“多”反而少：元認知推斷視角下支付渠道數(shù)量對個體捐贈的影響*

冉雅璇 牛熠欣 陳斯允

“多”反而少：元認知推斷視角下支付渠道數(shù)量對個體捐贈的影響

冉雅璇牛熠欣陳斯允

(中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院, 武漢 430073) (暨南大學(xué)管理學(xué)院, 廣州 510632)

支付渠道通常是捐贈信息中的必要元素。研究基于元認知推斷理論, 探討了支付渠道數(shù)量因素(多個vs.單一)對個體捐贈的作用機制。通過6個實驗和1個單文章元分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相比單一支付渠道, 多個支付渠道反而會抑制個體捐贈的金額和意愿, 感知商業(yè)化和道德懷疑連續(xù)中介以上效應(yīng)。關(guān)鍵原因在于, 多支付渠道在商業(yè)化背景下的頻繁應(yīng)用會使得人們持有“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念?；诖? 個體會對多個(vs.單一)支付渠道的捐贈信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷, 進而懷疑捐贈對象的道德性, 最后弱化捐贈意愿與行為。此外, 樸素信念的可診斷性具有調(diào)節(jié)作用。具體而言, 當(dāng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性低時, 個體將無法產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷過程, 從而弱化多個(vs.單一)支付渠道對個體捐贈的負面作用。

個體捐贈, 支付渠道數(shù)量, 元認知推斷, 感知商業(yè)化, 可診斷性

1 問題提出

隨著全民公益時代的到來, 個體捐贈成為社會慈善捐贈的重要來源, 也是號召人們參與社會公益事業(yè)的主要方式(Lee et al., 2014; Shang et al., 2020)。然而, 《慈善藍皮書：中國慈善發(fā)展報告(2019)》的數(shù)據(jù)顯示, 近年來個體捐贈總額呈疲乏勢態(tài), 2017年實際社會捐贈總額為1526億元, 而2018年約為1128億元, 較2017年下降26%。因此, 探討抑制個體捐贈的因素具有重要的現(xiàn)實意義。尤其是, 在頻繁曝光的慈善丑聞下, 如何有效地將金錢捐贈給真正需要的對象(即捐贈支付的道德感知), 愈發(fā)成為可能阻礙個人捐贈的關(guān)鍵因素。

就捐贈支付而言, 我們關(guān)注到了“支付渠道數(shù)量”現(xiàn)象：一些發(fā)起者為了凸顯捐贈的便捷性, 傾向于在捐贈信息中提供兩個或兩個以上的支付渠道, 即多支付渠道(multiple payment mechanism)。例如, 中華慈善總會官網(wǎng)支持2個常用支付渠道, 中華兒慈會官網(wǎng)支持多達25個支付渠道, 個人求助也常采用多支付渠道。與之相反, 一些發(fā)起者或平臺僅支持單一支付渠道, 如水滴籌、中國社會扶貧網(wǎng)等。由于捐贈信息的主體內(nèi)容由求助信息和支付信息兩大部分構(gòu)成, 作為捐贈信息中的必要元素, 支付渠道數(shù)量(多個vs.單一)會影響個體的道德感知和捐贈嗎？如果是, 會如何影響呢？

回顧現(xiàn)有研究, 學(xué)界對個體捐贈影響因素的探討主要聚焦于受贈人(Zagefka et al., 2011)、募捐平臺(Alhidari et al., 2018)和捐贈捐贈者自身因素(Goenka & van Osselaer, 2019)。近年來, 少量研究將視線投向捐贈支付環(huán)節(jié), 探討了捐贈中支付類型(Soetevent, 2011)、價格參照物(Savary et al., 2015)、默認選項(樊亞鳳等, 2019)等的作用。然而, 這些研究仍囿于單一支付的前提, 忽略了現(xiàn)實中多個支付渠道的情境。有關(guān)支付渠道數(shù)量是否且如何影響道德感知和個人捐贈的問題, 還尚未解答。因此, 本研究擬探討支付渠道數(shù)量對個體捐贈的影響機制。

1.1 個體捐贈與道德懷疑

個體捐贈是指個體直接向受贈人或間接通過募捐平臺, 不計回報地付出時間、金錢、實體幫助的行為(Winterich et al., 2013)。由于僅金錢捐贈涉及支付渠道數(shù)量因素, 本研究聚焦于個體的金錢類捐贈。

個體在進行捐贈決策時, 首先會判斷捐贈對象是否道德(Greene & Haidt, 2002; Hofmann et al., 2014; Lee et al., 2014), 且期望將錢捐贈給正面道德對象、規(guī)避負面道德對象。根據(jù)道德基礎(chǔ)理論(Moral Foundation Theory), 道德性包括5個正面維度——關(guān)懷、公平、忠誠、權(quán)威和純粹和對應(yīng)的5個負面維度——傷害、欺騙、背叛、顛覆和墮落(Haidt & Graham, 2007)。一旦個體感知捐贈對象具有與自我道德信念相悖的負面道德, 則會產(chǎn)生道德懷疑(moral skepticism/doubt; Sinnott-Armstrong, 2006), 進而弱化自身捐贈意愿和行為(Sharma et al., 2020; L?nnqvist et al., 2015)。道德懷疑這一概念原屬倫理哲學(xué)范疇, 指個體認為某對象可能含有負面道德品質(zhì)的消極論斷(Sinnott-Armstrong, 2006)。例如, 人們會懷疑有惡習(xí)的流浪漢的道德性, 從而避免對之捐款(Lee et al., 2014)。再如, 由于非權(quán)威組織會引起個體的道德懷疑, 人們更不愿意給低可信度、低效率的捐贈平臺進行捐贈(Alhidari et al., 2018)。然而, 有關(guān)道德懷疑和道德判斷的研究主要集中于受贈人和募捐平臺本身, 鮮有關(guān)注捐贈中不可缺少的環(huán)節(jié)以及捐贈信息的重要組成部分——支付。

1.2 支付渠道

支付渠道——即如何給錢——一直是學(xué)者們關(guān)注的焦點。在非捐贈背景中, 學(xué)者們對支付渠道進行了大量研究, 對比了現(xiàn)金支付(vs.信用卡支付)對支付意愿(Prelec & Simester, 2001)、產(chǎn)品評價(Chatterjee & Rose, 2012)、不健康食品消費(Thomas et al., 2011)等的影響。隨著商業(yè)化的發(fā)展, 后續(xù)研究將支付渠道對比的種類予以拓寬(Ceravolo et al., 2019; Falk et al., 2016; Kamleitner & Erki, 2013)。

在捐贈背景下, 僅零星幾項研究關(guān)注到捐贈支付, 主要包括支付渠道和支付附加因素兩方面。(1)支付渠道會影響個體捐贈。相比現(xiàn)金支付, 信用卡支付會讓人們真實或想象的捐贈金額更高(Feinberg, 1986; Soetevent, 2011)。(2)支付附加因素對個體捐贈也存在作用。例如, 當(dāng)捐贈的支付金額被參照為享樂型產(chǎn)品時(如“少喝一杯奶茶, 為山區(qū)兒童捐一頓營養(yǎng)午餐”), 個體的捐贈意愿更強(Savary et al., 2015)。再如, 當(dāng)支付存在默認金額時, 個體會感知被操控, 進而降低捐贈意愿(樊亞鳳等, 2019)?？梢? 現(xiàn)有支付研究集中于對比不同特定支付渠道的影響差異, 停留在單一支付的前提, 未涉及多支付渠道情境。隨著市場的商業(yè)化, 支付場景往往伴隨著多支付渠道, 而有關(guān)單一支付渠道與多個支付渠道的作用差異仍處于黑箱之中。

1.3 支付渠道數(shù)量與個體捐贈：基于“多個支付渠道=商業(yè)化”的元認知推斷過程

在信息不完善或信任程度較低時, 人們常會從可及(accessible)的細微線索中形成心理感受, 并依賴于樸素信念對這些心理感受形成含義推斷, 即元認知推斷過程(metacognitive inference) (Schwarz, 2004;Zane et al., 2020)。具體而言, 由于元認知(metacognition)是對思考的再思考, 元認知推斷則是指人們對自我想法或思考過程的推斷思考(即反思“我為什么會這樣想”) (Schwarz, 2004)。不同于主動推斷, 元認知推斷大部分是意識的自動推斷, 個體可能無法將推斷過程完整講述出來, 但實驗證明它的確存在(Hashimoto et al., 2019)。例如, Zane等(2020)發(fā)現(xiàn), 當(dāng)某刺激物使得人們在一個任務(wù)中分心時, 人們會基于“分心=感興趣”的樸素信念, 推斷該刺激物是有趣的, 進而產(chǎn)生積極評價。在捐贈情境中, 個體面對的是一個不熟悉、低信任但激發(fā)正面道德的求助信息, 此時, 本能的警惕使得個體對多種支付(vs.單一支付)渠道信息產(chǎn)生關(guān)注。進而, 個體會基于已有樸素信念對這種心理感受進行再次處理與推斷, 判斷捐贈對象的道德性, 最后影響捐贈意愿與行為。

人們對支付渠道數(shù)量的元認知推斷過程依賴于有關(guān)多個(vs.單一)支付渠道現(xiàn)象的樸素信念。樸素信念(lay theory/belief)是指人們對自身或外界的常識性解釋(Molden & Dweck, 2006; Schwarz, 2004), 如“道德產(chǎn)品=中規(guī)中矩” (Mai et al., 2019)、“美=好” (Wan et al., 2017)等。我們提出, 捐贈情境中個體會依賴于“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念, 即相比單一支付渠道, 多個支付渠道會使得人們感知更加商業(yè)化。樸素信念主要來源于個體經(jīng)歷和外部觀察(Kyung et al., 2017; Mai et al., 2019), 當(dāng)生活中兩件事物頻繁同時出現(xiàn)時, 個體會逐漸建立二者的聯(lián)系, 形成相應(yīng)的樸素信念(Zane et al., 2020)。在消費場景中, 多支付渠道是伴隨著商業(yè)化發(fā)展而出現(xiàn)。例如, 隨著移動支付的興起和商業(yè)模式的革新, 商家通常會呈現(xiàn)出多個常用的支付渠道供顧客選擇, 同時也會以商業(yè)化折扣的形式推廣不常見的支付渠道(如羅森便利店使用京東支付能夠首單立減)。因此, 由于多支付渠道常發(fā)生于高度商業(yè)化情境, 消費者會持有“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念。

當(dāng)捐贈中多個支付渠道與求助信息同時呈現(xiàn)時, 個體基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念會直覺地產(chǎn)生元認知推斷, 即反思或解讀“為什么我會注意到捐贈信息有多個支付渠道”?；凇岸嘀Ц肚?商業(yè)化”的樸素信念, 捐贈者可能會推斷自己注意到多個(vs.單一)支付渠道信息的原因在于捐贈對象/信息的商業(yè)化特征, 即感知商業(yè)化(perceived commercialization)更高。諸多研究表明, 商業(yè)化形象與非營利機構(gòu)和慈善組織應(yīng)有的無私、正直的正面道德相悖(Hung, 2020; Lee et al., 2017)。因此, 商業(yè)化感知會進一步導(dǎo)致個體對捐贈對象的道德懷疑。已有研究指出, 當(dāng)捐贈信息帶有潛在商業(yè)化特征(如推廣特征)時, 個體會認為捐贈對象具有負面道德目的, 從而弱化捐贈意愿(Hung, 2020; Smith & Schwarz, 2012)。類似地, 由于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的作用, 多個(vs.單一)支付渠道會帶來更強烈的商業(yè)化感知, 從而使得個體認為捐贈對象具有負面道德動機(如牟利), 產(chǎn)生道德懷疑(Guo, 2006; Sinnott-Armstrong, 2006)。進而, 個體對捐贈對象的道德懷疑會引發(fā)個體采用回避式策略(avoidance strategy; Sharma et al., 2020)和懲罰策略(L?nnqvist et al., 2015), 表現(xiàn)在具體行為上即降低捐贈意愿和行為。

綜上, 相比單一支付渠道, 多個支付渠道信息會使得個體產(chǎn)生“為什么我會注意到捐贈信息有多個支付渠道”的元認知推斷過程：(1)基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念解釋心理感受, 推斷捐贈對象有較高的商業(yè)化特征(如牟利); (2)進一步對捐贈對象的道德存疑, 最終降低捐贈意愿和行為。據(jù)此, 我們提出假設(shè)：

假設(shè)1：與單一支付渠道相比, 多個支付渠道會降低個體捐贈。

假設(shè)2：感知商業(yè)化和道德懷疑連續(xù)中介支付渠道數(shù)量(多個支付渠道vs.單一支付渠道)對個體捐贈的影響。具體而言, 個體會感知呈現(xiàn)多個支付渠道(vs.單一支付渠道)的捐贈信息的(a)商業(yè)化程度更高, 從而(b)產(chǎn)生更強烈的道德懷疑, 最后表現(xiàn)出更低的捐贈意愿和行為。

1.4 “多支付渠道=商業(yè)化”可診斷性的調(diào)節(jié)作用

可診斷性(diagnosticity)又被稱為判斷可用性(judged usability), 指信息能夠用于解釋的程度(Higgins, 1996)。換言之, 可診斷性是指利用已有知識解釋某刺激物或感受的恰當(dāng)性和相關(guān)性(Menon et al., 1995)。在元認知推斷過程中, 可診斷性表示樸素信念能夠被用于作為推斷依據(jù)的程度, 且高可診斷性是一個完整元認知推斷過程發(fā)生的必要條件(Herr et al., 1991)。當(dāng)個體無法應(yīng)用相應(yīng)樸素信念進行思考時, 樸素信念的可診斷性會變低, 進而阻斷應(yīng)有的元認知推斷過程(Schwarz, 2004)。

根據(jù)本研究邏輯, 在面對捐贈內(nèi)容中的支付數(shù)量信息時, 與多支付渠道有關(guān)的“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念具有高可診斷性。具體而言, 個體會基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念, 對多個(vs.單一)支付渠道的捐贈信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷, 形成道德懷疑并降低捐贈意愿和行為。當(dāng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念無法適用于當(dāng)下判斷任務(wù)——即可診斷性低時, 即使該樸素信念仍存在于個體心智中, 它對于個體而言已不構(gòu)成判斷的依據(jù), 感知商業(yè)化的元認知推斷過程將會被弱化。因此, “多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性會調(diào)節(jié)支付渠道數(shù)量對個體捐贈的作用, 且低可診斷性會弱化個體基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念進行元認知推斷, 從而降低多個支付(vs.單一支付)渠道對個體捐贈的負面作用。據(jù)此, 我們提出假設(shè)：

假設(shè)3：“多支付渠道=商業(yè)化”可診斷性調(diào)節(jié)支付渠道數(shù)量對個體捐贈的影響。具體而言, 當(dāng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷低時, 多個(vs.單一)支付渠道對個體捐贈的影響會被弱化。

1.5 當(dāng)前研究

本研究將開展1個預(yù)實驗和6個實驗驗證研究假設(shè)。預(yù)實驗首先驗證了“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念。實驗1a和1b均驗證支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)。為了確保實驗材料的多樣性和結(jié)論的普及性, 實驗1a排除不同支付渠道數(shù)量(1、2、3、4個支付渠道)的影響, 實驗1b排除不同類型支付渠道的作用。實驗2進一步確認支付渠道數(shù)效應(yīng)的穩(wěn)健性, 考察支付對象為個人和組織時是否同樣存在支付渠道數(shù)量效應(yīng)。實驗3檢驗感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用。實驗4(田野實驗)和實驗5通過不同方式操縱可診斷性, 驗證其調(diào)節(jié)作用。其中, 實驗1a和實驗2測量實驗費用的捐贈比例, 實驗1b和實驗5測量捐贈意愿, 實驗3測量虛擬捐贈金額和捐贈意愿, 實驗4為田野實驗, 測量真實捐贈行為。研究的實驗邏輯和研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架和實驗邏輯

2 預(yù)實驗：驗證“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念

2.1 實驗?zāi)康?/h3>

預(yù)實驗旨在確認本研究的邏輯前提, 即“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念廣泛地存在于消費者心智當(dāng)中。為了保證實驗有效性, 我們采用了對象匹配、詞匯描述和量表測量(Bri?ol et al., 2015; Kyung et al., 2017; Mai et al., 2019)三種任務(wù)測量“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念。3種任務(wù)的基本流程和原理在于：(1)對象匹配任務(wù)是讓被試想象某種情境, 并讓被試選擇與情境匹配的對象。其原理在于, 人們對于與樸素信念匹配的刺激物會認為更加合理, 加工也更加迅速(Higgins, 1996; Mai et al., 2019)。(2)詞匯描述任務(wù)是測量樸素信念常用的方法, 人們傾向于用和樸素信念一致的詞匯進行概念描述(Bri?ol et al., 2015)。(3)相比對象匹配和詞匯描述的內(nèi)隱測量手段, 量表測量是一種外顯的、反省式測量, 直接詢問被試對于某種概念/情景的感知。根據(jù)這3種任務(wù), 我們預(yù)測相比單一支付渠道, 多個支付渠道情境會被認為與商業(yè)化對象更加匹配、被描述得更加商業(yè)化、被直接感知更加商業(yè)。

實驗采用單因素2水平(支付渠道數(shù)量：一個vs.多個)組間設(shè)計。55名在校大學(xué)生參加了該項實驗, 剔除漏填信息的1份問卷, 剩余54份有效問卷(= 22.09歲,= 2.10歲; 女性59.3%)。

2.2 實驗流程

被試進入實驗后, 依次進行以下3個任務(wù)。

(1) “支付方式?網(wǎng)站類型”匹配任務(wù)。被試首先被告知以下展示的是某網(wǎng)站真實支付頁面截圖, 被試被隨機分配看到支付渠道數(shù)量多個或一個, 其中多個支付渠道組包含4類支付(共23種支付渠道), 單一支付渠道組僅中國銀行支付。然后, 被試分別猜測了該支付頁面最有可能和最沒有可能出自的網(wǎng)站。我們提供了4個選項：1 = “化學(xué)學(xué)報官網(wǎng)——學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)站的投稿支付頁面”, 2 = “交易貓官網(wǎng)——商業(yè)化手游交易網(wǎng)站的充值支付頁面”, 3 = “中華兒慈會官網(wǎng)——慈善機構(gòu)網(wǎng)站的捐款支付頁面”, 4 = “途客圈官網(wǎng)——旅游規(guī)劃網(wǎng)站的產(chǎn)品支付頁面”。其中, “化學(xué)學(xué)報官網(wǎng)”和“中華兒慈會官網(wǎng)”為典型非商業(yè)化網(wǎng)站, 而“交易貓官網(wǎng)”和“途客圈官網(wǎng)”為兩個典型的商業(yè)化網(wǎng)站(Guo, 2006; Hung, 2020; Kyung et al., 2017; Mai et al., 2019);

(2)詞匯描述任務(wù)。被試首先試想“如果交易方支持多個(vs.單一)支付渠道”, 然后在16個備選詞匯中選出4個詞匯描繪自己對交易方感受。根據(jù)以往文獻對商業(yè)化的定義(Bri?ol et al., 2015; Guo, 2006; Hung, 2020)以及考慮正負面特征, 16個詞匯包括“商業(yè)化” 4組正/負面形容詞(高效/浮躁, 增加營收/利用弱點牟利, 便利/急迫索取, 商業(yè)/利益)和“非商業(yè)化”的4組正/負面形容詞(匠心/低效, 純粹樸實/收入微薄, 慢節(jié)奏/不便, 傳統(tǒng)/古板);

(3)量表測量任務(wù)。被試最后對“您身邊展示多個(vs.單一)支付渠道的場景通常是商業(yè)化場景”進行認同程度打分(1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”)。

最后, 被試報告了年齡、月收入、性別的基本人口信息。

表1 預(yù)實驗描述性結(jié)果

2.3 實驗結(jié)果

實驗的描述性結(jié)果見表1, 具體如下：(1)支付方式?網(wǎng)站類型匹配任務(wù)?？ǚ椒治鼋Y(jié)果顯示, 被試普遍認為多個支付(vs.單一支付)渠道的截圖更有可能出自于商業(yè)化網(wǎng)站(χ(1) = 4.75,= 0.029), 更沒有可能出自于非商業(yè)化網(wǎng)站(χ(1) = 7.42,= 0.006)。(2)詞匯描述任務(wù)。將商業(yè)化詞匯標記為“1”, 非商業(yè)化詞匯標記為“?1”, 個人的詞匯選擇得分加總則得到一個商業(yè)化描述指標, 分數(shù)越高則代表商業(yè)化評價程度越高。以商業(yè)化描述指標為因變量, 2(多個支付vs.單一支付)的單因素方差分析表明, 相比采用單一支付的交易方, 采用多個支付的交易方會讓被試感覺更加商業(yè)化,(1, 52) = 68.62,< 0.001, η= 0.57。(3)量表測量任務(wù)。我們采用直接詢問的方式發(fā)現(xiàn), 被試更傾向于認同展示多個支付(vs.單一支付)渠道是商業(yè)化場景,(1, 52) = 40.84,< 0.001, η= 0.44。

預(yù)實驗通過3種測量手段確認了“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念。另外, 支付方式?網(wǎng)站類型匹配任務(wù)的結(jié)果顯示, 人們會直覺式認為多種支付與商業(yè)化網(wǎng)站、單一支付與非商業(yè)化網(wǎng)站形象一致(如加工迅速、流暢), 進一步佐證了本研究提出元認知推斷的基礎(chǔ)條件——在捐贈的非商業(yè)化情景中, 個體會對多種支付(vs.單一支付)渠道信息產(chǎn)生直覺的關(guān)注(如加工不流暢)。

3 實驗1a：1、2、3、4個支付渠道對捐贈比例的影響

3.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗1a旨在驗證支付渠道數(shù)量對消費者真實捐贈行為的影響(假設(shè)1)。為了排除不同數(shù)量的多支付渠道的影響差異, 實驗采用單因素4水平(支付渠道數(shù)量：1個 vs. 2個 vs. 3個vs. 4個)組間設(shè)計。為了使被試有足夠的動力捐贈, 并且排除不同被試間經(jīng)濟差異導(dǎo)致的捐贈意愿差異, 本實驗采取先給予被試相同數(shù)額金錢的獎勵承諾, 再邀請其自愿捐贈部分該獎勵的方式, 用捐贈比例衡量個體捐贈(Goenka & van Osselaer, 2019)。共377名在校大學(xué)生參與了本次實驗。

3.2 實驗流程

首先, 為了降低實驗需求效應(yīng)(demand effect;Goebel & Stewart, 1971), 我們要求被試完成一系列不相關(guān)的題目。問卷中穿插有注意力測試題, 并詢問基本人口信息。填寫完成后, 我們告知被試該實驗已結(jié)束, 可獲得2元的實驗獎勵。待被試提交問卷后, 我們在結(jié)束頁面告知被試本研究團隊參與了“大學(xué)生互助活動”, 并邀請他們用2元實驗獎勵的一部分獻出一份愛心。他們被告知捐贈為自愿參與, 不影響實驗的任何評價。被試隨后觀看“帶癱瘓母親上大學(xué)的男大學(xué)生”互助活動宣傳海報, 海報內(nèi)容呈現(xiàn)求助信息和支付信息。4個實驗組的求助信息均相同(圖2為實驗材料圖例), 僅支付信息部分標注的銀行卡號數(shù)量存在差異(1個 vs. 2個 vs. 3個 vs. 4個)。根據(jù)已有研究(Falk et al., 2016; Thomas et al., 2011), 本實驗以及后續(xù)的所有實驗中的支付方式操縱均采用直觀的視覺刺激方法。最后, 我們邀請被試自愿捐贈實驗被試費用, 用滑動條(0%~ 100%)來表示愿意捐出的百分比(Goenka & van Osselaer, 2019), 并告知其可以從“ZUEL Marketing Group”公眾號監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進。數(shù)據(jù)收集完成后, 我們將此次被試的捐款真實地捐贈給與虛擬故事中情況類似的大學(xué)生, 并在公眾號公示捐款動態(tài)。待實驗完全結(jié)束后, 被試獲得的被試費用為2元 × (1 – 捐贈比例)。

圖2 實驗1a實驗材料圖例(4個支付渠道組)

3.3 實驗結(jié)果

篩選掉35份注意力測試錯誤和IP地址重復(fù)的答卷后, 得到342份有效問卷(= 22.59歲,= 3.16歲; 女性61.1%; 每組被試為72~103人)。采用 G*Power 3.1計算樣本量的power值(Faul et al., 2009), 選擇單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為4、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為0.05時, 樣本量為342的power值為0.99, 超過基本水平0.80, 剩余的有效問卷具有統(tǒng)計檢驗力。

以捐款比例為因變量(單位%), 單因素方差分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)顯著,(3, 338) = 2.99,= 0.031, η= 0.04。組間對比顯示(圖3), 相比單一支付渠道組(= 41.27,= 37.83), 兩個支付渠道組(= 27.01,= 35.30;(1, 188) = 7.12,= 0.008, η= 0.01)、3個支付渠道組(= 29.88,= 31.93;(1, 173) = 4.36,= 0.038, η= 0.03)和4個支付渠道組(= 30.64,= 35.56;(1, 181) = 3.75,= 0.054, η= 0.05)的捐贈額度均更低, 且3個多種支付渠道組之間無顯著差異(s < 0.44,s > 0.510)。該結(jié)果表明, 多個支付渠道(vs.單一支付渠道)會對捐贈金額具有負面作用, 假設(shè)1得到支持。

圖3 支付渠道數(shù)量對捐贈比例的影響(實驗1a)

3.4 實驗討論

實驗1a初步驗證了假設(shè)1, 即相比單一支付渠道, 多個支付渠道的捐贈信息導(dǎo)致的捐贈比例更低。然而實驗1a有所不足：第一, 支付渠道只選擇銀行卡, 沒有涉及不同類型的支付選擇。第二, 實驗1a結(jié)果無法說明是單一支付渠道的積極作用, 還是多個支付渠道的負面作用。因此, 實驗1b將彌補以上兩點不足, 改善實驗設(shè)計, 并進一步初步驗證感知商業(yè)化的元認知推斷機制。

4 實驗1b：重復(fù)驗證主效應(yīng)

4.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗1b的目的在于進一步檢驗支付渠道數(shù)量對捐贈意愿的影響(假設(shè)1), 并驗證感知商業(yè)化的中介作用(假設(shè)2a)。實驗設(shè)計上主要進行以下改動：(1)與實驗1a采用的銀行卡號支付不同, 實驗1b采用多個性質(zhì)不同的支付渠道同時呈現(xiàn)的方式。為了排除不同支付渠道可能帶來的差異, 我們設(shè)計了3個不同的單一支付渠道組, 分別為翼支付、支付寶支付、中國銀行支付。由于實驗1a已經(jīng)排除了不同數(shù)量多支付渠道的影響差異, 本實驗將多個支付渠道組設(shè)計為3種單一支付渠道選擇的加總; (2)增加代表基準線的控制組——無支付組, 檢驗支付渠道數(shù)量效應(yīng)是來源于單一支付渠道的積極作用, 還是多個支付渠道的負面作用。因此, 實驗1b采用單因素5水平(支付渠道數(shù)量：無支付vs.翼支付vs.支付寶vs.中國銀行vs. 3種支付)被試間設(shè)計, 共招募323名在校大學(xué)生參與本次實驗。

4.2 實驗流程

被試被隨機分配到5個組中, 首先閱讀實驗引導(dǎo)語。為了增加刺激材料的真實性, 我們在引導(dǎo)語中將實驗材料稱為“公眾號截圖”, 并告知被試這是一則真實捐贈案例。隨后, 被試閱讀一則題為“籌款——拉一把失明邊緣的女孩！”的公眾號內(nèi)容截圖, 內(nèi)容涵蓋了捐贈信息和支付信息兩部分, 要求閱讀至少20秒。捐贈信息部分各組均相同(圖4為實驗材料圖例), 僅支付信息不同。支付渠道的設(shè)計采用二維碼的視覺刺激形式(無支付vs.翼支付vs.支付寶vs.中國銀行vs. 3種支付)。

隨后, 被試匯報了捐贈意愿, 包括3條測項(如“請問您對截圖中苗苗的捐贈意愿為？”; 1 = “非常不愿意”, 7 = “非常愿意”, α = 0.90;Savary et al., 2015)。接著被試評價了感知商業(yè)化, 包括兩條測項(如“您認為此個人求助活動是真正善意, 不摻雜其他商業(yè)化目的”; 1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”;= 0.72,< 0.001)。已有研究指出情緒喚起和自我效能是影響個體捐贈的關(guān)鍵路徑(陳斯允等, 2019), 為了排除其替代性解釋, 我們還測量了被試的情緒喚起(1 = “您現(xiàn)在情緒非常差/傷心/消極”, 7 = “您現(xiàn)在情緒非常好/開心/積極”; α = 0.78; Smith & Schwarz, 2012; Wan et al., 2017)和自我效能(如“您對自己實現(xiàn)本次捐贈的目的很有信心”; 1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”;= 0.68,< 0.001; Mukhopadhyay & Johar, 2005)。此外, 考慮到多支付渠道(vs.單一支付渠道)可能帶來便利性的感知, 我們測量了被試的感知便利性(如“您覺得截圖中的捐贈渠道很便利”; 1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”;= 0.69,< 0.001; de Kerviler et al., 2016), 以排除其可能的替代性解釋。作為個體差異的控制變量, 被試匯報了捐贈經(jīng)歷(從1 = “從未有過捐贈經(jīng)歷, 并且未來不打算嘗試”, 5 = “有過較多捐贈經(jīng)歷[5次]以上), 會定期捐贈”這5個選項中進行單項選擇), 并描述自身與捐贈信息中的苗苗是否有相似生活經(jīng)歷(從1 = “無”、2 = “在童年時有相似的家庭貧困經(jīng)歷”、3 = “有相似的失明經(jīng)歷”、4 = “有感知到其他相似經(jīng)歷”這4個選項中進行多項選擇)。最后, 被試報告了基本人口信息且猜測了實驗?zāi)康摹?/p>

圖4 實驗1b實驗材料圖例(3種支付渠道組)

4.3 實驗結(jié)果

所有被試均未猜出實驗?zāi)康?。剔除注意力測試未通過和IP地址重復(fù)的28份問卷后, 得到295份有效問卷(= 24.62歲,= 5.45歲; 女性62.4%; 每組被試為52~64人)。選擇G*Power 3.1 (Faul et al., 2009)的單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為5、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為0.05時, 樣本量為295的power值大于0.99, 超過基本水平0.80, 剩余的有效問卷具有統(tǒng)計檢驗力。

主效應(yīng)。將捐贈意愿作為因變量, 單因素方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)顯著,(4, 290) = 3.35,= 0.011, η= 0.04。組間對比顯示(圖5), 3種支付渠道組的被試(= 4.91,= 1.20)捐贈意愿均低于單一支付渠道組A-翼支付組(= 5.70,= 1.04;(1, 114) = 14.43,< 0.001, η= 0.11)、單一支付渠道組B-支付寶組(= 5.44,= 1.36;(1, 114) = 4.81,= 0.030, η=0.04)、單一支付渠道組C-中國銀行支付組(= 5.36,= 1.06;(1, 107) = 4.27,= 0.041, η= 0.04)。同時, 相比控制組(= 5.36,= 1.14), 3個單一支付渠道組與之無顯著差異(s < 3.01,s > 0.09), 而多個支付渠道組的捐贈意愿顯著低于控制組,(1, 108) = 4.02,= 0.048, η= 0.04。該結(jié)果表明, 單一支付渠道和多個支付渠道的捐贈意愿差異的原因是多個支付渠道降低了人們的普遍捐贈意愿, 進一步闡明假設(shè)1。

圖5 支付渠道數(shù)量對捐贈意愿的影響(實驗1b)

感知商業(yè)化中介分析。接下來, 為了檢驗感知商業(yè)化的元認知推斷過程, 本研究采用 Preacher和Hayes (2008)的中介分析模型(Model 4, Bootstrapping 5000次), 對假設(shè)2a提出的感知商業(yè)化中介作用進行了檢驗, 如圖6所示。將支付方式數(shù)量轉(zhuǎn)為虛擬變量(1 = 3種支付選擇, 0 = 單一支付選擇), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)感知商業(yè)化在支付方式數(shù)量對捐贈意愿的影響中中介作用顯著(非直接路徑效應(yīng)= ?0.579,= 0.149, 95% CI: [?0.880, ?0.291])。

控制因素和替代性解釋。對于捐贈經(jīng)歷和個人經(jīng)歷相似性的控制因素, 5組被試無顯著差異(捐贈經(jīng)歷：(4, 290) = 1.11,= 0.350; 個人生活經(jīng)歷：(4, 290) = 1.75,= 0.140)。另外, 5組被試的情緒喚起((4, 290) = 1.05,= 0.382)、自我效能((4, 290) = 0.94,= 0.439)和感知便利性((4, 290) = 0.715,= 0.582)均無顯著差異。雖然感知商業(yè)化與情緒喚起(= ?0.31,< 0.001)、自我效能(= ?0.68,< 0.001)、感知便利性(= ?0.54,< 0.001)之間均存在相關(guān)性, 但3個變量均不能替代感知商業(yè)化成為中介變量(情緒喚起：非直接路徑效應(yīng) = 0.022,= 0.065, 95% CI: [?0.107, 0.154]; 自我效能：非直接路徑效應(yīng) = ?0.180,= 0.113, 95% CI: [?0.402, 0.038]; 感知便利性：非直接路徑效應(yīng) = ?0.119,= 0.077, 95% CI: [?0.280, 0.024])。將以上變量作為協(xié)變量, 捐贈意愿的主效應(yīng)仍成立((4, 285) = 2.66,= 0.033, η= 0.036)。

圖6 Bootstrapping 中介分析(實驗1b)

4.4 實驗討論

實驗1b重復(fù)驗證了捐贈中支付渠道數(shù)量的效應(yīng), 并明晰該效應(yīng)來源于多個支付渠道的負面作用。本實驗初步檢驗了元認知推斷過程, 驗證感知商業(yè)化在支付渠道數(shù)量效應(yīng)中發(fā)揮的中介作用, 排除了情緒喚起、自我效能和感知便利的替代性解釋。

5 實驗2：當(dāng)支付對象為個人vs.組織

5.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗1a和1b對支付渠道數(shù)量效應(yīng)進行了驗證, 但在這兩個實驗中, 我們均將捐贈對象描述為個人, 并沒有涉及到募捐平臺。本研究的邏輯主線是：多個(vs.單一)支付渠道的感知商業(yè)化程度更高, 進而引起人們的道德懷疑, 最后弱化捐贈。有人可能質(zhì)疑, 當(dāng)支付對象為募捐平臺時, 感知商業(yè)化可能成為一個組織的合理特征(Brown, 2018), 因此支付對象(組織vs.個人)可能影響支付渠道數(shù)量效應(yīng)。然而, 已有研究表明, 對于慈善或非營利組織, 商業(yè)化性質(zhì)仍可能具有負面道德聯(lián)想(Guo, 2006; Hung, 2020; Lee et al., 2017)。因此, 實驗2擬厘清支付對象為個人(受贈人)或組織(募捐平臺)對支付渠道數(shù)量效應(yīng)的影響差異, 并推測：由于“慈善”所體現(xiàn)的正面道德與“商業(yè)化”感知相悖, 無論支付對象是組織還是個人, 支付渠道數(shù)量效應(yīng)仍然成立。本實驗為2(支付渠道數(shù)量：1個 vs. 4個) × 2(支付對象：個人vs.組織)組間因子設(shè)計, 共319名在校大學(xué)生參與了本次實驗。

5.2 實驗設(shè)計與流程

與實驗1a類似, 為了避免需求效應(yīng)并尋求合適理由給予被試一筆錢款, 我們首先要求被試完成一系列不相關(guān)的題目, 其中穿插注意力測試題, 并記錄人口信息。緊接著, 被試被告知實驗結(jié)束, 可以獲得2元實驗獎勵。待被試提交問卷后, 我們在結(jié)束頁面告知被試本研究團隊參與了“寶貝回家之萬家團圓項目”公益活動, 邀請其用2元實驗獎勵的一部分獻出一份愛心。被試被告知捐贈為自愿參與, 不影響實驗的任何評價。被試隨后觀看“寶貝回家之萬家團圓項目”宣傳海報, 海報呈現(xiàn)了求助信息和支付信息兩部分。與實驗1a材料類似, 求助信息部分講述了一位失獨貧困母親的經(jīng)歷, 支付信息部分展示了收款人(失獨母親本人vs.中華少年兒童慈善救助基金會)和銀行卡號數(shù)量(1個 vs. 4個)。最后, 我們呼吁參與者將部分被試獎勵進行捐贈, 讓被試用滑動條(0%~100%)來表示愿意將被試獎勵捐出的百分比, 并告知其可以從“ZUEL Marketing Group”公眾號監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進。數(shù)據(jù)收集完成后, 我們將所有被試捐款統(tǒng)一捐贈給寶貝回家公益項目, 并在公眾號首頁向被試回饋捐款動態(tài)。待實驗完全完成后, 被試獲得的真實被試費用為2元 × (1 – 捐贈比例)。

5.3 實驗結(jié)果

篩選掉21份IP地址重復(fù)和注意力測試未通過的問卷, 共得到298份有效問卷(= 23.31歲,= 4.01歲; 女性55.2%; 每組被試為68~84人)。選擇 G*Power 3.1 (Faul et al., 2009)的雙因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為4、自由度為1、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為0.05時, 樣本量為298份的power值大于0.99, 超過基本水平0.80, 剩余的有效問卷具有統(tǒng)計檢驗力。

捐贈比例作為因變量(單位%), 2(支付渠道數(shù)量) × 2(支付對象)的雙因素方差分析顯示：支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)顯著((1, 294) = 14.19,< 0.001, η= 0.05), 支付對象的主效應(yīng)((1, 294) = 1.07,= 0.302)和兩者的交互作用((1, 294) < 1,= 0.988)均不顯著。進一步的組間對比表明(圖7), 支付對象為個人時, 多個支付渠道捐贈比例低于單一支付渠道(= 18.40,= 24.22 vs.= 30.96,= 33.53;(1, 159) = 7.31,= 0.008, η= 0.04), 該結(jié)論同樣適用于支付對象為組織時(= 15.01,= 20.93 vs.= 27.48,= 32.69;(1, 135) = 7.04,= 0.009, η= 0.05)。

圖7 支付渠道數(shù)量和支付對象對捐贈比例的交互作用(實驗2)

5.4 實驗討論

實驗2考察了支付對象為個人(受贈人)或組織(募捐平臺)對支付渠道數(shù)量效應(yīng)的影響差異, 即無論是個人求助還是平臺募捐, 消費者面對多個支付渠道的捐贈意愿都會低于面對單一支付渠道。另外, 支付對象(組織vs.個人)存在數(shù)值上的差異(雖然不顯著), 即相比個人, 人們在支付為組織時捐贈意愿更低(= 24.96,= 30.02 vs.= 21.29,= 28.10)。該結(jié)果與對組織道德判斷的研究結(jié)果一致, 即人們會對組織(vs.個人)更容易產(chǎn)生道德懷疑(Jago & Pfeffer, 2019)。本實驗結(jié)果進一步穩(wěn)健了支付渠道數(shù)量效應(yīng), 使結(jié)論的應(yīng)用情境更加廣泛。

6 實驗3：感知商業(yè)化和道德懷疑的鏈式中介作用

6.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗3旨在檢驗假設(shè)2, 即感知商業(yè)化和懷疑的連續(xù)中介支付渠道數(shù)量對個體捐贈的影響, 從而完整呈現(xiàn)本研究提出的元認知推斷過程。為了增加實驗結(jié)果的普適性, 實驗3在實驗設(shè)計方面進行了如下改動：(1)更換實驗材料, 選用貧困男性老人為捐贈背景; (2)根據(jù)實驗2的結(jié)論, 將支付對象設(shè)定為募捐平臺——“中華社會福利基金會”, 并將多支付渠道數(shù)量設(shè)計為5個; (3)支付渠道采用銀聯(lián)、支付寶等圖標進行視覺刺激; (4)通過回憶題項, 對支付渠道數(shù)量進行操縱檢驗。本實驗為3(支付渠道數(shù)量：無支付 vs. 1個 vs. 5個)組間因子設(shè)計, 共154名在校大學(xué)生參與了本次實驗。

6.2 實驗流程

被試被隨機分配到3個實驗組中, 觀看一則捐贈網(wǎng)頁截圖, 截圖的捐款號召中說明“每2元的關(guān)愛就是王維華爺爺?shù)囊活D飯！”。在單一支付渠道組和多個支付渠道組中, 網(wǎng)頁截圖呈現(xiàn)了求助信息和支付信息兩部分。求助信息部分均相同(圖8為實驗材料圖例), 支付信息部分展示了捐贈渠道數(shù)量(1個[銀聯(lián)支付] vs. 5個[銀聯(lián)支付、支付寶、財付通、百度錢包、快捷通])。在控制組中, 網(wǎng)頁截圖僅呈現(xiàn)求助信息, 沒有支付信息。15秒觀看時間結(jié)束后, 被試被要求想象自己正真實面對這個捐贈情境, 可以通過“捐款渠道”按鈕進入捐款頁面, 詢問其是否愿意捐贈。模擬真實捐款頁面, 選擇“愿意捐款”的被試將繼續(xù)選擇愿意捐贈2元的份數(shù)。選擇“不愿意捐款”的被試將直接進行后續(xù)量表測量。隨后, 所有被試匯報了捐贈意愿(α = 0.90), 測量問項與實驗1b一致。接著我們測量了被試的感知商業(yè)化, 包括5條測項(如“您認為該慈善活動是出于純粹的善意”; α = 0.79; Guo, 2006; Hung, 2020), 以及道德懷疑, 包括3條測項(如“您對此慈善活動存在疑慮”; 1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”; α = 0.72)。為了排除替代性解釋, 我們還測量了被試的情緒喚起(α = 0.84)和感知便利性(= 0.59,< 0.001), 測項與實驗1b一致。最后, 被試對支付渠道數(shù)量進行了回憶, 然后報告了基本人口信息且猜測實驗?zāi)康摹?/p>

圖8 實驗3實驗材料圖例(5個支付渠道組)

6.3 實驗結(jié)果

操縱檢驗。所有被試均未猜出本實驗?zāi)康?。剔除IP地址重復(fù)和注意力測試回答錯誤的14份答卷, 最終得到140份有效問卷(= 21.74歲,= 2.56歲; 女性71.4%; 每組人數(shù)分布在42~51人之間)。選擇G*Power 3.1 (Faul et al., 2009)的單因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為3、效應(yīng)量(f)為 0.4、顯著性水平為 0.05 時, 樣本量為140的power值為 0.99, 超過基本水平 0.80, 具有統(tǒng)計檢驗力。作為支付渠道數(shù)量效應(yīng)的操縱檢驗, 多個支付組有88.1% (37/42)被試回憶正確, 單一支付組中有76.5% (39/51)被試回憶正確。兩組被試的回憶準確率無顯著差異, χ(1) = 2.08,= 0.149。該結(jié)果既表明兩組間的支付渠道數(shù)量的可及性無顯著差異, 也說明兩組被試的涉入度無差異。

主效應(yīng)。從是否愿意角度, 相比單一支付組(80.4%, 41/51), 多個支付組(71.4%, 30/42)愿意捐贈的比例更低, 但差異并不顯著(χ(1) = 1.03,= 0.311)。而對于捐獻金額, 在愿意捐贈的被試中, 我們首先用K-S檢驗得到捐贈金額明顯偏離正態(tài)分布(= 0.27,< 0.001), 因此在接下來的分析中我們先將捐贈金額做取對數(shù)處理, 然后單因素方差分析得出多個支付組被試擬捐出金額低于單一支付組(= 0.81,= 0.42 vs.= 0.99,= 0.39),(1, 69) = 3.45,= 0.068, η= 0.05。

以捐贈意愿為因變量, 單因素方差分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)支付方式數(shù)量的主效應(yīng)顯著,(2, 137) = 4.53,= 0.012, η= 0.06。組間對比顯示, 多個支付渠道組被試(= 4.47,= 1.18)的捐贈意愿顯著低于單一支付渠道組(= 5.10,= 1.32;(1, 91) = 5.89,= 0.017, η= 0.06)和控制組(= 5.14,= 1.01;(1, 87) = 8.46,= 0.005, η= 0.09), 而單一支付渠道組和控制組之間無顯著差異,(1, 96) = 0.02,= 0.876。該結(jié)論進一步證實, 支付渠道數(shù)量效應(yīng)是由于多個支付渠道抑制了個體的捐贈意愿。

感知商業(yè)化和道德懷疑的中介作用。接下來, 我們僅選擇有支付方式的兩組, 將支付渠道數(shù)量轉(zhuǎn)為虛擬變量(1=多個支付渠道, 0=單一支付渠道), 使用中介檢驗?zāi)Ｐ?Model 6, Bootstrapping 5000次; Preacher & Hayes, 2008)對假設(shè) 2 提出的感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用進行了驗證。回歸結(jié)果顯示, 加入連續(xù)中介變量后, 支付渠道數(shù)量對捐贈意愿原本顯著的回歸系數(shù)(β = ?0.636,= 0.262,= 0.017)不再顯著(β = ?0.091,= 0.190,= 0.634), 且連續(xù)中介效應(yīng)整體顯著(支付渠道數(shù)量→感知商業(yè)化→道德懷疑→捐贈意愿; 非直接路徑效應(yīng) = ?0.171,= 0.068, 95% CI: [?0.318, ?0.047]), 具體路徑系數(shù)見圖9。由此得出, 多個支付渠道(vs.單一支付渠道)提升感知商業(yè)化, 進而引起更高的道德懷疑, 最后弱化捐贈意愿, 假設(shè)2得證。

替代性解釋。3組被試的情緒喚起((2, 137) = 1.63,= 0.200)和感知便利性((2, 137) = 0.91,= 0.405)均無顯著差異。并且, 僅選擇多個支付和單一支付兩組, 雖然感知商業(yè)化與情緒喚起(= ?0.27,= 0.008)和感知便利性(= ?0.47,< 0.001)之間存在相關(guān)性, 但兩個變量不能替代感知商業(yè)化成為中介變量(情緒喚起：非直接路徑效應(yīng) = 0.154,= 0.097, 95% CI: [?0.003, 0.371]; 感知便利性：非直接路徑效應(yīng) = ?0.014,= 0.135, 95% CI: [?0.285, 0.259])。將以上變量作為協(xié)變量, 捐贈意愿的主效應(yīng)仍成立((2, 135) = 6.93,= 0.001, η= 0.093)。

6.4 實驗討論

實驗3在實驗2的基礎(chǔ)上將支付對象更換為組織, 采用模擬捐贈金額的方式再次驗證了支付渠道數(shù)量效應(yīng)。更重要的是, 實驗3證實感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用(假設(shè)2), 多個支付渠道(vs.單一支付渠道)會使得被試產(chǎn)生商業(yè)化感知, 進而引起道德懷疑, 最后弱化捐贈意愿。

圖9 Bootstrapping中介分析(實驗3)

7 田野實驗4：啟動“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性

7.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗4包括兩個目的：(1)驗證可診斷性的邊界作用, 即只有在“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念具有高可診斷性時, 個體才會應(yīng)用它進行元認知推斷(Deval et al., 2013), 進而導(dǎo)致支付渠道數(shù)量效應(yīng)的產(chǎn)生。根據(jù)已有研究方法(如Wan et al., 2017), 本實驗運用閾上方式操縱個體元認知推斷過程中所應(yīng)用的樸素信念, 在高可診斷性組中被試將被強化“多支付渠道”和“商業(yè)化”的聯(lián)系, 而在低可診斷性組中被試將被弱化“多支付渠道”和“商業(yè)化”的聯(lián)系。(2)設(shè)計田野實驗情景, 引發(fā)被試產(chǎn)生真實掃碼的支付行為(4個二維碼vs.1個二維碼), 測量真實捐贈行為。實驗4為2(支付渠道數(shù)量：多個vs.單一) × 2(樸素信念可診斷性：高[“多支付渠道=商業(yè)化”] vs.低[“多支付渠道≠商業(yè)化”])組間因子設(shè)計, 共招募175名在校大學(xué)生參與本次田野實驗。

7.2 實驗流程

被試被隨機分配到4個組中, 被告知參加一個心理實驗。心理實驗包括3個組句任務(wù)與一個段落任務(wù), 啟動不同的樸素信念(“多支付渠道=商業(yè)化” vs. “多支付渠道≠商業(yè)化”)。在“多支付渠道=商業(yè)化”的高可診斷性組, 其中一個組句任務(wù)要求被試將“多個, 商業(yè), 支付渠道, 交易, 牟利”組成一個連貫的句子, 段落任務(wù)為給“多支付渠道=商業(yè)化”段落提出3個支撐論點/例子。對應(yīng)地, 在“多支付渠道≠商業(yè)化”的低可診斷性組中, 其中一個組句任務(wù)材料為“多個, 貧困, 支付渠道, 幫助, 善良”, 段落任務(wù)為給“多支付渠道≠商業(yè)化”段落提出3個支撐論點/例子。另外兩個組句任務(wù)在兩組中均相同且與支付渠道無關(guān), 以避免被試猜測實驗?zāi)康摹榱颂岣呖尚哦? 段落任務(wù)的材料被描述為來自《新華文摘》的一段話。為了檢驗可診斷性是否操縱成功, 被試最后回答了對多個支付渠道的非商業(yè)化感知(“善意的”、“具有社會責(zé)任感的”;= 0.754,< 0.001)和商業(yè)化感知(“商業(yè)化的”、“牟利的”;= 0.757,< 0.001; 1 = “非常不認同”, 7 = “非常認同”), 并匯報了基本人口信息。

所有題目完成后, 被試被告知實驗結(jié)束, 立刻收到微信即時到賬的實驗報酬5元。在被試離開實驗室時(未處于實驗環(huán)境), 另一位實驗助手告知被試實驗室正在為名為“綠色薔薇”的女性工人幫扶組織進行募捐活動(真實募捐活動, 已獲得組織負責(zé)人的活動授權(quán)), 隨即給被試講述“綠色薔薇女工組織”的公益活動范圍, 向其展示求助信息并邀請被試自愿捐贈。支付信息(捐贈二維碼：4個vs. 1個)與求助信息在同頁呈現(xiàn)。被試自愿選擇掃碼捐款或離開, 并被告知可以從“ZUEL Marketing Group”公眾號監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進。

7.3 實驗結(jié)果

操縱檢驗。所有被試均未猜出實驗?zāi)康摹Ｎ覀兲蕹?份未完成啟動問卷的被試數(shù)據(jù), 剩余173名被試(= 20.12歲,= 1.00歲; 女性70.5%; 每組被試為41~50人)。選擇G*Power 3.1 (Faul et al., 2009)的雙因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為4、自由度為1、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為 0.05時, 樣本量為173份的power值大于0.99, 超過基本水平0.80, 說明有效問卷具有統(tǒng)計檢驗力。

作為樸素信念的操縱檢驗, 相比“多支付渠道≠商業(yè)化”組, “多支付渠道=商業(yè)化”組的商業(yè)化得分更高(= 5.70,= 1.20 vs.= 4.36,= 1.68;(1, 171) = 37.13,< 0.001, η= 0.18), 且非商業(yè)化得分更低(= 4.81,= 1.19 vs.= 5.64,= 1.25;(1, 171) = 19.90,< 0.001, η= 0.10)。因此, 樸素信念可診斷性的啟動成功。

捐贈金額。根據(jù)Aguinis等(2013)對于極端值處理的建議, 我們首先剔除捐贈金額過大(≥50)導(dǎo)致組內(nèi)方差過高的兩位被試數(shù)據(jù)(剔除前= 11.71,< 4.70)。以剩余的171位被試捐贈金額為因變量, 我們進行2(支付渠道數(shù)量) × 2(可診斷性)雙因素方差分析。結(jié)果顯示：支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)((1, 167) = 3.50,= 0.063, η= 0.02)和可診斷性的主效應(yīng)((1, 167) = 3.31,= 0.071)均邊際顯著, 但二者的交互作用不顯著,(1, 167) = 0.11,= 0.744。進一步組間對比表明(圖10), 在高可診斷性(即被啟動“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念)組中, 多個支付渠道(= 3.37,= 3.54)比單一支付渠道(= 4.95,= 4.32)的捐贈意愿更低,(1, 89) = 3.69,= 0.058, η= 0.04。然而, 在低可診斷性(即被啟動“多支付渠道≠商業(yè)化”)組中, 不同支付渠道數(shù)量組的捐贈意愿差異不顯著(= 6.59,= 7.07 vs.= 4.51,= 4.70),(1, 78) = 2.44,= 0.123。該結(jié)果表明, 在“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念下, 個體無論面對單一支付渠道還是多個支付渠道, 都會比其他樸素信念下捐贈更少。且只有在“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念可診斷時, 支付渠道數(shù)量效應(yīng)才會發(fā)生, 由此驗證了樸素信念可診斷性的邊界作用。

圖10 可診斷性的邊界作用(實驗4)

7.4 實驗討論

實驗4通過田野實驗測量了個體的真實捐贈行為, 并操縱樸素信念驗證了可診斷性的邊界作用,支持了假設(shè)3?！岸嘀Ц肚?商業(yè)化” (vs. “多支付渠道≠商業(yè)化”)的樸素信念會減少個體捐贈, 尤其是個體面對多個(vs.單一)支付渠道時。但是, 實驗4并沒有完整呈現(xiàn)可診斷性作為調(diào)節(jié)的情況下的支付渠道數(shù)量效應(yīng)的元認知推斷機制, 且樸素信念的可診斷性具有多種操縱方法(Schwarz, 2004)。實驗5將繼續(xù)彌補以上問題。

8 實驗5：樸素信念可診斷性的客觀操縱

8.1 實驗?zāi)康?/h3>

實驗5的目的有兩個：(1)采用客觀的是否分頁, 更換“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念可診斷性的操縱方法。我們將可診斷性的操作化定義為支付信息與求助信息是否同時出現(xiàn), 且同時出現(xiàn)為高可診斷性情況, 不同時出現(xiàn)則為低可診斷性情況。其原因在于當(dāng)支付渠道與求助信息不同時呈現(xiàn)(即分頁呈現(xiàn))時, 個體將無法應(yīng)用“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念進行反思或解讀, 從而樸素信念判斷可用性降低。(2)實驗5測量感知商業(yè)化和道德判斷, 完整呈現(xiàn)在可診斷性調(diào)節(jié)的情況下的支付渠道數(shù)量效應(yīng)的機制。實驗5為2(支付渠道數(shù)量：多個vs.單一) × 2(樸素信念可診斷性：高[支付和求助同頁呈現(xiàn)] vs.低[支付和求助分頁呈現(xiàn)])組間因子設(shè)計, 共招募243名在校大學(xué)生參與本次實驗。

8.2 實驗流程

被試被隨機分配到4個組中, 首先閱讀實驗引導(dǎo)語。為了增加刺激材料的真實性, 我們在引導(dǎo)語中將實驗材料介紹為“截圖自中華思源工程扶貧基金會官網(wǎng)的真實捐贈號召, 完整材料共三頁”, 實驗材料背景故事選用“幫助貧困山區(qū)女孩購買每周上學(xué)車票”。第一頁實驗材料為捐款項目標題, 第二頁為求助信息, 第三頁為表示感謝的結(jié)尾頁。在高可診斷性組中, 單一支付渠道(多個支付渠道)組在第二頁的求助信息下方呈現(xiàn)一個銀聯(lián)支付圖標(支付寶、銀聯(lián)支付、蘋果支付、QQ錢包四種支付圖標)。而在低可診斷性組中, 支付渠道信息呈現(xiàn)于第三頁結(jié)尾頁的基金圖標下方。

然后, 被試自主翻頁閱覽實驗材料。為了保證每組閱讀時間相等, 我們將第二頁求助信息最短閱覽時間設(shè)置為15秒, 第三頁結(jié)尾頁最短閱覽時間設(shè)置為7秒。隨后, 被試依次匯報捐贈意愿(α = 0.87)、感知商業(yè)化(α = 0.79)和道德懷疑(α = 0.90), 測項類似實驗3。為了排除多個(vs.單一)支付渠道引起的認知負荷可能解釋本研究結(jié)論, 被試還匯報了認知載荷(兩條測項, 如“您認為回憶本次捐贈信息有多困難？”; Wu et al., 2019;= 0.85,< 0.001)。作為控制變量, 被試還匯報了對捐贈行為的認同程度(“您對捐款這一行為本身的認同程度是？”)。實驗結(jié)束后, 被試回憶了海報中提到的捐款款項會到誰的賬戶以及求助信息中有幾種支付方式, 然后報告了基本人口信息且猜測實驗?zāi)康摹?/p>

8.3 實驗結(jié)果

所有被試均未猜出本實驗?zāi)康?。剔除IP地址重復(fù)及注意力測試未通過的19份答卷后, 最終得到224份有效問卷(= 24.12歲,= 5.03歲; 女性47.8%; 每組被試為55~58人)。選擇G*Power 3.1 (Faul et al., 2009)的雙因素方差分析, 當(dāng)組數(shù)為4、自由度為1、效應(yīng)量(f)為0.4、顯著性水平為 0.05時, 樣本量為224份的power值大于0.99, 超過基本水平0.80, 說明有效問卷具有統(tǒng)計檢驗力。

主效應(yīng)。以捐贈意愿為因變量, 2(支付渠道數(shù)量) × 2(可診斷性)的雙因素方差分析顯示：支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)((1, 220) = 3.09,= 0.080, η= 0.01)及二者的交互作用((1, 220) = 8.90,= 0.003, η= 0.04)均顯著, 而可診斷性的主效應(yīng)并不顯著,(1, 220) = 0.636,= 0.426。進一步的組間對比表明(圖11), 在高可診斷性(即支付信息與求助信息同頁呈現(xiàn))時, 多個支付渠道(= 5.49,= 1.40)比單一支付渠道(= 6.14,= 0.75)的捐贈意愿更低,(1, 109) = 9.27,= 0.003, η= 0.08。在低可診斷性(即支付信息與求助信息分頁呈現(xiàn))時, 不同支付渠道數(shù)量組的捐贈意愿差異不顯著(= 5.84,= 0.94 vs.= 6.01,= 0.89),(1, 111) = 0.94,= 0.334。該結(jié)果表明, 只有當(dāng)支付信息與捐贈信息同時呈現(xiàn)時, 支付渠道數(shù)量效應(yīng)才會發(fā)生。

圖11 可診斷性的調(diào)節(jié)作用(實驗5)

被調(diào)節(jié)的中介分析。接下來, 本研究采用Preacher和Hayes (2008)的被調(diào)節(jié)的中介模型(Model 83, Bootstrapping 5000次), 對假設(shè)2提出的感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用及假設(shè)3提出的調(diào)節(jié)作用進行了檢驗。將支付渠道數(shù)量(1 = 多支付渠道, 0 = 單一支付渠道)作為自變量, 支付信息可診斷性(1 = 高可診斷性[同時呈現(xiàn)], 0 = 低可診斷性[不同時呈現(xiàn)])作為調(diào)節(jié)變量, 感知商業(yè)化和道德懷疑為連續(xù)中介。結(jié)果顯示, 支付信息是否同時出現(xiàn)的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)顯著(效應(yīng) = ?0.348,= 0.148, 95% CI: [?0.670, ?0.086])。具體而言, 在支付信息具有高可診斷性(即支付信息和求助信息同時呈現(xiàn))時, 感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介效應(yīng)顯著(非直接路徑效應(yīng) = ?0.300,= 0.112, 95% CI: [?0.541, ?0.104]); 而當(dāng)支付信息具有低可診斷性(即支付信息和求助信息不同時呈現(xiàn))時, 連續(xù)中介效應(yīng)不顯著(非直接路徑效應(yīng) = 0.047,= 0.087, 95% CI: [?0.123, 0.226])。具體路徑系數(shù)見圖12。

控制變量和替代性解釋。4組被試對捐款本身的認同程度((3, 220) = 0.74,= 0.529)和認知載荷((3, 220) = 1.34,= 0.263)均無顯著差異。為了排除認知載荷的替代性解釋, 被調(diào)節(jié)的中介分析(Model 7)結(jié)果表明, 認知載荷在高可診斷性情況(非直接路徑效應(yīng) = 0.034,= 0.030, 95% CI: [?0.018, 0.101])和低可診斷性情況(非直接路徑效應(yīng) = ?0.023,= 0.028, 95% CI: [?0.088, 0.023])下的間接效應(yīng)均不顯著。將兩個變量作為協(xié)變量, 2(支付渠道數(shù)量) × 2(可診斷性)雙因素方差分析結(jié)果保持效應(yīng)不變(交互效應(yīng)：(1, 218) = 3.39,= 0.019, η= 0.05)。

8.4 實驗討論

實驗5驗證了可診斷性的調(diào)節(jié)作用以及感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用, 支持了假設(shè)2和3。僅在樸素信念具有高可診斷性(即支付信息和求助信息同時呈現(xiàn))時, 多個(vs.單一)支付渠道會使得被試產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷, 進而引起道德懷疑并弱化捐贈意愿。然而, 當(dāng)樸素信念的可診斷性低(即支付信息和求助信息不同時呈現(xiàn))時, 支付渠道信息則不會引起感知商業(yè)化的元認知推斷過程, 因此不會對捐贈意愿產(chǎn)生作用。由此, 可診斷性的調(diào)節(jié)作用從側(cè)面再一次證實了感知商業(yè)化的元認知推斷過程。

9 單文章元分析：穩(wěn)健性檢驗

現(xiàn)實中的捐贈情境多種多樣, 雖然本研究實驗盡可能地豐富捐贈情景和支付情景, 但6個實驗和1個預(yù)實驗?zāi)芎w的捐贈案例與支付渠道類型仍是有限的。單文章元分析(single-paper meta-analysis)是近年來國外學(xué)者常用的穩(wěn)健性檢驗方法(如Zane et al., 2020), 能夠有效對文章中的多項實驗進行獨立檢驗, 并綜合得出一般性結(jié)論, 確保實驗結(jié)果有更高的可重復(fù)性(McShane & B?ckenholt, 2017)。因此, 我們按照McShane和B?ckenholt (2017)提出的步驟對已有本文實驗進行了一個單文章元分析。首先, 我們總結(jié)了本研究6個實驗的結(jié)果, 見表2。為了方便回顧, 表中還匯總了實驗的基本信息(如操縱、測量)。依循單文章元分析的基本流程, 由于實驗測量的單位不一致, 分析中我們采用了標準化后的數(shù)值。單文章元分析結(jié)果表明, 控制組的預(yù)測值為0.14 (= 0.10), 單一支付渠道組的預(yù)測值為0.17 (= 0.05), 多個支付渠道組的預(yù)測值為?0.23 (= 0.05)。單一支付和多種支付的對比差異預(yù)測值為0.39 (= 0.06), 效應(yīng)的95%置信區(qū)間為(0.283, 0.507), 置信區(qū)間未跨過0, 說明本研究的效應(yīng)穩(wěn)健。

圖12 Bootstrapping中介分析(實驗5)

表2 單文章元分析結(jié)果總結(jié)

注：(1)實驗1a中存在3個多個支付渠道組(2個支付渠道組、3個支付渠道組和4個支付渠道組), 我們將其合為一個組; (2)實驗1b中存在3個單一支付組(中國銀行卡支付、支付寶支付和翼支付), 我們將其合為一個組; (3)實驗2中單一支付渠道組包括個人支付對象組和組織支付對象兩組, 4個支付渠道組包括個人支付對象組和組織支付對象兩組; (4)實驗4和5中, 由于支付渠道效應(yīng)僅在高可診斷性組中發(fā)生, 我們均僅采用單一支付渠道×高可診斷性組和多個支付渠道×高可診斷性組兩組。

10 總體討論

本文驗證了支付渠道數(shù)量(多個vs. 單一)因素對個體捐贈的影響, 及其心理機制和邊界變量。研究共進行了1個預(yù)實驗、6個層層遞進的實驗和1個單文章元分析, 通過更換求助信息背景、頁面類型、支付渠道(包括銀聯(lián)支付、支付寶支付、財付通支付等)、支付渠道視覺刺激類型等設(shè)計, 揭示了支付渠道的數(shù)量效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)相比單一支付渠道, 多個支付渠道會抑制捐贈意愿。原因在于, 個體會對多個(vs.單一)支付渠道的捐贈信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷, 進而引發(fā)道德懷疑, 最后降低捐贈意愿。此外, 樸素信念的可診斷性調(diào)節(jié)該效應(yīng)。當(dāng)支付信息的可診斷性低時, 個體較難產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷過程, 從而弱化多個(vs.單一)支付渠道對個體捐贈的負面作用。最后, 實驗還依次排除了多種支付數(shù)量、支付類型和支付對象的可能內(nèi)生作用, 控制了個人經(jīng)歷、捐贈經(jīng)歷和捐贈認同的差異, 剔除了情緒喚起、自我效能、感知便利性和認知載荷的替代性解釋?？傮w來看, 研究結(jié)論不僅豐富了現(xiàn)有理論文獻, 也為慈善捐贈、個人求助、企業(yè)善因營銷等實驗提供了有益參考。

10.1 理論意義

首先, 本研究拓寬了慈善捐贈和道德判斷影響因素的考慮范疇。在以往的研究中, 學(xué)者們往往致力于探尋“助推”捐贈意愿的因素, 例如將捐贈參考價格表述為享樂產(chǎn)品(Savary et al., 2015)、提高慈善組織權(quán)威性(Alhidari et al., 2018)等, 都被證實能夠提升捐贈意愿。但是“抑制”捐贈意愿的因素——實現(xiàn)消費者捐贈的絆腳石——常被忽視。借鑒數(shù)量相關(guān)研究(如冉雅璇等, 2017, 2020), 本研究首次提出捐贈中的支付渠道數(shù)量(多個vs. 單一)是降低捐贈意愿的重要因素之一, 從而啟發(fā)未來研究在考察“個體捐贈意愿為何減少”這一問題時, 將支付渠道作為重要的前因變量納入理論框架的整體考慮中。同時, 本研究提出支付渠道數(shù)量對捐贈意愿的負面影響來自于消費者的負面道德推斷。學(xué)者們針對負面道德推斷的來源有諸多探討, 比如人們會從一個人的高能力中推斷其有較低的責(zé)任感和付出精神(Galperin et al., 2020), 又如人們會因為他人微笑過小而推斷其不夠真誠(Cheng et al., 2020), 本研究所提出的“支付渠道數(shù)量”因素豐富了道德判斷影響因素的考量范圍。

其次, 本研究探討了支付渠道數(shù)量對消費者捐贈意愿的作用效應(yīng), 推進了支付渠道研究。有關(guān)支付渠道的文獻集中于分析支付渠道的差異(如Chatterjee & Rose, 2012), 囿于單一支付的前提, 本研究首次關(guān)注到支付渠道中的數(shù)量因素。另外, 對于支付渠道數(shù)量而言, 人們往往潛意識里認為支付渠道越多越好, 一些商業(yè)報告(如艾瑞咨詢《2020年中國第三方支付行業(yè)研究報告》)認為支付渠道的增多意味著商業(yè)的蓬勃發(fā)展。然而, 多個支付渠道不僅會在一般商業(yè)情境中提供便利性, 在不確定或信任敏感情境(如捐贈)中還可能成為負面感知的潛在來源?，F(xiàn)有對于多支付渠道的探討主要集中于財務(wù)管理(Leyman et al., 2019)、程序設(shè)計(Lin et al., 2020)等領(lǐng)域, 本研究將其拓展到消費者行為領(lǐng)域。

最后, 我們將元認知推斷理論進行了拓寬。在以往的研究中, 學(xué)者們探索元認知推斷的來源, 用眼動實驗證明了元認知推斷存在(Hashimoto et al., 2019), 認為其會影響到消費者的產(chǎn)品評價(Zane et al., 2020)、捐贈意愿(Smith & Schwarz, 2012)等多方面行為。本研究在慈善捐贈領(lǐng)域?qū)υJ知推斷的運用進行了更深入的探索, 提出感知商業(yè)化的概念。認為基于“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念, 個體會對多個(vs.單一)支付渠道產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認知推斷, 進而懷疑捐贈對象的道德性, 最后降低捐贈意愿和行為。

10.2 實踐啟示

本研究結(jié)論為組織和個人有效促進捐贈者實現(xiàn)捐贈提供了實踐依據(jù)。首先, 當(dāng)慈善組織、企業(yè)善因營銷、個人求助在呈現(xiàn)捐贈信息和支付方式時, 應(yīng)充分考慮支付渠道數(shù)量因素。本研究結(jié)果表明, 一般情況下捐贈發(fā)起者使用多個支付渠道會比單一支付渠道效果更差。其原因在于, 多個支付渠道會帶給消費者更高的感知商業(yè)化, 引發(fā)道德懷疑進而降低捐贈意愿。其次, 多個(vs.單一)支付渠道的負面效果只發(fā)生在求助信息和支付信息同時呈現(xiàn)時, 因此當(dāng)捐贈發(fā)起者不得不使用多個支付渠道時, 可以用分頁的方式將求助信息和支付信息分隔開來, 或增加善意信息, 降低“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性, 阻斷基于“多支付渠道=商業(yè)化”的元認知推斷過程。再者, 本研究結(jié)論印證Guo (2006)的觀點, 即慈善捐贈中的感知商業(yè)化會使得人們產(chǎn)生道德懷疑。因此, 捐贈發(fā)起者不僅要注意支付渠道數(shù)量帶來的感知商業(yè)化, 也要關(guān)注其他可能與道德價值沖突的商業(yè)化來源, 如色彩、代言人、宣傳風(fēng)格等。最后, 本研究的結(jié)論還可啟發(fā)其他涉及到支付的營銷情境, 如情懷營銷、復(fù)古品牌等, 當(dāng)企業(yè)要打造“真誠”、“情懷”、“匠心”等相關(guān)的形象時, 強調(diào)或突出多種支付方式可能具有負面作用。

10.3 研究局限與展望

本研究存在一定的局限性。第一, 受疫情影響, 需要人群聚集的現(xiàn)場捐贈很難進行, 加之政策對募捐活動的管控加強, 本研究僅在校園范圍內(nèi)進行了一次田野實驗, 存在一定的生態(tài)效度限制。未來研究可以進一步討論其他可能的支付渠道和捐贈情境, 通過更加廣泛的真實捐贈測量提升研究的生態(tài)效度。就田野實驗(實驗4)本身而言, 由于外生因素過多, 它僅驗證了樸素信念可診斷性的邊界效果, 調(diào)節(jié)效應(yīng)并不完美。我們進一步通過實驗5在控制場景下對樸素信念可診斷性的調(diào)節(jié)效應(yīng)進行了驗證。第二, 本研究的實驗1a和實驗2雖然通過捐贈百分比側(cè)面衡量捐贈意愿(Goenka & van Osselaer, 2019), 但將2元作為被試的捐贈基數(shù)存在一定局限。后續(xù)研究在運用捐贈百分比作為測量方式時可以適量增加捐贈基數(shù), 使測量更加貼近個體的真實捐贈意愿。第三, 本研究能夠驗證到的支付渠道數(shù)量(1~6種)有限, 未來的研究可以用更多支付渠道數(shù)量與單一支付進行對比, 拓寬支付渠道數(shù)量效應(yīng)的適用范圍。根據(jù)Hsee和Rottenstreich (2004)提出的“數(shù)量敏感性”曲線, 我們推測, 更多的支付渠道數(shù)量會呈現(xiàn)出無差異的影響, 因為人們對多個數(shù)字通常表現(xiàn)出不敏感的傾向。

針對研究主題而言, 第一, 未來研究可以探討非捐贈情景下的支付渠道數(shù)量效應(yīng)。支付渠道的便利性在區(qū)別于捐贈情境的其他消費情景(如購物)下, 是消費者支付時的重要考慮因素(de Kerviler et al., 2016), 后續(xù)對其他情境下支付渠道數(shù)量效應(yīng)的探究可以將其納入解釋框架。第二, 本研究旨在揭示支付渠道數(shù)量效應(yīng)對捐贈意愿的影響, 那么它是否會像單一支付渠道之間的差異一樣, 影響消費者的產(chǎn)品評價(Chatterjee & Rose, 2012)、不健康食品消費(Thomas et al., 2011)、擁有感(Kamleitner & Erki, 2013)等因變量呢？這些有趣的問題有待于未來關(guān)注。最后, 未來研究可以考慮文化對支付渠道數(shù)量效應(yīng)的影響。由于有關(guān)文獻表明東亞文化更偏向于整體型加工信息而西方文化更偏向于分析型加工信息(Chu & Huang, 2017), 習(xí)慣于整體加工信息(vs.分別加工信息)的被試更有可能將支付信息和求助信息看作一個整體, 有足夠的信息可診斷性形成感知商業(yè)化, 因此本研究結(jié)論是否適用于以分析型加工為主導(dǎo)的西方文化背景, 還有待于未來探討。

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“More” is less: Why multiple payment mechanism impairs individual donation

RAN Yaxuan, NIU Yixin, CHEN Siyun

(School of Business Administration, Zhongnan University of Economics and Law, Wuhan 430073, China) (School of Management, Jinan University, Guangzhou 510632, China)

Almost all transactions require the information of payment--payment mechanism. It is increasingly common nowadays that venders prone to harness multiple payment mechanism to provide potential convenience for their consumers, including under donation scenarios. Inevitably, the morality people valued in donation scenarios are different from other transactions. A growing of recent studies have investigated the donation payment, while surprisingly very few studies have examined whether a donation activity should be accompanied with either one payment mechanism or multiple payment mechanism. In the current study, we extend the extent literature by examining how potential donators respond to donation with either one payment mechanism or multiple payment mechanisms.

People subjectively associate things that often come together. In our daily lives, multiple payment mechanism is applied in commercial scenarios so frequently that people may elicit a conclusion that is “multiple payment mechanisms = commercialization.” In this research, we propose that when consumers encounter multiple payment mechanisms (versus one payment mechanism) with the information of seeking help, they would feel incongruence and then make metacognitive inferences about their evaluations toward the target based on the “multiple payment mechanism = commercialization” lay belief. Specifically, we propose that compared to one payment mechanism, multiple payment mechanism leads people less likely to donate via the following metacognition inference process: consumers (1) notice the multiple payment mechanism, (2) infer that the information of donation must contain commercial components, based on the “multiple payment mechanisms = commercialization” lay belief, to explain their inner feelings, and (3) because the perception of commercialization is contrary to the positive moral expectations (e.g., loyalty, sanctity), consumers may be skeptical to the morality of the target which in turn attenuates their donation. Further, we suggest that the main effect of the number of payment mechanism on individual donation should be contingent on the diagnosticity of the lay belief. When the “multiple payment mechanisms = commercialization” is low diagnositic, the negative effect of multiple (vs. one) payment mechanism on donation should be suppressed.

One pilot study and six experimental studies were conducted to examine our hypotheses. Pilot study used supraliminal tasks to examine the existence of the “multiple payment mechanism = commercialization” lay belief. Study 1a (= 342) was a 4 (number of payment mechanism: one vs. two vs. three vs. four) between-subjects design, excluding the impact of different number of payment mechanisms. Study 1b (N = 295) was a 5 (number of payment mechanism: control vs. one [Bestpay] vs. one [Bank of China] vs. one [Alipay] vs. three) with the purpose of excluding the impact of different types of payment mechanisms and initially validating the mediating role of perceived commercialization. Study 2 (= 298) further confirmed the robustness of the main effect for different receiving targets with a 2 (number of payment mechanism: one vs. four) × 2 (target: person vs. organization) between-subjects design. Study 3 (= 140) examined the serial mediating effect of perceived commercialization and moral suspicion. Studies 4 (= 173) and 5 (= 224) identified the moderating effect of the diagnosticity of “multiple payment mechanism = commercialization” lay belief by using different manipulations of diagnosticity. Specifically, Study 4 was a field study in which we measured people’s real donation behavior. To document a robust effect, we varied the context of donation and payment methods across all studies.

Our investigation suggests that relative to one payment mechanism, multiple payment mechanism may dampen individual donate. This effect would be attenuated when the “multiple payment mechanism = commercialization” lay belief is not used (i.e., low diagnosticity). These findings offer novel insights on literature regarding donation, payment, number effect, and metacognition inference, while practically suggesting that sponsor of donation activities must carefully consider the number of payment mechanism.

individual donation, number of payment mechanism, metacognitive inference, perceived commercialization, diagnosticity

2020-07-29

* 國家自然科學(xué)基金(71802192, 71772077, 71832010)和教育部人文社科基金(18YJC630137)資助。

牛熠欣, E-mail: niuyixinmkt@163.com

B849: F713.55