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地理商標(biāo)量表開發(fā)研究

1、研究對象
結(jié)合包裝型消費品的特性，小編在農(nóng)業(yè)及農(nóng)特產(chǎn)品領(lǐng)域選擇了普遍具有包裝特性的茶飲，在加工型食品領(lǐng)域選擇了調(diào)味品，在陶瓷領(lǐng)域選擇了兼?zhèn)淙沼煤凸に噧纱筇匦缘奶沾?，在民間品領(lǐng)域選擇了風(fēng)箏。上述四個產(chǎn)品類別，小編已經(jīng)在第３章描述了一些頗具代表性的地理商標(biāo)特性。
抽選地理商標(biāo)的原則：①調(diào)查地點設(shè)在山西省太原市，為了排除受訪者的原產(chǎn)地地緣情節(jié)，暫不選擇山西省的地理商標(biāo)；②地理商標(biāo)行政區(qū)劃名稱涵蓋區(qū)、縣、市、地區(qū)，最終選擇的地理商標(biāo)要囊括所有級別的行政區(qū)劃；③在太原街頭攔截訪問５０名受訪者，在茶飲、調(diào)味品、陶瓷和風(fēng)箏四個產(chǎn)品類別中確定消費者最熟悉的地理商標(biāo)名稱。
在茶飲領(lǐng)域，小編確定了西湖龍井茶（產(chǎn)于浙江杭州西湖區(qū)）、洞庭碧螺春（產(chǎn)于江蘇吳縣太湖的洞庭山）、武夷巖茶（產(chǎn)于閩北武夷山）、福建鐵觀音（產(chǎn)于閩南安溪縣）、屯溪綠茶（產(chǎn)于安徽屯溪）、祁門紅茶（產(chǎn)于安徽祁門縣）、信陽毛尖（產(chǎn)于河南信陽車云山）、君山銀針（產(chǎn)于湖南岳陽君山）、云南普洱茶（產(chǎn)于云南普洱）、滇紅茶（云南紅茶的總稱）十大名茶，由受訪者指出他最熟悉的一個地理商標(biāo)。
在調(diào)味品領(lǐng)域，小編確定了涪陵榨菜、鎮(zhèn)江香醋、郫縣豆瓣、閬中保寧醋、夾江豆腐乳、墊江醬瓜、永川豆豉、北京豆豉、桂林腐乳、獨山鹽酸菜、紹興腐乳、南康辣椒醬１２個地理商標(biāo)，由受訪者指出他最熟悉的一個地理商標(biāo)。
在陶瓷領(lǐng)域，小編確定了景德鎮(zhèn)瓷器、佛山陶瓷、唐山陶瓷、宜興陶瓷、淄博陶瓷、榮昌工藝陶、醴陵釉下彩瓷、北京景泰藍、龍泉青瓷、西安景泰藍１０個地理商標(biāo)，由受訪者指出他最熟悉的一個地理商標(biāo)。
在風(fēng)箏領(lǐng)域，小編確定了濰坊風(fēng)箏、南通風(fēng)箏、天津風(fēng)箏、北京風(fēng)箏、四川風(fēng)箏５個地理商標(biāo)，由受訪者指出他最熟悉的一個地理商標(biāo)。
匯總這５０名受訪者攔截訪問的結(jié)果，再結(jié)合地理名稱不是同一級別的行政區(qū)劃的原則，最終在四個產(chǎn)品類別中分別選出了大家最熟悉的地理商標(biāo)，即西湖龍井茶、郫縣豆瓣、景德鎮(zhèn)瓷器和濰坊風(fēng)箏作為小編的研究對象。然后，對這四個地理商標(biāo)采取隨機抽樣的原則，確定西湖龍井茶作為量表開發(fā)研究的對象，郫縣豆瓣、景德鎮(zhèn)瓷器和濰坊風(fēng)箏三個地理商標(biāo)作為測量效度研究的對象。
2、調(diào)研的程序
首先，調(diào)研負責(zé)人培訓(xùn)了３０名大學(xué)生，將其作為訪問員。其次，根據(jù)人口流動數(shù)量和社區(qū)的繁華程度，把太原市城區(qū)劃分為１５個街區(qū)，３０名訪問員以兩人一組的形式分配到這１５個街區(qū)。再次，以隨機攔截的方式確定受訪對象。在具體接受訪問之前，訪問員需要對其進行甄別，把習(xí)慣于飲茶并熟悉西湖龍井茶的人確定為最終的受訪對象。最后，規(guī)定每組的有效訪問量為１０人，兩個成員相互配合，一個做訪問員，另一個做協(xié)助工作，規(guī)定在周末一天的時間內(nèi)完成，每份問卷給訪問員２０元的報酬。通過剔除填寫有誤和遺漏問項的問卷，最終收回有效問卷１３５份，有效問卷回收率為１３５／１５０＝９０％。這些有效問卷的人文統(tǒng)計特征見表５．１。由于量表開發(fā)研究問卷只有１０個題項，對這１０個題項進行因子分析，需要的最小樣本量為５０個（１０×５＝５０），收回的有效問卷數(shù)量滿足這個比例標(biāo)準(zhǔn)。同時，也滿足１００個的理論要求。問卷采取語義差異７級評分量表的表達方式。

3、探索性因子分析
遵循標(biāo)準(zhǔn)的測量開發(fā)程序（Ｃｈｕｒｃｈｉｌｌ，１９７９），小編使用主成分分析法（ｐｒｏｍａｘｒｏｔａｔｉｏｎ）對地理商標(biāo)形象關(guān)聯(lián)的９個題項進行了一系列的探索性因子分析。在特征值（ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅｓ）大于１時，最初的因子分析產(chǎn)生兩個因子，這兩個因子結(jié)構(gòu)解釋了數(shù)據(jù)總方差的５３．８９％。在因子分析的過程中，小編按照共同度（ｃｏｍｍｕｎａｌｉｔｉｅｓ）低于０．５０和因子負荷（ｆａｃｔｏｒｌｏａｄｉｎｇ）低于０．５０的原則（Ｂｅａｒｄｅｎｅｔａｌ．，２００１；Ｈａｉｒｅｔａｌ．，１９９８），刪除了“產(chǎn)品適應(yīng)外地市場的能力”“文化內(nèi)涵的豐富性”“視覺識別的獨特性”３個題項。對最后保留的６個題項進行因子分析，產(chǎn)生了兩個因子，解釋了總方差的６５．８３％。由此可見，刪除冗余的題項之后，因子模型解釋的方差比例明顯改善，６個題項反映的因子結(jié)構(gòu)解釋方差的比例大于６０％的界值，比最初的結(jié)構(gòu)提高了１１．９４％。這兩個因子結(jié)構(gòu)干凈而容易解釋，每個題項在歸屬的因子上的負荷大于０．６６，跨負荷小于０．２３（界值為０．４０）（Ｐａｒａｓｕｒａｍａｎｅｔａｌ．，１９８８；Ｓｍｉｔｈｅｔａｌ．，２００７）。表５．２匯集了因子分析的結(jié)果，分別命名為共享性和發(fā)展性。出現(xiàn)的這兩個維度與小編假定的概念化范圍是一致的，進一步為結(jié)構(gòu)效度提供了支撐（Ｐｅｔｅｒ，１９８１）。最終的地理商標(biāo)形象的測量量表見附錄２中關(guān)于西湖龍井茶的形象測項。

4、因子的可靠性
第一個因子共享性的Ｃｒｏｎｂａｃｈ系數(shù)為０．７６，第二個因子發(fā)展性的Ｃｒｏｎｂａｃｈ系數(shù)為０．７１，也就是說，所有因子的內(nèi)部一致性系數(shù)（Ｃｒｏｎｂａｃｈα）均大于０．６０的界值，預(yù)示著每個因子具有充分的可靠性。同時，每個因子的ｉｔｅｒｉｔｅｍ和ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌ相關(guān)系數(shù)均超過推薦值（ｉｔｅｒｉｔｅｍ＝０．３０，ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎ＝０．５０）（Ｈａｉｒｅｔａｌ．，１９９８），意味著沒有差的題項歸屬到任何因子上。上述結(jié)果表明６個題項充分代表了這兩個因子，每個因子都具有充分的可靠性。
5、因子的區(qū)別效度
將歸屬于共享性這個因子下的３個題項加總并求平均值，把這個平均值作為共享性因子得分（ｆａｃｔｏｒ－ｂａｓｅｄｓｃｏｒｅ）形成新的變量，即共享性。同理，采用同樣的方法建立新的變量，即發(fā)展性。計算共享性和發(fā)展性兩個變量之間的Ｐｅａｒｓｏｎ相關(guān)系數(shù)為０．３３（ｐ＝０．０００）。這個相關(guān)系數(shù)意味著兩個變量呈現(xiàn)弱相關(guān)，暗示著它們之間存在較高的區(qū)別效度（ｄｉｓｃｒｉｍｉｎａｎｔｖａｌｉｄｉｔｙ）。

標(biāo)簽：撫順盤錦三亞錦州保山聊城阜新池州

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