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地理商標對中間商的效應實驗二分析和結果

（１）操控檢驗。
本實驗用“您認為Ａ企業生產的產品是山西老陳醋的可能性有多大？”這樣一個問題，詢問被試是否進入實驗情境，答項由Ｌｉｋｅｒｔ７級量表構成（１＝完全不可能；７＝完全可能）。數據分析顯示，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知識，本實驗設計了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情況如下：“山西老陳醋原產地名稱保護的范圍是否為山西省太原市和晉中市現轄行政區域”（２３．６４；２２．４４），“生產山西老陳醋的企業是否都集中在同一個大的地理區域”（２３．４３；２２．６３），“生產山西老陳醋的企業，其產品是否十分相似”（２４．１４；２２．００）。３個變量在兩組間的Ｍａｎｎ－ＷｈｉｔｎｅｙＵ統計量分別為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知和理解不存在顯著差異，地理商標知識不會對實驗結果產生干擾。
（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熟悉度、地理商標形象和經銷閱歷作為協變量的多元協方差分析模型。ＨｏｍｏｇｅｎｅｉｔｙＴｅｓｔ檢驗顯示，ＢｏｘＭ＝３．１５（ｐ＝０．３９３），說明兩組間協方差矩陣呈現齊性特征。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，地理商標熟悉度（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９２９，ｐ＝０．２３５）、地理商標形象（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９８６，ｐ＝０．７５９）和經銷閱歷（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．８８８，ｐ＝０．０９９）３個協變量在整個模型中的效應不顯著，但操控變量對兩個因變量的整體主效應顯著（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．４２６，ｐ＝０．０００）。Ｕｎｉｖａｒｉａｔｅｔｅｓｔｓ分析的主效應表現如下：中間商成為本地區之外的地理商標渠道成員的意愿（Ｍ＝４．４６，ＳＤ＝０．７６）遠高于成為本地區內外標準產品渠道成員的意愿（Ｍ＝２．５１，ＳＤ＝１．０９），Ｆ（１，４０）＝４５．５４（ｐ＝０．０００），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．５３２；中間商推銷本地區外地理商標的意愿（Ｍ＝４．５７，ＳＤ＝１．０８）遠高于推銷本地區內外標準產品的意愿（Ｍ＝２．３９，ＳＤ＝１．１１），Ｆ（１，４０）＝３９．５１（ｐ＝０．０００），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．４９７。

標簽：聊城阜新撫順盤錦三亞錦州保山池州

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