行為之后的親社會(huì)響應(yīng)。鑒于當(dāng)前較多品牌通過聯(lián)名、網(wǎng)絡(luò)互動(dòng)等形式與慈善團(tuán)體或者同行廣泛合作、雙向受益， 品牌與品牌、消費(fèi)者、社會(huì)團(tuán)體等其他社會(huì)成員的互惠關(guān)系成為影響觀察方親社會(huì)決策的重要背景。由此， 當(dāng)品牌作為焦點(diǎn)行為者參與到未來會(huì)得到回報(bào)的互惠關(guān)系時(shí)， 個(gè)體的行為響應(yīng)是否會(huì)因交換順序而有所差異尚未可知。因此， 本文將從焦點(diǎn)品牌的發(fā)起者和回報(bào)者的互惠角色出發(fā)， 以消費(fèi)者在新情境中參與品牌倡導(dǎo)的親社會(huì)行為為研究對(duì)象， 探究其兩者之間的關(guān)系與內(nèi)在機(jī)制。

本文通過探討品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報(bào)者）對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響， 首先深化了學(xué)界對(duì)親社會(huì)行為前置因素的認(rèn)識(shí)， 為確認(rèn)互惠關(guān)系下的先行優(yōu)勢(shì)提供了實(shí)證證據(jù)。其次， 本研究確認(rèn)了內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因?qū)τ谙M(fèi)者在親社會(huì)響應(yīng)中的內(nèi)在機(jī)制。最后， 本研究識(shí)別出了品牌群體標(biāo)簽在品牌的互惠角色影響消費(fèi)者親社會(huì)行為中的調(diào)節(jié)作用。實(shí)踐層面， 本研究立足品牌營(yíng)銷， 從廣泛的社會(huì)交換角度為品牌、社會(huì)組織如何高效地引導(dǎo)可持續(xù)消費(fèi)模式提供了相應(yīng)的建議。

1.1""互惠角色與親社會(huì)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(yīng)（Gouldner， 1960）， 如“投我以桃， 報(bào)之以李” “無言不讎， 無德不報(bào)”。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(dòng)他人對(duì)交換進(jìn)行決策（Molm， 2003; Cropanzano amp; Mitchell， 2005）。如果接受利益的一方對(duì)發(fā)起者的給予做出回應(yīng)， 返還了相應(yīng)的資源或利益， 則成為互惠關(guān)系中的回報(bào)者， 通過“報(bào)李”實(shí)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(huì)結(jié)構(gòu)中， 也存在于品牌、社會(huì)群體和消費(fèi)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(huì)群體共同履行社會(huì)責(zé)任（Chen amp; Huang， 2016）、組織面向消費(fèi)者的折扣活動(dòng)和環(huán)保等公益活動(dòng)（Goldstein et al.， 2011; André et al.， 2017; Xiong et al.， 2018）。經(jīng)濟(jì)上的金錢和物質(zhì)的交換以外， 回報(bào)方還能表達(dá)感激實(shí)現(xiàn)情感層面的回報(bào)， 滿足對(duì)方的自尊需求（Cropanzano amp; Mitchell， 2005; Nowak amp; Roch， 2007）?；セ萁巧梢酝ㄟ^圖文描述行為發(fā)生的順序和因果關(guān)系進(jìn)行區(qū)分（Flynn amp; Yu， 2021; 孫瑾， 楊靜舒， 2023）。

本研究認(rèn)為， 品牌的互惠角色會(huì)影響消費(fèi)者作為觀察者的親社會(huì)行為， 從而提高其對(duì)品牌號(hào)召的積極響應(yīng)。個(gè)體作為觀察者會(huì)參考現(xiàn)有社會(huì)成員之間的交換關(guān)系（Jung et al.， 2020）， 因此品牌的社會(huì)關(guān)系可能影響消費(fèi)者在另一時(shí)間點(diǎn)或情境下的親社會(huì)決策（Romani et al.， 2016）。當(dāng)品牌定位于互惠關(guān)系的發(fā)起者時(shí)， 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(duì)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(dòng)性和暖光特質(zhì)， 傳遞了創(chuàng)造社會(huì)福祉的積極意愿（Flynn amp; Yu， 2021; Giebelhausen et al.， 2016）， 進(jìn)而獲得更高的評(píng)價(jià)（Silver et al.， 2021）。而作為利益既得者， 品牌的回報(bào)行為可能會(huì)被理解為減少內(nèi)疚感和遵從互惠義務(wù)， 而非出于善意（Peloza et al.， 2013; Flynn amp; Yu， 2021）。重要的是， 由于回報(bào)者可能采取欺騙行為拒絕償還既得利益， 未來回報(bào)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(diǎn)（Newman amp; Cain， 2014）?？紤]到消費(fèi)者傾向與更具優(yōu)勢(shì)的伙伴建立新的互動(dòng)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(bào)者的角色更能激發(fā)消費(fèi)者對(duì)其親社會(huì)倡議的積極響應(yīng)：

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

1.2""內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介作用

根據(jù)歸因理論（attribution theory）， 個(gè)體對(duì)于特定的道德行為和事件的解釋， 以及相應(yīng)的認(rèn)知反應(yīng)， 都會(huì)受到意圖和動(dòng)機(jī)推斷的影響（Heider， 1944）。內(nèi)在動(dòng)機(jī)（intrinsic motivation）指品牌由于對(duì)道德領(lǐng)域、社會(huì)慈善或道德義務(wù)的關(guān)注等傾向性因素而行善， 例如出于對(duì)他人關(guān)心而捐獻(xiàn)。內(nèi)在動(dòng)機(jī)的核心特征在于個(gè)體從事某項(xiàng)活動(dòng)時(shí)， 本身就感到愉悅和滿足（Ryan amp; Deci， 2000）。相對(duì)而言， 當(dāng)消費(fèi)者認(rèn)為品牌的善舉受到環(huán)境或情境因素驅(qū)動(dòng)時(shí)， 對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)就會(huì)產(chǎn)生質(zhì)疑（Heider， 1944）。這是因?yàn)橄M(fèi)者認(rèn)為品牌采取善舉的動(dòng)機(jī)在于避免懲罰或獲得外部認(rèn)可（Groza et al.， 2011）， 從而脫離事件的原本意圖（Ryan amp; Deci， 2000）。

內(nèi)在動(dòng)機(jī)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(shí)， 他可能對(duì)受益者的實(shí)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(duì)受益者的未來行為以及如何在關(guān)系中創(chuàng)造價(jià)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(dòng)機(jī)的影響（Khodakarami et al.， 2015）?；谶@一點(diǎn)， 我們推測(cè)品牌的發(fā)起者角色比回報(bào)者角色更容易引發(fā)消費(fèi)者的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因。這是因?yàn)樵诮粨Q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(huì)回報(bào)以及如何回報(bào)的情況下做出有益于他人的行動(dòng)。因此， 其行為更多地是出于對(duì)互惠信念的支持和認(rèn)可。相關(guān)研究表明， 焦點(diǎn)行為者積極主動(dòng)的社會(huì)責(zé)任計(jì)劃以及道德、溫暖等特質(zhì)均體現(xiàn)了較強(qiáng)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)（Andreoni， 1990; Groza et al.， 2011）。相對(duì)而言， 回報(bào)行為發(fā)生在互惠關(guān)系的后期階段， 受到社會(huì)規(guī)范的驅(qū)動(dòng)?；貓?bào)者角色償還負(fù)債的動(dòng)機(jī)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(fèi)者對(duì)品牌善行內(nèi)在動(dòng)機(jī)的感知。

內(nèi)在動(dòng)機(jī)的歸因不僅影響行為者自身（即品牌），"而且還會(huì)對(duì)人際互動(dòng)有重要影響。研究表明， 當(dāng)消費(fèi)者將公司的企業(yè)社會(huì)責(zé)任歸因于內(nèi)在動(dòng)機(jī)時(shí)， 隨后的消費(fèi)者反應(yīng)會(huì)更加積極（Kelley， 1973）。內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因增強(qiáng)了個(gè)體對(duì)公司的態(tài)度和購(gòu)買（Ellen et al.， 2006）、信任、推薦意向（Vlachos et al.， 2009）和重復(fù)贊助（Walker et al.， 2010）。由此， 我們認(rèn)為內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因是品牌互惠角色影響消費(fèi)者親社會(huì)響應(yīng)的中介因素：

假設(shè)H2：內(nèi)在動(dòng)機(jī)的歸因中介了品牌的互惠角色（發(fā)起者vs.回報(bào)者）對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響。

1.3""品牌群體標(biāo)簽的調(diào)節(jié)作用

品牌可以代表一個(gè)參照群體， 會(huì)引發(fā)消費(fèi)者對(duì)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(biāo)簽分類（以下簡(jiǎn)稱“成員品牌”和“疏離外群品牌”） （White et al.， 2014）。成員群體中的個(gè)體相似性較高， 人們對(duì)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(rèn)同的群體（Katherine amp; Darren， 2008）， 持有明確的負(fù)面聯(lián)系和疏遠(yuǎn)動(dòng)機(jī)（White et al.， 2014）。例如， 對(duì)于成年服裝的消費(fèi)者而言， 他們可能會(huì)避免接觸老年服飾這一疏離外部群體， 因?yàn)樗麄儾辉概c“蒼老”相聯(lián)系。之所以聚焦兩者對(duì)個(gè)體親社會(huì)行為的影響， 首先是因?yàn)閭€(gè)體對(duì)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(qiáng)烈影響（White amp; Dahl， 2006）。其次， 品牌的親社會(huì)等道德身份與成員群體和疏離外部群體的標(biāo)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(huì)引發(fā)負(fù)面認(rèn)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(shí)踐意義。

群體標(biāo)簽意味著品牌在應(yīng)對(duì)社會(huì)規(guī)范時(shí)采取不同的處理方式， 這是消費(fèi)者進(jìn)行歸因的重要參考（Sherman et al.， 2007）。成員群體會(huì)更強(qiáng)烈地激活社會(huì)規(guī)范：成員品牌應(yīng)當(dāng)代表一個(gè)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(huì)規(guī)范的承諾和義務(wù)， 還需要在群體內(nèi)強(qiáng)化實(shí)施社會(huì)合作規(guī)范的行為， 以突顯規(guī)范的意義和價(jià)值（Marques et al.， 1998）。當(dāng)成員品牌將自己定位為發(fā)起者角色時(shí)， 對(duì)群體規(guī)范的強(qiáng)化會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)的感知， 從而提升消費(fèi)者自身的親社會(huì)性。相反， 如果成員品牌將自己定位為回報(bào)者角色， 消費(fèi)者可能認(rèn)為成員品牌只是在遵循互惠規(guī)范， 對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)的感知相對(duì)較低， 對(duì)親社會(huì)方面的積極響應(yīng)也會(huì)減弱。

相對(duì)而言， 由于疏離外群品牌與個(gè)體所在的群體之間的聯(lián)系較弱， 消費(fèi)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(fèi)者通常忽視疏離外群品牌的行為動(dòng)機(jī)， 甚至避免進(jìn)行動(dòng)機(jī)歸因。然而， 消費(fèi)者會(huì)將反面典型群體進(jìn)行對(duì)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(gè)過程可能導(dǎo)致人們推斷人群中焦點(diǎn)特征的平均水平高于他們預(yù)期的水平， 從而降低對(duì)自身水平的評(píng)價(jià)（“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(qiáng)化自身概念的行為（Shalev amp; Morwitz， 2011）?；貓?bào)者角色既傳遞了積極形象又未強(qiáng)化內(nèi)群規(guī)范， 消費(fèi)者會(huì)更容易接受并支持疏離外群品牌的回報(bào)行為， 進(jìn)而受到其行為的激勵(lì)， 提升自身的親社會(huì)性。但是， 如果疏離外群品牌將自己定位于發(fā)起者， 消費(fèi)者會(huì)難以通過動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)， 當(dāng)消費(fèi)者了解到疏離的外部群體在積極行為方面表現(xiàn)較好時(shí)， 消費(fèi)者更有可能在公共環(huán)境下（相對(duì)于私人環(huán)境）以積極的意圖和行動(dòng)做出回應(yīng)（Katherine amp; Darren， 2008）。由此提出：

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

假設(shè)H3a：對(duì)于具有成員群體標(biāo)簽的品牌， 品牌發(fā)起者的角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的激勵(lì)比回報(bào)者的角色高;

假設(shè)H3b：對(duì)于具有疏離外部群體標(biāo)簽的品牌， 品牌的回報(bào)者的角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的激勵(lì)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(xiàng)二手?jǐn)?shù)據(jù)， 首先探究品牌的發(fā)起者角色和回報(bào)者角色對(duì)消費(fèi)者的親社會(huì)行為影響差異， 并且驗(yàn)證了品牌

群體標(biāo)簽（成員群體vs. 疏離外群）在品牌的互惠角色與消費(fèi)者親社會(huì)行為之間所起到的調(diào)節(jié)作用。為了進(jìn)一步揭示其具體的內(nèi)在影響機(jī)制， 通過4項(xiàng)實(shí)驗(yàn)再次驗(yàn)證了二手?jǐn)?shù)據(jù)的發(fā)現(xiàn)， 并考察了內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因所起到的中介作用和品牌群體標(biāo)簽的調(diào)節(jié)作用。

2 "二手?jǐn)?shù)據(jù)分析：社交平臺(tái)中互惠角色影響個(gè)體親社會(huì)參與

2.1""研究目的

本研究旨在探討品牌互惠角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響以及品牌群體標(biāo)簽的調(diào)節(jié)作用， 驗(yàn)證假設(shè)H1和假設(shè)H3。我們利用二手?jǐn)?shù)據(jù)， 對(duì)新浪微博上真實(shí)的公益合作數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析。通過分析真實(shí)的數(shù)據(jù)， 研究檢驗(yàn)了品牌互惠角色和品牌群體標(biāo)簽對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響， 以及微博用戶對(duì)焦點(diǎn)行為者在互惠關(guān)系中所處不同角色的反應(yīng)。在中國(guó)， 新浪微博是最具代表性的社交媒體平臺(tái)之一， 因此該平臺(tái)上的公益活動(dòng)能夠反映出一定的趨勢(shì)和特點(diǎn)。2022年9月， 微博舉辦了年度公益活動(dòng)“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(hào)作為研究對(duì)象， 具有適用性和代表性。首先， 該活動(dòng)采用“傳播”和“募捐”雙軸驅(qū)動(dòng)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(lì)用戶廣泛參與各項(xiàng)活動(dòng)， 為研究個(gè)體觀察多方成員的互惠關(guān)系提供了條件。其次， 各賬號(hào)的發(fā)布者需要為公益活動(dòng)投入時(shí)間、精力和資源， 而幾乎沒有直接回報(bào)。然而， 發(fā)布者卻能夠在其他成員的互動(dòng)中受益。因此， 對(duì)于企業(yè)等市場(chǎng)成員而言， 在公共平臺(tái)發(fā)布信息是互惠驅(qū)動(dòng)的行為（Yang et al.， 2020）。而對(duì)于瀏覽者來說， 點(diǎn)贊和分享都被視為一種親社會(huì)行為， 因?yàn)槌斯膭?lì)活動(dòng)的參與外， 這些象征性的支持本身也在提高傳播活動(dòng)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(dòng)期間設(shè)置了“公益藍(lán)v勢(shì)力榜”用于鼓勵(lì)微博用戶支持并參與各品牌的公益活動(dòng)。本研究首先收集整理了入榜賬號(hào)“愛樂融聆聽計(jì)劃”等微博數(shù)據(jù)， 在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清理和編碼后， 進(jìn)行假設(shè)驗(yàn)證。具體操作如下：

（1）數(shù)據(jù)收集。“人人公益節(jié)”的活動(dòng)時(shí)間為2022年9月。本研究選取榜單排名前6名的賬號(hào)作為互惠關(guān)系中的焦點(diǎn)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(hào)未對(duì)微博互動(dòng)設(shè)置限制、均是社會(huì)救助和環(huán)保領(lǐng)域的公益機(jī)構(gòu)、營(yíng)銷模式相同， 并且參與公益活動(dòng)的時(shí)間段一致， 由此排除了賬號(hào)運(yùn)營(yíng)模式、行業(yè)特質(zhì)、營(yíng)銷策略和活動(dòng)時(shí)間對(duì)樣本的引導(dǎo)。本研究的數(shù)據(jù)收集時(shí)間在2023年1月， 按照新浪互動(dòng)榜單的統(tǒng)計(jì)時(shí)間， 收集了2022年9月5日至9月25日6個(gè)官微的全部?jī)?nèi)容。各賬號(hào)會(huì)通過發(fā)布與公益相關(guān)推文來進(jìn)行活動(dòng)推廣， 本研究收集了每條微博的發(fā)布賬號(hào)、推文內(nèi)容、評(píng)論數(shù)量、點(diǎn)贊數(shù)量和新浪統(tǒng)計(jì)的微博互動(dòng)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(huì)成員的關(guān)系， 因此剔除了4條與社會(huì)組織參與活動(dòng)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(jì)算出在顯著性水平為0.05且效應(yīng)量為中等水平（f = 0.25）時(shí)， 預(yù)測(cè)達(dá)到95%的統(tǒng)計(jì)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(jì)檢驗(yàn)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(bào)者的定義， 對(duì)微博內(nèi)容進(jìn)行互惠角色編碼。當(dāng)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(gè)省份41所鄉(xiāng)村學(xué)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(shí)， 該賬號(hào)被標(biāo)記為互惠關(guān)系中的發(fā)起者， 編碼為1， 共計(jì)228條。當(dāng)官微對(duì)其他賬號(hào)表示感謝或者表達(dá)回報(bào)時(shí)， 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(biāo)記為回報(bào)的一方， 編碼為0， 共計(jì)119條。由于該時(shí)段是各品牌公益活動(dòng)的宣傳期， 賬號(hào)會(huì)在微博后面附上需要支持的公益項(xiàng)目信息并倡議參與， 以使公益信息廣泛傳播， 避免信息不對(duì)等， 比如， 與自然同行項(xiàng)目的信息是：“讓我們一起采取行動(dòng)， 倡導(dǎo)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(jià)值?！?研究人員對(duì)互惠角色編碼報(bào)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(jìn)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(duì)每個(gè)賬號(hào)的群體標(biāo)簽進(jìn)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(biāo)記為成員群體， 編碼為1， 共計(jì)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(biāo)記為疏離外部群體， 編碼為0， 共計(jì)246條。編碼一致率為100%。

2.3 "結(jié)果與討論

將標(biāo)準(zhǔn)化后的評(píng)論數(shù)量和點(diǎn)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(píng)論數(shù)量顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者}"= 0.08 vs. M_{回報(bào)者}"= ?"0.15）， F（1， 345） = 3.93， p = 0.048， η² = 0.01; 發(fā)起者組的點(diǎn)贊數(shù)量顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者}"= 0.08 vs. M_{回報(bào)者}"= ?0.16）， F（1， 345） = 4.4， p"= 0.037， η² = 0.01。此外， 標(biāo)準(zhǔn)化后的微博互動(dòng)指數(shù)沒有顯著差異， F（1， 345） = 0.84， p"= 0.361， 排除了特殊熱點(diǎn)事件等因素引發(fā)的潛在影響。

本研究進(jìn)一步采用了多元線性回歸的方法進(jìn)行分析。以互惠角色為自變量， 以標(biāo)準(zhǔn)化的評(píng)論數(shù)和點(diǎn)贊數(shù)為因變量。首先計(jì)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(yán)重的多重共線性問題。如表1所示， 品牌的互惠角色對(duì)瀏覽者的評(píng)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(duì)點(diǎn)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(duì)于回報(bào)者的角色， 發(fā)起者的角色定位更能激勵(lì)觀察者的親社會(huì)行為， 支持了假設(shè)H1。

然后， 對(duì)自變量互惠角色、調(diào)節(jié)變量群體標(biāo)簽、兩者的交互項(xiàng)和因變量進(jìn)行回歸分析， 構(gòu)建模型2?；セ萁巧腿后w標(biāo)簽的交互項(xiàng)對(duì)評(píng)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(biāo)簽的交互項(xiàng)對(duì)點(diǎn)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(biāo)簽?zāi)軌蛘{(diào)節(jié)互惠角色和親社會(huì)行為之間的關(guān)系， 當(dāng)品牌具有疏離外部群體（vs.成員群體）標(biāo)簽時(shí)， 品牌發(fā)起者（vs.回報(bào)者）對(duì)親社會(huì)行為的影響減弱， 為假設(shè)H3提供了證據(jù)。

為檢驗(yàn)賬號(hào)特色的潛在影響（徐嵐"等， 2020）， 將6個(gè)品牌作為虛擬變量由1至6編號(hào)， 加入到上述回歸分析中?；貧w模型中， VIF最大值為3.16， 小于5。模型1中， 品牌互惠角色對(duì)評(píng)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(duì)評(píng)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(duì)點(diǎn)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(duì)點(diǎn)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(biāo)簽的交互項(xiàng)對(duì)評(píng)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。互惠角色和群體標(biāo)簽的交互項(xiàng)對(duì)點(diǎn)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(yàn)了品牌在與其他社會(huì)成員之間互惠關(guān)系中的角色（發(fā)起者vs. 回報(bào)者）如何影響消費(fèi)者的親社會(huì)行為， 以及品牌群體標(biāo)簽的調(diào)節(jié)作用。通過二手?jǐn)?shù)據(jù)分析， 我們解決了在親社會(huì)意愿和行為之間的偏差問題， 從而更真實(shí)地反映了互惠關(guān)系中角色對(duì)消費(fèi)者行為的影響。該研究也排除了實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的備擇解釋， 即參與者察覺到實(shí)驗(yàn)者的意圖， 并在無意中遵從（Jung et al.， 2020）。為了進(jìn)一步驗(yàn)證品牌的互惠角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為影響的內(nèi)在機(jī)制， 本文繼續(xù)通過設(shè)計(jì)實(shí)驗(yàn)對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。

在正式實(shí)驗(yàn)中， 我們通過多種場(chǎng)景和形式測(cè)量親社會(huì)行為。在捐贈(zèng)類型與資源形式的選擇上， 捐贈(zèng)作為親社會(huì)行為的主要表現(xiàn)形式， 可以涉及金錢、血液、勞務(wù)等多種資源（Yang amp; Hsee， 2022; 張瑋瑋"等， 2023）。因此， 我們根據(jù)具體實(shí)驗(yàn)情境選擇合適的捐贈(zèng)類型進(jìn)行測(cè)量：實(shí)驗(yàn)1、2和4為金錢捐贈(zèng)， 實(shí)驗(yàn)3中為步數(shù)捐贈(zèng)， 以全面了解不同形式下的親社會(huì)行為。其次， 親社會(huì)行為的意向性與實(shí)際執(zhí)行密切相關(guān)（Jung et al.， 2020）， 因此在對(duì)真實(shí)親社會(huì)行為測(cè)量后， 正式實(shí)驗(yàn)側(cè)重于測(cè)量個(gè)體參與慈善和公益活動(dòng)的意愿， 以幫助理解和把控個(gè)體行為意圖， 并更準(zhǔn)確地推斷個(gè)體的行為模式及其動(dòng)機(jī)。此外， 品牌偏好與親社會(huì)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(dòng)中， 個(gè)體的親社會(huì)行為反映了對(duì)特定品牌的偏好。因此， 我們通過真實(shí)品牌和虛擬品牌考察互惠角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響， 尤其是在不同社會(huì)關(guān)系構(gòu)建下的表現(xiàn)。

3 "實(shí)驗(yàn)1：驗(yàn)證真實(shí)品牌的互惠角色的主效應(yīng)

實(shí)驗(yàn)1旨在檢驗(yàn)假設(shè)"H1和假設(shè)H2是否成立， 即消費(fèi)者在觀察品牌與其他成員之間的互惠關(guān)系時(shí)， 品牌的發(fā)起者角色比回報(bào)者角色更能激勵(lì)消費(fèi)者的親社會(huì)行為， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因?yàn)橹薪闄C(jī)制。實(shí)驗(yàn)1選擇“國(guó)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?qǐng)?bào)”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(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與測(cè)量

實(shí)驗(yàn)為品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報(bào)者"vs. 對(duì)照組）單因素被試組間設(shè)計(jì)， 因變量為親社會(huì)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(duì)照， 以檢驗(yàn)明確的角色是否比無角色更能激勵(lì)親社會(huì)行為。實(shí)驗(yàn)1通過專業(yè)問卷網(wǎng)站Credamo在線進(jìn)行。實(shí)驗(yàn)過程中被試者被隨機(jī)分配至李寧擔(dān)任發(fā)起者角色（人民日?qǐng)?bào)擔(dān)任回報(bào)者角色）、李寧擔(dān)任回報(bào)者角色（人民日?qǐng)?bào)擔(dān)任發(fā)起者角色）和對(duì)照組三個(gè)實(shí)驗(yàn)情境中， 閱讀新聞后分別回答角色和注意力檢查題項(xiàng)、捐贈(zèng)意愿、內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因和個(gè)人信息四類問題。實(shí)驗(yàn)首先排除錯(cuò)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(jī)讓參與者閱讀一則李寧和人民日?qǐng)?bào)國(guó)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(jì)對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生干擾， 發(fā)起者和回報(bào)者的廣告采用相同的排版和背景圖片， 并且字?jǐn)?shù)相近。李寧作為與人民日?qǐng)?bào)之間互惠關(guān)系發(fā)起者的介紹主要為：1984年李寧在奧運(yùn)會(huì)的高光時(shí)刻和1990年李寧開創(chuàng)中國(guó)體育用品品牌為人民日?qǐng)?bào)創(chuàng)造了新聞熱點(diǎn)， 而2019年人民日?qǐng)?bào)通過開辦“有間國(guó)潮館”推動(dòng)李寧的跨界轉(zhuǎn)型。最后用“三十年前， 李寧在《人民日?qǐng)?bào)》宣布了中國(guó)體育用品史的開端; 三十年后， 《人民日?qǐng)?bào)》成為中國(guó)李寧跨界轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)”作為總結(jié)。李寧作為回報(bào)者的新聞梗概主要為：人民日?qǐng)?bào)在1984報(bào)道了李寧在奧運(yùn)會(huì)的高光時(shí)刻， 在1990年報(bào)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?qǐng)?bào)致敬， 并用“三十年前， 《人民日?qǐng)?bào)》見證了中國(guó)體育用品品牌李寧的誕生; 三十年后， 中國(guó)李寧把《人民日?qǐng)?bào)》印在李寧的服裝上”作為總結(jié)。對(duì)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(yùn)會(huì)場(chǎng)館介紹的新聞（具體操縱材料請(qǐng)見附錄）。所有被試均需填寫改編的互惠角色檢查題項(xiàng)（Flynn amp; Yu， 2021）：“根據(jù)你剛剛讀到的新聞內(nèi)容， 在李寧?人民日?qǐng)?bào)的關(guān)系中， 哪一方首先讓對(duì)方受益？”， 并提供李寧、人民日?qǐng)?bào)、我不知道三個(gè)選項(xiàng)。

（2）變量測(cè)量：親社會(huì)行為的測(cè)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(guó)運(yùn)動(dòng)員教育基金會(huì)”的親社會(huì)活動(dòng)（1～7點(diǎn)量表）并填寫0～1000元區(qū)間捐款數(shù)額。內(nèi)在動(dòng)機(jī)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(huì)成員創(chuàng)造福利的活動(dòng)” “李寧為社會(huì)其他成員更好的發(fā)展和生活而進(jìn)行投資”等6個(gè)問題。最后， 參與者提供了性別、年齡、教育和收入的個(gè)人信息。研究同時(shí)測(cè)量了被試以往對(duì)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(yàn)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(duì)方受益的一方; 在李寧作為回報(bào)者的條件下， 57名參與者（78.08%）正確回答人民日?qǐng)?bào)是首先讓李寧受益的一方， 證明實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)進(jìn)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(jì)算出在顯著性水平為0.05且效應(yīng)量（f）為0.25時(shí)， 預(yù)測(cè)達(dá)到80%的統(tǒng)計(jì)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(jì)檢驗(yàn)力。樣本中男性共71人（41.8%）， 平均年齡為30.17歲， 本科學(xué)歷為主（68.2%）， 收入7001～10000元為主（37.6%）， 覆蓋老中青三代、各學(xué)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(huì)行為：將互惠角色作為自變量（對(duì)照組"= 0， 回報(bào)者"= 1， 發(fā)起者"= 2）， 慈善參與意愿作為因變量進(jìn)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(bào)者} = 5.23 SD = 1.71 vs. M_{對(duì)照組}= 5.49 SD"= 1.25）， F（2， 167） ="6.86， p = 0.001， η² = 0.076。計(jì)劃比較（planned contrast）結(jié)果表明， 當(dāng)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(xiàng)目的意愿更高（與對(duì)照組比：t（111） = 3.2， p = 0.002; 與回報(bào)者組比：t（109） = 3.52， p = 0.001）; 對(duì)照組與回報(bào)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(yàn)（Kruskal-Wallis檢驗(yàn)）來檢查互惠角色與對(duì)照組之間捐贈(zèng)金額的差異。結(jié)果顯示整體效應(yīng)顯著（M_{發(fā)起者}"= 348.87 SD"= 302.84 vs. M_{回報(bào)者}"= 192.98 SD = 211.58 vs. M_{對(duì)照組}"= 221.76 SD"= 230.8）， χ²（2） = 11.81， p"= 0.003。當(dāng)品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試參與公益項(xiàng)目捐贈(zèng)金額比回報(bào)者組更高（χ²（1） = 3.18， p"= 0.004）， 比對(duì)照組的捐贈(zèng)金額更高（χ²（1） = 2.76， p"= 0.017）， 回報(bào)者和對(duì)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(bào)者角色激發(fā)了消費(fèi)者個(gè)體更高的慈善參與意愿和捐款金額， 實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了假設(shè)H1。

（3）內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介檢驗(yàn)：內(nèi)在動(dòng)機(jī)測(cè)量量表的可靠性良好（α = 0.82）， 因此使用均值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。計(jì)劃比較顯示， 李寧作為發(fā)起者的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者} = 5.57 SD = 0.95 vs. M_{回報(bào)者}"= 5.12 SD = 1.05）， t（109） = 2.37， p = 0.02。為了檢驗(yàn)互惠角色對(duì)個(gè)體親社會(huì)行為關(guān)系中內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)， 采用bootstrapping技術(shù)（PROCESS Model 4）進(jìn)行了中介效應(yīng)檢驗(yàn)（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(dòng)機(jī)歸因（b"= 0.45 95% CI = [0.07， 0.83]， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)影響慈善參與意愿（b = 0.52; 95% CI = [0.28， 0.76]）， 品牌互惠角色對(duì)個(gè)體參與意愿的效應(yīng)區(qū)間不包含0 （b"= 0.67; 95% CI = [0.19， 1.15] ）， 間接效應(yīng)不包含0 （95% CI = [0.03， 0.62]）， 說明內(nèi)在動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)成立。

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

實(shí)驗(yàn)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(bào)者）場(chǎng)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(diǎn)品牌的內(nèi)在動(dòng)機(jī)更可能驅(qū)動(dòng)觀察者的親社會(huì)行為。

4 "實(shí)驗(yàn)2：驗(yàn)證虛擬品牌的互惠角色主效應(yīng)

實(shí)驗(yàn)2為一項(xiàng)預(yù)注冊(cè)實(shí)驗(yàn)（https：//osf.io/hq7ts）， 在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上做如下完善：第一， 真實(shí)品牌可能存在社會(huì)地位、品類差異等干擾因素。本實(shí)驗(yàn)使用虛擬品牌， 采用品牌與其他消費(fèi)者之間的互惠關(guān)系作為新的實(shí)驗(yàn)情境， 以進(jìn)一步確認(rèn)， 互惠角色引發(fā)的親社會(huì)響應(yīng)及其內(nèi)在機(jī)制。第二， 發(fā)起者比回報(bào)者有更高的社會(huì)地位（Flynn amp; Yu， 2021）， 而觀察者有可能在下一輪行動(dòng)中選擇社會(huì)地位高的一方作為新一輪親社會(huì)的合作者。因此， 本實(shí)驗(yàn)將確認(rèn)焦點(diǎn)品牌的社會(huì)地位評(píng)價(jià)， 以排除社會(huì)地位的潛在中介解釋。

4.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與測(cè)量

實(shí)驗(yàn)2為品牌互惠角色（發(fā)起者"vs. 回報(bào)者）單因素被試組間設(shè)計(jì)， 采用與實(shí)驗(yàn)1相同的方法招募參與者。實(shí)驗(yàn)首先告知參與者閱讀一篇虛擬品牌在另一個(gè)城市的新聞， 然后進(jìn)入與實(shí)驗(yàn)1一致的流程。實(shí)驗(yàn)首先排除錯(cuò)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(diǎn)品牌“樂樂外賣”作為發(fā)起者的新聞標(biāo)題為“樂樂外賣：疫情當(dāng)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(gòu)的難題。為此， 外賣平臺(tái)樂樂外賣主動(dòng)投入資金和運(yùn)力， 幫助嘉安市民度過抗疫難關(guān)。而后， 平臺(tái)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(bào)者的新聞標(biāo)題為"“樂樂外賣：低碳降塑， 回饋用戶支持的回報(bào)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(tái)升級(jí)積分規(guī)則和公益機(jī)制， 用于回報(bào)用戶。所有被試均需填寫與實(shí)驗(yàn)1相似的互惠角色檢查題項(xiàng)， 并評(píng)價(jià)新聞描述事件（協(xié)助抗疫/低碳綠色）的重要性。

（2）變量測(cè)量：為了測(cè)量親社會(huì)行為， 我們告知參與者樂樂外賣向全國(guó)用戶推出一項(xiàng)“愛心善款捐獻(xiàn)”的公益項(xiàng)目， 平臺(tái)用戶可以通過樂樂公益平臺(tái)捐贈(zèng)善款， 為欠發(fā)達(dá)地區(qū)的貧困兒童提供免費(fèi)午餐、補(bǔ)充營(yíng)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(píng)價(jià)該公益活動(dòng)的重要性。內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的測(cè)量與實(shí)驗(yàn)1一致。隨后， 問卷還詢問了被試對(duì)品牌社會(huì)地位的評(píng)價(jià)：“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(gè)人信息。

4.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗(yàn)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(diǎn)品牌“樂樂外賣”是互惠關(guān)系中首先讓對(duì)方受益的一方; 在回報(bào)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(diǎn)品牌收益的一方， 證明實(shí)驗(yàn)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(jì)算出在顯著性水平為0.05且效應(yīng)量（f）為0.25時(shí)， 預(yù)測(cè)達(dá)到95%的統(tǒng)計(jì)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(jì)檢驗(yàn)力。樣本中男性共80人（37.7%）， 平均年齡為29.58歲， 本科學(xué)歷為主（62.7%）， 收入10000元以上為主（23.6%）， 覆蓋老中青三代、各學(xué)歷水平和收入水平。此外， 兩組在對(duì)新聞中品牌參與事件重要性的評(píng)價(jià)、“愛心善款捐獻(xiàn)”公益項(xiàng)目重要性的評(píng)價(jià)、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(huì)行為：將互惠角色作為自變量（回報(bào)者"= 0， 發(fā)起者"= 1）， 公益參與意愿作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色會(huì)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(bào)者} = 5.87 SD = 1.09）， F（1， 210） = 4.96， p = 0.027， η² = 0.023。計(jì)劃比較結(jié)果表明， 發(fā)起者組和回報(bào)者組之間的差異顯著， t（210） = 2.23， p"= 0.027。非參數(shù)檢驗(yàn)Mann-Whitney分析結(jié)果表明， 發(fā)起者組報(bào)告的平均捐款金額比回報(bào)者組高（M_{發(fā)起者}"= 61.75 SD"= 29.3 vs. M_{回報(bào)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(duì)于回報(bào)者角色更能激發(fā)消費(fèi)者個(gè)體更高的慈善參與意愿和捐款金額， 實(shí)驗(yàn)結(jié)果支持了假設(shè)H1。

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

（4）排除備擇解釋：首先對(duì)社會(huì)地位（α = 0.78）進(jìn)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(huì)地位， F（1， 210） = 0.46， p ="0.498。其次， 社會(huì)地位在互惠角色對(duì)親社會(huì)行為的主效應(yīng)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(huì)地位的競(jìng)爭(zhēng)性解釋。

實(shí)驗(yàn)2的結(jié)果再次支持了假設(shè)"H1和假設(shè)H2。對(duì)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(fèi)者親社會(huì)響應(yīng)會(huì)高于回報(bào)者的角色定位， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因起到中介作用， 社會(huì)地位的潛在解釋被排除。

5 "實(shí)驗(yàn)3：驗(yàn)證框架效應(yīng)下的互惠角色主效應(yīng)

實(shí)驗(yàn)3旨在對(duì)品牌互惠角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的主效應(yīng)和內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)再次加以驗(yàn)證。在實(shí)驗(yàn)1和實(shí)驗(yàn)2中， 實(shí)驗(yàn)刺激材料發(fā)起者和回報(bào)者的描述順序與互惠的發(fā)起和回報(bào)行為順序一致， 因此參與者可能會(huì)受到品牌出現(xiàn)先后次序及頻率的影響， 引發(fā)對(duì)一個(gè)客觀問題的描述不同而產(chǎn)生差異的框架效應(yīng)（Tversky amp; Kahneman， 1981）。因此， 實(shí)驗(yàn)3的目的在于確認(rèn)框架效應(yīng)是否會(huì)對(duì)互惠角色的主效應(yīng)有影響。此外， 實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)情境， 進(jìn)一步減少實(shí)驗(yàn)的潛在干擾。

5.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與測(cè)量

實(shí)驗(yàn)3采用2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報(bào)者） × 2 （焦點(diǎn)品牌出現(xiàn)次序： 先vs.后）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 采用與實(shí)驗(yàn)1相同的方法收集數(shù)據(jù)， 并初步剔除錯(cuò)誤回答注意檢測(cè)的23份問卷， 得到242份問卷。實(shí)驗(yàn)過程中參與者將隨機(jī)進(jìn)入到4種場(chǎng)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(huì)行為、動(dòng)機(jī)歸因、互惠角色、品牌特質(zhì)和感知義務(wù)等測(cè)量， 隨后回答自己的個(gè)人信息。

（1）互惠角色和出現(xiàn)次序的操縱：本研究使用兩個(gè)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(bào)者）角色， 其中“快信”為焦點(diǎn)品牌。品牌“快信”擔(dān)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(dāng)前環(huán)境問題日益嚴(yán)峻的背景下發(fā)起清塵計(jì)劃， 主動(dòng)投資并分享經(jīng)驗(yàn)， 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(jià)值相當(dāng)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(jì)劃， 強(qiáng)調(diào)通過資源回饋推動(dòng)物流行業(yè)的綠色化發(fā)展。品牌“快信”擔(dān)任回報(bào)者并且后出現(xiàn)的操縱是將上述兩個(gè)品牌互相對(duì)調(diào)。品牌“快信”擔(dān)任回報(bào)者同時(shí)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(dāng)前環(huán)境問題日益嚴(yán)峻的背景下向清塵計(jì)劃投資300萬元， 強(qiáng)調(diào)通過資源回饋推動(dòng)物流行業(yè)的綠色化發(fā)展。作為該計(jì)劃的受益者， 快信已獲得相當(dāng)于300萬元的清潔能源價(jià)值。清塵計(jì)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(yàn)， 將低碳減排轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)投資， 主動(dòng)承擔(dān)了社會(huì)責(zé)任。品牌“快信”擔(dān)任發(fā)起者并且后出現(xiàn)的操縱是將上述兩個(gè)品牌互相對(duì)調(diào)。操縱檢驗(yàn)與之前實(shí)驗(yàn)相同， 參與者需要選擇最先發(fā)起利益的一方。

（2）變量測(cè)量：親社會(huì)行為的測(cè)量是告知品牌“快信”正在向社會(huì)組織一項(xiàng)“捐步數(shù)"綠色出行”的活動(dòng)， 詢問參與者是否有興趣參與并填寫0～10000區(qū)間的捐贈(zèng)步數(shù)。內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的測(cè)量是讓參與者評(píng)價(jià)焦點(diǎn)品牌：“真正為了自然和社會(huì)更好的發(fā)展而進(jìn)行投資” “出于可持續(xù)的目的參與了社會(huì)負(fù)責(zé)的倡議并提供支持” “積極參與促進(jìn)社會(huì)福祉的活動(dòng)和項(xiàng)目” （Du et al.， 2007; Ellen et al.， 2006）。此外， 問卷還測(cè)量了外在動(dòng)機(jī)歸因（attribution of extrinsic motivation）， 包括“致力于社會(huì)責(zé)任倡議， 旨在獲得更多的投資收益” “參與對(duì)社會(huì)負(fù)責(zé)的活動(dòng)是因?yàn)楦械絽⑴c此類活動(dòng)的社會(huì)壓力” “希望通過參與對(duì)社會(huì)負(fù)責(zé)的舉措來增加利潤(rùn)” （Du et al.， 2007; Ellen et al.， 2006）。感知品牌效能（brand efficacy）包括三個(gè)項(xiàng)目“（焦點(diǎn)品牌）活動(dòng)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(dòng)更高效” （Garvey et al.， 2015）。感知誠(chéng)懇（sincerity）從“真誠(chéng)” “道德” “富有情感”和“以社會(huì)為導(dǎo)向”四個(gè)方面評(píng)價(jià)品牌。參與者也評(píng)價(jià)了材料中對(duì)品牌的感知義務(wù)（perceived obligation）， 包括"“（焦點(diǎn)品牌）別無選擇， 只能提供支持” “自愿提供支持（反向計(jì)分）” “可以自行選擇是否提供支持， 但他想提供（反向計(jì)分）” （Flynn amp; Yu， 2021）。以上問題由1-非常不同意至7-非常同意測(cè)量。感知可行（workability）的測(cè)量則是由1～7由低至高的水平評(píng)價(jià)焦點(diǎn)品牌的工作能力（Ilmarinen， 2007）。最后， 參與者提供了個(gè)人信息。

5.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗(yàn)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(diǎn)品牌“快信”是互惠關(guān)系中首先讓對(duì)方受益的一方; 在回報(bào)者的條件下， 103名參與者（82.4%）正確作答， 證明實(shí)驗(yàn)操縱成功， χ²（1） = 126.13， p lt;"0.001。剔除34份未能通過操縱檢驗(yàn)的問卷后， 最終有208份用于下一步分析。通過G*power 軟件計(jì)算出在顯著性水平為0.05且效應(yīng)量為中等水平（f"= 0.25）時(shí)， 預(yù)測(cè)達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)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(jì)檢驗(yàn)力。其中男性76人（36.5%）， 平均年齡：29.62歲， 本科學(xué)歷（71.6%）和月收入7001～10000元（25%）為主， 樣本覆蓋各個(gè)群體。

（2）親社會(huì)行為：將公益參與意愿作為因變量進(jìn)行方差分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色會(huì)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(bào)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(bào)者組之間的公益參與意愿差異顯著， t（206） = 3.14， p"= 0.002。焦點(diǎn)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(yīng)不顯著， F（1， 206） = 0.12， p = 0.729。

接下來， 使用Kruskal-Wallis檢驗(yàn)來檢查4組之間捐贈(zèng)步數(shù)的差異。結(jié)果顯示整體效應(yīng)不顯著， χ²（3） = 5.72， p"= 0.126。進(jìn)一步分析表明， 當(dāng)焦點(diǎn)品牌被描述為互惠關(guān)系的發(fā)起者后， 被試的捐贈(zèng)數(shù)量比回報(bào)者組更高（M_{發(fā)起者}"= 8199.1 SD"= 2281.02 vs. M_{回報(bào)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(bào)者角色激發(fā)了消費(fèi)者個(gè)體更高的慈善參與意愿和捐贈(zèng)數(shù)量， 但是焦點(diǎn)品牌的出現(xiàn)次序并不影響消費(fèi)者的親社會(huì)行為。實(shí)驗(yàn)結(jié)果再次支持了假設(shè)H1， 并排除了焦點(diǎn)品牌出現(xiàn)次序的框架效應(yīng)。

（2）內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介檢驗(yàn)：發(fā)起者組的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因（α = 0.7）顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者} = 6.14 SD = 0.74 vs. M_{回報(bào)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(dòng)機(jī)歸因（b"= 0.49 95% CI = [0.29， 0.69）]， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)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(duì)個(gè)體參與意愿的效應(yīng)區(qū)間包含0 （95% CI = [?0.08， 0.38]）， 間接效應(yīng)不包含0 （95% CI = [0.11， 0.38]）， 說明內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)成立。以捐贈(zèng)步數(shù)為因變量， 結(jié)果同樣表明內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因影響捐贈(zèng)數(shù)量（b"= 1124.88; 95% CI = [701.24， 1548.52]）， 互惠角色對(duì)捐贈(zèng)數(shù)量的效應(yīng)區(qū)間包含0 （95% CI = [?527.92， 769.05]）， 間接效應(yīng)不包括0 （95% CI = [220.15， 970.58]）， 中介效應(yīng)成立， 支持假設(shè)H2。

（4）排除備擇解釋：研究對(duì)外在動(dòng)機(jī)、感知義務(wù)、品牌效能、感知真誠(chéng)和感知可行的潛在解釋進(jìn)行排除。單因素方差分析表明互惠角色不影響外在動(dòng)機(jī)歸因（α = 0.72）、感知義務(wù)（α = 0.67）和可行性（Fs lt; 2.68， ps"gt;"0.103）， 同時(shí)品牌效能（α = 0.74）和感知真誠(chéng)（α"= 0.81）在發(fā)起者組和回報(bào)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(chéng)：F（1， 206） = 5.17， p ="0.024， η² = 0.02）。接下來， 將以上變量與內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因作為中介變量進(jìn)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(dòng)機(jī)歸因：95% CI = [?0.03， 0.07]; 感知義務(wù)：95% CI = [?0.04， 0.17]; 品牌效能：95% CI = [?0.09， 0.12]; 感知真誠(chéng)：95% CI = [?0.03， 0.13]; 感知可行：95% CI = [?0.02， 0.1]）。同時(shí)， 在捐贈(zèng)數(shù)量的分析上均未發(fā)現(xiàn)顯著的中介作用（外在動(dòng)機(jī)歸因：95% CI = [?182.95， 16.15]; 感知義務(wù)：95% CI = [?212.75， 30.64]; 品牌效能：95% CI = [?258.13， 254.71]; 感知真誠(chéng)：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(jìng)爭(zhēng)性解釋。

實(shí)驗(yàn)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(diǎn)品牌出現(xiàn)先后次序的框架效應(yīng)， 以及外在動(dòng)機(jī)歸因、品牌特質(zhì)和感知義務(wù)等其他備擇解釋。品牌發(fā)起者的互惠角色引發(fā)的消費(fèi)者親社會(huì)響應(yīng)會(huì)高于回報(bào)者的角色定位， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因起到中介作用。同時(shí)也表明， 互惠角色的效應(yīng)在消費(fèi)者在捐錢和捐物的親社會(huì)行為上存在相同的趨勢(shì)。

6 "實(shí)驗(yàn)4：品牌群體標(biāo)簽的調(diào)節(jié)作用

實(shí)驗(yàn)4旨在通過實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)品牌角色與品牌群體標(biāo)簽對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的交互影響， 在品牌發(fā)起者（vs. 回報(bào)者）的定位下， 具有成員群體（vs. 疏離外部群體）標(biāo)簽的品牌激勵(lì)消費(fèi)者參與相關(guān)親社會(huì)行為的意愿更高。我們將在下面的實(shí)驗(yàn)中驗(yàn)證假設(shè)H3。

6.1""實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與測(cè)量

實(shí)驗(yàn)2采用2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報(bào)者） × 2 （品牌群體標(biāo)簽： 成員群體"vs. 疏離外部群體）的組間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)， 采用與實(shí)驗(yàn)1相同的方法收集數(shù)據(jù)， 并初步剔除錯(cuò)誤回答注意檢測(cè)、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(shí)驗(yàn)過程中參與者將隨機(jī)進(jìn)入到品牌作為發(fā)起者/成員群體、發(fā)起者/疏離外群、回報(bào)者/成員群體和回報(bào)者/疏離外群四種場(chǎng)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(huì)行為、品牌的內(nèi)在動(dòng)機(jī)、群體契合度和疏離態(tài)度等測(cè)量， 隨后回答了自己的個(gè)人信息。

（1）品牌互惠角色的操縱：為了區(qū)分焦點(diǎn)品牌在互惠關(guān)系中承擔(dān)的發(fā)起者（vs. 回報(bào)者）角色， 標(biāo)題分別為：“引領(lǐng)（vs.維護(hù)）信息安全， 我們爭(zhēng)做創(chuàng)益者（vs. 回報(bào)者）”， 閱讀內(nèi)容梗概為品牌“聯(lián)普”宣布與社會(huì)組織“創(chuàng)新者聯(lián)盟”合作， 主動(dòng)為其提供資金和技術(shù)支持， 致力于引領(lǐng)社會(huì)發(fā)展， 率先為社會(huì)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(chǎng)盈利）; 而后提升了自身的市場(chǎng)盈利和技術(shù)研發(fā)水平（vs. 為其進(jìn)行投資， 提供資金和技術(shù)研發(fā)上的支持， 致力于回報(bào)“創(chuàng)新者聯(lián)盟”的幫助， 感恩和回饋社會(huì)） （具體操縱材料請(qǐng)見附錄）。然后， 參與者選出最先讓對(duì)方受益的一方。

（2）品牌群體標(biāo)簽的操縱：選擇人們認(rèn)為針對(duì)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(biāo)簽有效的操縱方法（Escalas amp; Bettman， 2003）。因此， 實(shí)驗(yàn)中通過聲明品牌的核心業(yè)務(wù)來對(duì)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(cè)量：因變量親社會(huì)行為的測(cè)量是詢問參與者是否有興趣參與品牌公益平臺(tái)的“地震受災(zāi)地區(qū)信息教育”的公益活動(dòng)， 并填寫0～100元區(qū)間的捐款金額。對(duì)品牌綠色行為內(nèi)在動(dòng)機(jī)的測(cè)量采用6個(gè)改編的條目（Story amp; Neves， 2015）， 如“參與旨在為其他社會(huì)成員創(chuàng)造福利的活動(dòng)” “為社會(huì)其他成員更好的發(fā)展而進(jìn)行投資”等6個(gè)題項(xiàng)。研究要求被試者按照1～7的水平對(duì)品牌行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)評(píng)級(jí)。操縱檢驗(yàn)包括成員群體契合度和群體疏離態(tài)度兩個(gè)變量。成員群體契合度有三項(xiàng)測(cè)量：“我適合這個(gè)群體” “我屬于這個(gè)群體”和“我認(rèn)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(xiàng)測(cè)量：“我不想與這個(gè)群體有關(guān)聯(lián)” “我想避免與這個(gè)群體有聯(lián)系” “我避免與這個(gè)群體產(chǎn)生共鳴” “我強(qiáng)烈認(rèn)同這一群體（反向計(jì)分）” （White et al.， 2014）。

6.2""結(jié)果與討論

（1）操縱檢驗(yàn)和樣本信息：在焦點(diǎn)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(diǎn)品牌是創(chuàng)造利益的第一方。在品牌定位于回報(bào)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(zhǔn)確地識(shí)別廣告中品牌的角色定位。剔除38份未能通過操縱檢驗(yàn)的問卷后， 最終有280份用于下一步分析。通過G*power軟件計(jì)算出在顯著性水平為0.05且效應(yīng)量為中等水平（f"= 0.25）時(shí)， 預(yù)測(cè)達(dá)到90%的統(tǒng)計(jì)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(jì)檢驗(yàn)力。其中男性106人（37.9%）， 平均年齡：29.81歲， 本科學(xué)歷（69.3%）和月收入3000元以下（26.4%）為主， 樣本覆蓋各個(gè)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(jìn)行分析。2 （品牌互惠角色：發(fā)起者vs.回報(bào)者） × 2 （品牌群體標(biāo)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(fèi)者感知的品牌契合程度要高于疏離外群品牌中消費(fèi)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(fèi)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(shí)驗(yàn)對(duì)群體標(biāo)簽的操縱是成功的。品牌互惠角色與群體標(biāo)簽的交互項(xiàng)對(duì)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(huì)行為：首先將公益參與意愿作為因變量進(jìn)行方差分析（圖2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 互惠角色與品牌群體標(biāo)簽的交互效應(yīng)顯著， F（1， 278） = 10.63， p = 0.001， η² = 0.04?；セ萁巧珜?duì)公益參與意愿的影響不顯著， F（1， 278） = 0.001， p = 0.977; 品牌標(biāo)簽對(duì)公益參與意愿的影響不顯著， F（1， 278） = 0.65， p = 0.419。通過估計(jì)邊際平均值（EM均值）計(jì)劃比較分析發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)焦點(diǎn)品牌為成員群體時(shí)， 發(fā)起者組的參與意愿顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者} = 5.87 SD = 0.11 vs. M_{回報(bào)者}"= 5.51 SD = 0.11）， F（1， 137） = 4.61， p = 0.034。當(dāng)焦點(diǎn)品牌為疏離外群品牌時(shí)， 發(fā)起者組的參與意愿顯著低于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者} = 5.6 SD = 0.1 vs. M_{回報(bào)者}"= 5.96 SD = 0.1）， F（1， 139） = 6.29， p = 0.013。

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

（3）內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介檢驗(yàn)：以內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因（α"= 0.82）為因變量進(jìn)行方差分析， 互惠角色與品牌群體標(biāo)簽的交互效應(yīng)顯著， F（1， 278） = 7.34， p = 0.007， η² = 0.03。互惠角色對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的影響顯著， F（1， 278） = 4.32， p = 0.039， η² = 0.02; 品牌標(biāo)簽對(duì)內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的影響不顯著， F（1， 278） = 1.31， p = 0.253。計(jì)劃比較分析發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)焦點(diǎn)品牌為成員群體時(shí)， 發(fā)起者組的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因顯著高于回報(bào)者組（M_{發(fā)起者}"= 5.94 SD = 0.09 vs. M_{回報(bào)者}"= 5.54 SD = 0.09）， F（1， 137） = 10.52， p = 0.001。當(dāng)焦點(diǎn)品牌為疏離外群品牌時(shí)， 發(fā)起者組的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因與回報(bào)者組無顯著差異（M_{發(fā)起者}"= 5.61 SD = 0.08 vs. M_{回報(bào)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(biāo)簽的交互項(xiàng)影響內(nèi)在動(dòng)機(jī)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(dòng)機(jī)歸因影響公益參與意愿（b"= 0.64; 95% CI = [0.5， 0.77]）， 間接效應(yīng)不包含0 （95% CI = [0.08， 0.54]）。具體而言， 在成員群體， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)成立（95% CI = [0.1， 0.44]）， 在疏離外部群體， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)不成立（95% CI = [?0.19， 0.11]）。以捐贈(zèng)金額為因變量， 結(jié)果同樣表明品牌互惠角色和群體標(biāo)簽的交互項(xiàng)影響捐款金額（b"= 17.27; 95% CI = [4.08， 30.46]）， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因影響捐贈(zèng)金額（b"= 7.64; 95% CI = [2.95， 12.34]）， 間接效應(yīng)不包括0 （95% CI = [0.78， 7.84]）。"具體而言， 在成員群體， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)成立（95% CI = [1.04， 6.1]）， 在疏離外部群體， 內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因的中介效應(yīng)不成立（95% CI = [?2.69， 1.08]）。

以上， 實(shí)驗(yàn)4檢驗(yàn)了品牌群體標(biāo)簽在品牌互惠角色對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為影響的邊界條件。實(shí)驗(yàn)結(jié)果對(duì)假設(shè)H3a提供支持， 發(fā)現(xiàn)品牌發(fā)起者（vs. 回報(bào)者）定位對(duì)消費(fèi)者的親社會(huì)影響對(duì)于成員品牌成立，"內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因在這一過程起到了中介作用。實(shí)驗(yàn)4也為H3b提供了支持， 互惠角色的先行效應(yīng)僅在未啟動(dòng)品牌疏離外部群體標(biāo)簽的前提下存在。當(dāng)消費(fèi)者發(fā)現(xiàn)品牌具有疏離外部群體的標(biāo)簽時(shí)， 相較于品牌的發(fā)起者定位， 回報(bào)者定位更能激發(fā)其積極的親社會(huì)行為。

7 "討論

7.1 "研究結(jié)論

本研究聚焦于消費(fèi)者作為互惠關(guān)系之外的觀察者、品牌作為焦點(diǎn)參與者的互惠關(guān)系， 從互惠的發(fā)起者和回報(bào)者兩個(gè)方面， 考察了品牌定位于發(fā)起者和回報(bào)者對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)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(xiàng)焦點(diǎn)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(fèi)者在觀察品牌與其他社會(huì)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(bào)者的定位更能激勵(lì)消費(fèi)者的親社會(huì)行為， 而品牌的群體標(biāo)簽（成員群體"vs. 疏離外部群體）可作為調(diào)節(jié)要素對(duì)品牌互惠角色的不對(duì)稱效果產(chǎn)生影響。具體而言， 品牌發(fā)起者（vs.回報(bào)者）對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)性的激勵(lì)作用存在于當(dāng)品牌具有成員群體的身份時(shí)。而當(dāng)消費(fèi)者意識(shí)到品牌具有疏離外群的身份時(shí)， 該關(guān)系會(huì)存在逆轉(zhuǎn)， 即品牌回報(bào)者的角色比發(fā)起者的角色更能激勵(lì)消費(fèi)者的親社會(huì)行為。

7.2 "理論貢獻(xiàn)

本研究的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。

第一， 本文檢查了品牌的互惠角色對(duì)消費(fèi)者行為所產(chǎn)生的影響， 確認(rèn)了交換順序能夠?qū)е孪M(fèi)者行為響應(yīng)偏差。研究豐富了引發(fā)個(gè)體親社會(huì)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(dāng)前學(xué)界較多從人際關(guān)系的微觀層面關(guān)注他人對(duì)個(gè)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(huì)群體之間宏觀層面的交換， 完善了微觀和宏觀社會(huì)結(jié)構(gòu)中互惠關(guān)系的理論體系。本研究進(jìn)一步支持了互惠角色引發(fā)的不對(duì)稱性， Flynn和Yu （2021）的研究發(fā)現(xiàn)互惠交換會(huì)引發(fā)象征性資源（社會(huì)地位）的不公平， 而本研究發(fā)現(xiàn)互惠交換同樣會(huì)引發(fā)親社會(huì)支持等實(shí)際資源的不對(duì)稱。重要的是， 以往研究主要從一對(duì)一的二元交換角度聚焦靜態(tài)的社會(huì)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(dòng)的差異， 從多元的、動(dòng)態(tài)的視角補(bǔ)充了當(dāng)前互惠角色引發(fā)的不對(duì)稱效應(yīng)研究， 用直接證據(jù)探明了互惠傳遞性的具體表現(xiàn)與機(jī)制， 即觀察他人的互惠關(guān)系可能通過影響個(gè)體的認(rèn)知， 進(jìn)而引發(fā)其造福社會(huì)福祉的行為。該發(fā)現(xiàn)豐富了互惠利他驅(qū)動(dòng)下親社會(huì)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(jìn)化消費(fèi)（Saad， 2013）。

第二， 本研究從內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因這一角度， 揭示了個(gè)體在觀察互惠關(guān)系所經(jīng)歷的認(rèn)知過程， 發(fā)現(xiàn)品牌的互惠角色引發(fā)了內(nèi)在動(dòng)機(jī)的歸因差異。較多親社會(huì)研究聚焦捐贈(zèng)者的內(nèi)在自我激勵(lì)因素， 而本研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)個(gè)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(shí)， 對(duì)他人行為的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因同樣能夠積極影響人際互動(dòng)， 這拓展了內(nèi)在動(dòng)機(jī)在歸因?qū)ο髮用娴难芯俊４送猓?盡管傳統(tǒng)研究認(rèn)為內(nèi)在動(dòng)機(jī)的有效性大于外在動(dòng)機(jī)， 但最近的研究則發(fā)現(xiàn)兩者的效用對(duì)等， 甚至存在外在動(dòng)機(jī)的影響高于內(nèi)在動(dòng)機(jī)的情況（Delmas amp; Kohli， 2020; Ginder et al.， 2021; Khodakarami et al.， 2015）。為了更準(zhǔn)確的評(píng)估內(nèi)在動(dòng)機(jī)的影響， 已有研究提出動(dòng)機(jī)的有效性會(huì)因捐贈(zèng)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(diǎn)， 即在一段互惠關(guān)系中， 發(fā)起方引發(fā)的內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因能夠解釋個(gè)體親社會(huì)行為偏差， 證實(shí)了內(nèi)在動(dòng)機(jī)歸因能夠影響跨情景的捐贈(zèng)和非營(yíng)利關(guān)系。

第三， 本研究厘清了品牌擔(dān)任的互惠角色與消費(fèi)者親社會(huì)行為之間的聯(lián)系， 并基于此提出了品牌群體標(biāo)簽（成員群體"vs. 疏離外部群體）的調(diào)節(jié)作用， 進(jìn)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(kuò)展了企業(yè)多重身份對(duì)消費(fèi)者決策影響的研究， 也呼應(yīng)了身份關(guān)聯(lián)策略的有效性取決于情境因素的觀點(diǎn)（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(dǎo)消費(fèi)者遵循社會(huì)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(duì)共同品牌產(chǎn)品的評(píng)價(jià)（Kumar， 2005）， 而本研究從更廣泛的社會(huì)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(bào)者這兩個(gè)因素對(duì)消費(fèi)者親社會(huì)行為的影響。但是， 交換的結(jié)構(gòu)也是影響個(gè)體行為響應(yīng)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(duì)稱的依賴， 使個(gè)體在合作伙伴的選擇上有所差異（Balliet et al.， 2017）。未來研究可進(jìn)一步從互惠關(guān)系的結(jié)構(gòu)視角挖掘可能引發(fā)個(gè)體親社會(huì)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(fèi)者的親社會(huì)行為。其次， 當(dāng)傳播品牌與社會(huì)成員的互惠聯(lián)系時(shí)， 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(shí)驗(yàn)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(huì)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(gè)體積極行為響應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制（White et al.， 2014）。未來研究可進(jìn)一步基于疏離外部群體， 繼續(xù)探索引發(fā)親社會(huì)行為的其他中介要素。

參""考""文""獻(xiàn)

Anderson， C. P.， John， O. J.， Keltner， D.， amp; Kring， A. M. （2001）. Who attains social status？ Effects of personality and physical attractiveness in social groups. Journal of Personality and Social Psychology， 81 （1）， 116?132.

André， K.， Bureau， S.， Gautier， A.， amp; Rubel， O. （2017）. Beyond the opposition between altruism and self-interest： Reciprocal giving in reward-based crowdfunding. Journal of Business Ethics， 146（2）， 313?332.

Andreoni， J. （1990）. Impure altruism and donations to public goods： A theory of warm-glow giving. The Economic Journal， 100（401）， 464?477.

Balliet， D.， Tybur， J. M.， amp; Van Lange， P. A. M. （2017）. Functional interdependence theory： An evolutionary account of social situations. Personality and Social Psychology Review， 21（4）， 361?388.

Becker-Olsen， K. L.， Cudmore， B. A.， amp; Hill， R. P. （2006）. The impact of perceived corporate social responsibility on consumer behavior. Journal of Business Research， 59（1）， 46?53.

Blau， P. M. （1964）. Exchange and power in social life. London： Transaction Publishers.

Cakanlar， A.， Nikolova， H.， amp; Nenkov， G. Y. （2023）. I will be green for us： When consumers compensate for their partners’ unsustainable behavior. Journal of Marketing， 60（1）， 110?129.

Chen， Z.， amp; Huang， Y. （2016）. Cause-related marketing is not always less favorable than corporate philanthropy： The moderating role of self-construal. International Journal of Research in Marketing， 33（4）， 868?880.

Choi， W. J.， amp; Winterich， K. P. （2013）. Can brands move in from the outside？ How moral identity enhances out-group brand attitudes. Journal of Marketing， 77（2）， 96 ?111.

Cropanzano， R.， amp; Mitchell， M. S. （2005）. Social exchange theory： An interdisciplinary review. Journal of Management， 31（6）， 874-900.

Delmas， M. A.， amp; Kohli， A. （2020）. Can apps make air pollution visible？ Learning about health impacts through engagement with air quality information. Journal of Business Ethics， 161（2）， 279?302.

Desteno， D.， Bartlett， M.， Baumann， J.， Williams， L.， amp; Dickens， L. （2010）. Gratitude as moral sentiment： Emotion-guided cooperation in economic exchange. Emotion， 10"（2）， 289?293.

Du， S.， Bhattacharya， C. B.， amp; Sen， S. （2007）. Reaping relational rewards from corporate social responsibility： The role of competitive positioning. International Journal of Research in Marketing， 24（3）， 224?241.

Dungan， J. A.， Gomez， D. M. M.， amp; Epley， N. （2022）. Too reluctant to reach out： Receiving social support is more positive than expressers expect. Psychological Science， 33（8）， 1300?1312.

Ellen， P. S.， Webb， D. J.， amp; Mohr， L. A. （2006）. Building corporate associations： Consumer attributions for corporate socially responsible programs. Journal of the Academy of Marketing Science， 34（2）， 147?157.

Escalas， J. E.， amp; Bettman， J. R. （2003）. You are what they eat： The influence of reference groups on consumers' connections to brands. Journal of Consumer Psychology， 13（3）， 339?348.

Flynn， F. J.， amp; Yu， A. （2021）. Better to give than reciprocate？ Status and reciprocity in prosocial exchange. Journal of Personality and Social Psychology， 121（1）， 115?136.

Garvey， A. M.， Germann， F.， amp; Bolton， L. E. （2015）. Performance brand placebos： How brands improve performance and consumers take the credit. Journal of Consumer Research， 42（6）， 931?951.

Giebelhausen， M.， Chun， H. H.， Cronin， J. J.， amp; Hult， G. T. M. （2016）. Adjusting the warm-glow thermostat： How incentivizing participation in voluntary green programs moderates their impact on service satisfaction. Journal of Marketing， 80（4）， 56?71.

Ginder， W.， Kwon， W.-S.， amp; Byun， S.-E. （2021）. Effects of internal?external congruence-based CSR positioning： An attribution theory approach. Journal of Business Ethics， 169（2）， 355?369.

Goldstein， N. J.， Griskevicius， V.， amp; Cialdini， R. B. （2011）. Reciprocity by proxy： A novel influence strategy for stimulating cooperation. Administrative Science Quarterly， 56（3）， 441?473.

Gouldner， A. W. （1960）. The norm of reciprocity： A preliminary statement. American Sociological Review， 25（2），"161?178.

Groza， M. D.， Pronschinske， M. R.， amp; Walker， M. （2011）. Perceived organizational motives and consumer responses to proactive and reactive CSR. Journal of Business Ethics， 102（4）， 639?652.

Hair， J. F.， Anderson， R. E.， Tatham， R. L.， amp; Black， W. C. （2006）. Multivariate data analysis （7th ed）. NJ： Prentice Hall.

Hayes， A. F. （2013）. Introduction to mediation， moderation， and conditional process analysis： A regression-based approach. NY： Guilford.

Hecke， T. V. （2012）. Power study of ANOVA versus Kruskal-Wallis test."Journal of Statistics and Management Systems， 15（2-3）， 241?247.

Heider， F. （1944）. Social perception and phenomenal causality. Psychology Review， 51（6）， 358?374.

Hoppner， J.， amp; Griffith， D. （2011）. The role of reciprocity in clarifying the performance payoff of relational behavior. Journal of Marketing Research， 48（5）， 920?928.

Ilmarinen， J. （2007）. The work ability index （WAI）. Occupational Medicine， 57（2）， 160?160.

Jung， H.， Seo， E.， Han， E.， Henderson， M.， amp; Patall， E. （2020）. Prosocial modeling： A meta-analytic review and synthesis. Psychology Bulletin， 146（8）， 635? 663.

Katherine， W.， amp; Darren， D. （2008）. Are all out-groups created equal？ Consumer identity and dissociative influence. Journal of Consumer Research， 34（4）， 525?536.

Kelley， H. （1973）. The processes of causal attribution. American Psychologist， 28（2）， 107?128.

Khodakarami， F.， Petersen， J. A.， amp; Venkatesan， R. （2015）. Developing donor relationships： The role of the breadth of giving. Journal of Marketing， 79（4）， 77?93.

Kumar， P. （2005）. The impact of cobranding on customer evaluation of brand counterextensions. Journal of Marketing， 69（3）， 1?18.

Marques， J.， Abrams， D.， Páez， D.， amp; Martinez-Taboada， C. （1998）. The role of categorization and in-group norms in judgments of groups and their members. Journal of Personality and Social Psychology， 75（4）， 976?988.

Mat Roni， S.， Djajadikerta， H. G.， Mat Roni， S.， amp; Djajadikerta， H. G. （2021）. Non-parametric tests. In S. Mat Roni， amp; H. G. Djajadikerta （Eds.）， Data analysis with SPSS for survey-based Research"（pp. 219?260）， Springer.

Molm， L. D. （2003）. Theoretical comparisons of forms of exchange. Sociological Theory， 21（1）， 1?17.

Newman， G. E.， amp; Cain， D. M. （2014）. Tainted altruism： When doing some good is evaluated as worse than doing no good at all. Psychological Science， 25（3）， 648?655.

Newman， K.， amp; Brucks， M. （2018）. The influence of corporate social responsibility efforts on the moral behavior of high self-brand overlap consumers. Journal of Consumer Psychology， 28（2）， 253?271.

Nowak， M. A.， amp; Roch， S. （2007）. Upstream reciprocity and the evolution of gratitude. Proceedings Biological Sciences， 274"（1610）， 605? 609.

Peloza， J.， White， K.， amp; Shang， J. （2013）. Good and guilt-free： The role of self-accountability in influencing preferences for products with ethical attributes. Journal of Marketing， 77（1）， 104?119.

Rimal， R. N.， amp; Lapinski， M. K. （2015）. A re-explication of social norms， ten years later. Communication Theory， 25（4）， 393?409.

Romani， S.， Grappi， S.， amp; Bagozzi， R. P. （2016）. Corporate socially responsible initiatives and their effects on consumption of green products. Journal of Business Ethics， 135（2）， 253?264.

Ryan， R.， amp; Deci， E. （2000）. Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation， social development， and well-being. The American Psychologist， 55（1）， 68?78.

Saad， G. （2013）. Evolutionary consumption. Journal of Consumer Psychology， 23（3）， 351?371.

Shalev， E.， amp; Morwitz， V. G. （2011）. Influence via comparison-driven self-evaluation and restoration： The case of the low-status influencer. Journal of Consumer Research， 38（5）， 964?980.

Sherman， D. K.， Kinias， Z.， Major， B.， Kim， H. S.， amp; Prenovost， M. （2007）. The group as a resource： Reducing biased attributions for group success and failure via group affirmation. Personality and Social Psychology Bulletin， 33（8）， 1100?1112.

Silver， I.， Kelly， B. A.， amp; Small， D. A. （2021）. Selfless first movers and self-interested followers： Order of entry signals purity of motive in pursuit of the greater good. Journal of Consumer Psychology， 31（3）， 501?517.

Spielmann， N. （2020）. Green is the new white： How virtue motivates green product purchase. Journal of Business Ethics， 173（4）， 759?776.

Story， J.， amp; Neves， P. （2015）. When corporate social responsibility （CSR） increases performance： Exploring the role of intrinsic and extrinsic CSR attribution. Business Ethics： A European Review， 24（2）， 111?124.

Strahilevitz， M. （1999）. The effects of product type and donation magnitude on willingness to pay more for a charity-linked brand. Journal of Consumer Psychology， 8"（3）， 215?241.

Sun， J.， amp; Yang， J. （2023）. The power of circulation： The impact of reciprocal relationship on consumer behavior. Advances in Psychological Science， 31（6）， 1094?1108.

[孫瑾， 楊靜舒. （2023）. 循環(huán)的力量： 互惠關(guān)系對(duì)消費(fèi)者行為的影響. 心理科學(xué)進(jìn)展， 31（6）， 1094?1108. ]

Tversky， A.， amp; Kahneman， D. （1981）. The framing of decisions and the psychology of choice. Science， 211（4481）， 453?458.

van de Ven， N.， Zeelenberg， M.， amp; Pieters， R. （2009）. Leveling up and down： The experiences of benign and malicious envy. Emotion， 9（3）， 419?429.

Verhoef， P. C.， Franses， P. H.， amp; Hoekstra， J. C. （2001）. The impact of satisfaction and payment equity on cross-buying： A dynamic model for a multi-service provider. Journal of Retailing， 77（3）， 359?378.

Vlachos， P. A.， Tsamakos， A.， Vrechopoulos， A. P.， amp; Avramidis， P. K. （2009）. Corporate social responsibility： Attributions， loyalty， and the mediating role of trust. Journal of the Academy of Marketing Science， 37（2）， 170?180.

Walker， M.， Heere， B.， Parent， M. M.， amp; Drane， D. （2010）. Social responsibility and the Olympic games： The mediating role of consumer attributions. Journal of Business Ethics， 95（4）， 659?680.

Weiss， J. K.， amp; Cohen， E. L. （2019）. Clicking for change： The role of empathy and negative affect on engagement with a charitable social media campaign. Behavior amp; Information Technology， 38（12）， 1185?1193.

White， K.， amp; Dahl， D. W. （2006）. To be or not be？ The influence of dissociative reference groups on consumer preferences. Journal of Consumer Psychology， 16（4）， 404?414.

White， K.， Argo， J. J.， amp; Sengupta， J. （2012）. Dissociative versus associative responses to social identity threat： The role of consumer self-construal."Journal of Consumer Research， 39（4）， 704?719.

White， K.， Simpson， B.， amp; Argo， J. J. （2014）. The motivating role of dissociative out-groups in encouraging positive consumer behaviors. Journal of Marketing Research， 51（4）， 433?447.

Xiong， X.， Guo， S.， Gu， L.， Huang， R.， amp; Zhou， X. （2018）. Reciprocity anxiety： Individual differences in feeling discomfort in reciprocity situations. Journal of Economic Psychology， 67， 149?161.

Xu， L.， Zhao， S.， Cui， N.， Zhang， L.， amp; Zhao， J. （2020）. The impact of story design mode on consumers' brand attitude. Management World， 36（10）， 76?94.

[徐嵐， 趙爽爽， 崔楠， 張留霞， 趙津怡. （2020）. 故事設(shè)計(jì)模式對(duì)消費(fèi)者品牌態(tài)度的影響. 管理世界， 36（10）， 76?94.]

Yang， A. X.， amp; Hsee， C. K. （2022）. Obligatory publicity increases charitable acts. Journal of Consumer Research， 48（5）， 839?857.

Yang， D.， Zhou， H.， Lei， X.， amp; Huang， Z. （2021）. Celebrities or ordinary people？ Research on the differences in consumer preference for brand group label in different goal pursuit stages. Nankai Business Review， 25（3）， 170?183.

[楊德鋒， 周涵， 雷希， 黃贊. （2021）. 明星還是普通人？不同目標(biāo)追逐階段消費(fèi)者對(duì)品牌群體標(biāo)簽的偏好差異研究. 南開管理評(píng)論， 25（3）， 170?183.]

Yang， Z.， Janakiraman， N.， Hossain， M. T.， amp; Grisaffe， D. B. （2020）. Differential effects of pay-it-forward and direct-reciprocity on prosocial behavior. Journal of Business Research， 121， 400?408.

Zhang， W.， Chen， Y.， amp; Zhu， L. （2023）. “Attraction of the like”： The influence of peer's donation choice on prosocial behavior of adolescents and the role of the belief in a just world."Acta Psychologica Sinica， 55（9）， 1453?1464.

[張瑋瑋， 陳逸群， 朱莉琪. （2023）. \"近朱者赤\"：同伴捐贈(zèng)決策信息對(duì)青少年親社會(huì)行為的影響及公正世界信念的作用. 心理學(xué)報(bào)， 55（9）， 1453?1464.]

Zhao， X.， Cai， F.， amp; Yang， Z. （2022）. Are people less generous after a family member gives to charity？ The interaction of self-construal and relationship type. International Journal of Research in Marketing， 40（2）， 398?416

Zheng， X.， Peng， S.， amp; Peng， L. （2015）. Feeling better and becoming more benevolent： Impact of social comparison on prosocial behavior. Acta Psychologica Sinica， 47（2）， 243?250.

[鄭曉瑩， 彭泗清， 彭璐珞. （2015）. “達(dá)”則兼濟(jì)天下？社會(huì)比較對(duì)親社會(huì)行為的影響及心理機(jī)制."心理學(xué)報(bào)， 47（2）， 243?250. ]

Zou， W.， Tian， Q.， amp; Liu， J. （2012）. “Give a plum in return for a peach”： A review of reciprocity theory of organizational behavior. Advances in Psychological Science， 20（11）， 1879?1888.

[鄒文篪， 田青， 劉佳. （2012）. “投桃報(bào)李”——互惠理論的組織行為學(xué)研究述評(píng). 心理科學(xué)進(jìn)展， 20（11）， 1879?1888.]

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(shí)驗(yàn)材料

（1）實(shí)驗(yàn)1

（2）實(shí)驗(yàn)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(shí)現(xiàn)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 在疫情的推動(dòng)下提前到來。為了助力嘉安市加快推動(dòng)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(gè)互聯(lián)網(wǎng)協(xié)議語音服務(wù)和軟件應(yīng)用程序， 汀汀商投并舉、集團(tuán)聯(lián)動(dòng)， 依據(jù)自身優(yōu)勢(shì)， 主動(dòng)將嘉安市數(shù)字化任務(wù)納入品牌的發(fā)展進(jìn)程， 積極從資金、技術(shù)和平臺(tái)全面引領(lǐng)嘉安市數(shù)字化建設(shè)。汀汀為社會(huì)數(shù)字化項(xiàng)目設(shè)立基金總額超100萬元， 持續(xù)完善嘉安“金服云”平臺(tái)功能和生態(tài)建設(shè)， 推進(jìn)數(shù)據(jù)價(jià)值化。同時(shí)利用技術(shù)， 向抗疫人員免費(fèi)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(xiàng)工作， 汀汀設(shè)置了一個(gè)籌款按鈕， 任何消費(fèi)者可以捐贈(zèng)資金， 為數(shù)百萬持續(xù)抗疫的工作人員提供社會(huì)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(huì)責(zé)任案例獎(jiǎng)”等三重獎(jiǎng)項(xiàng)， 這是嘉安市對(duì)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(dòng)的絕佳試驗(yàn)地， 不僅解決了汀汀拓展市場(chǎng)的問題， 又為推廣應(yīng)用程序積累了經(jīng)驗(yàn)， 打響了品牌。汀汀進(jìn)一步依托嘉安市豐富的資源與政府治理經(jīng)驗(yàn)， 結(jié)合自身的平臺(tái)和技術(shù)， 成為全省領(lǐng)先的政府服務(wù)平臺(tái)。

情境2-品牌汀汀作為回報(bào)者：新冠疫情的不確定性擾亂了中小企業(yè)正常的運(yùn)營(yíng)， 壓低了資產(chǎn)價(jià)格。大多數(shù)公司正在經(jīng)歷一些困難時(shí)期， 作為一個(gè)互聯(lián)網(wǎng)協(xié)議語音服務(wù)和軟件應(yīng)用程序， 汀汀和同行業(yè)的許多公司一樣， 都面臨著財(cái)務(wù)挑戰(zhàn)和現(xiàn)金流問題。為了解決企業(yè)的運(yùn)營(yíng)困難， 嘉安地方政府宣布特殊時(shí)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(fèi)， 倡導(dǎo)經(jīng)營(yíng)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(shí)現(xiàn)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型， 在疫情的推動(dòng)下提前到來， 增加了嘉安市數(shù)字化進(jìn)程的緊迫性。飲水思源， 為了解決嘉安市加快推動(dòng)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(yīng)用第一市”， 汀汀商投并舉、集團(tuán)聯(lián)動(dòng)， 從資金、技術(shù)和平臺(tái)三個(gè)方面給與社會(huì)回報(bào)。汀汀為社會(huì)數(shù)字化項(xiàng)目設(shè)立基金總額超100萬元， 持續(xù)完善嘉安“金服云”平臺(tái)功能和生態(tài)建設(shè)， 推進(jìn)數(shù)據(jù)價(jià)值化。同時(shí)利用技術(shù)， 向抗疫人員免費(fèi)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(xiàng)工作， 汀汀設(shè)置了一個(gè)籌款按鈕， 任何消費(fèi)者可以捐贈(zèng)資金， 為數(shù)百萬持續(xù)抗疫的工作人員提供社會(huì)支持。

（3）實(shí)驗(yàn)3

情境"1-焦點(diǎn)品牌“快信”為發(fā)起者+先出現(xiàn)：

當(dāng)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(yùn)輸導(dǎo)致巨大的溫室氣體排放， 威脅著生態(tài)環(huán)境和社會(huì)的福祉。在這一背景下， 物流品牌快信宣布承擔(dān)社會(huì)責(zé)任， 于2022年12月啟動(dòng)了業(yè)內(nèi)首個(gè)關(guān)注環(huán)境保護(hù)問題的社會(huì)責(zé)任項(xiàng)目——清塵計(jì)劃。快信率先對(duì)該項(xiàng)目進(jìn)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(yàn)。

清塵計(jì)劃的獨(dú)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(jì)劃中， 物流品牌速行成為清塵計(jì)劃的受益者之一。作為與快信實(shí)力相當(dāng)?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(shí)現(xiàn)了財(cái)務(wù)收益的增長(zhǎng)。

在2023年12月， 速行宣布出資300萬元， 以支持清塵計(jì)劃。速行強(qiáng)調(diào)， 作為清塵計(jì)劃的受益者， 他們通過該項(xiàng)目獲得了價(jià)值300萬元的清潔能源。為了持續(xù)推動(dòng)物流行業(yè)的綠色化進(jìn)程， 品牌速行秉持回報(bào)和感恩的信念， 將獲得的收益進(jìn)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(diǎn)品牌“快信”為回報(bào)者+后出現(xiàn)：將情境1兩個(gè)品牌互換。

情境"3-焦點(diǎn)品牌“快信”為發(fā)起者+后出現(xiàn)：

當(dāng)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(yùn)輸導(dǎo)致巨大的溫室氣體排放， 威脅著生態(tài)環(huán)境和社會(huì)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(bào)關(guān)注環(huán)境保護(hù)問題的社會(huì)責(zé)任項(xiàng)目——清塵計(jì)劃。為了持續(xù)推動(dòng)物流行業(yè)的綠色化進(jìn)程， 速行堅(jiān)持回報(bào)和感恩的信念， 帶來了良性的資源回饋。

清塵計(jì)劃的獨(dú)特之處在于將低碳減排的工作從簡(jiǎn)單的成本支出轉(zhuǎn)變?yōu)榭沙掷m(xù)的投資?？煨艖{借與同行的協(xié)作展開基于環(huán)保的投資， 實(shí)現(xiàn)了財(cái)務(wù)收益的增長(zhǎng)。作為清塵計(jì)劃的受益者， 速行通過該項(xiàng)目獲得了價(jià)值300萬元的清潔能源。

清塵計(jì)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(gè)關(guān)注環(huán)境保護(hù)問題的社會(huì)責(zé)任項(xiàng)目。作為與速行實(shí)力相當(dāng)?shù)钠放疲?快信率先對(duì)清塵計(jì)劃進(jìn)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(yàn)， 主動(dòng)承擔(dān)了社會(huì)責(zé)任。

情境4-焦點(diǎn)品牌“快信”為回報(bào)者+先出現(xiàn)：將情境3兩個(gè)品牌互換。

（4）實(shí)驗(yàn)4"