冉雅璇 牛熠欣 陳斯允

“多”反而少：元認(rèn)知推斷視角下支付渠道數(shù)量對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響

冉雅璇牛熠欣陳斯允

(中南財(cái)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(zèng)信息中的必要元素。研究基于元認(rèn)知推斷理論, 探討了支付渠道數(shù)量因素(多個(gè)vs.單一)對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的作用機(jī)制。通過(guò)6個(gè)實(shí)驗(yàn)和1個(gè)單文章元分析, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)：相比單一支付渠道, 多個(gè)支付渠道反而會(huì)抑制個(gè)體捐贈(zèng)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(huì)使得人們持有“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念?；诖? 個(gè)體會(huì)對(duì)多個(gè)(vs.單一)支付渠道的捐贈(zèng)信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷, 進(jìn)而懷疑捐贈(zèng)對(duì)象的道德性, 最后弱化捐贈(zèng)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(shí), 個(gè)體將無(wú)法產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程, 從而弱化多個(gè)(vs.單一)支付渠道對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的負(fù)面作用。

個(gè)體捐贈(zèng), 支付渠道數(shù)量, 元認(rèn)知推斷, 感知商業(yè)化, 可診斷性

1 問(wèn)題提出

隨著全民公益時(shí)代的到來(lái), 個(gè)體捐贈(zèng)成為社會(huì)慈善捐贈(zèng)的重要來(lái)源, 也是號(hào)召人們參與社會(huì)公益事業(yè)的主要方式(Lee et al., 2014; Shang et al., 2020)。然而, 《慈善藍(lán)皮書(shū)：中國(guó)慈善發(fā)展報(bào)告(2019)》的數(shù)據(jù)顯示, 近年來(lái)個(gè)體捐贈(zèng)總額呈疲乏勢(shì)態(tài), 2017年實(shí)際社會(huì)捐贈(zèng)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(gè)體捐贈(zèng)的因素具有重要的現(xiàn)實(shí)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(zèng)給真正需要的對(duì)象(即捐贈(zèng)支付的道德感知), 愈發(fā)成為可能阻礙個(gè)人捐贈(zèng)的關(guān)鍵因素。

就捐贈(zèng)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(zèng)的便捷性, 傾向于在捐贈(zèng)信息中提供兩個(gè)或兩個(gè)以上的支付渠道, 即多支付渠道(multiple payment mechanism)。例如, 中華慈善總會(huì)官網(wǎng)支持2個(gè)常用支付渠道, 中華兒慈會(huì)官網(wǎng)支持多達(dá)25個(gè)支付渠道, 個(gè)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(tái)僅支持單一支付渠道, 如水滴籌、中國(guó)社會(huì)扶貧網(wǎng)等。由于捐贈(zèng)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(zèng)信息中的必要元素, 支付渠道數(shù)量(多個(gè)vs.單一)會(huì)影響個(gè)體的道德感知和捐贈(zèng)嗎？如果是, 會(huì)如何影響呢？

回顧現(xiàn)有研究, 學(xué)界對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)影響因素的探討主要聚焦于受贈(zèng)人(Zagefka et al., 2011)、募捐平臺(tái)(Alhidari et al., 2018)和捐贈(zèng)捐贈(zèng)者自身因素(Goenka & van Osselaer, 2019)。近年來(lái), 少量研究將視線投向捐贈(zèng)支付環(huán)節(jié), 探討了捐贈(zèng)中支付類型(Soetevent, 2011)、價(jià)格參照物(Savary et al., 2015)、默認(rèn)選項(xiàng)(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(shí)中多個(gè)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(gè)人捐贈(zèng)的問(wèn)題, 還尚未解答。因此, 本研究擬探討支付渠道數(shù)量對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響機(jī)制。

1.1 個(gè)體捐贈(zèng)與道德懷疑

個(gè)體捐贈(zèng)是指?jìng)€(gè)體直接向受贈(zèng)人或間接通過(guò)募捐平臺(tái), 不計(jì)回報(bào)地付出時(shí)間、金錢、實(shí)體幫助的行為(Winterich et al., 2013)。由于僅金錢捐贈(zèng)涉及支付渠道數(shù)量因素, 本研究聚焦于個(gè)體的金錢類捐贈(zèng)。

個(gè)體在進(jìn)行捐贈(zèng)決策時(shí), 首先會(huì)判斷捐贈(zèng)對(duì)象是否道德(Greene & Haidt, 2002; Hofmann et al., 2014; Lee et al., 2014), 且期望將錢捐贈(zèng)給正面道德對(duì)象、規(guī)避負(fù)面道德對(duì)象。根據(jù)道德基礎(chǔ)理論(Moral Foundation Theory), 道德性包括5個(gè)正面維度——關(guān)懷、公平、忠誠(chéng)、權(quán)威和純粹和對(duì)應(yīng)的5個(gè)負(fù)面維度——傷害、欺騙、背叛、顛覆和墮落(Haidt & Graham, 2007)。一旦個(gè)體感知捐贈(zèng)對(duì)象具有與自我道德信念相悖的負(fù)面道德, 則會(huì)產(chǎn)生道德懷疑(moral skepticism/doubt; Sinnott-Armstrong, 2006), 進(jìn)而弱化自身捐贈(zèng)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?jìng)€(gè)體認(rèn)為某對(duì)象可能含有負(fù)面道德品質(zhì)的消極論斷(Sinnott-Armstrong, 2006)。例如, 人們會(huì)懷疑有惡習(xí)的流浪漢的道德性, 從而避免對(duì)之捐款(Lee et al., 2014)。再如, 由于非權(quán)威組織會(huì)引起個(gè)體的道德懷疑, 人們更不愿意給低可信度、低效率的捐贈(zèng)平臺(tái)進(jìn)行捐贈(zèng)(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(zèng)人和募捐平臺(tái)本身, 鮮有關(guān)注捐贈(zèng)中不可缺少的環(huán)節(jié)以及捐贈(zèng)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(diǎn)。在非捐贈(zèng)背景中, 學(xué)者們對(duì)支付渠道進(jìn)行了大量研究, 對(duì)比了現(xiàn)金支付(vs.信用卡支付)對(duì)支付意愿(Prelec & Simester, 2001)、產(chǎn)品評(píng)價(jià)(Chatterjee & Rose, 2012)、不健康食品消費(fèi)(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(duì)比的種類予以拓寬(Ceravolo et al., 2019; Falk et al., 2016; Kamleitner & Erki, 2013)。

在捐贈(zèng)背景下, 僅零星幾項(xiàng)研究關(guān)注到捐贈(zèng)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(huì)影響個(gè)體捐贈(zèng)。相比現(xiàn)金支付, 信用卡支付會(huì)讓人們真實(shí)或想象的捐贈(zèng)金額更高(Feinberg, 1986; Soetevent, 2011)。(2)支付附加因素對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)也存在作用。例如, 當(dāng)捐贈(zèng)的支付金額被參照為享樂(lè)型產(chǎn)品時(shí)(如“少喝一杯奶茶, 為山區(qū)兒童捐一頓營(yíng)養(yǎng)午餐”), 個(gè)體的捐贈(zèng)意愿更強(qiáng)(Savary et al., 2015)。再如, 當(dāng)支付存在默認(rèn)金額時(shí), 個(gè)體會(huì)感知被操控, 進(jìn)而降低捐贈(zèng)意愿(樊亞鳳等, 2019)?？梢?jiàn), 現(xiàn)有支付研究集中于對(duì)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(chǎng)的商業(yè)化, 支付場(chǎng)景往往伴隨著多支付渠道, 而有關(guān)單一支付渠道與多個(gè)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(gè)體捐贈(zèng)：基于“多個(gè)支付渠道=商業(yè)化”的元認(rèn)知推斷過(guò)程

在信息不完善或信任程度較低時(shí), 人們常會(huì)從可及(accessible)的細(xì)微線索中形成心理感受, 并依賴于樸素信念對(duì)這些心理感受形成含義推斷, 即元認(rèn)知推斷過(guò)程(metacognitive inference) (Schwarz, 2004;Zane et al., 2020)。具體而言, 由于元認(rèn)知(metacognition)是對(duì)思考的再思考, 元認(rèn)知推斷則是指人們對(duì)自我想法或思考過(guò)程的推斷思考(即反思“我為什么會(huì)這樣想”) (Schwarz, 2004)。不同于主動(dòng)推斷, 元認(rèn)知推斷大部分是意識(shí)的自動(dòng)推斷, 個(gè)體可能無(wú)法將推斷過(guò)程完整講述出來(lái), 但實(shí)驗(yàn)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?cè)谝粋€(gè)任務(wù)中分心時(shí), 人們會(huì)基于“分心=感興趣”的樸素信念, 推斷該刺激物是有趣的, 進(jìn)而產(chǎn)生積極評(píng)價(jià)。在捐贈(zèng)情境中, 個(gè)體面對(duì)的是一個(gè)不熟悉、低信任但激發(fā)正面道德的求助信息, 此時(shí), 本能的警惕使得個(gè)體對(duì)多種支付(vs.單一支付)渠道信息產(chǎn)生關(guān)注。進(jìn)而, 個(gè)體會(huì)基于已有樸素信念對(duì)這種心理感受進(jìn)行再次處理與推斷, 判斷捐贈(zèng)對(duì)象的道德性, 最后影響捐贈(zèng)意愿與行為。

人們對(duì)支付渠道數(shù)量的元認(rèn)知推斷過(guò)程依賴于有關(guān)多個(gè)(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(duì)自身或外界的常識(shí)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(zèng)情境中個(gè)體會(huì)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(gè)支付渠道會(huì)使得人們感知更加商業(yè)化。樸素信念主要來(lái)源于個(gè)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(shí)出現(xiàn)時(shí), 個(gè)體會(huì)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(fèi)場(chǎng)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(dòng)支付的興起和商業(yè)模式的革新, 商家通常會(huì)呈現(xiàn)出多個(gè)常用的支付渠道供顧客選擇, 同時(shí)也會(huì)以商業(yè)化折扣的形式推廣不常見(jiàn)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(fèi)者會(huì)持有“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念。

當(dāng)捐贈(zèng)中多個(gè)支付渠道與求助信息同時(shí)呈現(xiàn)時(shí), 個(gè)體基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念會(huì)直覺(jué)地產(chǎn)生元認(rèn)知推斷, 即反思或解讀“為什么我會(huì)注意到捐贈(zèng)信息有多個(gè)支付渠道”?；凇岸嘀Ц肚?商業(yè)化”的樸素信念, 捐贈(zèng)者可能會(huì)推斷自己注意到多個(gè)(vs.單一)支付渠道信息的原因在于捐贈(zèng)對(duì)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(yíng)利機(jī)構(gòu)和慈善組織應(yīng)有的無(wú)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(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致個(gè)體對(duì)捐贈(zèng)對(duì)象的道德懷疑。已有研究指出, 當(dāng)捐贈(zèng)信息帶有潛在商業(yè)化特征(如推廣特征)時(shí), 個(gè)體會(huì)認(rèn)為捐贈(zèng)對(duì)象具有負(fù)面道德目的, 從而弱化捐贈(zèng)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(gè)(vs.單一)支付渠道會(huì)帶來(lái)更強(qiáng)烈的商業(yè)化感知, 從而使得個(gè)體認(rèn)為捐贈(zèng)對(duì)象具有負(fù)面道德動(dòng)機(jī)(如牟利), 產(chǎn)生道德懷疑(Guo, 2006; Sinnott-Armstrong, 2006)。進(jìn)而, 個(gè)體對(duì)捐贈(zèng)對(duì)象的道德懷疑會(huì)引發(fā)個(gè)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(zèng)意愿和行為。

綜上, 相比單一支付渠道, 多個(gè)支付渠道信息會(huì)使得個(gè)體產(chǎn)生“為什么我會(huì)注意到捐贈(zèng)信息有多個(gè)支付渠道”的元認(rèn)知推斷過(guò)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(zèng)對(duì)象有較高的商業(yè)化特征(如牟利); (2)進(jìn)一步對(duì)捐贈(zèng)對(duì)象的道德存疑, 最終降低捐贈(zèng)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(gè)支付渠道會(huì)降低個(gè)體捐贈(zèng)。

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(gè)支付渠道vs.單一支付渠道)對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響。具體而言, 個(gè)體會(huì)感知呈現(xiàn)多個(gè)支付渠道(vs.單一支付渠道)的捐贈(zèng)信息的(a)商業(yè)化程度更高, 從而(b)產(chǎn)生更強(qiáng)烈的道德懷疑, 最后表現(xiàn)出更低的捐贈(zèng)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(shí)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(rèn)知推斷過(guò)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(gè)完整元認(rèn)知推斷過(guò)程發(fā)生的必要條件(Herr et al., 1991)。當(dāng)個(gè)體無(wú)法應(yīng)用相應(yīng)樸素信念進(jìn)行思考時(shí), 樸素信念的可診斷性會(huì)變低, 進(jìn)而阻斷應(yīng)有的元認(rèn)知推斷過(guò)程(Schwarz, 2004)。

根據(jù)本研究邏輯, 在面對(duì)捐贈(zèng)內(nèi)容中的支付數(shù)量信息時(shí), 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(gè)體會(huì)基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念, 對(duì)多個(gè)(vs.單一)支付渠道的捐贈(zèng)信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷, 形成道德懷疑并降低捐贈(zèng)意愿和行為。當(dāng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念無(wú)法適用于當(dāng)下判斷任務(wù)——即可診斷性低時(shí), 即使該樸素信念仍存在于個(gè)體心智中, 它對(duì)于個(gè)體而言已不構(gòu)成判斷的依據(jù), 感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程將會(huì)被弱化。因此, “多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性會(huì)調(diào)節(jié)支付渠道數(shù)量對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的作用, 且低可診斷性會(huì)弱化個(gè)體基于“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念進(jìn)行元認(rèn)知推斷, 從而降低多個(gè)支付(vs.單一支付)渠道對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的負(fù)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(duì)個(gè)體捐贈(zèng)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(shí), 多個(gè)(vs.單一)支付渠道對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響會(huì)被弱化。

1.5 當(dāng)前研究

本研究將開(kāi)展1個(gè)預(yù)實(shí)驗(yàn)和6個(gè)實(shí)驗(yàn)驗(yàn)證研究假設(shè)。預(yù)實(shí)驗(yàn)首先驗(yàn)證了“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念。實(shí)驗(yàn)1a和1b均驗(yàn)證支付渠道數(shù)量的主效應(yīng)。為了確保實(shí)驗(yàn)材料的多樣性和結(jié)論的普及性, 實(shí)驗(yàn)1a排除不同支付渠道數(shù)量(1、2、3、4個(gè)支付渠道)的影響, 實(shí)驗(yàn)1b排除不同類型支付渠道的作用。實(shí)驗(yàn)2進(jìn)一步確認(rèn)支付渠道數(shù)效應(yīng)的穩(wěn)健性, 考察支付對(duì)象為個(gè)人和組織時(shí)是否同樣存在支付渠道數(shù)量效應(yīng)。實(shí)驗(yàn)3檢驗(yàn)感知商業(yè)化和道德懷疑的連續(xù)中介作用。實(shí)驗(yàn)4(田野實(shí)驗(yàn))和實(shí)驗(yàn)5通過(guò)不同方式操縱可診斷性, 驗(yàn)證其調(diào)節(jié)作用。其中, 實(shí)驗(yàn)1a和實(shí)驗(yàn)2測(cè)量實(shí)驗(yàn)費(fèi)用的捐贈(zèng)比例, 實(shí)驗(yàn)1b和實(shí)驗(yàn)5測(cè)量捐贈(zèng)意愿, 實(shí)驗(yàn)3測(cè)量虛擬捐贈(zèng)金額和捐贈(zèng)意愿, 實(shí)驗(yàn)4為田野實(shí)驗(yàn), 測(cè)量真實(shí)捐贈(zèng)行為。研究的實(shí)驗(yàn)邏輯和研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架和實(shí)驗(yàn)邏輯

2 預(yù)實(shí)驗(yàn)：驗(yàn)證“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念

2.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

預(yù)實(shí)驗(yàn)旨在確認(rèn)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(fèi)者心智當(dāng)中。為了保證實(shí)驗(yàn)有效性, 我們采用了對(duì)象匹配、詞匯描述和量表測(cè)量(Bri?ol et al., 2015; Kyung et al., 2017; Mai et al., 2019)三種任務(wù)測(cè)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(duì)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(duì)象。其原理在于, 人們對(duì)于與樸素信念匹配的刺激物會(huì)認(rèn)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(cè)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(jìn)行概念描述(Bri?ol et al., 2015)。(3)相比對(duì)象匹配和詞匯描述的內(nèi)隱測(cè)量手段, 量表測(cè)量是一種外顯的、反省式測(cè)量, 直接詢問(wèn)被試對(duì)于某種概念/情景的感知。根據(jù)這3種任務(wù), 我們預(yù)測(cè)相比單一支付渠道, 多個(gè)支付渠道情境會(huì)被認(rèn)為與商業(yè)化對(duì)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(shí)驗(yàn)采用單因素2水平(支付渠道數(shù)量：一個(gè)vs.多個(gè))組間設(shè)計(jì)。55名在校大學(xué)生參加了該項(xiàng)實(shí)驗(yàn), 剔除漏填信息的1份問(wèn)卷, 剩余54份有效問(wèn)卷(= 22.09歲,= 2.10歲; 女性59.3%)。

2.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試進(jìn)入實(shí)驗(yàn)后, 依次進(jìn)行以下3個(gè)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(shí)支付頁(yè)面截圖, 被試被隨機(jī)分配看到支付渠道數(shù)量多個(gè)或一個(gè), 其中多個(gè)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(guó)銀行支付。然后, 被試分別猜測(cè)了該支付頁(yè)面最有可能和最沒(méi)有可能出自的網(wǎng)站。我們提供了4個(gè)選項(xiàng)：1 = “化學(xué)學(xué)報(bào)官網(wǎng)——學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)站的投稿支付頁(yè)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(yè)面”, 3 = “中華兒慈會(huì)官網(wǎng)——慈善機(jī)構(gòu)網(wǎng)站的捐款支付頁(yè)面”, 4 = “途客圈官網(wǎng)——旅游規(guī)劃網(wǎng)站的產(chǎn)品支付頁(yè)面”。其中, “化學(xué)學(xué)報(bào)官網(wǎng)”和“中華兒慈會(huì)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(gè)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(gè)(vs.單一)支付渠道”, 然后在16個(gè)備選詞匯中選出4個(gè)詞匯描繪自己對(duì)交易方感受。根據(jù)以往文獻(xiàn)對(duì)商業(yè)化的定義(Bri?ol et al., 2015; Guo, 2006; Hung, 2020)以及考慮正負(fù)面特征, 16個(gè)詞匯包括“商業(yè)化” 4組正/負(fù)面形容詞(高效/浮躁, 增加營(yíng)收/利用弱點(diǎn)牟利, 便利/急迫索取, 商業(yè)/利益)和“非商業(yè)化”的4組正/負(fù)面形容詞(匠心/低效, 純粹樸實(shí)/收入微薄, 慢節(jié)奏/不便, 傳統(tǒng)/古板);

(3)量表測(cè)量任務(wù)。被試最后對(duì)“您身邊展示多個(gè)(vs.單一)支付渠道的場(chǎng)景通常是商業(yè)化場(chǎng)景”進(jìn)行認(rèn)同程度打分(1 = “非常不認(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)同”)。

最后, 被試報(bào)告了年齡、月收入、性別的基本人口信息。

表1 預(yù)實(shí)驗(yàn)描述性結(jié)果

2.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

實(shí)驗(yàn)的描述性結(jié)果見(jiàn)表1, 具體如下：(1)支付方式?網(wǎng)站類型匹配任務(wù)。卡方分析結(jié)果顯示, 被試普遍認(rèn)為多個(gè)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(méi)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(biāo)記為“1”, 非商業(yè)化詞匯標(biāo)記為“?1”, 個(gè)人的詞匯選擇得分加總則得到一個(gè)商業(yè)化描述指標(biāo), 分?jǐn)?shù)越高則代表商業(yè)化評(píng)價(jià)程度越高。以商業(yè)化描述指標(biāo)為因變量, 2(多個(gè)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(gè)支付的交易方會(huì)讓被試感覺(jué)更加商業(yè)化,(1, 52) = 68.62,< 0.001, η= 0.57。(3)量表測(cè)量任務(wù)。我們采用直接詢問(wèn)的方式發(fā)現(xiàn), 被試更傾向于認(rèn)同展示多個(gè)支付(vs.單一支付)渠道是商業(yè)化場(chǎng)景,(1, 52) = 40.84,< 0.001, η= 0.44。

預(yù)實(shí)驗(yàn)通過(guò)3種測(cè)量手段確認(rèn)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(huì)直覺(jué)式認(rèn)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(jìn)一步佐證了本研究提出元認(rèn)知推斷的基礎(chǔ)條件——在捐贈(zèng)的非商業(yè)化情景中, 個(gè)體會(huì)對(duì)多種支付(vs.單一支付)渠道信息產(chǎn)生直覺(jué)的關(guān)注(如加工不流暢)。

3 實(shí)驗(yàn)1a：1、2、3、4個(gè)支付渠道對(duì)捐贈(zèng)比例的影響

3.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)1a旨在驗(yàn)證支付渠道數(shù)量對(duì)消費(fèi)者真實(shí)捐贈(zèng)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(shí)驗(yàn)采用單因素4水平(支付渠道數(shù)量：1個(gè) vs. 2個(gè) vs. 3個(gè)vs. 4個(gè))組間設(shè)計(jì)。為了使被試有足夠的動(dòng)力捐贈(zèng), 并且排除不同被試間經(jīng)濟(jì)差異導(dǎo)致的捐贈(zèng)意愿差異, 本實(shí)驗(yàn)采取先給予被試相同數(shù)額金錢的獎(jiǎng)勵(lì)承諾, 再邀請(qǐng)其自愿捐贈(zèng)部分該獎(jiǎng)勵(lì)的方式, 用捐贈(zèng)比例衡量個(gè)體捐贈(zèng)(Goenka & van Osselaer, 2019)。共377名在校大學(xué)生參與了本次實(shí)驗(yàn)。

3.2 實(shí)驗(yàn)流程

首先, 為了降低實(shí)驗(yàn)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(wèn)卷中穿插有注意力測(cè)試題, 并詢問(wèn)基本人口信息。填寫(xiě)完成后, 我們告知被試該實(shí)驗(yàn)已結(jié)束, 可獲得2元的實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)。待被試提交問(wèn)卷后, 我們?cè)诮Y(jié)束頁(yè)面告知被試本研究團(tuán)隊(duì)參與了“大學(xué)生互助活動(dòng)”, 并邀請(qǐng)他們用2元實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)的一部分獻(xiàn)出一份愛(ài)心。他們被告知捐贈(zèng)為自愿參與, 不影響實(shí)驗(yàn)的任何評(píng)價(jià)。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(dòng)宣傳海報(bào), 海報(bào)內(nèi)容呈現(xiàn)求助信息和支付信息。4個(gè)實(shí)驗(yàn)組的求助信息均相同(圖2為實(shí)驗(yàn)材料圖例), 僅支付信息部分標(biāo)注的銀行卡號(hào)數(shù)量存在差異(1個(gè) vs. 2個(gè) vs. 3個(gè) vs. 4個(gè))。根據(jù)已有研究(Falk et al., 2016; Thomas et al., 2011), 本實(shí)驗(yàn)以及后續(xù)的所有實(shí)驗(yàn)中的支付方式操縱均采用直觀的視覺(jué)刺激方法。最后, 我們邀請(qǐng)被試自愿捐贈(zèng)實(shí)驗(yàn)被試費(fèi)用, 用滑動(dòng)條(0%~ 100%)來(lái)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(hào)監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進(jìn)。數(shù)據(jù)收集完成后, 我們將此次被試的捐款真實(shí)地捐贈(zèng)給與虛擬故事中情況類似的大學(xué)生, 并在公眾號(hào)公示捐款動(dòng)態(tài)。待實(shí)驗(yàn)完全結(jié)束后, 被試獲得的被試費(fèi)用為2元 × (1 – 捐贈(zèng)比例)。

圖2 實(shí)驗(yàn)1a實(shí)驗(yàn)材料圖例(4個(gè)支付渠道組)

3.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

篩選掉35份注意力測(cè)試錯(cuò)誤和IP地址重復(fù)的答卷后, 得到342份有效問(wèn)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(jì)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(shí), 樣本量為342的power值為0.99, 超過(guò)基本水平0.80, 剩余的有效問(wèn)卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)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(duì)比顯示(圖3), 相比單一支付渠道組(= 41.27,= 37.83), 兩個(gè)支付渠道組(= 27.01,= 35.30;(1, 188) = 7.12,= 0.008, η= 0.01)、3個(gè)支付渠道組(= 29.88,= 31.93;(1, 173) = 4.36,= 0.038, η= 0.03)和4個(gè)支付渠道組(= 30.64,= 35.56;(1, 181) = 3.75,= 0.054, η= 0.05)的捐贈(zèng)額度均更低, 且3個(gè)多種支付渠道組之間無(wú)顯著差異(s < 0.44,s > 0.510)。該結(jié)果表明, 多個(gè)支付渠道(vs.單一支付渠道)會(huì)對(duì)捐贈(zèng)金額具有負(fù)面作用, 假設(shè)1得到支持。

圖3 支付渠道數(shù)量對(duì)捐贈(zèng)比例的影響(實(shí)驗(yàn)1a)

3.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)1a初步驗(yàn)證了假設(shè)1, 即相比單一支付渠道, 多個(gè)支付渠道的捐贈(zèng)信息導(dǎo)致的捐贈(zèng)比例更低。然而實(shí)驗(yàn)1a有所不足：第一, 支付渠道只選擇銀行卡, 沒(méi)有涉及不同類型的支付選擇。第二, 實(shí)驗(yàn)1a結(jié)果無(wú)法說(shuō)明是單一支付渠道的積極作用, 還是多個(gè)支付渠道的負(fù)面作用。因此, 實(shí)驗(yàn)1b將彌補(bǔ)以上兩點(diǎn)不足, 改善實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì), 并進(jìn)一步初步驗(yàn)證感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷機(jī)制。

4 實(shí)驗(yàn)1b：重復(fù)驗(yàn)證主效應(yīng)

4.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)1b的目的在于進(jìn)一步檢驗(yàn)支付渠道數(shù)量對(duì)捐贈(zèng)意愿的影響(假設(shè)1), 并驗(yàn)證感知商業(yè)化的中介作用(假設(shè)2a)。實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)上主要進(jìn)行以下改動(dòng)：(1)與實(shí)驗(yàn)1a采用的銀行卡號(hào)支付不同, 實(shí)驗(yàn)1b采用多個(gè)性質(zhì)不同的支付渠道同時(shí)呈現(xiàn)的方式。為了排除不同支付渠道可能帶來(lái)的差異, 我們?cè)O(shè)計(jì)了3個(gè)不同的單一支付渠道組, 分別為翼支付、支付寶支付、中國(guó)銀行支付。由于實(shí)驗(yàn)1a已經(jīng)排除了不同數(shù)量多支付渠道的影響差異, 本實(shí)驗(yàn)將多個(gè)支付渠道組設(shè)計(jì)為3種單一支付渠道選擇的加總; (2)增加代表基準(zhǔn)線的控制組——無(wú)支付組, 檢驗(yàn)支付渠道數(shù)量效應(yīng)是來(lái)源于單一支付渠道的積極作用, 還是多個(gè)支付渠道的負(fù)面作用。因此, 實(shí)驗(yàn)1b采用單因素5水平(支付渠道數(shù)量：無(wú)支付vs.翼支付vs.支付寶vs.中國(guó)銀行vs. 3種支付)被試間設(shè)計(jì), 共招募323名在校大學(xué)生參與本次實(shí)驗(yàn)。

4.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到5個(gè)組中, 首先閱讀實(shí)驗(yàn)引導(dǎo)語(yǔ)。為了增加刺激材料的真實(shí)性, 我們?cè)谝龑?dǎo)語(yǔ)中將實(shí)驗(yàn)材料稱為“公眾號(hào)截圖”, 并告知被試這是一則真實(shí)捐贈(zèng)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(hào)內(nèi)容截圖, 內(nèi)容涵蓋了捐贈(zèng)信息和支付信息兩部分, 要求閱讀至少20秒。捐贈(zèng)信息部分各組均相同(圖4為實(shí)驗(yàn)材料圖例), 僅支付信息不同。支付渠道的設(shè)計(jì)采用二維碼的視覺(jué)刺激形式(無(wú)支付vs.翼支付vs.支付寶vs.中國(guó)銀行vs. 3種支付)。

隨后, 被試匯報(bào)了捐贈(zèng)意愿, 包括3條測(cè)項(xiàng)(如“請(qǐng)問(wèn)您對(duì)截圖中苗苗的捐贈(zèng)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(píng)價(jià)了感知商業(yè)化, 包括兩條測(cè)項(xiàng)(如“您認(rèn)為此個(gè)人求助活動(dòng)是真正善意, 不摻雜其他商業(yè)化目的”; 1 = “非常不認(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)同”;= 0.72,< 0.001)。已有研究指出情緒喚起和自我效能是影響個(gè)體捐贈(zèng)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(cè)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(kāi)心/積極”; α = 0.78; Smith & Schwarz, 2012; Wan et al., 2017)和自我效能(如“您對(duì)自己實(shí)現(xiàn)本次捐贈(zèng)的目的很有信心”; 1 = “非常不認(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)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(lái)便利性的感知, 我們測(cè)量了被試的感知便利性(如“您覺(jué)得截圖中的捐贈(zèng)渠道很便利”; 1 = “非常不認(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)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(gè)體差異的控制變量, 被試匯報(bào)了捐贈(zèng)經(jīng)歷(從1 = “從未有過(guò)捐贈(zèng)經(jīng)歷, 并且未來(lái)不打算嘗試”, 5 = “有過(guò)較多捐贈(zèng)經(jīng)歷[5次]以上), 會(huì)定期捐贈(zèng)”這5個(gè)選項(xiàng)中進(jìn)行單項(xiàng)選擇), 并描述自身與捐贈(zèng)信息中的苗苗是否有相似生活經(jīng)歷(從1 = “無(wú)”、2 = “在童年時(shí)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(gè)選項(xiàng)中進(jìn)行多項(xiàng)選擇)。最后, 被試報(bào)告了基本人口信息且猜測(cè)了實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

圖4 實(shí)驗(yàn)1b實(shí)驗(yàn)材料圖例(3種支付渠道組)

4.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

所有被試均未猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹Ｌ蕹⒁饬y(cè)試未通過(guò)和IP地址重復(fù)的28份問(wèn)卷后, 得到295份有效問(wèn)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(shí), 樣本量為295的power值大于0.99, 超過(guò)基本水平0.80, 剩余的有效問(wèn)卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

主效應(yīng)。將捐贈(zèng)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(duì)比顯示(圖5), 3種支付渠道組的被試(= 4.91,= 1.20)捐贈(zèng)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(guó)銀行支付組(= 5.36,= 1.06;(1, 107) = 4.27,= 0.041, η= 0.04)。同時(shí), 相比控制組(= 5.36,= 1.14), 3個(gè)單一支付渠道組與之無(wú)顯著差異(s < 3.01,s > 0.09), 而多個(gè)支付渠道組的捐贈(zèng)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(gè)支付渠道的捐贈(zèng)意愿差異的原因是多個(gè)支付渠道降低了人們的普遍捐贈(zèng)意愿, 進(jìn)一步闡明假設(shè)1。

圖5 支付渠道數(shù)量對(duì)捐贈(zèng)意愿的影響(實(shí)驗(yàn)1b)

感知商業(yè)化中介分析。接下來(lái), 為了檢驗(yàn)感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程, 本研究采用 Preacher和Hayes (2008)的中介分析模型(Model 4, Bootstrapping 5000次), 對(duì)假設(shè)2a提出的感知商業(yè)化中介作用進(jìn)行了檢驗(yàn), 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(duì)捐贈(zèng)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(duì)于捐贈(zèng)經(jīng)歷和個(gè)人經(jīng)歷相似性的控制因素, 5組被試無(wú)顯著差異(捐贈(zèng)經(jīng)歷：(4, 290) = 1.11,= 0.350; 個(gè)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(wú)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(gè)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(zèng)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(shí)驗(yàn)1b)

4.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)1b重復(fù)驗(yàn)證了捐贈(zèng)中支付渠道數(shù)量的效應(yīng), 并明晰該效應(yīng)來(lái)源于多個(gè)支付渠道的負(fù)面作用。本實(shí)驗(yàn)初步檢驗(yàn)了元認(rèn)知推斷過(guò)程, 驗(yàn)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(shí)驗(yàn)2：當(dāng)支付對(duì)象為個(gè)人vs.組織

5.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

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

5.2 實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)與流程

與實(shí)驗(yàn)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(cè)試題, 并記錄人口信息。緊接著, 被試被告知實(shí)驗(yàn)結(jié)束, 可以獲得2元實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)。待被試提交問(wèn)卷后, 我們?cè)诮Y(jié)束頁(yè)面告知被試本研究團(tuán)隊(duì)參與了“寶貝回家之萬(wàn)家團(tuán)圓項(xiàng)目”公益活動(dòng), 邀請(qǐng)其用2元實(shí)驗(yàn)獎(jiǎng)勵(lì)的一部分獻(xiàn)出一份愛(ài)心。被試被告知捐贈(zèng)為自愿參與, 不影響實(shí)驗(yàn)的任何評(píng)價(jià)。被試隨后觀看“寶貝回家之萬(wàn)家團(tuán)圓項(xiàng)目”宣傳海報(bào), 海報(bào)呈現(xiàn)了求助信息和支付信息兩部分。與實(shí)驗(yàn)1a材料類似, 求助信息部分講述了一位失獨(dú)貧困母親的經(jīng)歷, 支付信息部分展示了收款人(失獨(dú)母親本人vs.中華少年兒童慈善救助基金會(huì))和銀行卡號(hào)數(shù)量(1個(gè) vs. 4個(gè))。最后, 我們呼吁參與者將部分被試獎(jiǎng)勵(lì)進(jìn)行捐贈(zèng), 讓被試用滑動(dòng)條(0%~100%)來(lái)表示愿意將被試獎(jiǎng)勵(lì)捐出的百分比, 并告知其可以從“ZUEL Marketing Group”公眾號(hào)監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進(jìn)。數(shù)據(jù)收集完成后, 我們將所有被試捐款統(tǒng)一捐贈(zèng)給寶貝回家公益項(xiàng)目, 并在公眾號(hào)首頁(yè)向被試回饋捐款動(dòng)態(tài)。待實(shí)驗(yàn)完全完成后, 被試獲得的真實(shí)被試費(fèi)用為2元 × (1 – 捐贈(zèng)比例)。

5.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

篩選掉21份IP地址重復(fù)和注意力測(cè)試未通過(guò)的問(wèn)卷, 共得到298份有效問(wèn)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(shí), 樣本量為298份的power值大于0.99, 超過(guò)基本水平0.80, 剩余的有效問(wèn)卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

捐贈(zèng)比例作為因變量(單位%), 2(支付渠道數(shù)量) × 2(支付對(duì)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(duì)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(jìn)一步的組間對(duì)比表明(圖7), 支付對(duì)象為個(gè)人時(shí), 多個(gè)支付渠道捐贈(zèng)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(duì)象為組織時(shí)(= 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(duì)象對(duì)捐贈(zèng)比例的交互作用(實(shí)驗(yàn)2)

5.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)2考察了支付對(duì)象為個(gè)人(受贈(zèng)人)或組織(募捐平臺(tái))對(duì)支付渠道數(shù)量效應(yīng)的影響差異, 即無(wú)論是個(gè)人求助還是平臺(tái)募捐, 消費(fèi)者面對(duì)多個(gè)支付渠道的捐贈(zèng)意愿都會(huì)低于面對(duì)單一支付渠道。另外, 支付對(duì)象(組織vs.個(gè)人)存在數(shù)值上的差異(雖然不顯著), 即相比個(gè)人, 人們?cè)谥Ц稙榻M織時(shí)捐贈(zèng)意愿更低(= 24.96,= 30.02 vs.= 21.29,= 28.10)。該結(jié)果與對(duì)組織道德判斷的研究結(jié)果一致, 即人們會(huì)對(duì)組織(vs.個(gè)人)更容易產(chǎn)生道德懷疑(Jago & Pfeffer, 2019)。本實(shí)驗(yàn)結(jié)果進(jìn)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(shí)驗(yàn)3：感知商業(yè)化和道德懷疑的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h2>

6.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)3旨在檢驗(yàn)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(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響, 從而完整呈現(xiàn)本研究提出的元認(rèn)知推斷過(guò)程。為了增加實(shí)驗(yàn)結(jié)果的普適性, 實(shí)驗(yàn)3在實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)方面進(jìn)行了如下改動(dòng)：(1)更換實(shí)驗(yàn)材料, 選用貧困男性老人為捐贈(zèng)背景; (2)根據(jù)實(shí)驗(yàn)2的結(jié)論, 將支付對(duì)象設(shè)定為募捐平臺(tái)——“中華社會(huì)福利基金會(huì)”, 并將多支付渠道數(shù)量設(shè)計(jì)為5個(gè); (3)支付渠道采用銀聯(lián)、支付寶等圖標(biāo)進(jìn)行視覺(jué)刺激; (4)通過(guò)回憶題項(xiàng), 對(duì)支付渠道數(shù)量進(jìn)行操縱檢驗(yàn)。本實(shí)驗(yàn)為3(支付渠道數(shù)量：無(wú)支付 vs. 1個(gè) vs. 5個(gè))組間因子設(shè)計(jì), 共154名在校大學(xué)生參與了本次實(shí)驗(yàn)。

6.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到3個(gè)實(shí)驗(yàn)組中, 觀看一則捐贈(zèng)網(wǎng)頁(yè)截圖, 截圖的捐款號(hào)召中說(shuō)明“每2元的關(guān)愛(ài)就是王維華爺爺?shù)囊活D飯！”。在單一支付渠道組和多個(gè)支付渠道組中, 網(wǎng)頁(yè)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(shí)驗(yàn)材料圖例), 支付信息部分展示了捐贈(zèng)渠道數(shù)量(1個(gè)[銀聯(lián)支付] vs. 5個(gè)[銀聯(lián)支付、支付寶、財(cái)付通、百度錢包、快捷通])。在控制組中, 網(wǎng)頁(yè)截圖僅呈現(xiàn)求助信息, 沒(méi)有支付信息。15秒觀看時(shí)間結(jié)束后, 被試被要求想象自己正真實(shí)面對(duì)這個(gè)捐贈(zèng)情境, 可以通過(guò)“捐款渠道”按鈕進(jìn)入捐款頁(yè)面, 詢問(wèn)其是否愿意捐贈(zèng)。模擬真實(shí)捐款頁(yè)面, 選擇“愿意捐款”的被試將繼續(xù)選擇愿意捐贈(zèng)2元的份數(shù)。選擇“不愿意捐款”的被試將直接進(jìn)行后續(xù)量表測(cè)量。隨后, 所有被試匯報(bào)了捐贈(zèng)意愿(α = 0.90), 測(cè)量問(wèn)項(xiàng)與實(shí)驗(yàn)1b一致。接著我們測(cè)量了被試的感知商業(yè)化, 包括5條測(cè)項(xiàng)(如“您認(rèn)為該慈善活動(dòng)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(cè)項(xiàng)(如“您對(duì)此慈善活動(dòng)存在疑慮”; 1 = “非常不認(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)同”; α = 0.72)。為了排除替代性解釋, 我們還測(cè)量了被試的情緒喚起(α = 0.84)和感知便利性(= 0.59,< 0.001), 測(cè)項(xiàng)與實(shí)驗(yàn)1b一致。最后, 被試對(duì)支付渠道數(shù)量進(jìn)行了回憶, 然后報(bào)告了基本人口信息且猜測(cè)實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

圖8 實(shí)驗(yàn)3實(shí)驗(yàn)材料圖例(5個(gè)支付渠道組)

6.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。所有被試均未猜出本實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。剔除IP地址重復(fù)和注意力測(cè)試回答錯(cuò)誤的14份答卷, 最終得到140份有效問(wèn)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(shí), 樣本量為140的power值為 0.99, 超過(guò)基本水平 0.80, 具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。作為支付渠道數(shù)量效應(yīng)的操縱檢驗(yàn), 多個(gè)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(zhǔn)確率無(wú)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(wú)顯著差異, 也說(shuō)明兩組被試的涉入度無(wú)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(gè)支付組(71.4%, 30/42)愿意捐贈(zèng)的比例更低, 但差異并不顯著(χ(1) = 1.03,= 0.311)。而對(duì)于捐獻(xiàn)金額, 在愿意捐贈(zèng)的被試中, 我們首先用K-S檢驗(yàn)得到捐贈(zèng)金額明顯偏離正態(tài)分布(= 0.27,< 0.001), 因此在接下來(lái)的分析中我們先將捐贈(zèng)金額做取對(duì)數(shù)處理, 然后單因素方差分析得出多個(gè)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(zèng)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(duì)比顯示, 多個(gè)支付渠道組被試(= 4.47,= 1.18)的捐贈(zèng)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(wú)顯著差異,(1, 96) = 0.02,= 0.876。該結(jié)論進(jìn)一步證實(shí), 支付渠道數(shù)量效應(yīng)是由于多個(gè)支付渠道抑制了個(gè)體的捐贈(zèng)意愿。

感知商業(yè)化和道德懷疑的中介作用。接下來(lái), 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(gè)支付渠道, 0=單一支付渠道), 使用中介檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?Model 6, Bootstrapping 5000次; Preacher & Hayes, 2008)對(duì)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(jìn)行了驗(yàn)證?；貧w結(jié)果顯示, 加入連續(xù)中介變量后, 支付渠道數(shù)量對(duì)捐贈(zèng)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(zèng)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(jiàn)圖9。由此得出, 多個(gè)支付渠道(vs.單一支付渠道)提升感知商業(yè)化, 進(jìn)而引起更高的道德懷疑, 最后弱化捐贈(zèng)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(wú)顯著差異。并且, 僅選擇多個(gè)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(gè)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(zèng)意愿的主效應(yīng)仍成立((2, 135) = 6.93,= 0.001, η= 0.093)。

6.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)3在實(shí)驗(yàn)2的基礎(chǔ)上將支付對(duì)象更換為組織, 采用模擬捐贈(zèng)金額的方式再次驗(yàn)證了支付渠道數(shù)量效應(yīng)。更重要的是, 實(shí)驗(yàn)3證實(shí)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(gè)支付渠道(vs.單一支付渠道)會(huì)使得被試產(chǎn)生商業(yè)化感知, 進(jìn)而引起道德懷疑, 最后弱化捐贈(zèng)意愿。

圖9 Bootstrapping中介分析(實(shí)驗(yàn)3)

7 田野實(shí)驗(yàn)4：?jiǎn)?dòng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念的可診斷性

7.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)4包括兩個(gè)目的：(1)驗(yàn)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(shí), 個(gè)體才會(huì)應(yīng)用它進(jìn)行元認(rèn)知推斷(Deval et al., 2013), 進(jìn)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(shí)驗(yàn)運(yùn)用閾上方式操縱個(gè)體元認(rèn)知推斷過(guò)程中所應(yīng)用的樸素信念, 在高可診斷性組中被試將被強(qiáng)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(jì)田野實(shí)驗(yàn)情景, 引發(fā)被試產(chǎn)生真實(shí)掃碼的支付行為(4個(gè)二維碼vs.1個(gè)二維碼), 測(cè)量真實(shí)捐贈(zèng)行為。實(shí)驗(yàn)4為2(支付渠道數(shù)量：多個(gè)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(jì), 共招募175名在校大學(xué)生參與本次田野實(shí)驗(yàn)。

7.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到4個(gè)組中, 被告知參加一個(gè)心理實(shí)驗(yàn)。心理實(shí)驗(yàn)包括3個(gè)組句任務(wù)與一個(gè)段落任務(wù), 啟動(dòng)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(gè)組句任務(wù)要求被試將“多個(gè), 商業(yè), 支付渠道, 交易, 牟利”組成一個(gè)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(gè)支撐論點(diǎn)/例子。對(duì)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(gè)組句任務(wù)材料為“多個(gè), 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(gè)支撐論點(diǎn)/例子。另外兩個(gè)組句任務(wù)在兩組中均相同且與支付渠道無(wú)關(guān), 以避免被試猜測(cè)實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。為了提高可信? 段落任務(wù)的材料被描述為來(lái)自《新華文摘》的一段話。為了檢驗(yàn)可診斷性是否操縱成功, 被試最后回答了對(duì)多個(gè)支付渠道的非商業(yè)化感知(“善意的”、“具有社會(huì)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(rèn)同”, 7 = “非常認(rèn)同”), 并匯報(bào)了基本人口信息。

所有題目完成后, 被試被告知實(shí)驗(yàn)結(jié)束, 立刻收到微信即時(shí)到賬的實(shí)驗(yàn)報(bào)酬5元。在被試離開(kāi)實(shí)驗(yàn)室時(shí)(未處于實(shí)驗(yàn)環(huán)境), 另一位實(shí)驗(yàn)助手告知被試實(shí)驗(yàn)室正在為名為“綠色薔薇”的女性工人幫扶組織進(jìn)行募捐活動(dòng)(真實(shí)募捐活動(dòng), 已獲得組織負(fù)責(zé)人的活動(dòng)授權(quán)), 隨即給被試講述“綠色薔薇女工組織”的公益活動(dòng)范圍, 向其展示求助信息并邀請(qǐng)被試自愿捐贈(zèng)。支付信息(捐贈(zèng)二維碼：4個(gè)vs. 1個(gè))與求助信息在同頁(yè)呈現(xiàn)。被試自愿選擇掃碼捐款或離開(kāi), 并被告知可以從“ZUEL Marketing Group”公眾號(hào)監(jiān)督我們錢款的使用, 做后續(xù)跟進(jìn)。

7.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

操縱檢驗(yàn)。所有被試均未猜出實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。我們剔除?份未完成啟動(dòng)問(wèn)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(shí), 樣本量為173份的power值大于0.99, 超過(guò)基本水平0.80, 說(shuō)明有效問(wèn)卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

作為樸素信念的操縱檢驗(yàn), 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(dòng)成功。

捐贈(zèng)金額。根據(jù)Aguinis等(2013)對(duì)于極端值處理的建議, 我們首先剔除捐贈(zèng)金額過(guò)大(≥50)導(dǎo)致組內(nèi)方差過(guò)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(zèng)金額為因變量, 我們進(jìn)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(jìn)一步組間對(duì)比表明(圖10), 在高可診斷性(即被啟動(dòng)“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念)組中, 多個(gè)支付渠道(= 3.37,= 3.54)比單一支付渠道(= 4.95,= 4.32)的捐贈(zèng)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(dòng)“多支付渠道≠商業(yè)化”)組中, 不同支付渠道數(shù)量組的捐贈(zèng)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(gè)體無(wú)論面對(duì)單一支付渠道還是多個(gè)支付渠道, 都會(huì)比其他樸素信念下捐贈(zèng)更少。且只有在“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念可診斷時(shí), 支付渠道數(shù)量效應(yīng)才會(huì)發(fā)生, 由此驗(yàn)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(shí)驗(yàn)4)

7.4 實(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)4通過(guò)田野實(shí)驗(yàn)測(cè)量了個(gè)體的真實(shí)捐贈(zèng)行為, 并操縱樸素信念驗(yàn)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(huì)減少個(gè)體捐贈(zèng), 尤其是個(gè)體面對(duì)多個(gè)(vs.單一)支付渠道時(shí)。但是, 實(shí)驗(yàn)4并沒(méi)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(rèn)知推斷機(jī)制, 且樸素信念的可診斷性具有多種操縱方法(Schwarz, 2004)。實(shí)驗(yàn)5將繼續(xù)彌補(bǔ)以上問(wèn)題。

8 實(shí)驗(yàn)5：樸素信念可診斷性的客觀操縱

8.1 實(shí)驗(yàn)?zāi)康?/h3>

實(shí)驗(yàn)5的目的有兩個(gè)：(1)采用客觀的是否分頁(yè), 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(shí)出現(xiàn), 且同時(shí)出現(xiàn)為高可診斷性情況, 不同時(shí)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(shí)呈現(xiàn)(即分頁(yè)呈現(xiàn))時(shí), 個(gè)體將無(wú)法應(yīng)用“多支付渠道=商業(yè)化”樸素信念進(jìn)行反思或解讀, 從而樸素信念判斷可用性降低。(2)實(shí)驗(yàn)5測(cè)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(jī)制。實(shí)驗(yàn)5為2(支付渠道數(shù)量：多個(gè)vs.單一) × 2(樸素信念可診斷性：高[支付和求助同頁(yè)呈現(xiàn)] vs.低[支付和求助分頁(yè)呈現(xiàn)])組間因子設(shè)計(jì), 共招募243名在校大學(xué)生參與本次實(shí)驗(yàn)。

8.2 實(shí)驗(yàn)流程

被試被隨機(jī)分配到4個(gè)組中, 首先閱讀實(shí)驗(yàn)引導(dǎo)語(yǔ)。為了增加刺激材料的真實(shí)性, 我們?cè)谝龑?dǎo)語(yǔ)中將實(shí)驗(yàn)材料介紹為“截圖自中華思源工程扶貧基金會(huì)官網(wǎng)的真實(shí)捐贈(zèng)號(hào)召, 完整材料共三頁(yè)”, 實(shí)驗(yàn)材料背景故事選用“幫助貧困山區(qū)女孩購(gòu)買每周上學(xué)車票”。第一頁(yè)實(shí)驗(yàn)材料為捐款項(xiàng)目標(biāo)題, 第二頁(yè)為求助信息, 第三頁(yè)為表示感謝的結(jié)尾頁(yè)。在高可診斷性組中, 單一支付渠道(多個(gè)支付渠道)組在第二頁(yè)的求助信息下方呈現(xiàn)一個(gè)銀聯(lián)支付圖標(biāo)(支付寶、銀聯(lián)支付、蘋(píng)果支付、QQ錢包四種支付圖標(biāo))。而在低可診斷性組中, 支付渠道信息呈現(xiàn)于第三頁(yè)結(jié)尾頁(yè)的基金圖標(biāo)下方。

然后, 被試自主翻頁(yè)閱覽實(shí)驗(yàn)材料。為了保證每組閱讀時(shí)間相等, 我們將第二頁(yè)求助信息最短閱覽時(shí)間設(shè)置為15秒, 第三頁(yè)結(jié)尾頁(yè)最短閱覽時(shí)間設(shè)置為7秒。隨后, 被試依次匯報(bào)捐贈(zèng)意愿(α = 0.87)、感知商業(yè)化(α = 0.79)和道德懷疑(α = 0.90), 測(cè)項(xiàng)類似實(shí)驗(yàn)3。為了排除多個(gè)(vs.單一)支付渠道引起的認(rèn)知負(fù)荷可能解釋本研究結(jié)論, 被試還匯報(bào)了認(rèn)知載荷(兩條測(cè)項(xiàng), 如“您認(rèn)為回憶本次捐贈(zèng)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(bào)了對(duì)捐贈(zèng)行為的認(rèn)同程度(“您對(duì)捐款這一行為本身的認(rèn)同程度是？”)。實(shí)驗(yàn)結(jié)束后, 被試回憶了海報(bào)中提到的捐款款項(xiàng)會(huì)到誰(shuí)的賬戶以及求助信息中有幾種支付方式, 然后報(bào)告了基本人口信息且猜測(cè)實(shí)驗(yàn)?zāi)康摹?/p>

8.3 實(shí)驗(yàn)結(jié)果

所有被試均未猜出本實(shí)驗(yàn)?zāi)康?。剔除IP地址重復(fù)及注意力測(cè)試未通過(guò)的19份答卷后, 最終得到224份有效問(wèn)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(shí), 樣本量為224份的power值大于0.99, 超過(guò)基本水平0.80, 說(shuō)明有效問(wèn)卷具有統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力。

主效應(yīng)。以捐贈(zèng)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(jìn)一步的組間對(duì)比表明(圖11), 在高可診斷性(即支付信息與求助信息同頁(yè)呈現(xiàn))時(shí), 多個(gè)支付渠道(= 5.49,= 1.40)比單一支付渠道(= 6.14,= 0.75)的捐贈(zèng)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(yè)呈現(xiàn))時(shí), 不同支付渠道數(shù)量組的捐贈(zèng)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(zèng)信息同時(shí)呈現(xiàn)時(shí), 支付渠道數(shù)量效應(yīng)才會(huì)發(fā)生。

圖11 可診斷性的調(diào)節(jié)作用(實(shí)驗(yàn)5)

被調(diào)節(jié)的中介分析。接下來(lái), 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(duì)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(jìn)行了檢驗(yàn)。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(shí)呈現(xiàn)], 0 = 低可診斷性[不同時(shí)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(shí)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(shí)呈現(xiàn))時(shí), 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(shí)呈現(xiàn))時(shí), 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(jiàn)圖12。

控制變量和替代性解釋。4組被試對(duì)捐款本身的認(rèn)同程度((3, 220) = 0.74,= 0.529)和認(rèn)知載荷((3, 220) = 1.34,= 0.263)均無(wú)顯著差異。為了排除認(rèn)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(rèn)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(gè)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(shí)驗(yàn)討論

實(shí)驗(yàn)5驗(yàn)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(shí)呈現(xiàn))時(shí), 多個(gè)(vs.單一)支付渠道會(huì)使得被試產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷, 進(jìn)而引起道德懷疑并弱化捐贈(zèng)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(shí)呈現(xiàn))時(shí), 支付渠道信息則不會(huì)引起感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程, 因此不會(huì)對(duì)捐贈(zèng)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(shí)了感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程。

9 單文章元分析：穩(wěn)健性檢驗(yàn)

現(xiàn)實(shí)中的捐贈(zèng)情境多種多樣, 雖然本研究實(shí)驗(yàn)盡可能地豐富捐贈(zèng)情景和支付情景, 但6個(gè)實(shí)驗(yàn)和1個(gè)預(yù)實(shí)驗(yàn)?zāi)芎w的捐贈(zèng)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(lái)國(guó)外學(xué)者常用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法(如Zane et al., 2020), 能夠有效對(duì)文章中的多項(xiàng)實(shí)驗(yàn)進(jìn)行獨(dú)立檢驗(yàn), 并綜合得出一般性結(jié)論, 確保實(shí)驗(yàn)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(duì)已有本文實(shí)驗(yàn)進(jìn)行了一個(gè)單文章元分析。首先, 我們總結(jié)了本研究6個(gè)實(shí)驗(yàn)的結(jié)果, 見(jiàn)表2。為了方便回顧, 表中還匯總了實(shí)驗(yàn)的基本信息(如操縱、測(cè)量)。依循單文章元分析的基本流程, 由于實(shí)驗(yàn)測(cè)量的單位不一致, 分析中我們采用了標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)值。單文章元分析結(jié)果表明, 控制組的預(yù)測(cè)值為0.14 (= 0.10), 單一支付渠道組的預(yù)測(cè)值為0.17 (= 0.05), 多個(gè)支付渠道組的預(yù)測(cè)值為?0.23 (= 0.05)。單一支付和多種支付的對(duì)比差異預(yù)測(cè)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(guò)0, 說(shuō)明本研究的效應(yīng)穩(wěn)健。

圖12 Bootstrapping中介分析(實(shí)驗(yàn)5)

表2 單文章元分析結(jié)果總結(jié)

注：(1)實(shí)驗(yàn)1a中存在3個(gè)多個(gè)支付渠道組(2個(gè)支付渠道組、3個(gè)支付渠道組和4個(gè)支付渠道組), 我們將其合為一個(gè)組; (2)實(shí)驗(yàn)1b中存在3個(gè)單一支付組(中國(guó)銀行卡支付、支付寶支付和翼支付), 我們將其合為一個(gè)組; (3)實(shí)驗(yàn)2中單一支付渠道組包括個(gè)人支付對(duì)象組和組織支付對(duì)象兩組, 4個(gè)支付渠道組包括個(gè)人支付對(duì)象組和組織支付對(duì)象兩組; (4)實(shí)驗(yàn)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(gè)支付渠道×高可診斷性組兩組。

10 總體討論

本文驗(yàn)證了支付渠道數(shù)量(多個(gè)vs. 單一)因素對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的影響, 及其心理機(jī)制和邊界變量。研究共進(jìn)行了1個(gè)預(yù)實(shí)驗(yàn)、6個(gè)層層遞進(jìn)的實(shí)驗(yàn)和1個(gè)單文章元分析, 通過(guò)更換求助信息背景、頁(yè)面類型、支付渠道(包括銀聯(lián)支付、支付寶支付、財(cái)付通支付等)、支付渠道視覺(jué)刺激類型等設(shè)計(jì), 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(gè)支付渠道會(huì)抑制捐贈(zèng)意愿。原因在于, 個(gè)體會(huì)對(duì)多個(gè)(vs.單一)支付渠道的捐贈(zèng)信息產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷, 進(jìn)而引發(fā)道德懷疑, 最后降低捐贈(zèng)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(shí), 個(gè)體較難產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷過(guò)程, 從而弱化多個(gè)(vs.單一)支付渠道對(duì)個(gè)體捐贈(zèng)的負(fù)面作用。最后, 實(shí)驗(yàn)還依次排除了多種支付數(shù)量、支付類型和支付對(duì)象的可能內(nèi)生作用, 控制了個(gè)人經(jīng)歷、捐贈(zèng)經(jīng)歷和捐贈(zèng)認(rèn)同的差異, 剔除了情緒喚起、自我效能、感知便利性和認(rèn)知載荷的替代性解釋。總體來(lái)看, 研究結(jié)論不僅豐富了現(xiàn)有理論文獻(xiàn), 也為慈善捐贈(zèng)、個(gè)人求助、企業(yè)善因營(yíng)銷等實(shí)驗(yàn)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(zèng)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(zèng)意愿的因素, 例如將捐贈(zèng)參考價(jià)格表述為享樂(lè)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(shí)能夠提升捐贈(zèng)意愿。但是“抑制”捐贈(zèng)意愿的因素——實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者捐贈(zèng)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(zèng)中的支付渠道數(shù)量(多個(gè)vs. 單一)是降低捐贈(zèng)意愿的重要因素之一, 從而啟發(fā)未來(lái)研究在考察“個(gè)體捐贈(zèng)意愿為何減少”這一問(wèn)題時(shí), 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(shí), 本研究提出支付渠道數(shù)量對(duì)捐贈(zèng)意愿的負(fù)面影響來(lái)自于消費(fèi)者的負(fù)面道德推斷。學(xué)者們針對(duì)負(fù)面道德推斷的來(lái)源有諸多探討, 比如人們會(huì)從一個(gè)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(huì)因?yàn)樗宋⑿^(guò)小而推斷其不夠真誠(chéng)(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(duì)消費(fèi)者捐贈(zèng)意愿的作用效應(yīng), 推進(jìn)了支付渠道研究。有關(guān)支付渠道的文獻(xiàn)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(duì)于支付渠道數(shù)量而言, 人們往往潛意識(shí)里認(rèn)為支付渠道越多越好, 一些商業(yè)報(bào)告(如艾瑞咨詢《2020年中國(guó)第三方支付行業(yè)研究報(bào)告》)認(rèn)為支付渠道的增多意味著商業(yè)的蓬勃發(fā)展。然而, 多個(gè)支付渠道不僅會(huì)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(zèng))中還可能成為負(fù)面感知的潛在來(lái)源。現(xiàn)有對(duì)于多支付渠道的探討主要集中于財(cái)務(wù)管理(Leyman et al., 2019)、程序設(shè)計(jì)(Lin et al., 2020)等領(lǐng)域, 本研究將其拓展到消費(fèi)者行為領(lǐng)域。

最后, 我們將元認(rèn)知推斷理論進(jìn)行了拓寬。在以往的研究中, 學(xué)者們探索元認(rèn)知推斷的來(lái)源, 用眼動(dòng)實(shí)驗(yàn)證明了元認(rèn)知推斷存在(Hashimoto et al., 2019), 認(rèn)為其會(huì)影響到消費(fèi)者的產(chǎn)品評(píng)價(jià)(Zane et al., 2020)、捐贈(zèng)意愿(Smith & Schwarz, 2012)等多方面行為。本研究在慈善捐贈(zèng)領(lǐng)域?qū)υJ(rèn)知推斷的運(yùn)用進(jìn)行了更深入的探索, 提出感知商業(yè)化的概念。認(rèn)為基于“多支付渠道=商業(yè)化”的樸素信念, 個(gè)體會(huì)對(duì)多個(gè)(vs.單一)支付渠道產(chǎn)生感知商業(yè)化的元認(rèn)知推斷, 進(jìn)而懷疑捐贈(zèng)對(duì)象的道德性, 最后降低捐贈(zèng)意愿和行為。

10.2 實(shí)踐啟示

本研究結(jié)論為組織和個(gè)人有效促進(jìn)捐贈(zèng)者實(shí)現(xiàn)捐贈(zèng)提供了實(shí)踐依據(jù)。首先, 當(dāng)慈善組織、企業(yè)善因營(yíng)銷、個(gè)人求助在呈現(xiàn)捐贈(zèng)信息和支付方式時(shí), 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(zèng)發(fā)起者使用多個(gè)支付渠道會(huì)比單一支付渠道效果更差。其原因在于, 多個(gè)支付渠道會(huì)帶給消費(fèi)者更高的感知商業(yè)化, 引發(fā)道德懷疑進(jìn)而降低捐贈(zèng)意愿。其次, 多個(gè)(vs.單一)支付渠道的負(fù)面效果只發(fā)生在求助信息和支付信息同時(shí)呈現(xiàn)時(shí), 因此當(dāng)捐贈(zèng)發(fā)起者不得不使用多個(gè)支付渠道時(shí), 可以用分頁(yè)的方式將求助信息和支付信息分隔開(kāi)來(lái), 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(rèn)知推斷過(guò)程。再者, 本研究結(jié)論印證Guo (2006)的觀點(diǎn), 即慈善捐贈(zèng)中的感知商業(yè)化會(huì)使得人們產(chǎn)生道德懷疑。因此, 捐贈(zèng)發(fā)起者不僅要注意支付渠道數(shù)量帶來(lái)的感知商業(yè)化, 也要關(guān)注其他可能與道德價(jià)值沖突的商業(yè)化來(lái)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(yíng)銷情境, 如情懷營(yíng)銷、復(fù)古品牌等, 當(dāng)企業(yè)要打造“真誠(chéng)”、“情懷”、“匠心”等相關(guān)的形象時(shí), 強(qiáng)調(diào)或突出多種支付方式可能具有負(fù)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(chǎng)捐贈(zèng)很難進(jìn)行, 加之政策對(duì)募捐活動(dòng)的管控加強(qiáng), 本研究?jī)H在校園范圍內(nèi)進(jìn)行了一次田野實(shí)驗(yàn), 存在一定的生態(tài)效度限制。未來(lái)研究可以進(jìn)一步討論其他可能的支付渠道和捐贈(zèng)情境, 通過(guò)更加廣泛的真實(shí)捐贈(zèng)測(cè)量提升研究的生態(tài)效度。就田野實(shí)驗(yàn)(實(shí)驗(yàn)4)本身而言, 由于外生因素過(guò)多, 它僅驗(yàn)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(jìn)一步通過(guò)實(shí)驗(yàn)5在控制場(chǎng)景下對(duì)樸素信念可診斷性的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了驗(yàn)證。第二, 本研究的實(shí)驗(yàn)1a和實(shí)驗(yàn)2雖然通過(guò)捐贈(zèng)百分比側(cè)面衡量捐贈(zèng)意愿(Goenka & van Osselaer, 2019), 但將2元作為被試的捐贈(zèng)基數(shù)存在一定局限。后續(xù)研究在運(yùn)用捐贈(zèng)百分比作為測(cè)量方式時(shí)可以適量增加捐贈(zèng)基數(shù), 使測(cè)量更加貼近個(gè)體的真實(shí)捐贈(zèng)意愿。第三, 本研究能夠驗(yàn)證到的支付渠道數(shù)量(1~6種)有限, 未來(lái)的研究可以用更多支付渠道數(shù)量與單一支付進(jìn)行對(duì)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(cè), 更多的支付渠道數(shù)量會(huì)呈現(xiàn)出無(wú)差異的影響, 因?yàn)槿藗儗?duì)多個(gè)數(shù)字通常表現(xiàn)出不敏感的傾向。

針對(duì)研究主題而言, 第一, 未來(lái)研究可以探討非捐贈(zèng)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(zèng)情境的其他消費(fèi)情景(如購(gòu)物)下, 是消費(fèi)者支付時(shí)的重要考慮因素(de Kerviler et al., 2016), 后續(xù)對(duì)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(duì)捐贈(zèng)意愿的影響, 那么它是否會(huì)像單一支付渠道之間的差異一樣, 影響消費(fèi)者的產(chǎn)品評(píng)價(jià)(Chatterjee & Rose, 2012)、不健康食品消費(fèi)(Thomas et al., 2011)、擁有感(Kamleitner & Erki, 2013)等因變量呢？這些有趣的問(wèn)題有待于未來(lái)關(guān)注。最后, 未來(lái)研究可以考慮文化對(duì)支付渠道數(shù)量效應(yīng)的影響。由于有關(guān)文獻(xiàn)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(gè)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(lái)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(guó)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