基于顾客参与的服务质量提升路径研究_王佳欣(2)

（二）问卷设计

为了能够对研究假设进行检验，本研究对调研问卷进行了设计。问卷包括三部分内容：第一部分为PZB组合设计开发的SERVQUAL量表，用于服务质量的测度；第二部分为本研究设在该部分量表的设计过程中主要参考En-计的顾客参与量表，

new＆Bink、Youngdahl＆Kellogg、范钧等学者在对顾客参与行为进行研究和测度时所使用的量表，并且根据此次调查具体对——饭店业的特点进行了有针对性的修编；第三部分为受访象—

对象的人口统计学资料，包括性别、年龄、受教育程度三个方因为5面。本次调研中对题项的测量使用了Likert5点尺度，点量表是最为可靠的，便于受访者对题项的理解和作答

（三）信度与效度

在信度方面，对于Likert量表而言，内部一致性信度是最其中Cronbachα系数用得最多，它用来常用的信度评价方法，

［11］

。

管理

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后每个维度中的题项的因子载荷都理想地落在预设的维度上（见表1）。

（四）独立样本T检验

虽然全部有效问卷的受访者均对问卷中所有题项进行了但是数据显示不同的顾客在消费决策和服务传递过程中回答，

参与程度是不同的，而且不同顾客对服务质量的评价也不尽相本研究对顾客参与程度的高低进行了区分。将顾客同。对此，

参与量表全部题项的平均分数大于等于4分的样本，界定为高参与度样本；相反，将顾客参与量表全部题项的平均分数低于4分的，本界定为低参与度样本。通过对分组数据所进行的独立样本T检验的结果表明，在不同参与程度下，受访者所感受到服务质量的Levine方差齐次性检验结果的显著性概率值小于0．001，表明方差不具有齐性，故而对应查看方差不等时的独立样本T检验的结果（t=9．916），双尾T检验的显著性概率值小于0．001（见表2），说明两组数据差异明显，即在顾客参与程度其感知到的服务质量差异显著。高低不同的情况下，

表2

Levine检验F

G方差相等

．633．614

．774．742．738．654

．774．656．626．608

．788．767．758

0．8360．000

方差不等

15．863

Sig．．000�潰潰�

t10．472

df183

检验调查问卷中各个问项得分间的一致性。α系数越大，量表Cronbachα系数应的可靠性越高。在理论研究的信度检验中，

1994）［12］。本研该达到0．7以上的水平（Nunnally＆Bernstein，

究采用SPSS18．0对研究数据进行了信度检测，结果显示，量表sα系数都超过了0．7。顾客期望服务中所有维度的Cronbach’

质量的有形性、可靠性、响应性、保证性以及移情性等五个维度sα系数分别为0．7118、0．7009、0．7011、0．7225以的Cronbach’

sα及0．8656；顾客感知服务质量对应的五个维度的Cronbach’0．8378、0．8492和0．8884；顾客参与各个系数分别为0．7704、

sα系数分别为在0．8098、0．8552、0．7937以维度的Cronbach’

及0．7904。由此可知，本次调研所使用的问卷具有较好的内部测量数据的可靠程度较高，即问卷的信度较一致性和稳定性，好。

表1

维度

顾客参与问卷转轴后的因素矩阵

问项

因素1因素2因素3因素4．720．685．659

若对服务不满时我会与饭店方面

沟通

我希望自主选择服务的方式、内容、时间

我认为与饭店方面沟通对服务的

（因素1）需求很重要

我希望向服务人员了解饭店所提供的服务

我愿意参加对顾客需求的调查活动

如果可能我会对服务人员直接以名字相称

服务过程中我会对服务人员说明

我的要求（因素2）

我会感谢为我提供满意服务的服务人员

我平等、友好地对待服务人员我是在与其他饭店进行比较后选择该饭店的

我愿意接受饭店派发的广告宣传

册

（因素3）在入住之前我愿意利用各种媒介

饭店的网页、广告与渠道（杂志、

等）来了解该饭店的情况

我愿意持续了解饭店的情况入住前我通过身边的人了解了该饭店的情况

众人良好的口碑会影响我对入住（因素4）饭店的选择

入住前，我很重视身边人对该饭店的评价

KMO值

Bartlett球型鉴定显著值

独立样本T检验结果

均值齐次T检验

Sig．（2－tailed）．000．000�潰潰�

均值差．6714．6714

均值标准差．06412．06770

9．916118．049

；“�潰潰潯蔽�显著性概率p＜0．001。注：G代表服务质量

（五）结构方程分析及假设检验

本文采用LISREL8．70软件对研究假设进行了检验。从结

2

构方程模型的拟合指数可知：x/df=2．843小于最大上限5，

拟合优度指数GFI=0．82，略小于理想值0．90，近似误差均方根RMSEA=0．068，相对拟合指数中的比较拟合指数CFI=0．93，这些指数都说明该模型是拟合度较好的可接受模型。模型中预先设定的假设是否成立经由标准化路径系数体系数越大表示在相互关系中影响越大。经计算得出的结构现，

方程模型中结构变量的路径系数（见表3）表明，全部四个理论假设全部得到支持，且其路径系数均在0．05水平以上显著，研究模型中各潜变量之间的关系与模型假设符合，理论模型得到验证。具体而言，假设1所提出的信息搜集对服务质量差距有T值为－3．显著的负向影响得到支持，其路径系数为－0．28，83，显著性概率值P＜0．001。信息分享对服务质量差距直接负T值为－2．74，向影响的路径系数为－0．18，显著性概率值P＜0．01，这一结果使假设2得到支持。假设3人际互动对服务质T值为－5．在路径系数为－0．35、量差距产生直接负向影响，

02、显著性概率值P＜0．001的支持下得以成立。假设4口碑传播对服务质量产生的直接负向影响同样成立，其路径系数为－0．24，T值为－3．31，显著性概率值P＜0．001。

表3

假设H1H2H3H4

结构化路径

信息搜集→服务质量差距信息分享→服务质量差距人际互动→服务质量差距口碑传播→服务质量差距

结构方程假设检验

路径系数

T

Sig．支持支持支持支持

注：转轴后的矩阵中未显示因子载荷绝对值小于0．5的数据。

在效度方面，由于问卷第一部分的SERVQUAL量表是PZB组合经过了多次测试修正而成的，并且该量表被广泛地应用于医疗、旅游、酒店餐饮等行业

［13］

。因此，本研究未对SE-

RVQUAL量表进行结构效度的检测。但是对于本研究设计的顾客参与量表，通过SPSS18．0软件进行因子分析以检验其效度。因子分析结果能够显示样本抽样适当性的KMO值等于0．836，对应Bartlett球型鉴定显著值P＜0．001，说明题项间有共同因素存在，适合进行因子分析。同时，在对数据进行的因子载荷分析表明，题项的因子转秩载荷分布规律，在经过转轴

－0．28�潰潰潱�3．83．000－0．18�潰潱�2．74．005－0．35�潰潰潱�5．02．000－0．24�潰潰潱�3．31．000

注：|t|≥2．58为0．01水平上显著，用�潰澅硎荆粅t|≥3．29为0．001水平上显用�潰潰澅硎尽Ｖ�，

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四、研究结论

本研究在回顾服务质量差距产生原因以及顾客参与行为的基础上，系统分析了顾客参与行为对服务质量差距的弥合作用。实证研究结果表明，调查中不同参与程度的顾客样本所显示出来服务质量存在着显著差异，并且顾客参与行为的各个维度对服务质量差距有着显著的负向影响作用。

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