研究方法及结论

为了检验提出的假设，我们进行了两个实验设计。实验目的是为了检验内隐人格理论在企业补救策略及消费者归因(品牌评价)之间的调节作用。实验1用于检验假设1a、假设1b及假设2，实验2用于检验实验3a、实验3b、实验4a、实验4b、实验5a及实验5b。

11.2.1　实验1

为了检验产品危机中内隐人格理论对于消费者归因和品牌评价的影响，实验1操控了两种类型的企业补救策略(支持策略VS拖延策略)，根据预测试的结果，实验选取了沐浴露作为引起危机事件的产品。同时采取虚拟品牌“EScare”以避免品牌及企业效应，并对产品危机和企业的补救策略进行操控，并对内隐人格理论、消费者归因及品牌评价进行了测量。

实验参与者及实验步骤

在中国某所大学内随机招募了168名学生作为实验对象，其中包括87名女性和81名男性，年龄在20-30岁之间。参与者在一个实验室内被随机分配到两种危机处理的情形，实验结束后测量参与者的内隐人格分数、对危机事件的归因以及品牌评价。最后，提供小礼品对参与者表示感谢。

实验刺激及操作

为了对危机事件及企业的补救策略进行操控，我们设计了同一标题不同内容的两篇新闻报道，标题为“EScare沐浴露包含致癌因子”。两个版本的第一段内容相同，均为对“EScare”产品危机事件的描述，描述如下：

“根据瑞士的检测分析公司SFG的检验报告，ES care沐浴露包含二恶英这一致癌物质，目前多家报纸已报道了这则令人震惊的新闻，该事件削弱了消费者对于EScare品牌的信赖，多家大型超市的ES care沐浴露纷纷撤柜。”

采取支持策略的描述如下：ES care企业承认SFG公司的检测报告真实可信，并召回问题产品。同时，企业成立调查组调查该问题产生的源头。目前，初步的分析结果显示，这些出问题的原材料是由一家名为DCA的化学用品供应商提供。采取拖延策略的情形描述如下：ES care声称这些新闻与事实不符，并称这些报道损害了ES care的产品声誉，同时拒绝进一步的补救措施，并拒绝召回问题产品。

内隐人格理论量表

根据Kelly在1955年的研究中所使用的测量方法，并结合Plaks等在2001年的研究中对该测量方法进行的调整，得到包含8个题项的量表，如“人们做事的方式各有不同，但体现他们本质的重要部分却无法真正地改变”，所有题项均设计为李克特6级量表，从1(完全同意)到6(完全不同意)代表着样本对题项的不同反应程度。

归因量表

根据Folkes1984年的研究，归因观点包括三个维度：责任归属、稳定性以及可控性。我们采用Klein和Dawar在2004年的研究中采用的多题项量表。责任归属的测量为参与者评价EScare危机事件产生的可能，对责任归属的测量包括4个题项，均采用7级量表，1表示非常可能，7表示非常不可能。然后计算ES care在危机中感知责任的百分比。问题描述如下：“EScare应该承担全部责任”，“原材料供应商应该为该事件负责”，“该负面事件是由媒体导致的”，“该危机事件是竞争者的恶意攻击”。同时，测量危机的稳定性和可控性(稳定性的测量包括4个题项，可控性的测量包括1个题项)。均采用7级量表，1表示一点也不，7表示完全同意。

品牌评价量表

对品牌评价的测量采用Dawar和lei在2009年以及Dawer和Pillutla在2000年的研究中采用的两极量表，该量表包括6个题项，与品牌态度有关的测量为：“不赞成-赞成”，“坏的-好的”，“消极的-积极的”，与品牌信任有关的测量为：“非常不值得信任-非常值得信任”，“非常不可靠-非常可靠”，“非常不值得依赖-非常值得依赖”。

数据分析结果

测量

样本对内隐人格理论量表的填答具有较高的内部一致性(Cronbach's alpha系数为0.808)。内隐人格理论的得分是样本在量表的8个题项得分的平均值，与前人(Plaksetal.，2001；Heslinetal.，2005)的研究一致，将样本在内隐人格理论量表得分小于等于3的定义为实体论者(n＝71)，得分大于等于4的定义为渐变论者(n＝81)，将量表得分在3和4之间的样本(n＝16)直接剔除。

假设检验

采用2×2的ANOVA方差检验对假设进行检验，核心因果关系的交互效应显(F1，148＝46.62，p<0.01)。简单效应分析的结果显示，在“支持组”内，内隐人格理论在核心因果关系中的主效应显著(MET＝0.37，MIT＝0.24；F1，149＝57.53，p<0.01)，但是在“拖延组”内，内隐人格理论的主效应不显著(MET＝0.23，MIT＝0.23；F1，149＝0.00，p>0.1)。与假设一致，在支持组内，实体论者比渐变论者更加倾向于内部归因，而在拖延组内，实体论者与渐变论者的归因和没有显著区别。

对于稳定性的归因，交互效应同样显著(F1，148＝30.50，p<0.01)，简单效应分析的结果显示，在支持组内，内隐人格理论对稳定性归因的主效应显著(MET＝5.61，MIT＝4.12；F1，149＝49.58，p<0.01)，而在拖延组内，内隐人格理论的主效应不显著(MET＝5.09，MIT＝5.28；F1，149＝0.64，p>0.1)。结果显示，在支持组内，相比于渐变论者，实体论者更加认为危机具有稳定性，而在拖延组内，实体论者和渐变论者的稳定性归因没有显著区别。

同样，可控性归因的ANOVA分析结果显示交互作用也是显著的(F1，148＝7.52，p<0.01)。在支持组内，内隐人格理论的主效应显著(MET＝4.91，MIT＝3.63；F1，149＝13.78，p<0.01)，而在拖延组内，内隐人格理论的主效应不显著(MET＝4.51，MIT＝4.61；F1，149＝0.06，p>0.1)。在支持组内，实体论者比渐变论者更加认为危机是可控的，而在拖延组内，实体论者和渐变论者的可控性归因没有显著区别。

假设2中预测的有关品牌评价的交互作用显著(F1，148＝9.22，p<0.01)，在支持组，内隐人格理论对品牌评价的主效应显著(MET＝3.40，MIT＝4.31；F1，149＝14.48，p<0.01)，反之，在拖延组，内隐人格理论对品牌评价的主效应不显著(MET＝3.89，MIT＝3.77；F1，149＝0.25，p>0.1)。研究结果表明对采取支持策略的企业，实体论者的品牌评价更加负面，但是对采取拖延策略的企业，实体论者和渐变论者的品牌评价没有显著区别。因此，假设1a、假设1b与假设2均得到支持(见表11.1)。

表11.1　实验1:内隐人格理论导向、消费者归因及品牌评价

*p<0.05.**p<0.01.

总结

实验1的研究发现，企业在经历危机时采取的支持策略会使实体论者(VS渐变论者)更加倾向于将危机归因于企业内部，并认为危机是稳定可控的，同时具有较低的品牌评价。而当企业采取拖延策略时，实体论者和渐变论者对于危机的归因以及品牌评价没有显著差别。这些发现证明了企业的补救措施是至关重要的，尤其是在消费对企业固有的特征不了解的情况。即使支持策略被认为是一种积极的反应，企业采取让步承担了责任，然而，相比渐变论者，实体论者对于企业的危机更可能产生内部归因，并且对于企业具有更加负面的评价。但是如果企业拒绝承认危机的存在(比如采取拖延无视的策略)，那么实体论者将很难对危机做出判断，因此实体论者和渐变论者对危机的归因和品牌评价没有显著的差别。

11.2.2　实验2

采取2×2×2组间实验设计(补救策略：支持策略VS拖延策略；内隐人格理论：实体论VS渐变论；企业形象：良好VS较差)对假设进行检验。实验招募了369名在校大学生，其中男性174名，女性195名，年龄位于20-29岁之间。参与者被随机分配到四个不同的教室进行实验，并按要求填写相关问卷。与实验1不同，参与者完成内隐人格量表之后，得到一份相关企业信息，之后完成归因和品牌评价的测量。

在企业形象良好的组内，ES care被描述为连续10年的财富500强企业，经营范围遍布多种日化品。该公司生产的沐浴露产品已多年获得该产业第一品牌的称号，并在近期获得“最受信赖的品牌”的荣誉称号。在企业形象较差的组内，EScare被描述为是当地一家已经成立7年的规模较小的日化企业，沐浴露是该公司的主要产品。在过去几年，公司市场份额不断下降，企业计划裁掉200名员工以减少开支。

在阅读完企业的背景信息之后，对企业形象进行操作性检验，参与者被要求采用7点量表评价企业形象，1表示形象很差，7表示形象很好。之后参与者阅读一篇关于该企业产品危机的报道，实验刺激和操作过程与实验1一致。之后参与者填写内隐人格理论量表，并对参与者的归因和品牌评价进行测量。最后向参与者提供小礼物表示感谢。

数据分析结果

操作性检验

本研究的操控是成功的。T检验的结果显示，形象较差组的企业的得分(M＝2.63)显著低于形象良好组的企业的得分(M＝5.7，p<0.05)。

测量

内隐人格量表的信度良好(Cronbach's alpha系数为0.745)，与实验1一致，内隐人格理论的得分是样本在量表的8个题项得分的平均值，164名参与者(得分小于等于3)被归为实体论者，137名参与者(得分大于等于4)被归为渐变论者，68名参与者被剔除(得分介于3与4之间)。

假设检验

采用ANOVA方法对假设进行检验。拖延组内的核心因果关系显著(F1，171＝63.53，p<0.01)。如表11.2所示，简单效应分析的结果显示，当处于危机中的企业具有良好的品牌形象时，内隐人格理论的主效应显著(拖延组：MET＝0.20，MIT＝0.28；F1，172＝16.425，p<0.01)。同时，如表11.3所示，当处于危机中的企业具有较差的品牌形象时，内隐人格理论的主效应同样显著(MET＝0.35，MIT＝0.24；F1，172＝35.39，p<0.01)。在支持组内，预期的交互效应显著(F1，122＝8.26，p<0.01)。简单效应分析的结果显示，无论企业形象良好(MET＝0.24，MIT＝0.30；F1，123＝4.28，p<0.05)，还是企业形象较差(MET＝0.30，MIT＝0.25；F1，123＝5.39，p<0.05)时，内隐人格理论的主效应均显著。

表11.2　实验2:内隐人格理论导向、消费者归因及品牌评价(企业形象良好)

*p<0.05.**p<0.01.

对于稳定性的归因，拖延组和支持组内预期的主效应均显著(F1，171＝48.80，p<0.01；F1，122＝37.97，p<0.01)。简单效应分析的结果也显示在企业采取两种不同的补救策略时，主效应均显著，特别地，当处于危机中的企业具有良好的企业形象时，内因人格理论的主效应显著(MET＝4.31，MIT＝5.13；F1，172＝12.97，p<0.01；MET＝4.25，MIT＝4.76；F1，123＝8.07，p<0.01)。当处于危机中的企业具有较差的企业形象时，内因人格理论的主效应也显著(MET＝5.87，MIT＝5.00；F1，172＝20.42，p<0.01；MET＝5.53，MIT＝4.30；F1，123＝61.02，p<0.01)。

对于可控性的归因，两种类型的补救策略组内的主效应都不显著(F1，171＝0.43，p>0.1；F1，122＝0.15，p>0.1)。支持组和拖延组的可控性归因没有显著区别。但是，当企业形象良好时，内隐人格理论的可控性归因显著(拖延组：MET＝5.20，MIT＝4.50；F1，171＝5.84，p<0.05；支持组：MET＝5.33，MIT＝4.33；F1，122＝1.21，p<0.01)。当企业形象较差时，内隐人格理论的可控性归因也显著(拖延组：MET＝5.40，MIT＝5.00；F1，171＝5.84，p<0.05；支持组：MET＝5.47，MIT＝5.06；F1，122＝1.21，p<0.01)。由于交互相应只在核心因果关系及稳定性归因时显著，在可控性归因时不显著，因此研究结果部分支持假设3a和假设3b。

对于实验4a和实验4b，ANOVA分析的结果显示预期的交互效应是显著的(F1，142＝6.94，p<0.01)。简单效应分析的结果显示内隐人格理论对品牌评价的主效应不显著(MET＝4.71，MIT＝4.98；F1，143＝0.24，p>0.1)，并且在支持组内实体论者和渐变论者的品牌评价没有显著区别。在拖延组内，内隐人格理论的主效应显著(MET＝4.55，MIT＝3.95；F1，143＝12.38，p<0.01)，实体论者比渐变论者具有更加负面的品牌评价，因此研究结果支持假设4a和假设4b。

对于实验5a和实验5b，ANOVA分析结果显示预期的交互效应显著(F1，151＝5.44；p<0.05)，简单效应分析的结果显示，在支持组内，内隐人格理论对品牌评价的主效应显著(F1，152＝8.96；p<0.01)。实验结果表明，形象较差的企业采取支持补救策略时，渐变论者比实体论者具有更加积极的品牌评价(MET＝3.67，MIT＝4.64)，而采取拖延策略时，实体论者和渐变论者的品牌评价没有显著区别(MET＝3.53，MIT＝3.67；F1，152＝2.41；p>0.1)。该实验结果支持了假设5a和假设5b(见表11.3)。

表11.3　实验2:内隐人格理论导向、消费者归因及品牌评价(企业形象较差)

*p<0.05.**p<0.01

总结

实验2的结果支持了假设4a、假设4b、假设5a及假设5b，但是部分支持假设3a、假设3b。总体上说，实验结果显示消费者的内隐人格理论能够影响产品危机事件中消费者的归因(主要是核心因素及稳定性归因)以及品牌评价。另外，企业形象能够调节内隐人格理论的作用。不管采取何种补救措施，对形象良好的企业，实体论者(相对于渐变论者)对于企业危机具有更多的外部归因及较少的稳定性归因。反之，对于形象较差的企业，实体论者对于企业危机具有更多的内部归因及稳定性归因。此外，当形象良好的企业采取拖延策略时，实体论者比渐变论者具有更加积极的品牌评价。但是当形象较差的企业采取支持策略时，实体论者比渐变论者具有更加消极的品牌评价。当企业形象良好并采取支持策略或者企业形象较差并采取拖延策略时，实体论者与渐变论者的品牌评价没有显著区别。