地理商标对中间商的效应实验二分析和结果,地理商标对中间商的效应实验三分析和结果

地理商标对中间商的效应实验二分析和结果

（１）操控检验。本实验用“您认为Ａ企业生产的产品是山西老陈醋的可能性有多大？”这样1个问题，询问被试是否进入实验情境，答项由Ｌｉｋｅｒｔ７级量表构成（１＝完全不可能；７＝完全可能）。数据统计分析显示，实验组的可能性均值为６．１９（ＳＤ＝０．７５），控制组的可能性均值为１．７１（ＳＤ＝０．７５），Ｆ＝３９９．８６（ｐ＝０．０００），前者显著大于后者，可见，实验操控是成功的。为了确保实验组和控制组都能正确理解地理商标知识，本实验设计了３个题项以评价他们的理解程度（要求被试均用“是”和“否”作答）。３个变量在实验组和控制组两组的平均秩次表现情况如下：“山西老陈醋原产地名称保护的范围是否为山西省太原市和晋中市现辖行政区域”（２３．６４；２２．４４），“生产山西老陈醋的企业是否都集中在同1个大的地理区域”（２３．４３；２２．６３），“生产山西老陈醋的企业，其产品是否十分相似”（２４．１４；２２．００）。３个变量在两组间的Ｍａｎｎ－ＷｈｉｔｎｅｙＵ统计量分别为２３８．５０（ｐ＝０．４７７），２４３．００（ｐ＝０．７８９），２２８．００（ｐ＝０．５１６），近似值、概率值均大于给定水平０．０５，说明两组被试对山西老陈醋的认知和理解不存在显著差异，地理商标知识不会对实验结果产生干扰。（２）因变量的可靠性。中间商的渠道成员意愿和推销意愿两个变量的测量与实验一相同，Ｃｒｏｎｂａｃｈα分别为０．８８和０．９２。同时，每个变量题项的ｉｎｔｅｒ－ｉｔｅｍ和ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｓ大于界值（ｉｎｔｅｒ－ｉｔｅｍ＝０．３０，ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌ＝０．５０；Ｈａｉｒｅｔａｌ．，１９８９），说明这些题项充分代表了渠道成员意愿和推销意愿，测量具有充分的可靠性。（３）多元协方差分析。为了检验本实验的研究目的，实验二运行了把地理商标熟悉度、地理商标形象和经销阅历作为协变量的多元协方差分析模型。ＨｏｍｏｇｅｎｅｉｔｙＴｅｓｔ检验显示，ＢｏｘＭ＝３．１５（ｐ＝０．３９３），说明两组间协方差矩阵呈现齐性特征。对于渠道成员意愿和推销意愿两个变量的Ｌｅｖｅｎｅｓｔｅｓｔ检验显示，Ｆ（１，４３）＝０．２９０（ｐ＝０．５９３），Ｆ（１，４３）＝０．０１（ｐ＝０．９８０），说明两个因变量在两组间的误差方差是齐性的。由此可见满足多元方差分析的使用条件。ＭｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅＴｅｓｔｓ显示，地理商标熟悉度（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９２９，ｐ＝０．２３５）、地理商标形象（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９８６，ｐ＝０．７５９）和经销阅历（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．８８８，ｐ＝０．０９９）３个协变量在整个模型中的效应不显著，但操控变量对两个因变量的整体主效应显著（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．４２６，ｐ＝０．０００）。Ｕｎｉｖａｒｉａｔｅｔｅｓｔｓ分析的主效应表现如下：中间商成为本地区之外的地理商标渠道成员的意愿（Ｍ＝４．４６，ＳＤ＝０．７６）远高于成为本地区内外标准产品渠道成员的意愿（Ｍ＝２．５１，ＳＤ＝１．０９），Ｆ（１，４０）＝４５．５４（ｐ＝０．０００），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．５３２；中间商推销本地区外地理商标的意愿（Ｍ＝４．５７，ＳＤ＝１．０８）远高于推销本地区内外标准产品的意愿（Ｍ＝２．３９，ＳＤ＝１．１１），Ｆ（１，４０）＝３９．５１（ｐ＝０．０００），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．４９７。

地理商标对中间商的效应实验三分析和结果

（１）操控检验。本实验用“您认为Ａ企业的生产场所在四川省境内的可能性有多大？”这样1个问题，询问被试是否进入实验情境，答项由Ｌｉｋｅｒｔ７级量表构成（１＝完全不可能；７＝完全可能）。数据统计分析显示，郫县豆瓣组的可能性均值为６．４２（ＳＤ＝０．６４），山西老陈醋组的可能性均值为１．６５（ＳＤ＝０．８３），Ｆ＝５１０．７２（ｐ＝０．０００），前者显著大于后者，可见，实验操控是成功的。为了确保两组被试都能正确理解地理商标知识，本实验设计了３个题项以评价他们的理解程度（要求被试均用“是”和“否”作答）。３个变量在郫县豆瓣组和山西老陈醋组两组的平均秩次表现情况如下：“郫县豆瓣的地理标志商标保护（山西老陈醋原产地名称保护）的范围是否为四川省郫县（山西省太原市和晋中市）现辖行政区域”（２５．２７；２４．７０），“生产郫县豆瓣（山西老陈醋）的企业是否都集中在同1个大的地理区域”（２４．６５；２５．３９），“生产郫县豆瓣（山西老陈醋）的企业，其产品是否十分相似”（２４．５４；２５．５２）。３个变量在两组间的Ｍａｎｎ－ＷｈｉｔｎｅｙＵ统计量分别为２９２．００（ｐ＝０．８１７），２９０．００（ｐ＝０．８０９），２８７．００（ｐ＝０．７６７），近似值、概率值均大于给定水平０．０５，说明两组被试对地理商标的认知和理解不存在显著差异，地理商标知识不会对实验结果产生干扰。（２）因变量的可靠性。中间商的渠道成员意愿和推销意愿两个变量的测量与上述两个实验相同，Ｃｒｏｎｂａｃｈα分别为０．７８和０．７５。同时每个变量题项的ｉｎｔｅｒ－ｉｔｅｍ和ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌｃｏｒｒｅｌａｔｉｏｎｓ大于界值（ｉｎｔｅｒ－ｉｔｅｍ＝０．３０，ｉｔｅｍ－ｔｏ－ｔｏｔａｌ＝０．５０；Ｈａｉｒｅｔａｌ．，１９８９），说明这些题项充分代表了渠道成员意愿和推销意愿，测量具有充分的可靠性。（３）多元协方差分析。为了检验本实验的研究目的，实验三运行了把地理商标熟悉度、地理商标形象和经销阅历作为协变量的多元协方差分析模型。ＨｏｍｏｇｅｎｅｉｔｙＴｅｓｔ检验显示，ＢｏｘＭ＝５．０９（ｐ＝０．１８３），说明两组间协方差矩阵呈现齐性特征。对于渠道成员意愿和推销意愿两个变量的Ｌｅｖｅｎｅｓｔｅｓｔ检验显示，Ｆ（１，４７）＝２．３８（ｐ＝０．１２９），Ｆ（１，４７）＝１．４８（ｐ＝０．２３０），说明两个因变量在两组间的误差方差是齐性的。由此可见满足多元方差分析的使用条件。ＭｕｌｔｉｖａｒｉａｔｅＴｅｓｔｓ显示，地理商标熟悉度（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．８７３，ｐ＝０．０５４）、地理商标形象（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９９６，ｐ＝０．９２５）和经销阅历（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９４１，ｐ＝０．２７０）３个协变量在整个模型中的效应不显著，操控变量对两个因变量的整体主效应也不显著（ＷｉｌｋｓＬａｍｂｄａ＝０．９１９，ｐ＝０．１６２）。Ｕｎｉｖａｒｉａｔｅｔｅｓｔｓ分析的主效应表现如下：中间商成为本地区地理商标渠道成员的意愿（Ｍ＝５．６４，ＳＤ＝０．９１）与成为本地区外地理商标渠道成员的意愿（Ｍ＝４．８６，ＳＤ＝１．２２）没有显著差异，Ｆ（１，４４）＝２．５１（ｐ＝０．１２０），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．０５４；中间商推销本地区地理商标的意愿（Ｍ＝５．６０，ＳＤ＝０．９９）与推销本地区外地理商标的意愿也没有显著差异（Ｍ＝５．５２，ＳＤ＝１．１７），Ｆ（１，４４）＝０．０１（ｐ＝０．９３０），ｐａｒｔｉａｌη２＝０．０００。