企业新产品延迟发布对消费者品牌态度的影响实证研究实验设计和假设检验Word下载.docx
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97.03%的受试者曾关注到过企业的新产品发布活动，95.05%的被试曾关注到过企业的新产品预发布行为，89.11%的被试表示会将预发布信息纳入购买决策的考虑因素之一，同时87.13%的被试表示也曾注意到过企业的新产品延迟发布行为。
可见，样本群体对企业的新产品发布行为、预发布行为以及延迟发布行为都比较了解。
Shuptrine（1975）研究表明，当被试对实验的刺激物以及研究的问题熟悉时，使用学生样本进行研究也可以获得比较好的外部效度。
本实验的刺激物为被试对象熟悉的智能手机，而研究的问题被试也都相当熟悉，因此学生样本符合本实验的需求。
表4.1实验一样本人口特征统计
分类
频率
百分比
性别
女
56
55.45%
曾关注新产品发布
是
98
97.03%
男
45
44.55%
否
3
2.97%
学历
本科
36
35.64%
曾关注新品预发布
96
95.05%
硕士
58
57.43%
5
4.95%
博士
7
6.93%
购买决策会受预发布影响
90
89.11%
年龄
19-24岁
44
43.56%
11
10.89%
25-30岁
52
51.49%
31-40岁
6
5.94%
曾关注到过延迟发布现象
88
87.13%
月可支配收入
1000元以下
23
22.77%
13
12.87%
1000-3000元
66
65.35%
3000-5000元
12
11.88%
三、假设检验
（一）操纵检验
通过交叉表分析“新产品延迟发布”以及“新产品准时发布”的两组被试对“实验中的企业的新产品是否准时发布”的回答，发现每名被试的答案均与实际是一致的，这说明我们的操纵是成功的。
表4.2交叉表分析
是否准时发布
合计
0否
1是
0准时发布
50
51
1延迟发布
101
（二）信度和效度检验
本研究运用SPSS19测量了实验一的三个（延迟购买意愿在本研究中只有一个问项这里不做检验）因变量量表的信度，其CronhachAlpha均大于0.85（如表4.3所示），表明本实验一中所使用的各量表信度良好。
另外，还对各量表的效度进行了检验，结果表明其KMO值均大于0.5，解释方差均超过60%，p<
0.05（如表4.3所示），说明各量表结构效度也较好。
因此，实验一中各变量的取值为各量表题项得分的均值。
表4.3量表信度和效度分析结果
Cronbach'
sAlpha
KMO
解释方差（%）
Sig
品牌信任
0.877
0.737
80.381
0.000
品牌情感
0.926
0.763
87.207
购买意愿
0.874
0.738
80.148
（三）假设检验
实验一通过独立样本T检验对新产品延迟发布行为（延迟发布和准时发布）是否影响消费者态度进行验证。
实验一的自变量为企业的延迟发布行为，因变量为消费者态度的差值以及延迟购买意愿，因此研究以“是否延迟发布”作为分组变量，以品牌态度的三个维度的品牌信任、品牌情感、购买意愿以及再次预发布时的延迟购买意愿作为检验变量。
结果如下表4.4所示：
新产品延迟发布行为显著负向影响消费者的品牌信任。
当企业新产品准时发布时，消费者品牌信任变化净值为0.4333，而当企业延迟发布时，消费者的品牌信任净值则变为-1.8235，F=12.254，P=0.001。
因此H1获得了实证支持。
新产品延迟发布行为显著负向影响消费者的品牌情感。
当企业新产品准时发布时，消费者品牌情感变化净值为0.5000，而当企业延迟发布时，消费者的品牌情感净值则变为-2.4641，F=12.067，P=0.001。
因此H2获得了实证支持。
新产品延迟发布行为显著负向影响消费者的购买意愿。
当企业新产品准时发布时，消费者购买意愿变化净值为0.4800，而当企业延迟发布时，消费者的购买意愿净值则变为-1.6340，F=19.880，P=0.000。
因此H3获得了实证支持。
同时企业的新产品延迟发布行为也会使企业的新产品预发布效果减弱，显著降低消费者的延迟购买意愿。
当企业新产品准时发布时，企业再次预发布时消费者延迟购买意愿均值为6.6042，而当企业延迟发布时，延迟购买意愿均值则变为3.3673，F=6.308，P=0.014。
因此H13获得了实证支持。
4.4延迟行为的独立样本T检验
自变量
N
Mean
F值
sig值
变化净值
1延迟
-1.8235
12.254
0.001
0准时
0.4333
-2.4641
12.067
0.5000
-1.6340
19.880
0.4800
延迟购买意愿
49
3.3673
6.308
0.014
48
6.6042
为了更加清晰直观的呈现企业的新产品延迟发布行为对消费者品牌态度三维度即品牌信任、品牌情感、购买意愿影响程度，本研究作出下图：
图4.1企业新产品延迟发布对消费者品牌态度的影响
根据上图，我们可以更清晰的看出企业新产品延迟发布对消费者的品牌态度三个维度并不是同等程度的影响，品牌情感受到的影响最大，品牌信任次之，购买意愿最小。
第三节实验二过程和假设检验
实验二研究的是同行业新产品延迟发布现象的普遍性与企业新产品延迟发布行为的交互效应以及企业原有声誉与企业新产品延迟发布行为的交互效应。
因此，实验二设计了2是否延迟（延迟发布/准时发布）×
2普遍性（普遍性高/普遍性低）×
2企业声誉（企业声誉高/企业声誉低）的组间实验。
同行业新产品延迟发布现象的普遍性以及企业的原有声誉均是通过不同的情境来操纵。
实验二依然是通过线下公开招募的方式进行，在上海三大高校（上海财经大学、东华大学以及复旦大学）一共招募到300名学生志愿者参加实验，并保持了一个相对合理的性别比例（男女生比例为48.3%、51.7%）。
300名被试被随机分配到8个实验组中，每名参与者都会获得一份小礼品作为激励。
实验开始后，对企业声誉以及普遍性的操纵都是通过情境描述的方式进行操纵，每名被试都会得到一个各自组别的情境。
在被试阅读完第一个情境后，和实验一一样，每名被试被询问“是否想要拥有搭载无线快充技术的手机”，从而使其偏好更加显著。
300名被试中，一共266名被试表达较为强烈的拥有意愿，实验二的后续分析都是基于这266名被试得到的结果。
实验二关于消费者品牌态度的先测以及后侧与实验一一致。
首先我们对实验二266份有效结果的人口特征进行统计，统计的结果如下表所示：
95.49%的受试者曾关注到过企业的新产品发布活动，94.36%的被试曾关注到过企业的新产品预发布行为，93.23%的被试表示会将预发布信息纳入购买决策的考虑因素之一，同时92.11%的被试表示也曾注意到过企业的新产品延迟发布行为。
表4.5实验二样本人口特征统计
124
46.62%
254
95.49%
132
49.62%
4.51%
106
39.85%
251
94.36%
127
47.74%
15
5.64%
33
12.41%
248
93.23%
148
55.64%
18
6.77%
105
39.47%
4.89%
245
92.11%
76
28.57%
21
7.89%
161
60.53%
29
10.90%
1.企业声誉的操纵检验
实验二通过独立样本T检验的方法检验对企业声誉的操控是否成功。
结果表明：
t=29.889，P=0.000，表明对企业声誉的操控是成功的。
表4.6企业声誉的操纵检验
T值
企业声誉
1企业声誉高
6.0758
29.889***
6.415
0企业声誉高
134
3.2761
2.行业延迟现象普遍性的操纵检验
本研究通过独立样本T检验的方法检验对行业延迟现象普遍性的操控是否成功。
t=40.235，P=0.000，表明对普遍性的操控是成功的。
表4.7企业声誉的操纵检验
行业延迟现象普遍性
1普遍性高
129
5.7364
40.235***
1.095
0普遍性低
137
2.0584
3.延迟发布的操纵检验
表4.8交叉表分析
266
本研究运用SPSS19测量了实验二的三个因变量量表的信度，其CronhachAlpha均大于0.85（如表4.3所示），表明本实验一中所使用的各量表信度良好。
表4.9量表信度和效度分析结果
0.764
87.112
0.927
0.766
87.391
87.078
（三）企业新产品延迟发布行为与企业声誉以及同行业企业新产品延迟发布现象的普遍性的交互效应检验
首先，采用线性回归的方法进行检验企业新产品延迟发布行为与企业声誉的交互作用，以是否延迟（0-1变量），企业声誉（0-1变量）以及他们的交互项作为作为自变量。
如果以品牌信任差值为因变量，企业的延迟发布行为与企业声誉的交互作用是显著的（t=-7.528，p=0.000）；
如果以品牌情感差值为因变量，企业的延迟发布行为与企业声誉的交互作用是显著的（t=-9.727,p=0.000）；
如果以购买意愿差值为因变量，企业的延迟发布行为与企业声誉的交互作用是显著的（t=-6.764,p=0.000）。
然后，我们也同样采用线性回归的方法进行检验企业新产品延迟发布行为与行业延迟现象的普遍性的交互作用，以是否延迟（0-1变量），普遍性（0-1变量）以及他们的交互项作为作为自变量。
如果以品牌信任差值为因变量，企业的延迟发布行为与普遍性的交互作用是显著的（t=8.848，p=0.000）；
如果以品牌情感差值为因变量，企业的延迟发布行为与普遍性的交互作用是显著的（t=8.268,p=0.000）；
如果以购买意愿差值为因变量，企业的延迟发布行为与普遍性的交互作用是显著的（t=9.301,p=0.000）。
更加具体参数见下三张表：
表4.10以品牌信任差值为因变量的回归结果
模型
非标准化系数
标准系数
t
Sig.
B
标准误差
试用版
1
（常量）
.331
.056
5.864
.000
是否延迟
-1.515
.080
-.827
-18.880
普遍性
-.065
.066
-.036
-.986
.325
品牌声誉
-.112
-.061
-1.698
.091
延迟乘声誉
-.706
.094
-.333
-7.528
延迟乘普遍
.830
.388
8.848
表4.11以品牌情感差值为因变量的回归结果
.260
.059
4.384
-2.006
.085
-.821
-23.724
-.072
.070
-.029
-1.034
.302
-.195
-.080
-2.804
.005
-.961
.099
-.340
-9.727
.817
.286
8.268
表4.12以购买意愿为因变量的回归结果
.233
.055
4.250
-1.335
.078
-.804
-17.069
.004
.064
.002
.058
.954
-.180
-.108
-2.792
.006
-.618
-.322
-6.764
.850
.438
9.301
首先，表4.10到表4.12显示的结果进一步论证了实验一的结果，即企业的延迟发布行为负向显著影响品牌信任、品牌情感以及购买意愿。
然后，也是最重要的，三张表中延迟行为与企业声誉的交互项（延迟乘声誉）的系数均为负，表明企业声誉越高，企业的延迟发布行为对消费者的品牌信任、品牌情感以及购买意愿的负向影响越大，因此H7、H8、H9得到实证支持；
延迟行为与普遍性的交互项（延迟乘普遍性）的系数均为正，表明同行业企业的新产品延迟发布现象越普遍，企业的延迟发布行为对消费者的品牌信任、品牌情感以及购买意愿的负向影响越小，因此H5、H6、H7得到实证支持。
为了更加直观的呈现研究结果，我们以8组样本的品牌信任变动净值、品牌情感变动净值以及购买意愿变动净值作出表格，表格显示当企业新产品延迟发布时，在企业声誉高，普遍性低的情况下，消费者的品牌态度下降最为厉害，分别是品牌信任下降-2.0588，品牌情感下降-3.0588，购买意愿下降-2.0788；
当企业新产品延迟发布时，在企业声誉低，普遍性高的情况下，消费者品牌态度下降的较少，其中品牌信任下降-0.4797，品牌情感下降-1.1672，购买意愿下降-0.4372。
这个结果也和我们之前得到的结论一致。
表4.13以购买意愿为因变量的回归结果
延迟发布
准时发布
普遍性高
普遍性低
高
信任差：
-1.17656
情感差：
-1.98937
意愿差：
-0.85406
-2.0588
-3.0588
-2.0788
0.14625
-0.0103
0.0309
0.22441
0.0688
0.07824
低
-0.4797
-1.1672
-0.4372
-1.1276
-1.5882
-0.9226
0.27242
0.19182
0.26273
0.32286
0.25629
0.20914
第四节实验三过程和假设检验
实验三研究的是竞争情境下A品牌新产品延迟发布行为，对准时发布竞争品牌B的消费者态度的影响。
因此，实验三通过线下公开招募的方式，一共有80名上海财经大学的学术志愿参加实验，性别比例也保持适中（男女生比比例分别为50%、50%）。
80名志愿者被随机分配到实验组（A品牌新产品发布延迟）以及对照组（A品牌新产品准时发布），每名志愿者都将获得一份小礼品。
实验三对A品牌厂商的新产品延迟发布行为的操纵以及对因变量的测量都与实验一一致。
实验三中被试对“是否想要拥有一部搭载无线快充技术的手机”的回答中，共74名被试表达的较为强烈的拥有意愿。
实验三的后续研究分析都是基于这74的样本。
首先我们对实验一74份有效结果的人口特征进行统计，统计的结果如下表所示：
97.30%的受试者曾关注到过企业的新产品发布活动，94.59%的被试曾关注到过企业的新产品预发布行为，91.89%的被试表示会将预发布信息纳入购买决策的考虑因素之一，同时87.84%的被试表示也曾注意到过企业的新产品延迟发布行为。
表4.14实验三样本人口特征统计
38
51.35%
72
97.30%
48.65%
2
2.70%
升级会员 