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user: 4. 数据分析 4.1. 问卷的基础性分析 此次问卷历时三个月，在福建省几大知名茶企相关门店留置问卷，向对有机茶叶了解或者喝过的消费者收集信息，共收集了287份，有效问卷数为224份。对问卷进行可靠性统计检验，总题项为17，Cronbach’s Alpha值为0.745，KMO和Bartlett的检验，KMO值为0.794，P值为0.000。因此，信度和效度都可以，问卷数据具备一定的准确性和可延展性。通过剔除一些变量及进行因子分析，得出五个有效因子，因子名分别为安全意识因子、信息对称因子、有机认证因子、消费信任因子及购买意愿因子，相应题项对各自因子的解释率都达到了55%以上，KMO值70%以上，P值为0.000。对年龄、收入、性别、职业、教育水平在购买意愿行为上进行独立样本T检验和单因素ANOVA检验，发现只有性别在购买意愿上存在显著性差异，P值为0.045，其余描述性变量在购买意愿上不存在差异。对年龄、收入、性别、职业、教育水平在消费信任行为上进行独立样本T检验和单因素ANOVA检验，发现年龄在消费信任上存在差异性，F值为2.845，P值为0.025，通过LSD检验发现，90后的消费信任显著低于70后；同时不同职业在消费信任上也存在差异性，F值为3.181，P值为0.014，通过Turkey HSD检验，发现政府及企事业单位对有机茶的消费信任显著高于学生群体。 对所提炼出来的五个因子进行相关性分析，结果如下表1所示，因子与因子之间基本存在显著性关系，除了有机认证因子只与信息对称因子呈显著正相关，其余四个因子之间互相存在显著正相关关系。 Table 1 Relevant analysi 有机认证因子 信息对称因子 安全意识因子 消费信任因子 购买意愿因子 有机认证因子 1 0.146 * 0.027 0.002 0.121 信息对称因子 1 149 * 0.632 ** 0.401 ** 安全意识因子 1 0.204 ** 0.162 * 消费信任因子 1 0.281 ** 购买意愿因子 1 表1. 相关分析 *.在0.05水平(双侧)上显著相关，**.在0.01水平(双侧)上显著相关。 4.2. 性别、年龄、职业的虚拟变量回归 为了检验性别对有机茶购买意愿的影响，对性别进行虚拟变量设置，并将所设置的虚拟变量纳入回归分析，结果如表2所示。通过模型汇总表1可以发现，D-W值为1.634，接近2，残差相对独立，调整R方为0.014，自变量对因变量的解释率为1.4%，解释能力一般，通过Anova表可得，F值为4.074，P值为0.045，小于0.05，因此性别对购买意愿有影响，通过系数表可得女性对有机茶的购买意愿显著低于男性，低出系数为0.272。 Table 2 Model 1 summary tabl 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig. B 标准误差 试用版 (常量) 0.159 0.103 1.544 0.124 Female −0.272 0.135 −0.134 −2.019 0.045 D-W 1.634 调整R 方 0.014 F 4.074 P 0.045 表2. 模型1汇总表 a. 因变量：购买意愿因子；b. 预测变量：(常量)，female。 为了检验年龄和职业如何影响消费信任，分别对年龄及职业进行4个虚拟变量设置，分别为Age 1、Age 2、Age 3、Age 4和Job 1、Job 2、Job 3、Job 4，在将所设置的虚拟变量纳入回归分析，结果如表3，表4所示。通过模型汇总表2可得，D-W值为1.914，接近2，因此，残差相对独立，调整R方为0.032，自变量对因变量的解释率为3.2%，解释能力一般。通过Anova表可得，F值为2.845，P值为0.025，小于0.05，因此年龄对消费信任有影响，通过系数可得70后对有机茶的消费信任显著高于90后，高出系数为0.509。通过模型汇总表3可得，D-W值为1.93，接近2，因此，残差相对独立，调整R方为0.038，自变量对因变量的解释率为3.8%，解释能力一般。通过Anova表可得，F值为3.181，P值为0.014，小于0.05，因此职业对消费信任有影响，通过系数可得学生对有机茶的消费信任显著低于政府及事业单位员工，低出系数为0.795。 Table 3 Model 2 summary tabl 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig. B 标准误差 试用版 (常量) −0.234 0.130 −1.798 0.074 80后 0.262 0.162 0.131 1.621 0.107 70后 0.509 0.195 0.206 2.609 0.010 60后 0.386 0.312 0.087 1.235 0.218 其他 −0.773 0.509 −0.103 −1.519 0.130 D-W 1.914 调整R 方 0.032 F 2.845 P 0.025 表3. 模型2汇总表 a. 因变量：消费信任因子；b. 预测变量：(常量)，其他，60后，70后，80后。 Table 4 Model 3 summary tabl 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig. B 标准误差 试用版 (常量) 0.290 0.171 1.699 0.091 自由职业者 −0.245 0.189 −0.117 −1.292 0.198 自由职业者 −0.342 0.278 −0.098 −1.230 0.220 学生 −0.795 0.263 −0.246 −3.021 0.003 其他 −1.289 0.592 −0.149 −2.180 0.030 D-W 1.930 调整R 方 0.038 F 3.181 P 0.014 表4. 模型3汇总表 a. 因变量：消费信任因子；b. 预测变量：(常量)，其他，自由职业者，学生，自由职业者。 4.3. 消费信任的中介效应分析 在相关分析的基础上，检验消费信任在信息对称及购买意愿之间是否存在中介效应，模型1为信息对称与购买意愿回归，模型2为信息对称、消费信任与购买意愿的分层回归，模型3位信息对称与消费信任回归。如表5所示，模型1、模型3的系数显著，而模型2的b所对应的系数不显著，无法判断消费信任是否存在中介效应。对其进行sobel检验，发现sobel值为0.569，不显著，因此，可以判定消费信任在信息对称及购买意愿之间不存在中介效应。同样方法检验消费信任是否在安全意识与购买意愿之间、有机认证与购买意愿之间存在中介效应。结果发现，消费信任在有机认证与购买意愿之间不存在中介效应；而如表6所示，模型1、模型3系数显著，模型2系数b显著，系数C 1 不显著，因此消费信任在安全意识与购买意愿之间存在完全中介作用。 Table 5 Checking whether consumer trust has a mediating effec 模型 系数 SE T Sig. 模型1 c 0.401 *** 0.061 6.531 0.000 模型3 a 0.632 *** 0.052 12.139 0.000 模型2 C 1 0.373 *** 0.079 4.695 0.000 b 0.045 0.079 0.571 0.087 表5. 检验消费信任是否存在中介效应1 *.在0.05水平(双侧)上显著，**.在0.01水平(双侧)上显著，***.在0.001水平(双侧)上显著。 Table 6 Checking whether consumer trust has a mediating effec 模型 系数 SE T Sig. 模型1 c 0.162 ** 0.066 2.441 0.015 模型3 a 0.204 ** 0.066 3.106 0.002 模型2 C 1 0.109 0.066 1.661 0.098 b 0.259 *** 0.066 3.946 0.000 表6. 检验消费信任是否存在中介效应2 *.在0.05水平(双侧)上显著，**.在0.01水平(双侧)上显著，***.在0.001水平(双侧)上显著。