（1）共同方法偏差检验

考虑到以问卷调查方式为单一来源的样本数据容易出现共同方法偏差（Common Method Bias），即同源方差问题。本研究通过请被调查者匿名作答、设置多重问项等方法，对样本数据进行预防性的程序控制，并运用Harman单因子分析法（Podsakoff，1986）进行共同方法偏差检验。对全部测量问项的因子分析结果表明，未旋转时所得到的第一个主成分的载荷量为24.31%。由此可见，本研究所采用的样本数据在共同方法偏差方面的问题并不严重。

（2）信度和效度检验

采用SPSS19.0和AMOS17.0软件，对样本数据进行信度和效度检验。分析结果显示，各变量的Cronbach'sα系数均大于或等于0.8（见表7-1），表明测量量表具有较好的内部一致性。运用验证性因子分析（CFA）检验量表的收敛和区别效度，分析结果显示（见表7-1、表7-2），所有测量问项在其所属各变量中的标准化因子载荷值均大于0.7，CR值（组合信度）均大于0.8，t值均大于2.0，AVE值（平均方差抽取量）均大于0.6，表明本测量模型具有较充分的收敛效度；对角线上AVE值的平方根均大于对应行列中的相关系数值，表明本测量模型具有较充分的区别效度；本测量模型的各个拟合指数值也全部符合要求，表明模型的拟合情况较为良好。由此可见，本研究所使用的测量量表具有较好的信度和效度，概念模型及相关研究假设具有一定的合理性，可以对各变量间的作用关系做进一步统计分析。

表7-1　变量的信度和效度检验结果表

续表

拟合指数：χ2/df=1.563，RMSEA=0.039，IFI=0.978，TLI=0.975，NFI=0.941，GFI=0.905，CFI=0.978。

表7-2　各变量的描述性统计分析和相关分析表（N=368）(www.daowen.com)

注：对角线上的数值为AVE的平方根；*，**分别表示p＜0.05，p＜0.01。

（3）层级回归分析

本研究使用SPSS19.0软件对样本数据进行层级回归分析。为缓解各变量之间的多重共线性问题，我们事先对变量值进行了标准化处理。分别以促进性和抑制性建言为因变量，先把各控制变量纳入回归方程；再以社区认同和社会性、经济性、心理性、功能性动机为自变量纳入回归方程。结果表明（见表7-3中的模型2和模型5），社会性动机（β=0.34，p＜0.01）和经济性动机（β=0.41，p＜0.01）对顾客促进性建言行为有显著的正向影响，假设H1a和H2a得到了有效验证；心理性动机（β=0.04，p＞0.05）和功能性动机（β=0.06，p＞0.05）对顾客促进性建言行为的影响则并不显著，假设H3a和H4a没有得到有效验证；社会性动机（β=0.31，p＜0.01）、经济性动机（β=0.39，p＜0.01）、心理性动机（β=0.25，p＜0.01）、功能性动机（β=0.29，p＜0.01）对顾客抑制性建言行为均有显著的正向影响，假设H1b，H2b，H3b，H4b得到了有效验证。最后，将社会性、经济性、心理性、功能性动机与社区认同的交互项纳入回归方程，以进一步检验社区认同的调节作用。结果表明（见表7-3中的模型3和模型6），社区认同在经济性动机与顾客促进性建言行为作用关系中的负向调节效应显著（β=-0.13，p＜0.01）；在心理性动机与顾客抑制性建言行为作用关系（β=0.15，p＜0.01），以及功能性动机与顾客抑制性建言行为作用关系（β=0.17，p＜0.01）中的正向调节效应显著；在其余各变量关系中的调节效应则并不显著。由此可见，假设H6a，H7b，H8b得到了有效验证，而假设H5a，H5b，H6b，H7a，H8a则没有得到有效验证。

表7-3　层级回归分析结果表

续表

注：*，**分别表示p＜0.05，p＜0.01。