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地理商標(biāo)對中間商的效應(yīng)實驗二分析和結(jié)果

（１）操控檢驗。
本實驗用“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)入實驗情境，答項由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，實驗組的可能性均值為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，實驗操控是成功的。
為了確保實驗組和控制組都能正確理解地理商標(biāo)知識，本實驗設(shè)計了３個題項以評價他們的理解程度（要求被試均用“是”和“否”作答）。３個變量在實驗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)知識不會對實驗結(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驗一相同，Ｃｒｏｎｂａｃｈα分別為０．８８和０．９２。同時，每個變量題項的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。
為了檢驗本實驗的研究目的，實驗二運行了把地理商標(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。

標(biāo)簽：聊城阜新撫順盤錦三亞錦州保山池州

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