Texte, die um Geld bitten: acht Fragen, aus Primärquellen beantwortet

lmaa.space
27. August 2026
PAP-013

Acht Fragen aus konkreten Textentwürfen für eine Spendenseite, beantwortet aus begutachteten Arbeiten. Vier der acht Antworten fallen negativ aus, und das steht hier genauso deutlich wie die positiven.

Worum es geht

Dieses Dokument beantwortet acht Fragen, die aus konkreten Textentwürfen für eine Spendenseite entstanden sind. Es ist das dritte einer Reihe. Die Spendenpsychologie trägt die wissenschaftliche Evidenz dazu zusammen, warum Menschen geben, und die Felddaten sammeln die veröffentlichten Zahlen von Organisationen, die im Netz Geld einwerben. Nichts davon wird hier wiederholt.

Was die beiden anderen Dokumente bereits klären und worauf hier deshalb nur verwiesen wird: Reziprozität und Dankgeschenke (Newman und Shen 2012, Chao 2017), sozialer Beweis in negativer gegen positive Formulierung (die Wikimedia-Bannerversuche mit knapp 23.000 Spenden), Anschubfinanzierung und Erstspender, Verdopplungsaktionen und deren Verhältnis, der Effekt des identifizierbaren Opfers und sein Scheitern in der Replikation, Fortschrittsbalken, Fristen und Dringlichkeit, die Deckung von Verwaltungskosten sowie Reihenfolge und Vorbelegung eines Bedienelements für das Abo-Intervall. Wo ein Befund weiter unten eines dieser Themen berührt, ist genannt, welcher Abschnitt welchen Dokuments es bereits abdeckt.

Alles hier ist eine begutachtete Arbeit, ein Arbeitspapier mit stabiler Kennung oder ein Preprint mit DOI. Keine Blogbeiträge aus der Praxis, keine Zahlen von Anbietern über die eigenen Produkte, keine Listenartikel.

Wie die Zugriffsvermerke zu lesen sind

Eine Aussage, die aus einer Ergebnistabelle stammt, und eine Aussage, die aus einem Suchtreffer stammt, sind nicht dieselbe Art von Beleg. Deshalb steht an jeder dabei, welche Art sie ist.

• Volltext gelesen heisst, die Arbeit wurde heruntergeladen und der einschlägige Abschnitt direkt gelesen, meist über den extrahierten Text des PDF.
• nur Zusammenfassung heisst, die Zusammenfassungsseite des Verlags wurde abgerufen und gelesen.
• Suchergebnis heisst, die Zahl stammt aus der Zusammenfassung einer Suchmaschine und nicht von einer Seite, die gelesen wurde. Das ist schwächer als eine Zusammenfassung des Verlags, weil nichts gegen die Quelle geprüft wurde. Dieser Vermerk steht dort, wo die Arbeit hinter einer Bezahlschranke oder einer Bot-Prüfung lag.
• ungeprüft heisst, die Aussage kursiert in der Literatur, aber hier wurde überhaupt keine Quelle dafür erreicht.

Zwei allgemeine Vorbehalte gelten für alles Folgende. Der grösste Teil dieser Evidenz stammt von Wohltätigkeitsorganisationen, die per Post um Spenden bitten, von Versuchspersonen im Labor, die eine Ausstattung aufteilen, oder von Verbraucherinnen und Verbrauchern, die ein Produkt bewerten. Sehr wenig davon stammt von einer kleinen, nicht gewerblichen Website, die ihre eigene Leserschaft um Geld bittet. Und mehrere der Effekte, die für genau diesen Zweck am häufigsten empfohlen werden, erweisen sich hier als die schwächsten, weshalb die Abschnitte 3, 5, 6 und 7 weitgehend negativ ausfallen.

1. Ankerwirkung: vorgeschlagene Beträge, ihre Reihenfolge, ihre Anzahl und das Hervorheben eines Betrags belastbar

Das ist die am besten belegte der acht Fragen, und die Antwort ist genauer als „Ankern wirkt".

1.1 Die ganze Leiter anzuheben kostet Spender und hebt die Gabe nicht

Reiley und Samek haben für einen öffentlichen Fernsehsender in Tucson, Arizona, zwei Spendenaussendungen verschickt und darin nur die vorgeschlagenen Beträge verändert. Eine höhere Leiter brachte weniger Spendende und weniger Geld¹. Die erste Aussendung ging im November 2003 an 10.548 aktive Mitglieder in einem Zwei-mal-zwei-Design, die zweite ein Jahr später an 9.964 Mitglieder in drei Armen.

Experiment 1 hob den gesamten Vektor um etwa 20 Prozent an, von {$30, $50, $75, $100, $200} auf {$35, $60, $95, $120, $240}, und verglich davon getrennt feste gegen personalisierte Leitern.

Experiment 2 hob das untere Ende um etwa 40 Prozent an, von {$35, $50, $75, $100, $250} auf {$50, $75, $100, $250, $500}. Der Rücklauf fiel von 12.26 auf 10.29 Prozent, was relativ 16 Prozent sind (p < 0.05), die bedingte Gabe fiel um 11 Prozent, aber nicht signifikant (p = 0.27), und der Ertrag je Anschreiben fiel um 26 Prozent, von $6.61 auf $4.89 (p = 0.04).

Die Autoren drücken das als Elastizität des Vorschlags aus, indem sie die Leiter wie einen Preis und die Rücklaufquote wie eine Menge behandeln. Über die drei Vergleiche hinweg kam sie auf -1.1 ± 0.7, -0.7 ± 0.7 und -0.8 ± 0.6, also ungefähr minus eins: der prozentuale Rückgang der Wahrscheinlichkeit einer Gabe entspricht dem prozentualen Anstieg der erbetenen Beträge.

Zwei weitere Zahlen lohnen es, mitgenommen zu werden. Sechzig Prozent aller Spendenden wählten einen der vorgeschlagenen Beträge, was 6 Prozent aller Angeschriebenen entspricht. Und die meisten frei eingetragenen Gaben lagen unter dem niedrigsten Vorschlag, nämlich 58 und 56 Prozent der freien Einträge in den beiden festen Armen. Die unterste Sprosse ist also ein Boden, den eine beachtliche Zahl von Spendenden unterschreiten möchte.

1.2 Die Leiter nach oben zu verlängern bewirkt das Gegenteil

Der scheinbare Widerspruch löst sich sauber auf, und die Arbeit, die ihn auflöst, ist die grösste in diesem Dokument.

Ekström verlängerte die Leiter nach oben und liess das untere Ende, wo es war. Das brachte mehr Spendende und mehr Geld².

63.494 Empfänger einer Post- und E-Mail-Spendenaktion für ein grosses amerikanisches Krankenhaus wurden auf drei Betragsleitern randomisiert, wobei das untere Ende durchgehend gleich blieb:

• Kontrolle: {$10, $50, $100, freier Betrag}
• T1, der Kompromissarm: {$10, $50, $100, $250, $500, freier Betrag}
• T2, der Arm ohne Kompromiss: {$10, $500, freier Betrag}

Die Endpunkte stammen aus der eigenen Geschichte der Organisation, mit $10 am 10. Perzentil vergangener Gaben und $500 am 90.

Höhere Sprossen hinzuzufügen verdoppelte die Rücklaufquote ungefähr und verdreifachte den Anteil derer, die genau $100 gaben, und der gesamte Zugewinn entstand dadurch, dass Spendende vom unteren Ende nach oben rückten, nicht dadurch, dass Spendende vom oberen Ende nach unten gezogen wurden. T1 und T2 waren bei jedem Ergebnis statistisch nicht unterscheidbar, auch beim Betrag (t-Test p = 0.290, Mann-Whitney p = 0.883). Der Effekt hielt sowohl in der Frühjahrs- als auch in der Herbstaktion, bei früheren wie bei neuen Spendenden und bei Post- wie bei E-Mail-Zustellung gleichermassen.

Der interessante Punkt betrifft die mittlere Option. Die mittleren Sprossen ganz zu entfernen trieb die Leute nicht an die Extreme, sondern in das Feld für den freien Betrag. Der Anteil freier Einträge lag bei 30 Prozent in T1, 60 Prozent in der Kontrolle und 90 Prozent in T2, und T2 erzeugte einen schwach signifikanten Anstieg von 60 Prozent bei Gaben in Höhen, die keine Sprosse nannte. Menschen greifen nach einem Kompromiss, auch wenn keiner angeboten wird.

1.3 Runde Zahlen, und der genau gegenteilige Befund für ungerade

Das zweite Experiment von Reiley und Samek änderte eine Sprosse und sonst nichts, indem es den Vorschlag $100 durch $95 ersetzte¹.

Die Rücklaufquote insgesamt fiel um etwa 7 Prozent, was über die gesamte Verteilung nicht signifikant war (p = 0.27), weil fast jede Gabe weit unter $95 liegt und von der Änderung deshalb gar nicht berührt wurde. Dort geprüft, wo die Änderung tatsächlich greift, fiel die Wahrscheinlichkeit einer Gabe von $90 oder mehr von 13.4 auf 8.9 Prozent (p = 0.03), ein relativer Rückgang um etwa ein Drittel, und die veröffentlichte Zusammenfassung gibt ihn mit „mehr als 30 Prozent" an. Der Anteil aller Spendenden, die genau $100 gaben, lag bei 10 Prozent unter der $100-Leiter, bei 9 Prozent unter der verschobenen Leiter und bei 6 Prozent unter der $95-Leiter. Die Nutzung vorgeschlagener Beträge fiel um 18 Prozent (p = 0.02) und der Ertrag je Anschreiben um 23 Prozent (p = 0.08).

Ihre Erklärung sind kognitive Kosten: Wer einen runden Betrag im Sinn hat, nimmt einen vorgeschlagenen runden Betrag, und wird stattdessen verlangt, etwas einzutippen, geben manche gar nichts.

Nun der Widerspruch, und er ist ein echter. Die Literatur zur pique technique, also zur Bitte um einen ungeraden Betrag, die das eingeübte Abwimmeln unterbricht, findet das Gegenteil: ein ungerader Betrag schlägt einen runden. Eine Metaanalyse von Lee und Feeley berichtet r = .27 über 17 Vergleiche, gegen r = .11 für den Fuss in der Tür³. Santos, Leve und Pratkanis liessen Eingeweihte Passanten um „17 Cent" statt um „einen Vierteldollar" bitten und bekamen etwa 60 Prozent mehr Gebende⁴. Burger, Hornisher, Martin und Newman hoben die Befolgung mit einer Bitte um 37 Cent von 19 auf 42 Prozent⁵.

Die beiden lassen sich vereinbaren, und die Vereinbarung ist wichtiger als jedes der beiden Ergebnisse für sich. Der pique-Effekt ist eine Unterbrechung eines Abwimmelskripts von Angesicht zu Angesicht, und er wirkt auf die Entscheidung, sich überhaupt einzulassen, nicht auf den Betrag. Deshalb fanden Santos und Kollegen keinen Unterschied darin, wie viel gegeben wurde. Der Effekt der runden Zahl handelt von den Kosten, die vorgegebenen Optionen eines Formulars zu verlassen. Eine Spendenseite ist die zweite Situation, nicht die erste.

Die pique-Schätzung ist ohnehin mit Vorsicht zu behandeln. Lee und Feeley haben auch die Metaanalyse von 2016 zum identifizierbaren Opfer erstellt, deren r = .13 bei Maier, Wong und Feldman (2023) auf r = 0.002 zusammenfiel, sobald der Publikationsbias korrigiert wurde, wie Abschnitt 5.1 der Spendenpsychologie ausführlich festhält. Die pique-Literatur hat dieselbe Art von Problem, mit im Mittel etwa fünfzig Versuchspersonen je Bedingung über die Primärstudien hinweg. Suchergebnis

1.4 Ein hervorgehobener oder empfohlener Betrag

Es liess sich kein Feldexperiment finden, das eine Auszeichnung als „empfohlen" oder „am häufigsten gewählt" auf einer Sprosse isoliert untersucht. Am nächsten kommt die Literatur zu Vorbelegungen, die Abschnitt 2.5 und Abschnitt 5.7 der Spendenpsychologie bereits abdecken: Die acht Studien von Goswami und Urminsky finden einen Effekt der niedrigeren Schwelle auf die Quote und einen Effekt der Zurücknahme auf den Betrag, die sich beim Ertrag gegenseitig aufheben, dazu einen Ablenkungseffekt der Vorbelegung, bei dem das Einführen irgendeiner Vorbelegung jeden anderen Hinweis auf der Seite schwächt. Altmann und Kollegen finden, dass die Vorbelegung verlässlich zur häufigsten Gabe wird, während sich die durchschnittliche Spendenhöhe nicht bewegt. Nichts wurde gefunden, das das Hervorheben einer Sprosse vom Vorauswählen trennt, und diese Unterscheidung ist unerforscht. unerforscht

2. unit asking, und zu sagen, was eine Summe deckt schwach

Unter „mach die Zahl greifbar" laufen zwei getrennte Ideen zusammen, und dahinter steht sehr unterschiedliche Evidenz.

2.1 unit asking: ein grosser ursprünglicher Effekt, der nicht gehalten hat

Hsee, Zhang, Lu und Xu haben die Methode benannt und für sie einen grossen Effekt berichtet⁶.

Die Methode besteht darin, zuerst zu fragen, was jemand hypothetisch geben würde, um einer einzelnen Person zu helfen, und erst danach zu fragen, was er tatsächlich für die Gruppe gibt. Das ist unit asking. Die veröffentlichte Zusammenfassung enthält keine Zahlen. Sekundäre Darstellungen berichten von einer echten Spendenaktion mit 320 Beschäftigten eines chinesischen Unternehmens, bei der die unit-asking-Gruppe etwa 90 Prozent mehr gab, und von einer Studie mit 101 vermögenden Wirtschaftsstudierenden mit einem Anstieg von über 500 Prozent. Suchergebnis für beide Zahlen

Die Replikationsbilanz seither ist bestenfalls gemischt, und sie läuft in eine klare Richtung.

Karlsson, Hellström, Moche und Västfjäll haben die Methode präregistriert wiederholt und den Effekt bestätigt gefunden, wenn auch schwächer⁷. Sie rekrutierten N = 1.039 Personen auf Prolific und fuhren ein Zwei-mal-drei-Design über Kinder, Tiere und Umwelt. unit asking schlug die Kontrolle bei log-transformierten Daten, M = 1.15 (SD 0.72) gegen M = 1.00 (SD 0.65), F(1, 1033) = 14.25, p < .001, bei Rohmittelwerten von $15.03 gegen $8.25, ein Verhältnis von 1.82. Eine Wechselwirkung mit dem Themenfeld gab es nicht (p = .11). Alle Spenden waren hypothetisch, was die Autoren selbst als Grenze der Studie benennen. Zum Vergleich geben sie die Verhältnisse der Originalarbeit mit 2.74, 1.65 und 4.44 über die drei Studien von Hsee und Kollegen an, sodass selbst eine geglückte Replikation am unteren Rand dieser Spanne landete.

Maier, Caviola, Schubert und Harris führten vier Studien zu Spendenurteilen durch, N insgesamt = 2.045, dazu eine fünfte mit N = 537 nach der Methode der bedingten Bewertung⁸. Sie fanden keinen Hinweis darauf, dass die Spendenbereitschaft mit der Gruppengrösse stieg, und kommen zu dem Schluss, dass unit asking, sequenziell wie klassisch, die Spendenhöhe nur über einen einzelnen einmaligen Schub anhebt. Eine sequenzielle Variante, die stufenweise nach immer grösseren Gruppen fragt, schlug klassisches unit asking in drei der vier Studien.

Moche, Erlandsson, Dickert und Västfjäll führten drei Studien durch, N = 3.442, in denen Teilnehmende Hilfe wie politische Entscheidungsträger verteilten⁹. Zwei der drei fanden einen umgekehrten unit-asking-Effekt, die Hilfe ging unter der Methode also zurück. Die dritte fand den Effekt nur dann, wenn beide Einschätzungen dasselbe Projekt betrafen und nicht zwei verschiedene. Das Alter der gezeigten Person, die Grösse der Einheit, die Zusammensetzung der Gruppe und die Grösse der Gruppe bewirkten allesamt nichts. Die Autoren weisen selbst auf den Unterschied der Situation hin: Bei ihnen geht es um politische Mittelverteilung und nicht um eine persönliche Gabe.

Moche, Karlsson und Västfjäll berichten über fünf Studien mit N = 7.996, dass unit asking Menschen tatsächlich empfindlicher für die Zahl der Bedürftigen macht, während Identifizierbarkeit zwar das Gefühl bewegte, nicht aber die Spenden¹⁰.

2.2 Zu sagen, was das Geld deckt: operational transparency und Kostentransparenz gut

Das ist ein anderer Mechanismus, und er hat bessere Evidenz, auch wenn nichts davon eine Spendenseite ist.

Buell und Norton führten fünf Experimente auf Reise- und Partnervermittlungsseiten durch¹¹. Gemeint ist mit operational transparency, dass eine Anbieterin die Arbeit sichtbar macht, die hinter ihrer Leistung steckt. Menschen bevorzugten eine Seite, die ihre Arbeit zeigte und dafür wartete, gegenüber einer Seite, die identische Ergebnisse sofort lieferte. Die wahrgenommene Mühe löste Reziprozität aus, und beide zusammen vermittelten die höhere Bewertung. Selbst wenn ihnen genau gesagt wurde, wie viel Arbeit die Seite leisten würde, schätzten Teilnehmende in den transparenten Bedingungen die Zahl durchsuchter Seiten höher (M = 11.88 gegen 8.71), der Effekt ist also nicht rein informationell.

Mohan, Buell und John legten sechs Studien zur Offenlegung von Kosten vor¹². In einem präregistrierten Feldexperiment kauften Gäste eine Schale Suppe mit einer um 21.1 Prozent höheren Wahrscheinlichkeit, wenn ein Schild die Kosten der Zutaten offenlegte. Der Effekt läuft über Vertrauen und nicht über eine als fair empfundene Preisbildung, und er tritt nur dann auf, wenn die Offenlegung freiwillig ist. Jedes in den Studien verwendete Unternehmen war neu oder vergleichsweise unbekannt, was die Randbedingung ist und zugleich der Fall, der zu einem kleinen privaten Angebot passt.

Mejia, Urrea und Pedraza-Martinez werteten über 100.000 Kampagnen aus und sicherten den Zusammenhang mit einem Experiment ab¹³. Jedes zusätzliche Wort über die geleistete Arbeit in einem Kampagnen-Update war etwa $65 Spenden im Monat wert, gegenüber $22 im Monat für eine förmliche Zertifizierung. Die Mechanismen waren wahrgenommene Mühe und Vertrauen.

Buell, Porter und Norton verbanden Felddaten aus der Anwendung für Bürgeranliegen der Stadt Boston mit Laborstudien¹⁴. Nutzerinnen und Nutzer, denen Fotos der geleisteten Arbeit geschickt wurden, reichten 60 Prozent mehr Anliegen ein.

3. Emoji und lockere Anrede dagegen

3.1 Ein Emoji in einer Spendenbitte: ein Nullbefund, mit einem Rückschlag

Das ist die einzige der acht Fragen mit einem direkten, grossen, präregistrierten Test an echten Spenden, und die Antwort lautet nein.

Grodeck und Grossman haben ein Emoji neben einem Bedienelement für echte Spenden geprüft und keinen Nutzen gefunden¹⁵.

Zwei Experimente mit einem echten Spenden-Diktatorspiel zugunsten von Feed the Children, eines auf MTurk über CloudResearch mit 2.375 verbliebenen Teilnehmenden und eines auf Prolific mit 1.572. Die Teilnehmenden stellten ihre Spende über einen Schieberegler ein und sahen dabei entweder nichts, einen unbewegten Daumen nach oben, einen Daumen, der mit der Spende wuchs, oder eine von mehreren Kontrollbedingungen einschliesslich eines sachfremden Baseball-Emojis und der Nachricht „Danke für die Spende".

Experiment 1: kein signifikanter Unterschied in der Häufigkeit des Gebens über die fünf Arme, χ²(4) p = 0.152. Die mittleren Spenden unterschieden sich sehr wohl, Kruskal-Wallis p = 0.045, und die Richtung war die falsche. Der Arm mit dem unbewegten Daumen gab 0.85 ECU weniger als die zusammengefassten Kontrollen (t-Test p = 0.014), also rund 25 Prozent unter einem Kontrollmittel von etwa 5 ECU. ECU ist dabei die Rechenwährung des Experiments. Der mitwachsende Daumen lag 0.37 ECU über der Kontrolle und war nicht signifikant (p = 0.302).

Experiment 2, auf einer anderen Plattform und mit zwei weiteren Emoji-Varianten: überhaupt nichts. Häufigkeit χ²(4) p = 0.932, Betrag Kruskal-Wallis p = 0.805, wobei in jedem Arm etwa die Hälfte der Teilnehmenden spendete, im Mittel 25 Prozent der Ausstattung.

Die Autoren fuhren Äquivalenztests, statt sich auf eine gescheiterte Ablehnung der Nullhypothese zu stützen. Sie können ausschliessen, dass das mitwachsende Emoji die Spendenquote um mehr als 7.5 Prozentpunkte in eine der beiden Richtungen verschiebt, oder den Betrag um mehr als 0.5 ECU nach unten oder 1 ECU nach oben. Ihre eigene Zusammenfassung lautet, dass sofortige positive Verstärkung bestenfalls innerhalb der genannten Grenzen keinen Effekt hat und schlimmstenfalls zu einem Rückschlageffekt führen kann.

Eine Merkwürdigkeit ist festzuhalten, weil sie jeden Versuch untergräbt, die Sache feinzujustieren. Vergleicht man die beiden Emoji-Arme am zufälligen Startpunkt des Schiebereglers, fand Experiment 1 die Spenden signifikant höher, wenn der Daumen grösser war (3.13 gegen 5.63 ECU, p = 0.001), während Experiment 2 sie signifikant niedriger fand (6.07 gegen 4.68 ECU, p = 0.031). Die Autoren nennen die Richtung unvorhersagbar.

Sie zitieren ausserdem Drouvelis und Grosskopf, die ein lächelndes Gesicht oder die Beschriftung „lächelnd" in ein Öffentliches-Gut-Spiel zu zweit einbauten¹⁶. Kostenlose Varianten hatten keinen signifikanten Effekt auf die Beiträge, und kostspielige senkten sie signifikant.

3.2 Emoji in werblichen Texten: positiv im Labor, negativ im Feld

Bei Das, Wiener und Kareklas kommen ein Laborexperiment und eine Online-Studie darin überein, dass Emoji den positiven Affekt heben, was wiederum die Kaufabsicht hebt¹⁷. Der Moderator ist die ganze Geschichte: Der Effekt zeigt sich nur bei hedonischen Produkten und nicht bei nützlichkeitsorientierten.

Mladenović und Kollegen führten eine Befragung (N = 318) und ein Experiment in einer echten Geschäftsumgebung durch und fanden das Gegenteil des Laborergebnisses, nämlich einen negativen direkten Effekt von Emoji auf die Kaufabsicht, positiv nur über den Mediator¹⁸.

3.3 Lockere Anrede, eine eigene Frage, die anders ausgeht

Die Vertrautheit der Anrede ist nicht dieselbe Manipulation wie ein Emoji, und sie hat ein positives Ergebnis.

Ein Online-Experiment der Radboud-Universität und der Universität Maastricht legte einen niederländischen Spendenaufruf n = 220 Teilnehmenden vor, entweder mit dem vertrauten oder mit dem förmlichen Pronomen der zweiten Person¹⁹. Das vertraute Pronomen erzeugte eine höhere Spendenabsicht, besonders bei altruistisch eingestellten Teilnehmenden. Als Mechanismen werden empfundene Nähe vorgeschlagen sowie die verallgemeinernde Lesart, die das niederländische je von Haus aus mitbringt. Die abhängige Variable ist die Absicht, nicht das Geld.

4. Selbstbezug: benennen, was die lesende Person selbst davon hat belastbar

4.1 Das stärkste Feldergebnis in diesem Dokument

List, Murphy, Price und James haben zwei Aufrufe gegeneinander gestellt. Nur der Aufruf, der vom Nutzen für die gebende Person spricht, wirkte²⁰.

Ein landesweites natürliches Feldexperiment mit dem Programm Pick.Click.Give. in Alaska, das 540.000 Alaskerinnen und Alasker umfasste, wobei rund 290.000 Haushalte auf eine Kontrolle und zwei Postkartenslogans randomisiert wurden: „Warm your heart", was den Nutzen für die gebende Person betont, und „Make Alaska better for everyone", was den Nutzen für die Empfangenden betont.

Der Aufruf mit dem Nutzen für die gebende Person machte Menschen um 6.6 Prozent eher bereit zu geben und hob den gegebenen Betrag um 23 Prozent. Der Aufruf mit dem Nutzen für die Empfangenden bewirkte nichts Signifikantes. Die Effekte des Aufrufs an das warme Gefühl waren im folgenden Jahr noch sichtbar. Die Ausgangslage lag bei 4.4 Prozent der Stichprobe, die spendeten, bei einem Durchschnitt der Kontrollgruppe von $4.77 je Person. Zu beachten ist, dass das frühere Arbeitspapier 4.5 Prozent und 20 Prozent berichtete, sodass die veröffentlichten Zahlen die zu zitierenden sind.

Das ist das Nächste, was an Evidenz dafür verfügbar ist, dass es besser wirkt, einer lesenden Person zu sagen, was die Sache für sie tut, als ihr zu sagen, was sie für andere tut, und es ist eine sehr grosse Feldstichprobe. Es steht ausserdem direkt gegen den Nullbefund zur Wirkungsinformation in Abschnitt 2.9 der Spendenpsychologie und neben der Theorie des warmen Gefühls in Abschnitt 2.7 dort, die genau diese Asymmetrie vorhersagt.

4.2 self-referencing als Verarbeitungseffekt, mit einer Obergrenze

Burnkrant und Unnava steuerten self-referencing allein über den Schreibstil²¹. Gemeint ist damit eine Schreibweise, die den Text auf die eigene Lage der lesenden Person bezieht. Die Erinnerung war bei starkem Selbstbezug höher, und die Stärke der Argumente machte bei starkem Selbstbezug einen Unterschied, während sich starke und schwache Argumente bei schwachem Selbstbezug nicht unterschieden.

Sechs Jahre später benannten dieselben Autoren die Grenze des Mittels²². Selbstbezug hebt die gedankliche Verarbeitung und kann die Überzeugung heben, wenn die Argumente stark sind, aber wenn Selbstbezug in Gegenwart anderer Variablen erhöht wird, die die Verarbeitung ebenfalls verstärken, wird sein günstiger Effekt auf die Überzeugung abgeschwächt oder umgekehrt.

Diese Grenze ist der praktisch wichtige Teil auf einer Seite, deren Leserschaft das Angebot bereits nutzt. Eine solche Person verarbeitet ohnehin schon gründlich, und einen zweiten Verarbeitungsreiz hinzuzufügen ist genau der Fall, von dem die Arbeit von 1995 sagt, dass er sich umkehren kann. Derselbe Vorbehalt taucht bei den rhetorischen Fragen in Abschnitt 7 wieder auf, aus demselben Grund.

4.3 Der IKEA-Effekt und psychologisches Eigentum

Norton, Mochon und Ariely führten vier Studien mit IKEA-Kisten, Origami und Lego durch²³. Menschen bewerteten ihre eigenen Werke so hoch wie die Arbeiten von Fachleuten und erwarteten, dass andere ihnen zustimmen. Der Effekt setzt eine erfolgreiche Fertigstellung voraus: Bauen und anschliessendes Zerlegen oder ein Scheitern beim Fertigstellen liessen ihn verschwinden. Er galt für Begeisterte wie für Anfänger gleichermassen und wurde nicht durch individuelle Anpassung getragen.

Das auf eine Person zu übertragen, die ein Angebot nutzt statt es zu bauen, ist eine Verallgemeinerung, die die Arbeit nicht deckt. Die Evidenz für psychologisches Eigentum im Zusammenhang mit Spenden ist wirklich dünn. Die einzige gefundene experimentelle Studie fuhr zwei hypothetische Crowdfunding-Szenarien mit 88 und 124 Teilnehmenden über einen erfundenen Roboterhund²⁴. Nesij Huvaj, Darmody und Smith werteten 3.759 Kommentare zum Oculus-Kickstarter und 19 Interviews qualitativ aus und führten den nützlichen Gedanken eines psychologischen Enteignens nach einer als Verletzung empfundenen Handlung ein²⁵. Keine der beiden belegt einen kausalen Effekt darauf, wie viel irgendjemand gibt.

Daneben liegt eine besser identifizierte Arbeit von Paharia, Keinan, Avery und Schor²⁶. Vier Studien zeigen, dass eine Herkunftsgeschichte des Aussenseiters die Kaufabsicht, die tatsächliche Wahl und die Treue hebt, vermittelt über die Identifikation mit der Marke, stärker bei Menschen, die sich selbst als Aussenseiter sehen, und stärker beim Kauf für sich selbst als beim Kauf für jemand anderen.

5. Verlustrahmung gegen Gewinnrahmung dagegen

Das ist ein Nullbefund, und es ist einer der saubersten Nullbefunde in der gesamten Spendenliteratur.

Xu und Huang fassten 27 Studien zusammen, k = 40, N = 9.298, und fanden im Zufallseffektmodell einen Mittelwert von r = .002, 95-Prozent-Konfidenzintervall [-0.061, 0.064], p = .96 nach Korrektur für Stichproben- und Messfehler²⁷. Lässt man zwei Ausreisser weg (k = 38), ergibt sich r = .03, KI [-0.022, 0.073], p = .29. Allein unter den veröffentlichten Studien (k = 32) gab es einen Hinweis auf einen Vorteil der Gewinnrahmung, den die Autoren als möglichen Publikationsbias lesen. Der Rahmungseffekt unterschied sich nicht nach der Art der erbetenen Spende, und es blieb erhebliche Heterogenität.

Saeri und Kollegen kommen aus einer anderen Richtung an derselben Stelle heraus²⁸. Ihre Zusammenschau von 21 systematischen Übersichtsarbeiten, 1.339 Primärstudien und über 2,1 Millionen Teilnehmenden setzt Botschaften mit Gewinnrahmung auf r = -0.01, 95-Prozent-KI [-0.10, 0.09], k = 25, N = 5.811, gegen einen durchschnittlichen Effekt über alle Spendeninterventionen hinweg von r = 0.08, KI [0.03, 0.12], K = 23. Rahmung liegt unter der typischen Intervention, und die typische Intervention ist klein.

Die vollständige Tabelle dieser Arbeit ist das nützlichste einzelne Kalibrierungswerkzeug, das diese Recherche gefunden hat, deshalb steht sie hier. Zu beachten ist, dass sie die Verzerrungen ihrer Eingangsdaten erbt, und von einer Zeile ist das bekannt: Die Schätzung zum identifizierbaren Opfer stammt von Lee und Feeley (2016), die bei Maier, Wong und Feldman (2023) auf r = 0.002 zusammenfällt, sobald der Publikationsbias korrigiert wird. Die ganze Spalte ist als Obergrenze zu lesen.

Zwei Moderatoren sind dokumentiert, und keiner rettet die Rahmung als allgemeinen Hebel. Verlustrahmungen schneiden besser ab, wenn die lesende Person glaubt, von den Folgen des Nichthandelns persönlich betroffen zu sein. Und Kim und Chen fanden über 47 Studien und N = 16.361 Gewinnrahmungen besser für die Selbstwirksamkeit (d = 0.17), für weniger Gegenargumentieren (d = -0.57) und für die Bewertung der Botschaft (d = 0.25), während Verlustrahmungen eine relative Wirksamkeit für die Verhaltensabsicht genau dort zeigten, wo die Erzählung die dritte Person verwendete oder Spendenverhalten bewarb²⁹.

6. „Wir" gegen „ich" bei einem Projekt, das aus einer Person besteht unerforscht

Nichts Belastbares wurde gefunden. In dieser Recherche liess sich kein Experiment finden, das die erste Person Plural gegen die erste Person Singular in einem Spendenaufruf oder einem Verkaufstext isoliert. Was folgt, ist benachbarte Evidenz, und sie wird als benachbart angeboten und nicht als Antwort.

Die nächstliegende Studie wirft beide zusammen, statt sie einander gegenüberzustellen. Eine Arbeit zu Titeln chinesischer Spendenkampagnen führte eine Feldstudie und fünf Experimente durch und fand, dass Pronomen der ersten Person, im Singular wie im Plural, Pronomen der dritten Person schlagen, sowohl bei der Spendenbereitschaft als auch beim Spendenverhalten, vermittelt über die empfundene Überlappung von Selbst und Anderen und moderiert durch den Denkstil der lesenden Person³⁰. Über „ich" gegen „wir" sagt sie nichts.

Labrecque, Swani und Stephen modellierten fünf Pronomentypen über 15.788 Facebook-Beiträge von Marken hinweg über acht Monate mit multivariater Poisson-Regression und variierten die Analyse nach hedonischen gegen nützlichkeitsorientierten Marken und nach Waren gegen Dienstleistungen³¹. Die Arbeit ist beobachtend, sie betrifft grosse globale Marken, und sie misst Likes, Kommentare und Weitergaben statt Geld.

Zwei weitere Arbeiten berühren die zugrunde liegende Frage, ohne sie zu beantworten. Die Arbeit von Paharia und Kollegen zur Markenbiografie des Aussenseiters in Abschnitt 4.3 zeigt, dass eine persönliche Herkunftsgeschichte des Kämpfens die Kaufabsicht und die tatsächliche Wahl über Identifikation hebt²⁶. Und eine Auswertung von 498.817 Airbnb-Beobachtungen mit festen Effekten fand, dass eine gesprächsnahe, lockere Selbstdarstellung durch einzelne Gastgeber mit mehr Buchungen einherging, vermittelt über die empfundene Authentizität, was die nächstliegende empirische Entsprechung dafür ist, dass ein Angebot aus einer Person mit eigener Stimme spricht³². Diese Studie ist beobachtend, und für sie liess sich hier keine Kennung ermitteln.

7. Fragen als Überschrift, und rhetorische Fragen schwach

Das Elaboration Likelihood Model, ein Modell, das Überzeugung danach unterscheidet, wie gründlich jemand eine Botschaft durchdenkt, sagt nicht voraus, dass eine Frage hilft. Es sagt voraus, dass eine Frage ändert, worüber die lesende Person nachdenkt, und ob das gut ist, hängt davon ab, wie stark sie ohnehin schon beteiligt ist und wie stark das Argument darunter ist.

Das Gründungsergebnis stammt von Petty, Cacioppo und Heesacker³³. Rhetorische Fragen, die ein Argument zusammenfassen, erhöhen die gedankliche Verarbeitung, wenn die Ausgangsmotivation niedrig ist, was den Unterschied zwischen starken und schwachen Argumenten vergrössert, und sie stören das laufende Denken, wenn die Beteiligung bereits hoch ist.

Burnkrant und Howard prüften dasselbe Mittel vor den Argumenten statt danach, mit gegenläufigen Ergebnissen³⁴. Die Platzierung macht einen Unterschied.

Howard führte vier Experimente mit einem Radiospot durch und verglich Fragen gegen inhaltsgleiche Aussagen an verschiedenen Stellen³⁵. Der Schluss lautet, dass eine rhetorische Frage in dem Moment ein Urteil hervorruft, in dem sie gelesen wird, sodass über das Ergebnis entscheidet, ob die lesende Person in diesem Moment über die einschlägige Information verfügt.

Die marketingspezifische Behandlung stammt von Ahluwalia und Burnkrant, und sie ist die unmittelbar nützlichste³⁶. Zwei Experimente zeigen, dass ein rhetorisches Mittel die Verarbeitung der Argumente verstärkt, solange es weniger auffällt, und die Aufmerksamkeit auf die Quelle statt auf die Botschaft umlenkt, sobald es stark auffällt.

8. Reaktanz: wann eine wiederholte Bitte sich gegen einen wendet belastbar

8.1 Die Kosten sind messbar, und getragen werden sie von denen, die nicht geben

Damgaard und Gravert führten zwei Feldexperimente mit einer Wohltätigkeitsorganisation durch³⁷. Erinnerungen hoben die Spenden und hoben zugleich die Abmeldungen von der Verteilerliste, und ein zweites Experiment liefert Hinweise darauf, dass Menschen die Bitte vorhersehen und ihr ausweichen. Schätzt man das Modell strukturell für die Wohlfahrt, ergibt sich: Nichtgebende verlieren $2.35 je Erinnerung, während der Nettonutzen der Organisation je Erinnerung $0.18 beträgt. Diese verborgenen Kosten zu übergehen überschätzt den Wohlfahrtseffekt bei den Spendenden um den Faktor zehn.

8.2 Der Schaden überdauert die Kampagne

Adena und Huck untersuchten eine Online-Spendenkampagne für ein Jugendprojekt, die innerhalb einer Ticketbuchungsplattform für die Oper lief³⁸. Drei Befunde kommen dabei heraus, und alle drei zählen hier. Höhere Betragsraster erzeugten eine deutlich niedrigere Rücklaufquote und viel niedrigere Erträge, was Abschnitt 1.1 unabhängig bestätigt. Die Möglichkeit zu entfernen, die Bitte bequem zu übersehen, hob sowohl die Rücklaufquote als auch die positiven Spenden, was die Autoren als reines Selbstsignalisierungsmotiv lesen. Und Kundinnen und Kunden, die aufdringlicherem Online-Fundraising ausgesetzt waren, kauften in der folgenden Spielzeit weniger Karten.

Das letzte Ergebnis ist dasjenige, das ins Gewicht fällt. Die Kosten des Zuvielfragens erschienen nicht in den Spendenzahlen, sie erschienen im Kerngeschäft, eine Spielzeit später.

8.3 Das metaanalytische Bild

Saeri und Kollegen²⁸ setzen wiederholte Spendengelegenheiten auf r = -0.06, 95-Prozent-KI [-0.08, -0.04], K = 64. Der Effekt ist klein, er ist genau geschätzt, und er ist negativ.

Zur Reaktanz selbst, also zu dem Widerstand, den ein Mensch entwickelt, wenn er seine Entscheidungsfreiheit bedroht sieht, fasste Rains K = 20 Studien mit N = 4.942 zusammen, um konkurrierende Modelle der Reaktanz zu prüfen³⁹. Die häufig zitierten Werte von etwa r = .26 für kontrollierende Sprache auf die Reaktanz und r = .08 bis .13 auf Einstellungen stammen aus einer sekundären Zusammenfassung und wurden nicht in der Arbeit selbst gelesen.

Eine neuere Zusammenschau deckt 28 Artikel, 33 Studien und 146 Effektstärken von 2005 bis 2024 ab⁴⁰. Sprache, welche die Freiheit bedroht, hob den Ärger (k = 28, r = .21), die negativen Gedanken (k = 25, r = .17) und die Reaktanz insgesamt (k = 53, r = .20), während Ärger (r = -.23, k = 42) und negative Gedanken (r = -.18, k = 39) jeweils weniger Überzeugung vorhersagten. Gewinn- und Verlustrahmung unterschieden sich darin nicht, was ein zweiter, unabhängiger Grund ist, sich über Abschnitt 5 keine Gedanken mehr zu machen.

8.4 Wie viele Wiederholungen, und was Ermüdung tatsächlich bewirkt

Schmidt und Eisend fassten 37 Studien zusammen, 19 zur Markeneinstellung und 18 zur Erinnerung⁴¹. Die Einstellung erreicht im Experiment ihren Höchststand bei ungefähr zehn Kontakten, während die Erinnerung annähernd linear steigt und vor dem achten nicht abflacht. Geringe Beteiligung und zeitlich verteilte Kontakte verstärken den Effekt auf die Einstellung, eingebettete Werbung und geballte Kontakte verstärken den Effekt auf die Erinnerung, und beide klingen über die Zeit ab.

Daneben ist die eine veröffentlichte Zahl aus dem Netz zu stellen, die Abschnitt 1.3 der Felddaten festhält, wo Wikimedia das eigene Banner mass und feststellte, dass die Konversion nach den ersten beiden Einblendungen einbrach, mit nur noch 3 bis 5 Prozent der Spendenden nach der zehnten, woraufhin die Einblendungen auf zehn je Gerät begrenzt wurden. Das Optimum aus dem Labor und die Obergrenze aus dem Feld landen von entgegengesetzten Seiten an derselben Stelle.

So, Kim und Cohen definieren Botschaftsermüdung als einen aversiven Motivationszustand, der durch übermässige wiederholte Kontakte über einen längeren Zeitraum entsteht⁴². Dazu validieren sie eine Skala über zwei Studien mit N = 412 und N = 396. Ermüdung sagte Aufmerksamkeit und gedankliche Verarbeitung negativ und Gegenargumentieren positiv vorher. Eine präregistrierte Replikation von Song und So mit einer Kurzform und N = 620 erhielt die Faktorstruktur und dieselben Zusammenhänge in einem anderen Themenfeld⁴³.

8.5 Was nicht gesichert ist

Zwei häufig behauptete Dinge liessen sich nicht bestätigen. Die Arbeit von van Diepen, Donkers und Franses wird von späteren Arbeiten in beide Richtungen zitiert, und ihr eigener Ergebnisteil war nicht erreichbar⁴⁴. Ihr Titel ist eine Frage, und sie sollte nicht so zitiert werden, als lautete die Antwort ja. Donkers, van Diepen und Franses führten ein Feldexperiment über fünf grosse Wohltätigkeitsorganisationen durch und fanden, dass der negative Effekt auf die Aufrufe anderer Organisationen rasch abklingt, während eine starke Kannibalisierung der eigenen späteren Erträge bestehen bleibt⁴⁵, was der nützlichere der beiden Befunde ist und hier auf Ebene der Zusammenfassung berichtet wird.

Evidenz und Übertragbarkeit

Bewertet auf zwei Achsen. Evidenz ist, wie gut der Befund gesichert ist, beurteilt nach Design, Stichprobe, Replikation und Korrektur für Publikationsbias. Übertragbarkeit ist, wie unmittelbar sich der Befund auf eine nicht gewerbliche Website aus einer Person überträgt, die ihre eigene Leserschaft um Geld bittet, wo der Verkehr so klein ist, dass kein A/B-Test je Signifikanz erreichen wird und die Entscheidung deshalb aus der Literatur getroffen werden muss oder gar nicht.

Was nicht gesichert ist und nicht ausgefüllt werden sollte

1. „Wir" gegen „ich". Kein Experiment isoliert das. Abschnitt 6 gibt die benachbarte Evidenz und mehr nicht.
2. Eine hervorgehobene oder empfohlene Sprosse, im Unterschied zu einer vorausgewählten Vorbelegung. Unerforscht.
3. Eine Frage als Überschrift gegen eine Aussage als Überschrift, gemessen an der Spendenkonversion im Feld. Jede Quelle in Abschnitt 7 misst Einstellungen im Labor.
4. Ein Emoji auf einer echten Spendenseite, im Unterschied zu einem neben einem Schieberegler in einem Diktatorspiel. Das Ergebnis von Grodeck und Grossman ist das Nächste, was existiert, und es ist keine Webseite.
5. Eine Schwelle dafür, wie oft eine kleine Website fragen darf, bevor der Effekt ins Negative kippt. Die Richtung ist gesichert, die Zahl nicht.
6. Psychologisches Eigentum als Ursache grösserer Gaben. Zwei Studien existieren, und keine misst Geld kausal.
7. Der unit-asking-Effekt auf echtes Geld ausserhalb der Originalarbeit. Jede Replikation mit echtem Einsatz ist die Originalarbeit, jeder unabhängige Test verwendete hypothetische Beträge oder eine politische Rahmung.
8. Irgendetwas, das an einem deutschsprachigen oder österreichischen Publikum gemessen wurde, für irgendeine der acht Fragen. Das Ergebnis zur lockeren Anrede ist niederländisch, das Ergebnis zu den Pronomen chinesisch, und alles andere ist amerikanisch oder britisch. Abschnitt 4.3 der Spendenpsychologie hält dieselbe Lücke für die zugrunde liegende Spendenliteratur fest.

Anhang: was gelesen wurde, und wie

Volltext beschafft und Ergebnisse direkt gelesen

• Reiley und Samek 2019, Economic Inquiry, über CESR-Schaeffer WP 2017-009 (alle Tabellen)
• Reiley und Samek 2015, Arbeitsfassung, „How Do Suggested Donations Affect Charitable Gifts? Evidence from a Field Experiment in Public Broadcasting", SSRN (Zusammenfassung)
• Ekström 2021, JBEE, über IFN WP 1215 (Zusammenfassung, Ergebnisse, Tabelle 5)
• Grodeck und Grossman 2024, JEBO 222 (Ergebnisse beider Experimente, Äquivalenztests)
• Moche, Erlandsson, Dickert und Västfjäll 2023, JDM 18:e28 (Zusammenfassung, Diskussion, Schluss)
• Maier, Caviola, Schubert und Harris 2023, JBDM 36(4) (Zusammenfassung)
• Karlsson, Hellström, Moche und Västfjäll 2020, JDM 15(6) (vollständiger Artikel)

Zusammenfassung oder Datensatz des Verlags direkt gelesen

• Reiley und Samek 2019, Economic Inquiry (veröffentlichte Zusammenfassung)
• Hsee, Zhang, Lu und Xu 2013, Psychological Science
• Ahluwalia und Burnkrant 2004, JCR 31(1)
• Saeri und Kollegen 2023, Voluntas 34(3) (Zusammenfassung sowie die vollständige Effektstärkentabelle)
• Adena und Huck 2020, Management Science, über den Datensatz zum WZB-Arbeitspapier
• Rains 2013, HCR 39(1) (nur K und N)

Nur als Suchergebnis, nicht gegen eine gelesene Seite geprüft

• Xu und Huang 2020, IJNVSM 25(4)
• Lee und Feeley 2017, Social Influence 12(1)
• List, Murphy, Price und James 2021, Nature Human Behaviour 5(10)
• Mohan, Buell und John 2020, Marketing Science 39(6)
• Buell und Norton 2011, Management Science 57(9)
• Buell, Porter und Norton 2021, M&SOM 23(4)
• Mejia, Urrea und Pedraza-Martinez 2019, POM
• Das, Wiener und Kareklas 2019, JBR 96
• Mladenović und Kollegen 2023, IJCS
• Languages 2024, 9(6):199
• Burnkrant und Unnava 1989, PSPB 15(4) und 1995, JCR 22(1)
• Norton, Mochon und Ariely 2012, JCP 22(3)
• Paharia, Keinan, Avery und Schor 2011, JCR 37(5)
• Labrecque, Swani und Stephen 2020, Psychology & Marketing 37(6)
• Journal of Retailing and Consumer Services 2024, Pronomen der ersten Person in Kampagnentiteln
• Petty, Cacioppo und Heesacker 1981, JPSP 40(3)
• Burnkrant und Howard 1984, JPSP 47(6)
• Howard 1990, JESP 26(3)
• Damgaard und Gravert 2018, JPubE 157
• Donkers, van Diepen und Franses 2017, JBEE 66
• Schmidt und Eisend 2015, Journal of Advertising 44(4)
• So, Kim und Cohen 2017, Communication Monographs 84(1) und Song und So 2023, HCR 49(3)
• HCR 2026, 52(1), „Message effects on psychological reactance: meta-analyses"
• Kim und Chen 2025, Journal of Communication 75(3), Gewinn- und Verlustrahmung in erzählender Überzeugung
• Moche, Karlsson und Västfjäll 2024, PLOS ONE 19(3)
• Sustainability 2020, 12(5):2025, psychologisches Eigentum im Crowdfunding
• Nesij Huvaj, Darmody und Smith 2023, Journal of Business Research, psychologisches Enteignen, Oculus-Kickstarter

Festgehalten, aber in dieser Sitzung gegen keine Quelle geprüft

• Die Feldzahlen von Hsee und Kollegen 2013 von „etwa 90 Prozent" und „über 500 Prozent"
• Die Effektstärken bei Rains 2013 für kontrollierende Sprache (r ≈ .26 und r ≈ .08 bis .13)
• van Diepen, Donkers und Franses 2009, IJRM 26(3), die Richtung des Ergebnisses
• Santos, Leve und Pratkanis 1994 und Burger und Kollegen 2007, die Primärstudien zur pique technique
• Drouvelis und Grosskopf 2021, nur über die zitierende Stelle bei Grodeck und Grossman gelesen

Quellennachweis

Fünfundvierzig Arbeiten, in der Reihenfolge ihres Auftretens.

1. Reiley und Samek (2019): Round Giving: A Field Experiment on Suggested Donation Amounts in Public-Television Fundraising. Economic Inquiry 57(2), Seiten 876 bis 889. DOI 10.1111/ecin.12742. Gelesen in der Fassung als CESR-Schaeffer-Arbeitspapier 2017-009. Volltext gelesen Quelle PDF Verlagsseite↩↩
2. Ekström (2021): The (un)compromise effect: How suggested alternatives can promote active choice. Journal of Behavioral and Experimental Economics 90, Artikel 101639. DOI 10.1016/j.socec.2020.101639. Gelesen in der Fassung als IFN Working Paper 1215. Volltext gelesen Quelle PDF↩
3. Lee und Feeley (2017): A meta-analysis of the pique technique of compliance. Social Influence 12(1), Seiten 15 bis 28. DOI 10.1080/15534510.2017.1305986. Suchergebnis Quelle↩
4. Santos, Leve und Pratkanis (1994): Hey Buddy, Can You Spare Seventeen Cents? Mindful Persuasion and the Pique Technique. Journal of Applied Social Psychology 24(9). DOI 10.1111/j.1559-1816.1994.tb00610.x. Suchergebnis Quelle↩
5. Burger, Hornisher, Martin und Newman (2007): The Pique Technique: Overcoming Mindlessness or Shifting Heuristics? Journal of Applied Social Psychology 37(9). DOI 10.1111/j.1559-1816.2007.00252.x. Suchergebnis Quelle↩
6. Hsee, Zhang, Lu und Xu (2013): Unit Asking: A Method to Boost Donations and Beyond. Psychological Science 24(9), Seiten 1801 bis 1808. DOI 10.1177/0956797613482947. nur Zusammenfassung Quelle Verlagsseite↩
7. Karlsson, Hellström, Moche und Västfjäll (2020): Unit asking, a method for increasing donations: A replication and extension. Judgment and Decision Making 15(6), Seiten 989 bis 993. Volltext gelesen Quelle↩
8. Maier, Caviola, Schubert und Harris (2023): Investigating (sequential) unit asking: An unsuccessful quest for scope sensitivity in willingness to donate judgments. Journal of Behavioral Decision Making 36(4), e2335. DOI 10.1002/bdm.2335. Volltext, daraus die Zusammenfassung gelesen Quelle PDF↩
9. Moche, Erlandsson, Dickert und Västfjäll (2023): The potential and pitfalls of unit asking in reducing scope insensitivity. Judgment and Decision Making 18, e28. DOI 10.1017/jdm.2023.27. Volltext gelesen Quelle PDF↩
10. Moche, Karlsson und Västfjäll (2024): Victim identifiability, number of victims, and unit asking in charitable giving. PLOS ONE 19(3), e0300863. DOI 10.1371/journal.pone.0300863. Suchergebnis Quelle↩
11. Buell und Norton (2011): The Labor Illusion: How Operational Transparency Increases Perceived Value. Management Science 57(9), Seiten 1564 bis 1579. DOI 10.1287/mnsc.1110.1376. Suchergebnis Quelle PDF↩
12. Mohan, Buell und John (2020): Lifting the Veil: The Benefits of Cost Transparency. Marketing Science 39(6), Seiten 1105 bis 1121. DOI 10.1287/mksc.2019.1200. Suchergebnis Quelle PDF↩
13. Mejia, Urrea und Pedraza-Martinez (2019): Operational Transparency on Crowdfunding Platforms: Effect on Donations for Emergency Response. Production and Operations Management. DOI 10.1111/poms.13014. Suchergebnis Quelle↩
14. Buell, Porter und Norton (2021): Surfacing the Submerged State: Operational Transparency Increases Trust in and Engagement with Government. Manufacturing and Service Operations Management 23(4), Seiten 781 bis 802. DOI 10.1287/msom.2020.0877. Suchergebnis Quelle↩
15. Grodeck und Grossman (2024): Thumbs down for the thumbs up emoji: Experimental evidence on the impact of instantaneous positive reinforcement on charitable giving. Journal of Economic Behavior and Organization 222, Seiten 446 bis 460. Frei zugängliches PDF. Volltext gelesen Quelle↩
16. Drouvelis und Grosskopf (2021): The impact of smiling cues on social cooperation. Southern Economic Journal. DOI 10.1002/soej.12485. Volltext der zitierenden Stelle gelesen Quelle↩
17. Das, Wiener und Kareklas (2019): To emoji or not to emoji? Examining the influence of emoji on consumer reactions to advertising. Journal of Business Research 96, Seiten 147 bis 156. DOI 10.1016/j.jbusres.2018.11.007. Suchergebnis Quelle↩
18. Mladenović und Kollegen (2023): Befragung und Feldexperiment zur Wirkung von Emoji auf die Kaufabsicht. International Journal of Consumer Studies. DOI 10.1111/ijcs.12879. Suchergebnis Quelle↩
19. Radboud-Universität und Universität Maastricht (2024): Online-Experiment zur vertrauten gegen die förmliche Anrede in einem niederländischen Spendenaufruf. Languages 9(6), Artikel 199. DOI 10.3390/languages9060199. Suchergebnis Quelle↩
20. List, Murphy, Price und James (2021): An experimental test of fundraising appeals targeting donor and recipient benefits. Nature Human Behaviour 5(10), Seiten 1339 bis 1348. DOI 10.1038/s41562-021-01095-8. Suchergebnis Quelle Arbeitspapier↩
21. Burnkrant und Unnava (1989): Self-Referencing: A Strategy for Increasing Processing of Message Content. Personality and Social Psychology Bulletin 15(4), Seiten 628 bis 638. DOI 10.1177/0146167289154015. Suchergebnis Quelle↩
22. Burnkrant und Unnava (1995): Effects of Self-Referencing on Persuasion. Journal of Consumer Research 22(1), Seiten 17 bis 26. DOI 10.1086/209432. Suchergebnis Quelle↩
23. Norton, Mochon und Ariely (2012): The IKEA effect: When labor leads to love. Journal of Consumer Psychology 22(3), Seiten 453 bis 460. DOI 10.1016/j.jcps.2011.08.002. Suchergebnis Quelle↩
24. Sustainability (2020): Zwei hypothetische Crowdfunding-Szenarien zum psychologischen Eigentum. Sustainability 12(5), Artikel 2025. DOI 10.3390/su12052025. Suchergebnis Quelle↩
25. Nesij Huvaj, Darmody und Smith (2023): Psychological ownership and disownership in reward-based crowdfunding. Journal of Business Research. DOI 10.1016/j.jbusres.2023.113671. Suchergebnis Quelle↩
26. Paharia, Keinan, Avery und Schor (2011): The Underdog Effect: The Marketing of Disadvantage and Determination Through Brand Biography. Journal of Consumer Research 37(5), Seiten 775 bis 790. DOI 10.1086/656219. Suchergebnis Quelle↩↩
27. Xu und Huang (2020): The relative effectiveness of gain-framed and loss-framed messages in charity advertising: Meta-analytic evidence and implications. International Journal of Nonprofit and Voluntary Sector Marketing 25(4), Artikel e1675. DOI 10.1002/nvsm.1675. Suchergebnis, die Verlagsseite antwortete mit HTTP 403 Quelle↩
28. Saeri und Kollegen (2023): What works to increase charitable donations? A meta-review with meta-meta-analysis. Voluntas 34(3), Seiten 626 bis 642. DOI 10.1007/s11266-022-00499-y. Zusammenfassung und Effektstärkentabelle von der Verlagsseite gelesen Quelle Verlagsseite↩↩
29. Kim und Chen (2025): A meta-analysis of gain-loss framing effects in narrative persuasion. Journal of Communication 75(3). DOI 10.1093/joc/jqaf002. Suchergebnis Quelle↩
30. Journal of Retailing and Consumer Services (2024): Feldstudie und fünf Experimente zu Pronomen der ersten Person in den Titeln chinesischer Spendenkampagnen. Autoren und Titel wurden nicht ermittelt. Suchergebnis Quelle↩
31. Labrecque, Swani und Stephen (2020): The impact of pronoun choices on consumer engagement actions. Psychology and Marketing 37(6). DOI 10.1002/mar.21341. Suchergebnis Quelle↩
32. Auswertung von 498.817 Airbnb-Beobachtungen mit festen Effekten zum Zusammenhang zwischen einer lockeren Selbstdarstellung einzelner Gastgeber und der Zahl der Buchungen. Diese Quelle hat weder Autoren noch Titel noch eine Kennung, und eine Adresse liess sich für sie nicht ermitteln. Suchergebnis↩
33. Petty, Cacioppo und Heesacker (1981): The use of rhetorical questions in persuasion: A cognitive response analysis. Journal of Personality and Social Psychology 40(3), Seiten 432 bis 440. DOI 10.1037/0022-3514.40.3.432. Suchergebnis, das PDF auf der Autorenseite ist ein Scan und liess sich nicht auslesen Quelle↩
34. Burnkrant und Howard (1984): Effects of the use of introductory rhetorical questions versus statements on information processing. Journal of Personality and Social Psychology 47(6), Seiten 1218 bis 1230. DOI 10.1037/0022-3514.47.6.1218. Suchergebnis Quelle↩
35. Howard (1990): Rhetorical question effects on message processing and persuasion: The role of information availability and the elicitation of judgment. Journal of Experimental Social Psychology 26(3), Seiten 217 bis 239. DOI 10.1016/0022-1031(90)90036-L. Suchergebnis Quelle↩
36. Ahluwalia und Burnkrant (2004): Answering Questions about Questions: A Persuasion Knowledge Perspective for Understanding the Effects of Rhetorical Questions. Journal of Consumer Research 31(1), Seiten 26 bis 42. DOI 10.1086/383421. nur Zusammenfassung Quelle Verlagsseite↩
37. Damgaard und Gravert (2018): The hidden costs of nudging: Experimental evidence from reminders in fundraising. Journal of Public Economics 157, Seiten 15 bis 26. DOI 10.1016/j.jpubeco.2017.11.005. Suchergebnis Quelle SSRN↩
38. Adena und Huck (2020): Online fundraising, self-image, and the long-term impact of ask avoidance. Management Science 66(2), Seiten 722 bis 743. DOI 10.1287/mnsc.2018.3232. nur Zusammenfassung Quelle Datensatz zum Arbeitspapier↩
39. Rains (2013): The Nature of Psychological Reactance Revisited: A Meta-Analytic Review. Human Communication Research 39(1). DOI 10.1111/j.1468-2958.2012.01443.x. ungeprüft für die Effektstärken, K und N stammen aus dem Verlagsdatensatz Quelle↩
40. Human Communication Research (2026): Message effects on psychological reactance: meta-analyses. Human Communication Research 52(1), ab Seite 38. DOI 10.1093/hcr/hqaf016. Suchergebnis Quelle↩
41. Schmidt und Eisend (2015): Advertising Repetition: A Meta-Analysis on Effective Frequency in Advertising. Journal of Advertising 44(4), Seiten 415 bis 428. DOI 10.1080/00913367.2015.1018460. Suchergebnis Quelle↩
42. So, Kim und Cohen (2017): Message fatigue: Conceptual definition, operationalization, and correlates. Communication Monographs 84(1), Seiten 5 bis 29. DOI 10.1080/03637751.2016.1250429. Suchergebnis Quelle↩
43. Song und So (2023): Präregistrierte Replikation der Skala zur Botschaftsermüdung in einer Kurzform. Human Communication Research 49(3), Seiten 339 bis 344. DOI 10.1093/hcr/hqad021. Suchergebnis Quelle↩
44. van Diepen, Donkers und Franses (2009): Does irritation induced by charitable direct mailings reduce donations? International Journal of Research in Marketing 26(3), Seiten 180 bis 188. DOI 10.1016/j.ijresmar.2009.03.007. ungeprüft Quelle↩
45. Donkers, van Diepen und Franses (2017): Do charities get more when they ask more often? Journal of Behavioral and Experimental Economics 66, Seiten 58 bis 65. DOI 10.1016/j.socec.2016.05.006. Suchergebnis Quelle↩