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地理商標(biāo)對中間商的效應(yīng)實(shí)驗(yàn)三分析和結(jié)果

（１）操控檢驗(yàn)。
本實(shí)驗(yàn)用“您認(rèn)為Ａ企業(yè)的生產(chǎn)場所在四川省境內(nèi)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，郫縣豆瓣組的可能性均值為６．４２（ＳＤ＝０．６４），山西老陳醋組的可能性均值為１．６５（ＳＤ＝０．８３），Ｆ＝５１０．７２（ｐ＝０．０００），前者顯著大于后者，可見，實(shí)驗(yàn)操控是成功的。
為了確保兩組被試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個變量在郫縣豆瓣組和山西老陳醋組兩組的平均秩次表現(xiàn)情況如下：“郫縣豆瓣的地理標(biāo)志商標(biāo)保護(hù)（山西老陳醋原產(chǎn)地名稱保護(hù)）的范圍是否為四川省郫縣（山西省太原市和晉中市）現(xiàn)轄行政區(qū)域”（２５．２７；２４．７０），“生產(chǎn)郫縣豆瓣（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”（２４．６５；２５．３９），“生產(chǎn)郫縣豆瓣（山西老陳醋）的企業(yè)，其產(chǎn)品是否十分相似”（２４．５４；２５．５２）。３個變量在兩組間的Ｍａｎｎ－ＷｈｉｔｎｅｙＵ統(tǒng)計量分別為２９２．００（ｐ＝０．８１７），２９０．００（ｐ＝０．８０９），２８７．００（ｐ＝０．７６７），近似值、概率值均大于給定水平０．０５，說明兩組被試對地理商標(biāo)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上述兩個實(shí)驗(yàn)相同，Ｃｒｏｎｂａｃｈα分別為０．７８和０．７５。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)三運(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＝５．０９（ｐ＝０．１８３），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（１，４７）＝２．３８（ｐ＝０．１２９），Ｆ（１，４７）＝１．４８（ｐ＝０．２３０），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＝０．８７３，ｐ＝０．０５４）、地理商標(biāo)形象（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９９６，ｐ＝０．９２５）和經(jīng)銷閱歷（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９４１，ｐ＝０．２７０）３個協(xié)變量在整個模型中的效應(yīng)不顯著，操控變量對兩個因變量的整體主效應(yīng)也不顯著（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９１９，ｐ＝０．１６２）。Ｕｎｉｖａｒｉａｔｅｔｅｓｔｓ分析的主效應(yīng)表現(xiàn)如下：中間商成為本地區(qū)地理商標(biāo)渠道成員的意愿（Ｍ＝５．６４，ＳＤ＝０．９１）與成為本地區(qū)外地理商標(biāo)渠道成員的意愿（Ｍ＝４．８６，ＳＤ＝１．２２）沒有顯著差異，Ｆ（１，４４）＝２．５１（ｐ＝０．１２０），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．０５４；中間商推銷本地區(qū)地理商標(biāo)的意愿（Ｍ＝５．６０，ＳＤ＝０．９９）與推銷本地區(qū)外地理商標(biāo)的意愿也沒有顯著差異（Ｍ＝５．５２，ＳＤ＝１．１７），Ｆ（１，４４）＝０．０１（ｐ＝０．９３０），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．０００。

標(biāo)簽：聊城盤錦三亞池州保山撫順錦州阜新

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