[23]。在這種氛圍中因此，本文將從CSR關(guān)注度、CSR支持度和CSR認同度三個維度衡量消費者責(zé)任意識(林浩然,吳志明,2020)。綜上，本研究提出第四組假設(shè)：H4：消費者責(zé)任意識對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用；H4a：CSR關(guān)注度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用；H4b：CSR認同度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用；H4c：CSR支持度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用?？刂谱兞颗c其他變量消費者的個體差異性將對研究結(jié)果產(chǎn)生一定的影響，基于此，本研究提出第五組假設(shè)：H5a：性別顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略；H5b：年齡顯著影響對消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略；H5c：學(xué)歷顯著影響對消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略；H5d：收入顯著影響對消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略；研究模型“刺激-反應(yīng)”模型認為外部刺激將通過消費者黑箱，進而影響消費者購買決策，模型詳見圖3.1(唐子凡,何悅彤,2019)。這種雙重視角不僅促進了對研究對象內(nèi)部運作的理解，也為解決實際問題提出了更具針對性的方法。圖3.1“刺激-反應(yīng)”消費者行為模型本文基于Kotler的研究模型，本文將企業(yè)社會責(zé)任缺失對消費者在外賣平臺購買意愿的影響過程分為"進入動機-消費黑箱-退出行為"三個階段(趙俊杰,王欣怡,2023)。本文中的數(shù)據(jù)處理技巧對比早期的方法而言，更加簡潔高效。采用了更為簡化的預(yù)處理程序，這一程序去除了不必須的轉(zhuǎn)換步驟，優(yōu)化了數(shù)據(jù)清理和歸一化過程，從而極大提高了處理效率。本研究以外賣平臺的企業(yè)社會責(zé)任缺失為自變量，企業(yè)應(yīng)對策略為中間變量，消費者購買意向為因變量，消費者責(zé)任意識為調(diào)節(jié)變量，性別、年齡、教育和收入為控制變量，研究模型如圖3.2所示(徐子琪,陳立鋒,2020)。圖3.2研究模型問卷設(shè)計由于缺乏相關(guān)研究變量之間關(guān)系的客觀二手資料，本研究采用調(diào)查的方式獲取相關(guān)數(shù)據(jù)來進行評估。研究中遇到的難題和局限性為后續(xù)工作指引了改進的方向，激發(fā)研究人員不斷優(yōu)化和完善研究設(shè)計，以期實現(xiàn)更深入的理解和更廣泛的應(yīng)用價值。根據(jù)就模型研究與假設(shè)驗證的需要，本研究的調(diào)查問卷主要由五個部分組成(李東旭,郭昕怡,2020)。第一部分：情景模擬與操縱性檢驗。根據(jù)外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失的類型，共描繪了6個情景，并通過隨機選項讓被訪者模擬其中任一場景，在改變自變量的同時驗證受訪者對企業(yè)社會責(zé)任缺失行為的識別能力。第二部分：消費者購買意愿。調(diào)查要求被訪者在閱讀材料的基礎(chǔ)上遵循其主觀想法進行選擇。第三部分：企業(yè)應(yīng)對策略。本部分題目主要在于調(diào)查被訪者對不同類型的企業(yè)應(yīng)對策略的主觀傾向。其中，在這類條件當(dāng)中企業(yè)應(yīng)對策略主要從應(yīng)對態(tài)度、應(yīng)對速度、應(yīng)對程度三個維度進行測量。第四部分：消費者責(zé)任意識。本文從CSR關(guān)注度、CSR認同度、CSR支持度三個維度設(shè)計題項進行測量，要求受訪者如實作答。第五部分：被訪者基本信息。本次調(diào)查的基本信息主要作為本研究的控制變量，包括受訪者的性別、年齡、學(xué)歷和收入。變量設(shè)置與測量自變量：外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失本文根據(jù)核心利益相關(guān)者理論，將實際新聞經(jīng)過修改后作為閱讀材料。對閱讀材料后的受訪者對情景的看法進行了測量，處于這種狀況下以確定他們對材料描述的準(zhǔn)確性，以及他們對有關(guān)消費者社會責(zé)任問題回答的準(zhǔn)確性(孫藝博,陳可欣,2020)。這一結(jié)論為相關(guān)領(lǐng)域提供了可靠的參考，并為進一步的研究構(gòu)建了堅實的基礎(chǔ)。因變量：消費者消費意愿本文以Zeithaml量表為基礎(chǔ)設(shè)計3個題項對此變量進行測量。研究選擇了7級Likert量表，并要求受訪者選擇他們認為最合適的選項(劉昱辰,鄭馨月,2023)。中介變量：企業(yè)應(yīng)對策略本研究中的調(diào)查問卷通過三個維度來衡量企業(yè)的應(yīng)對策略對消費者購買意愿的影響的重要性：應(yīng)對態(tài)度、應(yīng)對速度和應(yīng)對水平。調(diào)節(jié)變量：消費者感知心理消費者對企業(yè)社會責(zé)任的認識主要體現(xiàn)在三個方面。對企業(yè)社會責(zé)任的關(guān)注，對企業(yè)社會責(zé)任的倡導(dǎo)和對企業(yè)社會責(zé)任的支持?？刂谱兞靠紤]到不同年齡和教育程度的消費者對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任和企業(yè)應(yīng)對策略的缺失可能有不同的重視和敏感度，從這些證據(jù)可以看出而且性別和收入的差異也會影響消費者的責(zé)任感認知，這些差異直接影響到消費者的購買意愿(王文博,蔡佳霖,2022)。因此，在本研究中，性別、年齡、學(xué)歷和收入被作為控制變量。通過跨學(xué)科的合作與交流，本文成功地將多個領(lǐng)域的理論與方法相結(jié)合，為解決復(fù)雜問題提供了全新的視角和解決方案。數(shù)據(jù)分析與實證結(jié)果數(shù)據(jù)分析方法本研究主要采用下列研究方法。描述性統(tǒng)計分析在本研究中，使用SPSSPRO對樣本特征和調(diào)查變量進行描述性統(tǒng)計分析。樣本特征包括。性別、年齡、學(xué)歷和收入，可以分析受訪者的基本信息，評估數(shù)據(jù)來源是否有效，并作為控制變量，從這些細節(jié)中可以看出考察對其他變量的影響。對研究變量的描述性統(tǒng)計分析有助于了解整個數(shù)據(jù)情況，避免出現(xiàn)可能影響后續(xù)數(shù)據(jù)處理和分析的極端情況。信度分析本文通過SPSSPRO對消費者購買意愿、企業(yè)應(yīng)對策略和消費者責(zé)任意識等數(shù)據(jù)的Cronbach＇sα系數(shù)進行分析，該系數(shù)大于0.7則表示信度較高。效度分析本文采用因子分析法對包括企業(yè)應(yīng)對策略、消費者購買意愿和責(zé)任感在內(nèi)的量表的結(jié)構(gòu)效度進行了檢驗。這在一定程度上反映出來因子分析要求變量之間有較高的相關(guān)性，所以在使用SPSSPRO進行效度分析之前，必須計算出KMO和Bartlett的球度意義小于0.05，自由度小于5的卡方值，才適合進行因子分析(楊柏林,范婷婷,2023)。借助實證分析、案例分析及綜合研究方法，本文不僅證實了理論構(gòu)想的可靠性，還揭示了實踐中的關(guān)鍵因素及其作用機理。相關(guān)分析本研究采用SPSSPRO對各變量與企業(yè)社會責(zé)任缺失、企業(yè)應(yīng)對策略、責(zé)任感、消費者購買意愿等指標(biāo)的Pearson相關(guān)系數(shù)進行提煉，在這樣的背景下確認模型的主要關(guān)系，為回歸分析提供依據(jù)(郭紫萱,周俊熙,2022)。多元回歸分析本研究采用SPSSPRO多元回歸分析，檢驗外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失-企業(yè)應(yīng)對策略-消費者購買意愿之間的因果關(guān)系，得出回歸方程，并檢驗消費者的責(zé)任感和自變量對因變量的調(diào)節(jié)作用(趙思琦,劉凱旋,2019)。描述性統(tǒng)計分析本研究的官方調(diào)查問卷主要通過互聯(lián)網(wǎng)準(zhǔn)備和收集。從這些模式中顯現(xiàn)共收集到247份問卷，其中234份有效，回復(fù)率為94.74%。本研究對樣本構(gòu)成的描述主要包括被調(diào)查者的性別、年齡、學(xué)歷、收入等特征，具體結(jié)果見表4.1。表4.1描述性統(tǒng)計分析結(jié)果（N=234）變量選項頻數(shù)百分比(%)外賣平臺CSIR事件消費者權(quán)益問題4017.094騎手權(quán)益問題4017.094商家權(quán)益問題4017.094信息安全問題4017.094食品安全問題3916.667環(huán)境保護問題3514.957性別女12452.991男11047.009年齡18歲以下104.27418歲~25歲17976.49626歲~35歲3012.82136歲~45歲72.99145歲以上83.419學(xué)歷高中及以下104.274大專2410.256本科17974.359碩士/博士研究生2611.111月可支配收入2000元以下10846.1542000元-5000元8737.1795000元-8000元156.4108000元以上2410.256合計234100.000信度和效度檢驗量表的信度檢驗本研究采用Cronbach'sα作為信度檢驗的標(biāo)準(zhǔn)值，某種程度看出通過SPSSPRO對輸入的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析，確定消費者購買意向指標(biāo)的信度，Cronbach'sα大于0.7表示高信度，在0.5-0.7之間表示可接受信度。借助實證分析、案例分析及綜合研究方法，本文不僅證實了理論構(gòu)想的可靠性，還揭示了實踐中的關(guān)鍵因素及其作用機理。分析結(jié)果見表4.2和表4.3。表4.2Cronbach’sα系數(shù)表Cronbach’sα系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化Cronbach’sα系數(shù)項數(shù)樣本數(shù)0.8280.85018234表4.3題項信度分析指標(biāo)刪除項后的平均值刪除項后的方差刪除的項與刪除項后的總體的相關(guān)性刪除項后的Cronbach’sα系數(shù)Q3.195.63295.401-0.0410.848Q3.295.83394.946-0.0250.847Q3.395.99197.425-0.1200.850Q4.192.29181.5800.6350.807Q4.291.99181.3050.7150.803Q4.392.04381.7580.6940.805Q4.491.97482.0590.6740.806Q4.592.16781.3240.6080.808Q4.692.32982.6680.5660.811Q5.192.85088.5140.3410.823Q5.293.01789.0900.2510.829Q5.393.07388.3850.2860.827Q5.492.06085.7300.5430.814Q5.591.94485.2720.6260.811Q5.691.99185.0730.6210.811Q5.792.00484.9480.6320.810Q5.892.19286.1900.5230.815Q5.991.99185.7250.5690.813這在一定程度上確認了根據(jù)多數(shù)學(xué)者的觀點，一般Cronbach’sα系數(shù)如果在0.9以上，則該測驗或量表的信度甚佳，0.8-0.9之間表示信度不錯，0.7-0.8之間則表示信度可以接受，0.6-0.7之間表示信度一般，0.5-0.6之間表示信度不太理想，如果在0.5以下就要考慮重新編排問卷(陳昊宇,吳麗娜,2019)。在設(shè)計優(yōu)化的過程中，本文特別關(guān)注了經(jīng)濟合理性與方案的可復(fù)制性，相較于原始規(guī)劃，在多個方面進行了細致的改良與提升。從表4.2可見本研究的Cronbach’sα系數(shù)值為0.828，說明該問卷的信度不錯。量表的效度檢驗在本研究中，從這些對話中看出使用KMO分數(shù)和Bartlett球度檢驗因子分析的結(jié)果：第一，去除在所有共同因子上的載荷小于0.5的問題項目；第二，去除在兩個或多個共同因子上的載荷大于0.5的問題項目；第三，去除在兩個或多個共同因子上載荷差異太小的問題項目(楊澤宇,林心怡,2019)。表4.4消費者購買意愿的KMO效度檢驗KMO檢驗和Bartlett的檢驗KMO值0.717Bartlett球形度檢驗注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平近似卡方238.508df3.000p0.000***由表4.4可知，從這些跡象表明消費者購買意愿KMO值為0.717，表明問題項間有相同的因素，更適宜于因素分析。這些研究設(shè)想與探索領(lǐng)域不僅立足于對當(dāng)前狀況的深刻洞察，還結(jié)合了領(lǐng)域內(nèi)的最新發(fā)展與未來預(yù)測，旨在探索未知地帶、解決現(xiàn)實問題并推動學(xué)術(shù)進步。另外，Bartlett's的球度測試df是3，而卡方值是238.508,p是0.000。表4.5消費者購買意愿因子分析的總方差解釋表總方差解釋成分特征根旋轉(zhuǎn)后方差解釋率特征根方差解釋率累積百分比(%)特征根方差解釋率累積百分比(%)12.1920.7310.7312.1920.7310.731注：表中特征值小于1的已略去從表4.5可以看出，主元分析方法得到的一項指標(biāo)超過1，表明可以抽取一維的因素，其累積方差貢獻為73.1%，并有較好的解釋性(孫嘉祺,張浩辰,2023)。表4.6消費者購買意愿因子分析載荷矩陣測量題項因子載荷因子1Q3.10.844Q3.20.859Q3.30.861如表4.6所示，這在一定程度上展現(xiàn)了消費者購買意愿最終被分為一個維度，與最初進行指標(biāo)設(shè)計時考慮的維度劃分相吻合。表中因子載荷均超過0.5的要求值，因此，3個題項均予以保留。表4.7企業(yè)應(yīng)對策略的KMO效度檢驗KMO檢驗和Bartlett的檢驗KMO值0.823Bartlett球形度檢驗近似卡方804.230df15.000p0.000***從表4.7可以看出，通過這些細節(jié)表明企業(yè)應(yīng)對策略的KMO值為0.823，大于0.7，說明各項目之間有共同的因素，更適于進行因素分析。另外，Bartlett's的球形度檢測df為15，卡方值804.230和0.000的顯著性水平P。表4.8企業(yè)應(yīng)對策略因子分析的方差貢獻解釋表總方差解釋成分特征根旋轉(zhuǎn)后方差解釋率特征根方差解釋率累積百分比(%)特征根方差解釋率累積百分比(%)13.8130.6360.6361.7630.2940.29420.8770.1460.7821.7370.2900.58330.4850.0810.8621.6740.2790.862如表4.8所示，依據(jù)此理論框架進行全面分析可獲知結(jié)果通過主成分法提取了三個維度的因子，累積方差解釋為86.2%，具有較高的解釋度，詳見表4.9。表4.9企業(yè)應(yīng)對策略因子分析載荷矩陣旋轉(zhuǎn)后因子載荷系數(shù)表題項旋轉(zhuǎn)后因子載荷系數(shù)因子1因子2因子3Q4.10.874Q4.20.773Q4.30.858Q4.40.857Q4.50.791Q4.60.877從表4.9可以看出，從這些記錄中體現(xiàn)企業(yè)應(yīng)對策略可以分為三個方面：應(yīng)對態(tài)度（因子1）、應(yīng)對速度（因子2）、應(yīng)對程度（因子3)，這與當(dāng)初制定指標(biāo)時的考量是一致的。結(jié)果的吻合性說明理論模型中考慮的影響因素及其相互作用是合理的，對理解研究現(xiàn)象的本質(zhì)至關(guān)重要。表格中的因素負荷都超出了0.5規(guī)定的范圍，所以六個題目都被保留。表4.10消費者責(zé)任意識的KMO效度檢驗KMO檢驗和Bartlett的檢驗KMO值0.863Bartlett球形度檢驗近似卡方986.488df36.000p0.000***從表4.10可以看出，企業(yè)應(yīng)對戰(zhàn)略的KMO值為0.863，大于0.7，說明各項目之間有共同的因素，這在一定程度上反映出來更適于進行因素分析(丁怡然,蔡澤民,2022)。另外，Bartlett's的球形度檢測df為36，卡方值為986.488,P值為0.000。表4.11消費者責(zé)任意識因子分析的方差貢獻解釋表總方差解釋成分特征根旋轉(zhuǎn)后方差解釋率特征根方差解釋率累積百分比(%)特征根方差解釋率累積百分比(%)14.3300.4810.4812.4240.2690.26921.6550.1840.6652.1380.2380.50730.6990.0780.7432.1220.2360.743由表4.11可知，采用主成分分析方法，可以從三個不同的維度中抽取出不同的因子，累計方差可達74.3%，說明度也很高。表4.12消費者責(zé)任意識因子分析載荷矩陣旋轉(zhuǎn)后因子載荷系數(shù)表題項旋轉(zhuǎn)后因子載荷系數(shù)因子1因子2因子3Q5.10.786Q5.20.822Q5.30.810Q5.40.692Q5.50.828Q5.60.769Q5.70.832Q5.80.828Q5.90.787如表4.12所示，在這種布局里消費者責(zé)任意識最終可以按照原指標(biāo)中考慮的企業(yè)社會責(zé)任關(guān)注、企業(yè)社會責(zé)任倡導(dǎo)和企業(yè)社會責(zé)任支持三個維度進行分類，表中所有因子載荷都超過了0.5的要求值(韓思源,張文琪,2022)。這一發(fā)現(xiàn)不僅增強了本文對該領(lǐng)域知識體系的信心，還為跨學(xué)科合作提供了共識基礎(chǔ)。控制變量分析本文將消費者的性別、年齡、教育程度和收入作為研究模型的控制變量，分析這些變量的差異對企業(yè)社會責(zé)任缺失、消費者購買意愿和責(zé)任感的影響。如果控制變量的樣本組數(shù)等于兩組（如性別），從這些程序可以發(fā)現(xiàn)則進行獨立樣本t檢驗，如果有兩組以上（年齡、教育和收入），則通過單程方差進行分析(王欣怡,李睿智,2021)。消費者性別的影響用SPSSPRO對結(jié)果進行了分析，采用獨立樣本t檢驗，詳見表4.13。表4.13消費者性別的影響方差分析變量性別樣本量平均值標(biāo)準(zhǔn)差t值p值(雙尾)平均值差值Cohen'sd值女1243.6531.830-0.4250.6710.1020.056男1103.7551.808購買意愿女1242.4841.3100.0120.9900.0020.002男1102.4821.311女1242.3061.237-0.2450.8070.0390.032男1102.3451.192女1246.0321.2230.0940.9260.0140.012男1106.0181.058女1246.3061.098-0.2820.7780.0390.037男1106.3451.009應(yīng)對策略女1246.2741.0770.0110.9920.0010.001男1106.2731.022女1246.2981.126-0.6700.5040.0930.088男1106.3910.968女1246.0481.355-1.3630.1740.2160.179男1106.2641.011女1245.9761.310-0.1580.8750.0240.021男11060.986女1245.4521.070-0.2280.8200.0300.030男1105.4820.946女1245.2581.242-0.5680.5710.0870.074男1105.3451.096女1245.1211.285-1.7140.088*0.2610.225男1105.3821.004女1246.2981.0120.7270.4680.0890.095男1106.2090.847責(zé)任意識女1246.3630.922-0.1660.8680.0190.022男1106.3820.801女1246.3470.9020.4020.6880.0470.053男1106.30.873女1246.3150.9660.0470.9630.0060.006男1106.3090.787女1246.0971.007-0.4760.6350.0580.062男1106.1550.826女1246.3630.9820.6860.4930.0810.090男1106.2820.803從表4.13可以看出，從這些措施中看出由于各因子F檢驗結(jié)果p值均大于0.05，說明性別對購買意愿、應(yīng)對策略和責(zé)任意識不存在顯著差異(魏弘宇,鄧彥霖,2022)。成本控制方面，通過精簡無效步驟、采用成本效益更高的方案，有效減少了總體成本，提升了方案的性價比。因此，假設(shè)H5a得以驗證：H5a：性別顯著影響消費者購買意愿、企業(yè)應(yīng)對策略與責(zé)任意識，不成立。消費者年齡的影響消費者年齡的樣本有五類，因此采用單因素方差法進行分析，詳見表4.14。表4.14消費者年齡的影響方差分析變量年齡（標(biāo)準(zhǔn)差）FP18歲以下(n=10)18歲-25歲(n=179)26歲-35歲(n=30)36歲-45歲(n=7)45歲以上(n=8)1.2471.2961.2731.1130.7560.6500.628購買意愿0.8761.3331.2791.2150.4632.3330.057*0.9941.2031.2801.5120.8350.9620.4291.8970.9891.0331.1342.5327.0940.000***1.8530.8950.8020.9002.77712.5790.000***應(yīng)對策略1.8380.8461.0150.6902.71213.7920.000***1.8740.8550.8981.1552.77714.5110.000***1.8291.0811.1470.7562.7777.3740.000***1.8741.0670.8500.9002.4935.2300.000***0.9721.0400.8441.0000.8350.7610.5520.6751.2121.0930.9760.8860.8490.4961.2691.1900.9711.0690.8860.4680.7591.0330.9550.8171.0000.7070.7770.541責(zé)任意識0.8230.8660.9800.7870.0003.2530.013**0.9940.8760.9001.2150.0004.7620.001***0.5160.9290.7650.9000.0003.8840.005***0.6990.9380.9470.9510.3541.3870.2390.6990.8831.0941.0690.5181.0320.391從表4.14中方差齊性檢驗的結(jié)果可看出，購買意愿維度方面，顯著性P值均大于0.05，水平上不呈現(xiàn)顯著性。而對于應(yīng)對策略，顯著性P值均為0.000***，水平上呈現(xiàn)顯著性。本文還通過與其他相關(guān)研究的對比，驗證了研究結(jié)論的普適性和創(chuàng)新性。通過與已有文獻的結(jié)論進行對比分析，本文發(fā)現(xiàn)研究結(jié)果不僅支持了部分已有觀點，還提出了新的見解，為相關(guān)領(lǐng)域的理論發(fā)展提供了新的視角和證據(jù)。在這等場景中在責(zé)任意識方面，消費者年齡僅在個別題項上呈現(xiàn)顯著性。因此，假設(shè)H5b得以驗證：H5b：年齡顯著影響消費者購買意愿、企業(yè)應(yīng)對策略和責(zé)任意識，部分成立。消費者學(xué)歷的影響表4.15消費者學(xué)歷對其他變量的影響方差分析學(xué)歷（標(biāo)準(zhǔn)差）FP本科(n=174)碩士/博士研究生(n=26)大專(n=24)高中及以下(n=10)1.3240.9901.3511.1010.7990.496購買意愿1.3231.1341.4541.0330.7630.5161.2071.2351.0601.3980.7900.5000.9751.1831.6681.8895.4000.001***0.8340.8111.8341.81410.9340.000***應(yīng)對策略0.7921.0931.7861.9009.9840.000***0.8480.8091.7511.88910.3130.000***1.0121.1231.9931.8746.6590.000***1.0190.9381.7921.8385.7570.001***1.0011.1740.9770.9660.3570.7841.1881.3130.9990.6751.1110.3461.0851.6191.1671.3372.0520.1070.8711.3060.9321.0541.5810.195責(zé)任意識0.8451.0320.8810.7890.4150.7420.8470.9361.0760.9942.5140.059*0.9020.9770.6470.9190.8120.4880.9360.8740.9780.7890.2780.8410.8841.1320.7510.8230.7890.501從表4.15中方差齊性檢驗的結(jié)果可看出，購買意愿、責(zé)任意識維度方面，顯著性P值均大于0.05，水平上不呈現(xiàn)顯著性(周子安,馬若彤,2021)。而對于應(yīng)對策略，顯著性P值均小于0.05，水平上呈現(xiàn)顯著性。在分析策略上，本文融合了定量與定性分析，以全面、客觀地解讀數(shù)據(jù)，并運用統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行處理同時進行了敏感性分析，以評估研究結(jié)果對關(guān)鍵預(yù)設(shè)變動的穩(wěn)定性。因此，在這種設(shè)定里假設(shè)H5c得以驗證(李俊凱,王佳琪,2021)：H5c：學(xué)歷顯著影響消費者購買意愿、企業(yè)應(yīng)對策略和責(zé)任意識，部分成立。消費者收入的影響表4.16消費者收入對其他變量的影響方差分析變量收入（標(biāo)準(zhǔn)差）FP2000元-5000元(n=87)2000元以下(n=108)8000元以上(n=24)5000元-8000元(n=15)1.2471.3091.4290.9860.8230.482購買意愿1.3251.3291.2511.0140.8370.4751.2631.1910.9921.2230.9630.4110.8241.1791.8291.1636.3510.000***0.7871.0841.7860.6405.1830.002***應(yīng)對策略0.7011.0841.7451.0565.3400.001***0.7871.0631.7420.9154.0240.008***0.8491.2191.7921.7514.1090.007***0.8431.2371.7361.1253.7200.012**0.8731.0991.1410.7991.3540.2581.2121.1181.3980.8161.5420.2051.0511.1801.4720.9151.1650.3240.7701.0301.0180.7241.3180.269責(zé)任意識0.7030.9670.7511.0562.0250.1110.8020.9550.8160.9100.9520.4160.6861.0140.8300.9411.5340.2070.8550.9670.7801.1130.6570.5790.8580.9070.5651.3972.5130.059*表4.16中方差齊性檢驗的結(jié)果說明，消費者收入對購買意愿、責(zé)任意識這兩項均未表現(xiàn)出明顯差異。而在應(yīng)對策略維度上，顯著性P值均小于0.05，水平上呈現(xiàn)顯著性(吳思源,韓依然,2022)。以往的研究多集中于目標(biāo)的主流特征和直接關(guān)系，本文則專注于挖掘那些常被忽略的邊緣特性和間接聯(lián)系。因此，遇到這種情況時假設(shè)H5d得以驗證：H5d：收入顯著影響消費者購買意愿、企業(yè)應(yīng)對策略和責(zé)任意識，部分成立。Pearson相關(guān)分析本利用相關(guān)分析法對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失，企業(yè)應(yīng)對策略和消費者購買意愿三個變量之間的相關(guān)關(guān)系進行驗證。表4.17CSIR事件、企業(yè)應(yīng)對策略與消費者購買意愿相關(guān)分析矩陣購買意愿應(yīng)對策略應(yīng)對態(tài)度應(yīng)對速度應(yīng)對程度CSIR事件-0.524(0.000***)-0.020(0.761)0.037(0.574)-0.031(0.642)-0.047(0.471)食品安全問題-0.664(0.000***)-0.041(0.534)-0.041(0.534)-0.038(0.561)0.044(0.502)信息安全問題-0.546(0.000***)-0.044(0.502)-0.044(0.502)-0.023(0.726)-0.031(0.642)環(huán)境保護問題-0.425(0.000***)-0.036(0.586)-0.060(0.359)-0.014(0.836)-0.033(0.613)騎手權(quán)益問題-0.378(0.000***)-0.013(0.846)-0.049(0.455)-0.036(0.586)-0.044(0.502)商家權(quán)益問題-0.326(0.000***)-0.005(0.945)-0.043(0.516)-0.002(0.970)-0.013(0.849)消費者權(quán)益問題-0.586(0.000***)-0.051(0.435)-0.051(0.435)-0.062(0.345)-0.057(0.385)購買意愿1.000(0.000***)-0.186(0.004***)-0.234(0.000***)-0.247(0.000***)0.669(0.000***)應(yīng)對策略-0.186(0.004***)1.000(0.000***)0.801(0.000***)0.669(0.000***)0.795(0.000***)應(yīng)對態(tài)度-0.234(0.000***)0.801(0.000***)1.000(0.000***)0.303(0.000***)0.530(0.000***)應(yīng)對速度-0.247(0.000***)0.669(0.000***)0.303(0.000***)1.000(0.000***)0.234(0.000***)應(yīng)對程度-0.181(0.006***)0.795(0.000***)0.530(0.000***)0.234(0.000***)1.000(0.000***)企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的相關(guān)系數(shù)為-0.524，在0.01的水平上顯著為負，從這些過程中看出即外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失行為對消費者購買意愿有負面影響，但企業(yè)社會責(zé)任缺失類型對消費者購買意愿的影響差異并不明顯(楊子杰,王睿文,2020)。推測是由于被訪者普遍為接受過高等教育的年輕人，按照這種理論框架進行探究結(jié)論為對企業(yè)社會責(zé)任有所了解，并且責(zé)任意識較強等原因使得調(diào)查結(jié)果顯示出受訪者對企業(yè)社會責(zé)任缺失問題一視同仁的情況(劉浩然,朱家欣,2020)。在研究策略上，本文展示了獨特的方法論視角，創(chuàng)造性地融合了多種學(xué)科的研究方法。在理論層面，通過整合不同理論體系的內(nèi)容，構(gòu)建了一個更為綜合的理論框架。CSIR事件與事件類型與企業(yè)應(yīng)對策略、態(tài)度、速度和程度等均呈不顯著關(guān)系，因此可以推斷出，外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任類型對企業(yè)會采取何種應(yīng)對策略并無顯著影響(許雅萱,李子瑜,2022)。因此第一、二、三組假設(shè)得以驗證：H1：外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1a：外賣平臺食品安全問題直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1b：外賣平臺信息安全問題直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1c：外賣平臺環(huán)境保護問題直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1d：外賣平臺騎手權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1e：外賣平臺商家權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿，成立；H1f：外賣平臺消費者權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿，成立。H2：外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對策略有顯著差異，不成立；H2a：外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對態(tài)度的影響有差異，不成立；H2b：外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對速度的影響有差異，不成立；H2c：外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對程度的影響有差異，不成立；H3：企業(yè)應(yīng)對策略直接正向影響消費者購買意愿，成立；H3a:企業(yè)應(yīng)對態(tài)度正向影響消費者購買意愿，成立；H3b:企業(yè)應(yīng)對速度正向影響消費者購買意愿，成立；H3c:企業(yè)應(yīng)對程度正向影響消費者購買意愿，成立。多元回歸分析相關(guān)分析檢測的是各變量間的相關(guān)性和強度，而回歸分析則檢測各變量間的因果關(guān)系(陳梓萱,王俊熙,2022)。為更好地解釋外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失、企業(yè)應(yīng)對策略與消費者購買意愿之間的關(guān)系，本文采用回歸方程對二者的因果關(guān)系進行了實證研究。在這一基礎(chǔ)上，結(jié)合研究主題，精心制定了科學(xué)合理的研究方案，包含數(shù)據(jù)收集方式、樣本選取標(biāo)準(zhǔn)以及分析體系。另外，在此基礎(chǔ)上，從這些分析中證明本研究并未發(fā)現(xiàn)控制因素對消費者的購買意向有明顯的影響(李浩然,張子和,2022)。表4.18企業(yè)應(yīng)對策略對消費者購買意愿的多元回歸分析線性回歸分析結(jié)果n=234非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)tpVIFR2調(diào)整R2FB標(biāo)準(zhǔn)誤Beta常數(shù)-1.562369265355226130.1141641714833707-3.0090.000***-0.0650.053F=5.342P=0.0014176283515776502應(yīng)對程度0.046471323689497780.051097252013232740.0670.9090.364-應(yīng)對速度0.074634573873433890.0483895444925120240.0981.5420.124-應(yīng)對態(tài)度0.15130435287168910.058071596268036440.1952.6050.010***-應(yīng)對策略0.041047034229246360.015806094322720870.042-2.5970.010**-因變量：消費者購買意愿從表4.18中的數(shù)據(jù)可知，具體結(jié)果如下：從F檢驗的結(jié)果分析可以得到，顯著性P值為0.001***，水平上呈現(xiàn)顯著性，拒絕回歸系數(shù)為0的原假設(shè)，因此模型基本滿足要求。在數(shù)據(jù)收集時，本文采用多種數(shù)據(jù)來源渠道，實現(xiàn)數(shù)據(jù)的相互補充與驗證，同時依據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的操作流程，減少數(shù)據(jù)采集中的主觀錯誤。對于變量共線性表現(xiàn)，VIF全部小于10，因此模型沒有多重共線性問題,模型構(gòu)建良好模型的公式如下:y=0.046*應(yīng)對程度+0.075*應(yīng)對速度+0.151*應(yīng)對態(tài)度+0.041*應(yīng)對策略。調(diào)節(jié)作用表4.19消費者責(zé)任意識的調(diào)節(jié)分析模型1模型2模型3B標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpconst6.480.14145.86803.2720.3469.45603.8320.9084.2220CSIR事件-0.190.066-2.8780.0040.5170.0529.870-0.4360.465-0.9380.349消費者責(zé)任意識-0.1280.056-2.2940.0230.4240.1482.8590.005CSIR事件*消費者責(zé)任意識0.0510.0770.6680.505R20.0340.3210.322調(diào)整R20.030.3150.313F值F(234,1)=8.283，p=0.004***F(2,231)=54.574，p=0.000***F(3,230)=36.444，p=0.000***△R20.0340.3210.322因變量：消費者購買意愿表4.19說明，基于交互項CSIR事件*消費者責(zé)任意識，顯著性P值為1.000，模型3的交互項呈現(xiàn)出顯著性，從這些章節(jié)中看出意味著調(diào)節(jié)變量消費者責(zé)任意識對于CSIR事件對消費者購買意愿的影響，會產(chǎn)生顯著干擾(王晨曦,劉梓涵,2023)。本文還著重強調(diào)了混合方法的應(yīng)用，即將量化研究與質(zhì)性分析相結(jié)合，以獲取更為全面的研究洞察。表20CSR關(guān)注度的調(diào)節(jié)分析模型1模型2模型3B標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpconst6.480.14145.86805.5960.28319.7804.1810.7285.7460CSIR事件-0.190.066-2.8780.0040.1580.0443.57700.5420.3431.5790.116CSR關(guān)注度-0.1690.064-2.620.0090.420.1323.1830.002CSIR事件*CSR關(guān)注度-0.1330.063-2.1090.036R20.0340.0850.102調(diào)整R20.030.0770.091F值F(234,1)=8.283，p=0.004***F(2,231)=10.749，p=0.000***F(3,230)=8.755，p=0.000***△R20.0340.0850.102因變量：消費者購買意愿據(jù)表4.20，且基于交互項CSIR事件*CSR關(guān)注度，顯著性P值為1.000，模型3的交互項呈現(xiàn)出顯著性，意味著調(diào)節(jié)變量CSR關(guān)注度對于CSIR事件對消費者購買意愿的影響，會產(chǎn)生顯著干擾。表4.21CSR認同度的調(diào)節(jié)分析模型1模型2模型3B標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpconst6.480.14145.86803.180.30910.29904.1910.8215.1050CSIR事件-0.190.066-2.8780.0040.4970.04311.4860-0.6470.408-1.5880.114CSR認同度-0.110.053-2.0740.0390.3380.1272.6720.008CSIR事件*CSR認同度0.0850.0641.3290.185R20.0340.3850.39調(diào)整R20.030.380.382F值F(234,1)=8.283，p=0.004***F(2,231)=72.447，p=0.000***F(3,230)=49.047，p=0.000***△R20.0340.3850.39因變量：消費者購買意愿表4.21說明，基于交互項CSIR事件*CSR認同度，顯著性P值為1.000，模型3的交互項呈現(xiàn)出顯著性，意味著調(diào)節(jié)變量CSR認同度對于CSIR事件對消費者購買意愿的影響，會產(chǎn)生顯著干擾。表4.22CSR認同度的調(diào)節(jié)分析模型1模型2模型3B標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpB標(biāo)準(zhǔn)誤tpconst6.480.14145.86804.1040.30113.65204.7780.8625.5460CSIR事件-0.190.066-2.8780.0040.3740.0438.6620-0.5310.444-1.1970.232CSR支持度-0.1640.057-2.8570.0050.2680.1342.0050.046CSIR事件*CSR支持度0.0580.0690.8350.405R20.0340.2710.273調(diào)整R20.030.2650.264F值F(234,1)=8.283，p=0.004***F(2,231)=42.983，p=0.000***F(3,230)=28.85，p=0.000***△R20.0340.2710.273因變量：消費者購買意愿表4.22的結(jié)果顯示，基于交互項CSIR事件*CSR支持度，顯著性P值為1.000，模型3的交互項呈現(xiàn)出顯著性，意味著調(diào)節(jié)變量CSR支持度對于CSIR事件對消費者購買意愿的影響，會產(chǎn)生顯著干擾(陳浩宇,王思敏,2023)。這不僅有助于剔除隨機誤差，還能提高研究成果的信賴度和普遍適用性。另外，技術(shù)手段的發(fā)展水平也對結(jié)論的核實過程產(chǎn)生重要影響，隨著科技的不斷發(fā)展，新的研究工具和技術(shù)手段不斷涌現(xiàn)，為科學(xué)研究提供了更多新的選擇和可能性。綜上所述，第四組假設(shè)得以驗證：H4：消費者責(zé)任意識對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，成立；H4a：CSR關(guān)注度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用；H4b：CSR認同度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用；H4c：CSR支持度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，成立。研究假設(shè)的驗證結(jié)果表4.23研究假設(shè)驗證結(jié)果匯總表序號研究假設(shè)結(jié)論H1外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失直接負向影響消費者購買意愿成立H1a外賣平臺食品安全問題直接負向影響消費者購買意愿成立H1b外賣平臺信息安全問題直接負向影響消費者購買意愿成立H1c外賣平臺環(huán)境保護問題直接負向影響消費者購買意愿成立H1d外賣平臺騎手權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿成立H1e外賣平臺商家權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿成立H1f外賣平臺消費者權(quán)益問題直接負向影響消費者購買意愿成立H2外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對策略有顯著差異不成立H2a外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對態(tài)度的影響有差異不成立H2b外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對速度的影響有差異不成立H2c外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對程度的影響有差異不成立H3企業(yè)應(yīng)對策略直接正向影響消費者購買意愿成立H3a企業(yè)應(yīng)對態(tài)度正向影響消費者購買意愿成立H3b企業(yè)應(yīng)對速度正向影響消費者購買意愿成立H3c企業(yè)應(yīng)對程度正向影響消費者購買意愿成立H4消費者責(zé)任意識對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用成立H4aCSR關(guān)注度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失與消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用成立H4bCSR認同度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失對消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用成立H4cCSR認同度對外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失對消費者購買意愿的關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用成立H5a性別顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略不成立H5b年齡顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略部分成立H5c學(xué)歷顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略部分成立H5d收入顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略部分成立表4.24研究假設(shè)不成立原因匯總表序號研究假設(shè)原因H2外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對策略有顯著差異本研究粗略將外賣平臺CSIR事件分為六類，但在分析問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)，在外賣行業(yè)中，CSIR事件的類型并不會顯著影響企業(yè)應(yīng)采取何種應(yīng)對策略。調(diào)查結(jié)果顯示，無論是應(yīng)對態(tài)度還是應(yīng)對速度或者是應(yīng)對程度都一樣重要。H2a外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對態(tài)度的影響有差異同上H2b外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對速度的影響有差異同上H2c外賣平臺企業(yè)不同類型社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對程度的影響有差異同上H5a性別顯著影響消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略性別僅為人類生理特征差異，并不會影響人類對企業(yè)社會責(zé)任缺失行為這一關(guān)乎法律道德事件的判斷，因此性別作為控制變量對消費者購買意愿、責(zé)任意識和企業(yè)應(yīng)對策略無顯著影響。研究結(jié)論與展望研究結(jié)果討論外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失對企業(yè)應(yīng)對策略的影響研究表明，外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失類型對企業(yè)應(yīng)該采取何種應(yīng)對策略并沒有顯著影響(張哲宇,趙穎慧,2022)。這種設(shè)計不僅強化了模型的應(yīng)用價值，也為后續(xù)研究人員提供了一個開放的平臺，支持他們在現(xiàn)有基礎(chǔ)上進行創(chuàng)新和發(fā)展。因此，通過這些細節(jié)表明外賣平臺企業(yè)在面對CSIR事件時，應(yīng)該采取更加全面的措施進行應(yīng)對。企業(yè)應(yīng)對策略對消費者購買意愿的影響研究得出以下公式：消費者購買意愿=0.046*應(yīng)對程度+0.075*應(yīng)對速度+0.151*應(yīng)對態(tài)度+0.041*應(yīng)對策略，說明在CSIR事件發(fā)生后，企業(yè)采取何種應(yīng)對策略將對消費者購買意愿產(chǎn)生較為顯著的影響。其中企業(yè)應(yīng)對態(tài)度相對而言影響更為顯著(孫宇翔,劉嘉怡,2022)。其中企業(yè)應(yīng)對態(tài)度即企業(yè)對社會責(zé)任缺失立場的響應(yīng)，應(yīng)對速度表示企業(yè)對CSIR事件的重視程度，這無疑地揭示了本質(zhì)應(yīng)對程度則代表企業(yè)解決CSIR事件愿意付出的成本，而這些都對消費者最終的購買意愿產(chǎn)生影響(王思源,張若楠,2022)。在手法上本文采納了章教授所提倡的定量與定性相結(jié)合的研究方法為研究提供了堅實的數(shù)據(jù)支持和理論依據(jù)。外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失對消費者購買意愿的影響相關(guān)性分析表明，外賣平臺企業(yè)社會責(zé)任的缺失對消費者的購買意愿有顯著的負向影響，但是外面平臺企業(yè)社會責(zé)任缺失的類型對消費者購買意愿的影響區(qū)別不大，說明不管外面平臺企業(yè)發(fā)生了何種類型的CSIR事件，若處理不當(dāng)，則均會降低消費者的消費意愿(李芝和,王雨萱,2019)。消費者責(zé)任意識對自變量與因變量關(guān)系的影響研究結(jié)果表明，消費者責(zé)任意識、CSR關(guān)注度、CSR認同度和CSR支持度均對自變量與因變量之間的關(guān)系具有明顯的調(diào)節(jié)作用。某種程度看出即消費者越有責(zé)任、CSR關(guān)注度越高、CSR認同度越高、CSR支持度越高的消費者越容易對CSIR事件產(chǎn)生抵觸心理，從而降低購買意愿(趙文博,張瑞琪,2020)。通過仔細研究相關(guān)理論文獻并對已有研究進行全面分析，本文的預(yù)期建立在一個合理且有據(jù)可循的基礎(chǔ)上，最終結(jié)果與預(yù)期一致，進一步驗證了這些研究工作的有效性?？刂谱兞康挠绊懺诒疚闹校M者的性別、年齡、教育和收入被作為控制變量。控制變量對其他變量影響的實證分析表明，消費者性別對購買意向、消費者責(zé)任和企業(yè)補救策略的影響沒有顯著差異。但是消費者的年齡、學(xué)歷和收入對應(yīng)對策略的選擇具有顯著性影響，對責(zé)任意識產(chǎn)生一定的影響(劉志宏,李昊天,2022)。管理實踐啟示對于個別公司和雙邊平臺用戶來說，CSIR既是一個危機，也是一個機會。補救的悖論表明，如果企業(yè)在CSIR事件發(fā)生后采取適當(dāng)?shù)膽?yīng)對策略，會對消費者的購買意向產(chǎn)生積極影響。通過針對不同來源和類型的數(shù)據(jù)進行測試，證明了該方法的穩(wěn)固性和可靠性。這一結(jié)果與理論預(yù)測基本一致，表明在設(shè)定的條件下，實際情況與理論模型之間高度一致。但是，這在某種程度上印證了相應(yīng)的應(yīng)對措施終究只是一種事后補救，無法完全消除其影響，因此企業(yè)更應(yīng)該學(xué)會事前控制，爭取從源頭上阻止CSIR事件的發(fā)生。關(guān)注社會履責(zé)情況，提升內(nèi)部防治能力企業(yè)社會責(zé)任缺失不僅需要＂治＂更需要＂防＂，因此學(xué)界應(yīng)該專注于研究各種類型CSIR事件發(fā)生的根源，這在一定程度上確認了從源頭上消滅CSIR。企業(yè)則應(yīng)重視事前控制的管理理念，爭取避免CSIR事件的發(fā)生或在發(fā)現(xiàn)隱患的第一時間進行遏制，同時也應(yīng)該提升履行社會責(zé)任的能力，爭取將管理理論進行落實(陳雨彤,周曉琳,2022)。通過嚴謹?shù)膶嵶C研究，這部分工作進一步確認了相關(guān)理論的合理性，并提出了若干新穎的觀點和見解，為現(xiàn)有理論體系提供了有力的支持和補充。激發(fā)消費者責(zé)任意識，加強公眾監(jiān)督力度消費者責(zé)任心越強，對企業(yè)社會責(zé)任缺失行為的容忍度就越低，更容易產(chǎn)生消費抵觸心理。因此，這在一定范圍內(nèi)顯示了社會應(yīng)該加強企業(yè)社會責(zé)任意識方面的教育，通過喚醒消費者的責(zé)任心對企業(yè)社會責(zé)任缺失行為進行限制(鄧雅婷,朱晨曦,2021)。與此同時，也需要完善曝光企業(yè)社會責(zé)任缺失行為的途徑，能夠在事發(fā)后迅速且大范圍地讓消費者接收到消息，才能更好地利用人民群眾的力量。企業(yè)積極應(yīng)對事件，與消費者進行溝通公司的應(yīng)對策略可以幫助減少CSIR行為對消費者購買意向的負面影響。，因此企業(yè)應(yīng)該合理運用應(yīng)對策略挽救形象。企業(yè)可以通過采取積極的態(tài)度，如主動承認錯誤、主動承擔(dān)責(zé)任等方式，這在某種程度上表征讓消費者感受到企業(yè)誠懇的態(tài)度及重視程度(徐昊宇,趙瑞琳,2022)。企業(yè)應(yīng)當(dāng)在CSIR事件發(fā)生后第一時間做出反應(yīng)，快速查明事件發(fā)生原因并與受害者進行溝通，在CSIR事件擴散前進行控制。此外，對受害者進行合理補償也非常重要，這在某種程度上指出在與利益相關(guān)者溝通時需要弄清其需求，從而采取有針對性的補償，才能達到事半功倍的效果。社會協(xié)同合作，共建責(zé)任平臺外賣平臺企業(yè)的“中間商”性質(zhì)使得其發(fā)生企業(yè)社會責(zé)任缺失行為的可能性更大，因此其不僅需要關(guān)注自身的履責(zé)行為，提高自身履責(zé)能力的同時也需要加強對雙邊用戶的監(jiān)管，防止用戶失責(zé)行為給自身帶來的后果。企業(yè)也應(yīng)該帶動用戶參與平臺社會責(zé)任治理的積極性，形成協(xié)同共治的生態(tài)圈。

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