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地理商標(biāo)對中間商的效應(yīng)實(shí)驗(yàn)二分析和結(jié)果

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(1)操控檢驗(yàn)。
本實(shí)驗(yàn)用“您認(rèn)為A企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品是山西老陳醋的可能性有多大?”這樣一個問題,詢問被試是否進(jìn)入實(shí)驗(yàn)情境,答項(xiàng)由Likert7級量表構(gòu)成(1=完全不可能;7=完全可能)。數(shù)據(jù)分析顯示,實(shí)驗(yàn)組的可能性均值為6.19(SD=0.75),控制組的可能性均值為1.71(SD=0.75),F=399.86(p=0.000),前者顯著大于后者,可見,實(shí)驗(yàn)操控是成功的。
為了確保實(shí)驗(yàn)組和控制組都能正確理解地理商標(biāo)知識,本實(shí)驗(yàn)設(shè)計了3個題項(xiàng)以評價他們的理解程度(要求被試均用“是”和“否”作答)。3個變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組兩組的平均秩次表現(xiàn)情況如下:“山西老陳醋原產(chǎn)地名稱保護(hù)的范圍是否為山西省太原市和晉中市現(xiàn)轄行政區(qū)域”(23.64;22.44),“生產(chǎn)山西老陳醋的企業(yè)是否都集中在同一個大的地理區(qū)域”(23.43;22.63),“生產(chǎn)山西老陳醋的企業(yè),其產(chǎn)品是否十分相似”(24.14;22.00)。3個變量在兩組間的Mann-WhitneyU統(tǒng)計量分別為238.50(p=0.477),243.00(p=0.789),228.00(p=0.516),近似值、概率值均大于給定水平0.05,說明兩組被試對山西老陳醋的認(rèn)知和理解不存在顯著差異,地理商標(biāo)知識不會對實(shí)驗(yàn)結(jié)果產(chǎn)生干擾。
(2)因變量的可靠性。
中間商的渠道成員意愿和推銷意愿兩個變量的測量與實(shí)驗(yàn)一相同,Cronbachα分別為0.88和0.92。同時,每個變量題項(xiàng)的inter-item和item-to-totalcorrelations大于界值(inter-item=0.30,item-to-total=0.50;Hairetal.,1989),說明這些題項(xiàng)充分代表了渠道成員意愿和推銷意愿,測量具有充分的可靠性。
(3)多元協(xié)方差分析。
為了檢驗(yàn)本實(shí)驗(yàn)的研究目的,實(shí)驗(yàn)二運(yùn)行了把地理商標(biāo)熟悉度、地理商標(biāo)形象和經(jīng)銷閱歷作為協(xié)變量的多元協(xié)方差分析模型。HomogeneityTest檢驗(yàn)顯示,BoxM=3.15(p=0.393),說明兩組間協(xié)方差矩陣呈現(xiàn)齊性特征。對于渠道成員意愿和推銷意愿兩個變量的Levenestest檢驗(yàn)顯示,F(1,43)=0.290(p=0.593),F(1,43)=0.01(p=0.980),說明兩個因變量在兩組間的誤差方差是齊性的。由此可見滿足多元方差分析的使用條件。MultivariateTests顯示,地理商標(biāo)熟悉度(WilksLambda=0.929,p=0.235)、地理商標(biāo)形象(WilksLambda=0.986,p=0.759)和經(jīng)銷閱歷(WilksLambda=0.888,p=0.099)3個協(xié)變量在整個模型中的效應(yīng)不顯著,但操控變量對兩個因變量的整體主效應(yīng)顯著(WilksLambda=0.426,p=0.000)。Univariatetests分析的主效應(yīng)表現(xiàn)如下:中間商成為本地區(qū)之外的地理商標(biāo)渠道成員的意愿(M=4.46,SD=0.76)遠(yuǎn)高于成為本地區(qū)內(nèi)外標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品渠道成員的意愿(M=2.51,SD=1.09),F(1,40)=45.54(p=0.000),partialη2=0.532;中間商推銷本地區(qū)外地理商標(biāo)的意愿(M=4.57,SD=1.08)遠(yuǎn)高于推銷本地區(qū)內(nèi)外標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)品的意愿(M=2.39,SD=1.11),F(1,40)=39.51(p=0.000),partialη2=0.497。

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