企业社会责任、公司评价与消费者响应

(武汉大学 经济与管理学院，湖北 武汉 430072)

企业社会责任、公司评价与消费者响应

邓新明龙贤义

(武汉大学经济与管理学院，湖北武汉430072)

本文从消费者对企业社会责任的关心程度及其响应程度两个方面将消费者群体划分成四类，并构建了一个包括企业社会责任感知、公司评价、动机归因、印象管理动机、社会认同和消费者购买意愿在内的研究框架。研究结果表明：消费者企业社会责任感知会引发消费者对公司进行评价，最终影响消费者购买意愿；消费者会对企业进行社会责任行为动机归因，如果消费者认为企业利他动机居多，会增强公司评价，如果认为企业利己动机居多则会降低公司评价；有些消费者并不真正关心产品的伦理属性，只要认为有助于印象管理，就会增加购买意愿；消费者对伦理消费者身份的社会认同并不会增加对企业社会责任行为的响应。

企业社会责任；公司评价；印象管理动机；社会认同；购买意愿；伦理消费者

一、引言

在过去的半个世纪里，企业社会责任受到越来越多人的关注，学者们不断对此加以研究，企业也将承担社会责任作为一种获得竞争优势的有效战略[1][2][3]。但有研究表明，企业从事社会责任行为不一定必然引发消费者的积极支持，有些消费者可能会漠不关心，甚至可能会出现消费者抵制的情况[4][5]。2014年7月20日，上海福喜公司被曝出向肯德基和麦当劳等连锁品牌供应过期的肉类，引起社会广泛关注；7月28日，上海福喜公司的美国欧喜集团宣布将投入1000万人民币用于“消费者食品安全教育”。然而，国内消费者不仅没有支持这个公益活动，反而掀起了一场对上海福喜的抵制活动，一时之间，上海福喜陷入困境。我们认为，上海福喜的企业社会责任行为之所以被消费者负面响应，是因为其发生在公司危机事件之后，让消费者感觉上海福喜并不是为了造福社会，而只是为了消除事件的负面影响，进而负面评价公司及其行为。该案例充分说明，在感知到企业承担社会责任后，消费者对企业的内在动机会有一个归因判断，这个判断会影响其对公司的评价，并最终决定如何响应企业的行为。

现实中的消费者是极其复杂的，这个作用路径在不同的消费者群体中可能会有不同的表现。有研究认为，人们以抵制或者是购买来响应企业社会责任行为，都是出于一种对社会利益的关心[6]。他们关心社会利益，认同伦理消费者的身份，将企业社会责任同样视作企业对社会利益的关心，因此会奖励表现出色的企业并惩罚做得不好的企业。学者们将这种对身份的认同以及随之而来的内群体偏好称为社会认同[7]。实际上还有一些消费者，他们并不关心社会利益，但也会以各种方式积极响应企业社会责任行为，Ralston和Kirkwood认为他们是从自身利益出发，希望向外传达伦理消费者的积极形象[8]。这种试图管理外在形象的动机被称作印象管理动机[9]。因此，同样是积极响应，有的消费者是出于内心的社会认同，有的消费者是出于外在的印象管理动机。反过来看，是否会存在这样的情况：有的消费者并不关心社会利益；有的消费者真正关心社会利益，但二者都没有积极响应？在Deng的研究中可以看到，不仅那些真正关心社会利益的消费者会积极响应，那些伦理意识并不强的消费者也会有表扬和支持行为[4]；更有一些消费者伦理意识较强，但对企业社会责任“无动于衷”。因此，我们有必要将消费者群体进行仔细区分，探究公司评价的作用路径在不同群体之间会有怎样的差异。

然而，已有研究的消费者分类方法并不能解决本文的问题。过去的研究大都只从一个方面对消费者进行区分，比如CSR-CA信念[1]、消费者支持[2]、利他倾向[10]、卷入程度[11]和响应水平及其特征[12]等；还有研究按照消费者花费在慈善营销上的时间和精力以及对慈善营销活动的卷入度来划分消费者群体[13]。但没有试图综合考虑个体对社会利益(企业社会责任)的关心程度及其响应程度来区分不同的消费者群体，更没有去探寻每个消费者群体的行为动机，以及在这些不同行为动机的影响之下，消费者的公司评价和响应行为会发生何种改变。

本文在文献分析的基础上对消费者群体进行划分并找出其行为动机，构建一个包括企业社会责任感知、公司评价、动机归因、印象管理动机、社会认同和购买意愿的研究框架，并通过自我报告式的问卷调查办法对中国中部某省份的社会样本进行数据搜集，并借助统计分析方法对研究框架进行检验，希望对中国的消费者进行分类及其对企业社会责任的响应有一个更加深入的认识和了解。

二、消费者分类

研究表明，对企业社会责任关心程度较高并不代表消费者就会有较多的响应行为。比如，有的消费者并不关心所购买的产品是否是道德的，但是会加入对不道德产品的抵制活动中，因为这样可以传达出一个关心伦理属性行为的信号[15]；有些消费者虽然对企业社会责任关心程度较高，但是对于具体企业的社会责任行为，则会因为感知效力[16]和动机归因[12]等因素，响应程度并不高；有些消费者原本对企业社会责任就不太关心，在进行购买决策时根本不会考虑产品附带的伦理属性，因此不会有响应行为；有些消费者对企业社会责任关心度较高，会出于对伦理消费者身份的认同而支持企业社会责任行为，因此响应程度较高。

按照对企业社会责任(CSR)的关心程度和购买意愿进行分类，可以将消费者大致分为4类，如表1所示。对于每一种类型的消费者，本文试图用一种动机来解释他们的行为。

1.怀疑。一般而言，怀疑的对象主要有两方面：一是对于行为动机的怀疑；二是对于行为结果的质疑[6]。虽然企业社会责任行为表面上似乎是为社会利益服务，但是也可以给企业带来许多好处，比如消除负面信息的影响[17]、提升公司声誉[18]和公司绩效[19]等。如果认为公司是为了这些目的去承担社会责任，消费者就会降低对公司行为的积极响应。对于行为结果的怀疑主要是企业社会责任行为是否能够给社会带来有意义的改变，即感知效力，比如捐赠比例大小[20]和公司名誉[21]都会影响消费者对企业社会责任行为带来社会改变的预期。这一类消费者本身伦理意识较强，希望通过企业的社会责任项目来达到改变社会的目的[22]，但是因为对个别企业承担社会责任的动机和结果的怀疑，最终并没有积极响应。

2.印象管理动机。Leary和Kowalski认为“印象管理包括两个过程：个体试图控制他人对自己的印象的愿望或动机，称之为印象动机；个体决定给他人产生什么样的印象，并如何产生这种印象，称之为印象建构”[23]。当个体认为应该传达出一个伦理消费者的形象时，印象动机形成；当个体试图通过支持企业社会责任行为来传达这种形象时，印象建构完成。印象管理动机最初用于组织行为学研究，主要研究应聘[24]和组织公民行为[9]等方面的印象管理。从社会心理学的角度来看，所有的社会行为都基于有意无意地努力控制形象[8]，个体对企业社会责任的响应过程中当然也会受到印象管理动机的影响：尽管个体不关心产品的伦理属性，但是为了传达伦理消费者形象还是会表达购买意愿或实施购买行为。

3.社会认同。Tajfel将社会认同定义为：“个体认识到他(或她)属于特定的社会群体，同时也认识到作为群体成员带给他的情感和价值意义”[7]。人们通过实现或保持积极的社会认同来提高自尊。已有研究已经使用社会认同来解释消费者行为，比如Reed等在综合已有研究的基础上，提出了一个包括可及性和可诊断性的社会认同对消费行为影响的整合模型[25]；其他研究表明，个体因素、群体因素、品牌因素和相关的环境因素都会对消费者的社会认同及消费行为产生影响[26]。对于那些关心CSR的消费者，为了寻求群体关心和自尊维护与提升，会通过外在的响应行为来保持或增强社会认同，在行为上就表现为对企业社会责任行为的积极响应。

虽然可以将消费者分为这四类，但是考虑到中国企业社会责任起步较晚，信息披露较少，且信息不完善，描述性披露多于数据披露，这就导致消费者如果要根据企业社会责任对社会的影响预期来决定如何响应，将会增加很多信息成本和认知努力。因此，本文认为在现阶段考虑感知效力对中国消费者购买意愿的影响是不切合实际的。

三、文献综述与研究假设

(一)公司评价的中介作用

消费者接收到企业从事企业社会责任的相关信息后，最直接的响应方式就是对公司的态度和评价[6]，王老吉在汶川地震中的慷慨表现赢得消费者的喝彩和口碑有力地说明了这一点。在有关公司声誉研究中，学者们认为公司从事企业社会责任行为会有效影响到公司声誉[19][27][28]，在有关的公司评价研究中，也得到了一致的结论[3][29]。此外，中国是一个讲究“取之于民，用之于民”，推崇善有善报的社会，因此当消费者感知到企业社会责任后，会对企业给予更高的评价。因此，本文提出以下假设：

假设1a：企业社会责任感知与公司评价正相关。

然而，企业社会责任行为对企业的影响并不止步于正面评价和良好的公司声誉。对于消费者响应程度的研究表明，公司评价可能会进一步引发消费者的积极响应行为，如口碑宣传、购买意愿和顾客忠诚[29]，这样就会对企业绩效产生直接的推动作用。但是，也有研究认为对公司的积极评价并不必然会转化为实际的购买行为[30]，这主要是因为考虑到伦理产品较高的价格、对于产品质量的影响、消费者的购买惯性等多方面因素[14]。本文认为，随着企业社会责任越来越受到人们的关注和接受，而且在市场信息不对称的情况下，消费者会更加倾向于声誉较高的公司，愿意为该公司的产品付出较高的价格。因此，本文提出以下假设：

假设1b：公司评价与消费者的购买意愿正相关。

那么，企业社会责任通过提高消费者的公司评价进而影响消费者响应的作用路径是否存在呢？有研究认为，公司评价的这种中介作用是存在的[2][31]；但是也有研究认为需要对产品的价格和质量等属性进行控制[32]。还有研究表明，公司评价最终是否可以转化为购买意愿和购买行为，而不仅仅是停留在评价层面，还受到消费者对特定领域CSR的支持以及CSR-CA信念等因素的影响[1][14]。此外，也有研究表明，企业社会责任并不会直接影响消费者的公司评价，而是需要经过消费者的感知之后，才能让消费者形成相应的评价及响应行为[31]。针对这些并不完全一致的研究结论，本文先假设公司评价的这种中介作用是存在的。因此，本文提出以下假设：

假设1c：公司评价在企业社会责任感知与购买意愿中起中介作用。

(二)动机归因的调节作用

归因理论认为个体感知到他人是出于某种目的而做出具体行为，因此会根据行动者的行为动机来决定如何响应其行为[33]。消费者关于企业社会责任的归因是很复杂的，主要有利己归因和利他归因两个方面。但是，行为动机是复杂的，因此企业从事社会责任行为的动机又可以分为四类：(1)为了企业自身的利益最大化；(2)企业自身的利益高于社会的利益；(3)企业自身的利益在其中占很小的部分；(4)企业完全是为了社会的利益[12]。有研究表明，消费者对企业社会责任行为的动机归因会影响消费者的响应行为，比如对企业的态度、购买意愿、忠诚意愿、口碑、声誉等[18][34][35]。动机归因可能是消费者形成公司评价的一个边界条件：当消费者认为企业利他动机居多时，对企业的评价会更高；当消费者认为企业利己动机居多时，对企业的评价会更低。因此，本文提出以下假设：

假设2：动机归因增强企业社会责任感知对公司评价的影响。利他归因越高，企业社会责任感知产生的公司评价越高；利己归因越高，企业社会责任感知产生的公司评价越低。

(三)印象管理动机的调节作用

有研究表明，有些消费者并不是真正关心公司的行为是否是道德的，但是为了传达出他们关心伦理行为的信号，他们会抵制公司的不道德行为[15]。这与上文所论述的一种消费者是很相似的，那么这类消费者是否会因为印象管理的动机而去选择支持企业的社会责任行为？有学者认为，相较于惩罚不伦理行为，消费者更容易支持伦理行为，因为消费者很难抵制他们需要的产品[30]。如果消费者因为印象管理的需要而加入对不伦理行为的抵制行为，那么应该更有可能因为印象管理的需要而加入支持行为。

印象管理动机主要是针对那些并不关心公司伦理行为的消费者，他们感知到了企业社会责任，但并不会在此基础上产生公司评价并进而影响购买意愿，因为他们不关心公司伦理行为，所以公司承担社会责任也不会对提高公司评价产生作用，当然公司评价也不会产生较高的响应行为。如果消费者印象管理动机较高，由公司评价产生的购买意愿会下降；如果消费者印象管理动机较弱，由公司评价产生的购买意愿不变。因此，本文提出以下假设：

假设3：印象管理动机负向调节公司评价对购买意愿的影响。消费者印象管理动机越高，由公司评价产生的购买意愿越低。

(四)社会认同的调节作用

社会认同主要针对那些真正关心公司伦理行为的消费者。社会认同理论认为个体会有内群体偏好与外群体歧视[7]。有研究表明，社会认同可以预测个体参加群体行为[36]。企业社会责任行为相当于是企业号召人们一起参加的集体活动，活动的核心是维护社会利益。当消费者因为感知到的企业社会责任行为而产生较高的公司评价时，会将该公司归入到关心社会利益的伦理行为者的群体，因为关心CSR的消费者也将自己归入到伦理消费者群体，此时和公司是同一群体，因此会有内群体偏好，所以会产生更高的购买意愿。因此，本文提出以下假设：

图1 本文的研究框架

四、研究设计

本文的研究包括企业社会责任感知、公司评价、动机归因，印象动机管理、社会认同和购买意愿6个变量，变量的测量均参考已有研究的成熟量表。企业社会责任感知的测量参考Herpen、Pennings和Meulenberg[37]、Brown和Dacin[38]的研究，包括3个问项；公司评价的测量参考Weiss等人的研究[27]，共包括4个问项；动机归因的测量参考Becker-Olsen等人的研究[31]，共包括3个问项；印象管理动机最初用于管理者评定下属行为的印象管理动机成分[39]，后被向常春和龙立荣用作员工自我报告建言行为的印象管理动机[40]，因此本文借鉴这种方法，并参考Bolino开发的印象管理量表中的“讨好”维度[41]，最终的量表共包括5个问项；社会认同参考Tajfel对社会认同的定义[7]，包括3个问项；购买意愿的测量参考Zeithaml等人[42]的研究，包括3个问项。本文选取的控制变量除了消费者人口统计信息，比如性别、年龄、受教育程度和月支出之外，我们还努力控制了企业社会责任行为的影响因素，比如时间选择、匹配和产品类型，因为这些变量是被认为很容易被感知到，会对消费者的动机归因、公司评价和购买意愿产生影响[5]。对于企业社会责任行为层面这3个变量的控制，我们是借鉴了情景模拟实验的方法，构造了8(2x2x2)个案例材料，然后进行操控检验，结果表明我们的案例材料对这三个方面都进行了较好的控制。

本文的调查分两次在中国中部某省份进行，均采用自我报告的问卷调查形式。第一次进行预调查，以进行操控检验，在2016年4月上旬共发出64份问卷；第二次进行大规模正式调查，在2016年4月下旬到5月底共发出500份问卷，收回450份问卷，剔除无效问卷79份，得到有效问卷371份，问卷有效率为82.4%。样本的人口统计信息见表2。

表2样本的构成分布

五、实证分析

(一)同源误差检验

在研究设计过程中对同源方差进行程序控制的基础上，采用Harman单因子检验方法和不可测量潜在方法进行因子检验，以此来检验同源误差。表3中的Harman单因子检验结果表明，6因子模型具有很好的拟合度，其他模型的拟合情况都不太理想。比较6因子模型和7因子模型，发现7因子模型拟合度稍好，但是对6因子模型改善幅度较小。同时，我们利用打包的方法重新进行因子分析以计算7因子模型中同源方差作为一个潜变量的平均方差抽取量，结果为0.091，远远低于判别同源方差是否可以被视作一个潜变量的判定标准(0.500)，这表明同源方差并不能成为影响本研究理论变量的一个潜变量。此外，未旋转的因子分析表明，一共可以析出6个因子，解释78.35%的方差，且第一个因子只能解释不到30%的方差，未占到总解释量的一半。这些结果表明各变量是独立变量，同源误差问题并不会影响研究结论。

表3同源误差检验结果

(二)信度与效度分析

1.信度分析。本研究采用修正后项目总相关系数(CITC)方法来净化测量项目，并利用α系数再一次检验问卷的内部一致性信度。本文对模型中所涉及的变量均进行了信度分析，结果见表4。可以看出，这些条件都得到了满足，数据具有较高的可靠性。

2.效度分析。效度主要包括两个方面，一是内容效度，二是建构效度。在内容效度方面，本文的研究建立在前人的理论研究基础之上，问卷的设计参考了大量已有研究的成熟量表，因此，可以说本文的测量量表具有较好的内容效度。

表4信度与效度分析结果

注：CITC指Correeted-Item Total Correlation；CAID指Cronbach’s Alpha if ltem Delete。

构建效度的检验主要是运用AMOS 22.0软件进行验证性因子分析。首先，从拟合指标来看，模型的拟合度较好(见表3)，然后进一步从收敛效度和区分效度两方面分析构建效度。根据Hair等学者的观点，收敛效度的评估标准主要有3项：一是所有测项的标准化因子载荷值要大于0.5，且要达到显著性水平；二是组合信度要大于0.7；三是平均变异数抽取量要大于0.5。可以发现，这些条件都很好地得到了满足。因此，可以说本研究的测量量表具有较好的收敛效度。对区分效度的检验，如果各潜变量的平均变异数抽取量的平方根值都不低于该变量与其他变量的相关系数，则可以认为具有较好的区分效度。表5的结果显示，各潜变量之间具有较好的区分效度。

假设检验的结果基本上与原假设一致。假设1a认为企业社会责任感知与公司评价正相关，假设1b认为公司评价与购买意愿正相关，假设1c认为公司评价在企业社会责任感知与购买意愿之间的关系中起到中介作用。为检验这3个假设，首先将企业社会责任感知对公司评价进行回归，模型1表明企业社会责任感知与公司评价显著正相关(β=0.77，p<0.01)；然后依次将企业社会责任和公司评价放入回归方程，对购买意愿进行回归，模型4表明消费者感知到的企业社会责任会显著影响其购买意愿(β=0.35，p<0.01)，模型5表明在控制感知到的企业社会责任之后，对公司的评价仍然会显著影响消费者的购买意愿(β=0.22，p<0.01)，而且此时企业社会责任感知对购买意愿的影响下降(从0.35到0.18)，根据对中介作用的依次检验方法，可以判定消费者对公司的评价部分中介企业社会责任感知与购买意愿之间的关系。因此，假设1a、1b和1c都得到数据支持。

假设2认为消费者的动机归因会增强企业社会责任感知与公司评价的关系。为检验这个假设，在模型1的基础上，首先将动机归因加入回归方程，然后将动机归因和企业社会责任感知分别中心化并构建交互项加入回归方程。模型3表明，二者的交互项对公司评价有显著的正向作用(β=0.49，p<0.01)，此时调节变量动机归因仍然对公司评价产生作用(β=0.16，p<0.01)，但作用力度有所下降(从0.17到0.16)。所以，假设2得到数据支持。

假设3认为消费者的印象管理动机会减弱公司评价对购买意愿的影响。为检验这个假设，首先将公司评价对购买意愿进行回归，模型6表明，二者存在显著地正向关系(β=0.30，p<0.01)，然后将印象管理动机和公司评价分别中心化构建交互项加入回归方程，结果表明印象管理动机并不会直接影响购买意愿(β=0.02，ns)，但会负向调节公司评价与购买意愿之间的关系(β=-0.47，p<0.01)。假设3得到数据支持。

假设4认为消费者的社会认同会增强公司评价与购买意愿的关系。在模型6的基础上，将社会认同中心化，并与中心化后的公司评价构建交互项加入回归方程。结果表明，社会认同与购买意愿正相关(β=0.18，p<0.01)，但是，二者的交互项对购买意愿却产生显著地负向影响(β=-0.32，p<0.05)。假设4没有得到数据支持。本文认为，之所会出现与假设相反的检验结果，主要有以下原因：一是因为中国人顾及面子，消费者持有的印象管理动机居多，对伦理消费者身份的社会认同并不普遍；二是并未按照对CSR的关心程度将数据进行分组，导致回归结果与假设不一致。

表5相关系数矩阵与平均变异数抽取量的平方根

注：矩阵对角线为平均变异数抽取量的平方根，矩阵下半部为相关系数。

综合以上检验和分析，可以判断本研究所使用的测量量表具有较好的信度和效度。

(三)假设检验

本研究主要采用层次回归(hierarchical regression)的方法进行假设的验证，依次检验主效应、中介效应和调节效应。

模型11将所有变量同时放入回归方程，检验多种效应是否同时存在。检验结果表明，公司评价的作用机制仍然显著(β=0.09，p<0.01)，多种作用条件不会同时起作用(分别是β=-0.23，ns；β=-0.19，ns和β=-0.16，ns)。这是因为，消费者不可能既不关心CSR但同时又关心CSR，印象管理动机和社会认同不可能同时影响消费者决策。

六、结论与讨论

本文主要研究消费者感知到的企业社会责任与其相应的购买意愿之间的关系，并在对消费者进行分类的基础上试图检验不同的行为动机对公司评价与购买意愿之间的调节作用。经过理论分析和实证检验，本文主要得出以下结论：第一，消费者在感知到企业社会责任行为的基础上会形成对公司的评价，并最终影响其购买意愿；第二，消费者会对感知到的企业社会责任行为背后的动机进行归因，如果认为公司主要是为了社会的利益，会产生更积极的公司评价，如果认为公司主要是为了自身利益的最大化，会产生更加消极的公司评价；第三，有些人并不真正关心企业社会责任可以给社会带来多大的改变，但是为了传达出伦理消费者的积极形象，还是会选择积极响应，此时由公司评价引起的响应行为降低；第四，虽然没有得到验证，但本文认为对伦理消费者社会身份的认同也会促使消费者在积极的公司评价基础上，对此公司产生偏好，从而产生更多的响应行为。

表6假设检验结果

注：N=371; ***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1；括号中为标准误。

本文可能的理论贡献主要有：第一，进一步验证了消费者响应企业社会责任行为的内在作用机制，证明了公司评价的中介作用；第二，论证了动机归因对企业社会责任感知与公司评价之间关系的调节作用，这表明消费者不仅会根据表面信息来评价公司，还会试图解释公司如此行为背后的动机所在。一旦消费者认为公司从事企业社会责任行为是出于自身利益的目的，那么企业社会责任行为能够为公司带来的声誉和业绩方面的好处将会下降；第三，根据个体对CSR关心程度及其响应程度高低将消费者分为四类，并着重探讨了其中两种消费者内在动机对公司评价和购买意愿之间关系的调节作用，发现了两种作用相反的边界条件——印象管理动机和社会认同；第四，结合情景模拟实验的方法，将企业社会责任层面的因素作为控制变量，更加贴合实际情况，而以往的研究大多控制企业或者消费者统计信息，这是一个新的尝试。

本文的研究结论对于企业也有一定的借鉴意义：第一，企业社会责任对于公司的声誉和业绩是具有正面影响的，公司应该积极参与；第二，消费者会试图对公司承担企业社会责任背后的动机进行分析，因此公司需要真情实意地回报社会，并认真选择社会责任项目，避免让消费者做出利己归因；第三，公司在积极承担社会责任，唤起消费者认同和偏好的同时，还应注意到那些希望通过支持企业社会责任行为传达积极形象的消费者，满足消费者印象管理的需要，将更多的消费者转化成公司的实际支持者。

本文还存在以下不足：一是没有找到合适的变量将被调查对象区分开来，从而导致社会认同的调节作用没有得到论证；二是仅仅将中国某省市的数据作为样本，没有考虑到各个地区之间样本之间的差异,更没有考虑到各国之间伦理消费文化的不同；三是鉴于市场的复杂性，对消费者的分类略显简单，本文的分类方法还需要进一步精细化；四是印象管理动机分为积极印象管理动机和防御性印象管理动机，这两种不同动机对消费者响应的影响是否有不同之处，需要进一步检验。

注释：

①操控检验结果表明我们的案例材料对时间选择进行了很好的控制(M较晚=3.09，SD=0.689; M较早=4.59, SD=0.911; F(1,118)=55.196，p<0.001；N1=N2=32),对匹配也进行了较好的控制(M不匹配=3.72，SD=0.851; M匹配=4.91, SD=0.818; F(1,118)=32.391，p<0.001; N1=N2=32)，对匹配也进行了较好的控制(享乐型产品：M巧克力=3.22，SD=0.751; 实用型产品：M洗发水=4.34, SD=0.902; F(1,118)=29.411，p<0.001; N1=N2=32)。

②7因子模型：企业社会责任、公司评价、动机归因、印象管理动机、社会认同、购买意愿、同源方差；6因子模型：企业社会责任、公司评价、动机归因、印象管理动机、社会认同、购买意愿；5因子模型：企业社会责任、公司评价、动机归因、印象管理动机+社会认同、购买意愿；4因子模型：企业社会责任、公司评价、动机归因+印象管理动机+社会认同、购买意愿；3因子模型：企业社会责任、公司评价+动机归因+印象管理动机+社会认同、购买意愿；2因子模型：企业社会责任+公司评价+动机归因+印象管理动机+社会认同、购买意愿；1因子模型：企业社会责任+公司评价+动机归因+印象管理动机+社会认同+购买意愿。

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(责任编辑：陈敦贤)

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2017-03-10

国家自然科学基金面上项目“竞争者分析、红皇后效应与企业绩效”(71572132)；国家自然科学基金面上项目“动态竞争条件下企业竞争互动及其与制度环境的协同演进与绩效影响研究”(71272232)；武汉大学人文社会科学青年学者学术发展团队建设项目“新形势下中国企业的战略选择问题研究”(Whu2016003)

邓新明(1977— )，男，江西安福人，武汉大学经济与管理学院教授，博士生导师； 龙贤义(1992— )，男，湖北荆州人，武汉大学经济与管理学院博士生。