1. 引言
“赠人玫瑰，手有余香”。社会中，如分享、帮助、合作等亲社会行为普遍存在，而这些行为在消费领域的体现，使个体在享受产品和服务的同时为社会公益做出贡献。亲社会消费行为既可以指帮助特定个体或群体的行为，也可以指对整个社会有利的行为，包括但不限于慈善捐赠、志愿服务、利他消费，道德购买、消费引导等行为(White et al., 2020)。
以往研究多关注消费者对他人、品牌、企业形象的感知如何影响其消费意愿，如感知营销者的特征影响消费意愿(王家宝等，2021)，感知品牌形象对个体消费决策的影响(Aaker et al., 2010)，感知企业承担社会责任对消费意愿产生正向影响(马龙龙，2011)。但少有研究探讨个体对自我的知觉如何影响消费者的亲社会消费意愿。
本文基于热情–能力模型(佐斌，温芳芳，索玉贤，2015)，将自我知觉分为热情自我知觉和能力自我知觉两种。人们普遍从热情和能力两个核心维度认知并判断个体或社会群体的特性(佐斌等，2021)。比如，消费者依据热情和能力两个维度评价营销者，当营销者笑容灿烂时消费者感知其为充满热情的，而当营销者微微一笑时消费者则认为其是有能力的(陆静怡，2020)。受助者的热情和能力特征会影响个体的捐赠意愿(王寒等，2020)，这两个维度对于自我和他人来说具有不同的价值(Ivens et al., 2015)。研究表明，属于热情维度的特征往往具有利他特质，感受为宽容、真诚等，或与社会性特征有关；而能力特征往往具有利己特质，感受为如雄心、竞争、权力等，或与智力特征有关(Freddi et al., 2014)。
在亲社会消费行为中，个人的动机不一定是完全倾向于某一端的，即这些行为所产生的利益可能是完全利他的，也可能是部分利他的(戚海峰等，2018)。热情特征与帮助行为有关(Graziano et al., 2007)，基于利他的倾向，热情自我知觉的个体更愿意帮助他人，从而产生亲社会消费行为。能力自我知觉的个体，倾向于做出利己的决定，亲社会消费意愿可能较低，但“利他”又是一种信号(谢晓非等，2017)。通过亲社会行为传递的利他信号，助人者的个人品质可以得到表现，有利于促使群体内的他人选择与自己合作、在群体中获得地位，以及增加择偶机会等其他利益的实现(Bereczkei et al., 2010; Fehrler & Przepiorka, 2013; Moore et al., 2013)，当个体感知到更多的自我获益时，会更愿意采取亲社会行为(周静等，2021)，即展现利己的利他行为。因此，倾向能力自我知觉的个体也可能表现出较高的亲社会消费意愿。由此提出H1：自我知觉影响亲社会消费意愿。
亲社会消费行为背后传递着消费者的形象。对于个体内部而言，亲社会消费行为能够促使身心产生正性互动，一定程度上满足其需求(Hu et al., 2016; Li & Xie, 2017)，如获得积极的情绪、传递温暖等等；从外部来说，亲社会消费行为又可以发出“信号”，获取长远以及物质方面的利益。因而不同自我知觉维度对亲社会消费行为产生影响的方式可能存在不同，自我矫饰动机在其中可能发挥一定的中介作用。
自我矫饰是由Goffman (1959)基于符号互动论提出的，通过戏剧隐喻来解释在不同情境中人们表现自我的方式。根据“感知–归因–印象”的原则，自我矫饰是个体为了谋取认可、尊重或奖励，展示和隐藏相关信息，并策略性地向他人传递某种特定印象的自我形象建构的过程(姚琦等，2020；Mehdizadeh, 2010)。自我矫饰多产生于两种关键的动机，即渴望受到青睐和被喜欢的动机，以及渴望表现能力和获得尊重的动机(Baryła, 2014; Bergsieker et al., 2010)。
为了满足被喜欢的动机，个体往往呈现聚焦他人的策略，如认可他人和博取同情(Zivnuska et al., 2004)，而他人对个体的喜欢程度主要还是取决于其行为如何影响态度持有者的利益和福祉(Baryła, 2014)。另一方面，为了获得尊重，个体常常呈现自我提升(self-promotion)的策略，强调积极的人格特质和属性(Leary et al., 2011)。有研究得出，表现自我提升有助于彰显个体的能力、增强地位感知并赢得他人的尊重(Bergsieker et al., 2010)。还有研究指出，人们在做出行为时会考虑自身形象的树立及他人对自己的评价，进而使得行为更具亲社会性(Engelmann & Fischbacher, 2009; Fathi et al., 2014)。能力自我知觉强的个体，可能出于建立自己良好形象的动机进行亲社会消费。由此提出H2：自我矫饰动机在能力自我知觉与亲社会消费意愿之间起中介作用。
2. 研究方法
2.1. 被试
本研究线下发放调查问卷，被试主要为大学本科生及研究生。共招募451名被试参加问卷调查，回收后删去47名无效数据的被试，得到有效问卷404份，有效率89.5%。其中男生74人(占总体18.3%)，女生330人(占总体81.7%)，被试平均年龄为19.77，标准差为1.72。审核被试数据通过后发放现金报酬。
2.2. 测量工具
2.2.1. 自我知觉量表
自我知觉的测量参考Aaker等(2010)的方法，通过使用不同维度的形容词描述被试来区分消费者类型，其中能力性和热情性两个维度的特质词分别来源于刻板印象内容模型(Fiske et al., 2002)和社会知觉基本维度中文形容词词库。“感知能力”采用8个7点测项，包括有能力的、聪明的、能干的等，“感知热情”采用8个7点测项，包括真诚的、好心的、有道德的等。量表采用Likert式7点评分，1分表示“非常不同意”，7分表示“非常同意”，其中每组中有1个题项为反向计分。计算自我知觉量表整体的Cronbach’s α系数为0.907。将两个维度分别计算得，热情自我知觉量表的Cronbach’s α系数为0.896；能力自我知觉量表的Cronbach’s α系数为0.876。信度均良好。
2.2.2. 自我矫饰动机量表
自我矫饰动机的测量改编自Snyder (1974)所开发的自我监控量表，共12道题目，分数越高表示个体自我矫饰动机越强，反之则越弱。量表采用Likert式5点评分，1分表示“非常不同意”，5分表示“非常同意”。本量表的Cronbach’s α系数为0.864，信度良好。
2.2.3. 亲社会消费意愿量表
亲社会消费意愿的测量改编自Carlo和Randall (2002)的亲社会行为量表、肖捷(2012)的社会责任消费量表和Dodds (1991)等开发的消费者购买意愿量表，结合研究内容和情景进行调整，构建了测量亲社会消费意愿的量表，共包括5个题项。量表采用Likert式5点评分，1分表示“非常不同意”，5分表示“非常同意”。本量表的Cronbach’s α系数为0.836，信度良好。
3. 结果
3.1. 共同方法偏差
本研究被试群体为大学生，且所有题项均由问卷调查法完成，因此检验各变量间是否存在共同方法偏差。使用Harman单因子检测对数据进行计算和检验，检验结果提取出6个特征值大于1的公共因子，且第一个公共因子解释了总变异量的27.732%，小于标准的40%临界值，说明共同方法偏差不能解释变量间的大部分变异，因此测量中并不存在严重的共同方法偏差问题。
3.2. 检验人口学变量对因变量的影响
本研究收集人口学变量包括年龄和性别。在年龄方面，通过皮尔逊相关计算其与因变量的关系，结果发现，两者不存在显著相关(p = 0.584 > 0.05)。而在性别方面，将被试分为两组(男 = 1，女 = 2)，运用独立样本t检验分析不同性别被试是否在亲社会消费上存在差异，结果显示，男性被试(M = 3.605, SD = 0.074)与女性被试(M = 3.784, SD = 0.660)在亲社会消费意愿上存在显著差异，t (402) = −2.052, p = 0.041 < 0.05, Cohen’s d = 0.674，即女性被试亲社会消费意愿显著高于男性被试。
3.3. 各主要变量间的相关性分析
分别计算每位被试在自我知觉、自我矫饰动机、亲社会消费意愿量表中的平均分，对各变量进行描述统计，并运用皮尔逊相关计算各变量间的相关关系。详见表1。
Table 1. Correlation test between key variables (N = 404)
表1. 各变量之间的相关性检验(N = 404)
变量 |
热情知觉 |
能力知觉 |
自我矫饰动机 |
亲社会消费 |
热情知觉 |
1 |
|
|
|
能力知觉 |
0.504*** |
1 |
|
|
自我矫饰动机 |
0.211*** |
0.397*** |
1 |
|
亲社会消费 |
0.223*** |
0.256*** |
0.299*** |
1 |
注：*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。
其中，自我知觉变量包括热情自我知觉和能力自我知觉两个维度。首先，大学生的热情自我知觉与亲社会消费意愿间存在显著的正相关(r = 0.223)，能力自我知觉也与亲社会消费之间存在显著正相关(r = 0.256)。同时，自我矫饰动机与亲社会消费间存在显著正相关(r = 0.299)。另外，热情自我知觉与自我矫饰动机(r = 0.211)和能力自我知觉与自我矫饰动机(r = 0.397)之间也存在显著正相关。
3.4. 自我知觉对亲社会消费意愿的预测作用分析
依据刻板印象内容模型(Stereotype Content Model, SCM)构建的以热情和能力两个维度构建2 × 2的二维四象限坐标体系(Fiske et al., 2002)，以平均数作高低分界值，根据被试在不同自我知觉维度的得分将被试划分为高热情–高能力(138人)、高热情–低能力(74人)、低热情–高能力(53人)和低热情–低能力(139人)四组。详见表2。
Table 2. Prosocial consumption intentions of individuals with different types of self-perception (M ± SD)
表2. 不同自我知觉类型下个体的亲社会消费意愿(M ± SD)
组别 |
高热情–高能力 |
高热情–低能力 |
低热情–高能力 |
低热情–低能力 |
亲社会消费意愿 |
3.98 ± 0.73 |
3.64 ± 0.59 |
3.69 ± 0.61 |
3.61 ± 0.64 |
根据人口学变量检验的结果，性别不同组别因变量存在显著差异，为排除性别变量的干扰，同时检验自变量对因变量的预测作用，将自我知觉作为自变量，亲社会消费意愿作为因变量，性别作为协变量，使用一般线性模型进行分析。其中，数据方差齐性，且变量之间不存在共线性。
Table 3. The effect of self-perception on prosocial consumption intentions (N = 404)
表3. 自我知觉对亲社会消费意愿的作用(N = 404)
自我知觉 |
N |
M ( ±SD) |
ANOVA |
|
Bonferroni (p) |
F |
p |
1 |
2 |
3 |
1.HW-HC |
138 |
3.98 (±0.73) |
9.413 |
<0.001 |
0.066 |
|
|
|
2.HW-LC |
74 |
3.64 (±0.59) |
<0.001 |
|
|
3.LW-HC |
53 |
3.69 (±0.61) |
0.036 |
1.00 |
|
4.LW-LC |
139 |
3.61 (±0.64) |
<0.001 |
1.00 |
1.00 |
注：1为HW-HC为高热情–高能力；2为HW-LC为高热情–低能力；3为LW-HC为低热情–高能力；4为LW-LC为低热情–低能力。
结果发现，自我知觉主效应显著(F(3,403) = 9.413, p < 0.001,
= 0.066)。随后对组进行成对比较得出，自我知觉高热情–高能力组(M = 3.98, SD = 0.73)被试亲社会消费意愿显著高于高热情–低能力组(M = 3.64, SD = 0.59) (p = < 0.001)；自我知觉高热情–高能力组(M = 3.98, SD = 0.73)被试亲社会消费意愿显著高于低热情–高能力组(M = 3.68, SD = 0.61) (p < 0.05)；自我知觉高热情–高能力组(M = 3.98, SD = 0.73)被试亲社会消费意愿显著高于低热情–低能力组(M = 3.61, SD = 0.64) (p < 0.001)；此外，高热情–低能力组和低热情–高能力组、高热情–低能力组和低热情–低能力组、低热情–高能力组和低热情–低能力组之间均没有显著差异(p > 0.05)。如表3。综上，验证了H1。
3.5. 自我矫饰动机在自我知觉和亲社会消费意愿间的中介效应检验
根据前文分析，进一步检验自我矫饰动机在自我知觉影响亲社会消费意愿间可能存在的中介效应。采用AMOS 24.0对模型进行检验发现，各项拟合指数分别为χ2/df = 2.6，NFI = 0.86，CFI = 0.91，AGFI = 0.81，TLI = 0.90，IFI = 0.91、RMSEA = 0.06，各拟合指数总体在可接受范围内，模型拟合相对较好。详见图1。
在该模型中，热情自我知觉对亲社会消费意愿的影响显著，β = 0.28，S.E. = 0.125，p < 0.05，能力自我知觉对自我矫饰动机的影响非常显著，β = 0.31，S.E. = 0.055，p < 0.001，自我矫饰动机对亲社会消费意愿的影响非常显著，β = 0.16，S.E. = 0.067，p < 0.05。见图2。
根据Bootstrap检验，若0不处于路径系数95%的置信区间中，表明中介效应显著。本研究进行了5000次Bootstrap检验发现，能力自我知觉–自我矫饰动机–亲社会消费意愿的间接效应路径系数的95%的置信区间为[0.01, 0.11]，间接效应显著(β = 0.05, p < 0.05)。总之，自我矫饰动机在能力自我知觉和亲社会消费意愿之间存在部分中介作用，解释了总效应的12.6%。检验了H2。
Figure 1. Structural equation model of self-perception, self-presentation motivation and prosocial consumption
图1. 自我知觉、自我矫饰动机、亲社会消费的结构方程模型
注：*p < 0.05, **p < 0.01, ***p < 0.001。
Figure 2. Mediating model of self-perception, self-presentation motivation, and prosocial consumption intentions
图2. 自我知觉、自我矫饰动机和亲社会消费意愿的关系模型
4. 讨论
不同价值属性和印象的个体有不同的特征(Kervyn et al., 2009)，自我知觉的差异也可能影响个体的动机、态度和行为。本文研究围绕自我知觉与亲社会行为的关系，预测自我知觉类型对亲社会消费的影响，同时进一步细分，从热情和能力两个维度探究自我矫饰动机在其中的中介作用。结果发现，热情自我知觉直接正向预测亲社会消费意愿，且自我矫饰动机在其中的中介作用不显著；能力自我知觉也对亲社会消费意愿有显著的正向预测作用，但自我矫饰动机在其中发挥中介作用，即能力自我知觉通过自我矫饰动机对亲社会消费意愿产生影响。热情自我知觉的个体更可能认识到自身的社会责任，从而在消费过程中更加注重对社会利益的考量。他们更可能将消费行为与社会价值相结合，倾向于体现其社会责任感的亲社会消费，比如环保产品、公益活动捐赠等。而能力自我知觉的个体往往期望通过消费行为来展示自己的能力和成就。但当其感受到自身能力与外界期望存在差距时，可能会产生自我矫饰的动机，即通过亲社会消费来弥补这种差距，提升自己的社会形象。已有研究从神经科学的角度证明了自我知觉还会影响个体对亲社会消费信息的接收和处理。例如，Harbaugh等(2007)通过神经成像技术发现，当个体面对亲社会消费时，与情感和社会认知相关的脑区会被激活，这表明热情自我知觉在亲社会消费决策过程中起到了关键的作用。
目前，本研究通过问卷法得出该结论，后续为了更好地阐明各变量之间的因果关系，可以进一步通过实验法进行验证，如通过情景回忆法、角色扮演法等方式启动个体不同维度不同水平的自我知觉和自我矫饰动机，并测量亲社会消费意愿的差异。此外，亲社会消费行为的发生过程是复杂的，个体消费决策和行为的发生还受许多因素影响。已有研究表明，消费风险、社会关注度等都会对个体的亲社会消费行为产生一定的影响。当面对消费风险高的产品时，消费者会对产品的评价和购买意向降低，消费风险低时则相反；同时当具有社会他人关注时，消费者会更加在意自身行为对其声誉、形象产生的影响，从而会呈现更高的亲社会消费意愿。因此，消费风险和社会关注度可能会在自我知觉影响个体亲社会消费决策中产生一定的影响，后续可以通过问卷法或实验法进一步探究各变量之间的关系。
最后，本研究具有一定的实践意义和理论价值。在实践方面，针对不同自我知觉倾向的个体，可纳入热情、能力多种元素进行营销，除了唤起消费者的善意、热心，还可以试图引起消费者自我效能的提升或满足其自我呈现的需要。在理论方面，本研究为理解自我知觉和亲社会消费行为之间的关系提供了思考，有助于完善消费者行为相关研究。
致 谢
首先，感谢指导老师王晓明教授，从思路设计到项目推进与实施，她在每个环节中都给予我们细心的指导，耐心解答问题，鼓励我们不断成长。其次，感谢山东省大学生创新创业训练计划的项目支持，以及在项目开展过程中给予我们建议和帮助的师哥师姐和积极参与调查的同学们，没有这些支持研究也无法顺利进行。最后，感谢并肩前行的伙伴们。
基金项目
山东省大学生创新创业训练计划项目：共同富裕背景下自我知觉对亲社会消费的影响(S202210446004)。
NOTES
*通讯作者。