感知服務質量與顧客滿意的關系研究

楊 魁，曹愛穩

（1.廣東外語外貿大學 新聞與傳播學院，廣州 510420；2.蘭州大學 管理學院，蘭州 730000）

0 引言

經濟全球化和科技的不斷進步，使得產品同質化的現象越來越嚴重，由此導致了企業間競爭的加劇，高質量的服務成為越來越多的企業區別競爭對手，贏得顧客滿意的重要手段。服務質量的高低在很大程度上是顧客的一種感知質量，取決于顧客的服務預期和顧客的服務感知[1]。所以企業要想具備區別于競爭對手的優勢就必須提高顧客的感知服務質量。服務的作用的不斷加強，自然會帶來服務營銷理論的發展。感知服務質量、顧客滿意及兩者間的關系成為研究的熱點。然而，盡管許多學者對感知服務質量與顧客滿意的關系進行了大量研究，但是由于所得結論存在很大分歧，并未對企業的服務營銷實踐產生重大作用。因此，如何在現有理論的基礎上，理清感知服務質量與顧客滿意的關系，具有了重要的理論和現實意義。

1 研究假設

關于感知服務質量與顧客滿意的關系，學術界存在著三種觀點：（1）以 Gronroos[5]、PZB[6]等學者為主的“感知服務質量是顧客滿意的前因”的觀點；（2）以 Bitner[7]、Bolton[8]等學者為代表的 “顧客滿意是感知服務質量的前因”的觀點；（3）以McAlexander et al[9]、Cronin and Taylor[10]為 代 表 的 感 知 服 務質量與顧客滿意之間并不存在遞歸關系的觀點。

本文認為感知服務質量的每一維度都會對某次具體交易型顧客滿意產生影響，即感知服務質量是交易型顧客滿意的前因；交易型顧客滿意的不斷累積會形成累積型顧客滿意，最終會影響到顧客感知服務質量，即累積型顧客滿意是感知服務質量的前因。由于Lalita A.Manrai，etal等學者認為不同消費者對服務質量各個構成要素的感知是不一樣的[11]，所以本文將顧客的人文統計因素對感知服務質量的影響考慮在內。基于此，本文提出如圖1的概念性框架圖和研究假設：

H1:顧客的個人因素會對感知服務質量產生影響，進而會對交易型顧客滿意產生影響；

H2:感知服務質量會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H2a:可靠性會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H2b:響應性會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H2c:保證性會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H2d:移情性會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H2e:有形性會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響；

H3:累積型顧客滿意會對感知服務質量產生顯著的正向影響。

2 問卷設計及調查方法

2.1 問卷設計

本文所用問卷是通過借鑒與自主開發相結合的方法形成的。問卷形成后先進行了小規模預調查，根據預調查情況對問卷進行了一些修改，形成了最終問卷。具體測量方法如下：通過改進后的PZB的 SERVQUAL量表來測量感知服務質量；通過“此次業務辦理經歷非常滿意”、“對于此次接受到的服務感到滿意”、“綜合各種感受，此次公司的服務很好”三個方面來測量交易型顧客滿意；通過“長期以來，在蘭州供電公司辦理業務的經歷非常滿意”、“長期以來，在蘭州供電公司辦理業務的經歷非常愉快”、“長期以來，對員工的服務非常滿意”、“長期以來，對員工的技術能力很滿意”、“長期以來，對電力故障維修的及時性很滿意”、“對供電穩定性很滿意”、“電力服務需求基本可以得到滿足”七個方面來測量累積型顧客滿意。以上所有問項均采用5級Likert量表（1代表完全同意，2代表基本同意，3代表一定程度上同意，4代表基本不同意，5代表完全不同意）。同時問卷對受訪者的人文統計信息進行了收集。

2.2 問卷調查實施及樣本描述

采用抽樣調查方法，以來蘭州供電公司辦理業務的顧客為調查對象，開展問卷調查，搜集所需要的數據。本次調查總共發放問卷450份，收回430份，問卷回收率為95.56%，其中有效問卷400份，有效回收率為93.02%。本文卷共設計問項37個，滿足了量表對樣本數量的要求（樣本數量最少需大于量表題目的5倍）。最終樣本特征如下:女性為主，占54.4%，男性占45.6%；年齡以31～40歲為主，占了54.1%,年齡在18～30歲的占45.6%；受教育程度以高中/中專為主占63.2%，初中及以下的占23.4%，大學本科占12.4%；職業以個體從業人員（35.9%）、企業人員（26.6%）為主，總計 62.5%；家庭月收入以 800元以下（25.6%）、801～2000元（40.7%）為主，總計90.0%。

3 實證分析

3.1 信度、效度檢驗

根據Anderson的二步分析方法，在檢驗模型和假設之前，有必要對模型中變量的衡量進行信度和效度檢驗。本研究使用內部一致性來檢驗變量衡量的信度，計算了衡量變量的Cronbach alpha系數并以是否大于Numnally(1978)提出的0.70的最小臨界值水平作為判斷信度是否合格的標準。使用SPSS for Windows 13.0統計分析軟件測得各變量的alpha信度系數如表1所示。

由表1可知，各變量的alpha系數均大于0.7，整個量表的alpha系數為0.881也大于0.7，表明問卷穩定性和可靠性較高，有較高的內部一致性，是可接受的。

效度按不同的側重一般分為內容效度、關聯效度和結構效度。由于本研究的各個變量的測量均是在參照國內外學者的量表的基礎上形成的,因此本量表具有較好的內容效度和關聯效度。本文只檢驗問卷的結構效度。結構效度反映的是評估所得結果同期望評估內容的同構程度,它表明了在多大程度上實際評估體系的結構,能夠作為所期望評估內容在結構上的替代物。本研究使用SPSS for Windows 13.0統計分析軟件的因子分析法（采用主成分分析法,正交旋轉,提取特征值大于1的因子）來檢驗問卷的結構效度。

在進行因子分析前，使用KMO樣本測度和巴特萊特球體檢驗兩種方法來驗證是否適合做因子分析，結果如表2所示。

表1 各變量的a信度系數

表2 KMO樣本測度和巴特萊特球體檢驗結果

從表2中可以看出，樣本KMO為0.926，大于0.9說明變量間的相關程度高，很適合做因子分析。此外，巴特萊特球體檢驗的X2，統計值的顯著性概率為0.000，小于0.01，球形假設被拒絕，同樣說明變量具有相關性，適宜進行因子分析。

在感知服務質量的相關問項中，共提取了5個因子，方差累積貢獻率達到了72.214%（表3）；在顧客滿意的相關問項中，共提取2個因子，方差累積貢獻率達到了62.135%（表4）。同時，各個問項的因子負荷都在0.6以上，并都在統計上顯著，這表明各測量語句在所測量的變量上具有較高的結構效度。

表3 感知服務質量的因子的特征值及方差解釋量

表4 顧客滿意的因子的特征值及方差解釋量

3.2 假設檢驗

本研究主要采用相關分析和回歸分析，來對假設進行檢驗。

表5 Pearson相關分析結果

3.2.1 Pearson相關分析

為了清楚的了解顧客的人文統計因素對感知服務質量的影響，及感知服務質量與顧客滿意是如何相互影響的，現將感知服務質量及其各維度與交易型、累計型顧客滿意，顧客的人文統計信息作Pearson相關分析，如表5所示。

從表5可以清楚的觀測到，交易型顧客滿意與感知服務質量及其各維度顯著正相關，與感知服務質量的相關系數為0.724，解釋變異量等于相關系數的平方，為52.42%；累計型顧客滿意與感知服務質量及其各維度顯著正相關，與感知服務質量的相關系數為0.723，解釋變異量為52.27%；交易型顧客滿意與響應性、可靠性、保證性的相關性較強，累積型顧客滿意與移情性、有形性的相關性較強；受教育程度與響應性、可靠性、感知服務質量顯著正相關；家庭月收入與響應性、移情性顯著正相關。存在相關只是假設的必要條件而非充分條件，因此對假設進行進一步的分析。

3.2.2 多元回歸分析及模型修正

相關分析可以說明各因素之間是否存在關系以及關系的緊密度與方向，回歸分析則可進一步指明關系的方向，可以說明因素之間是否存在因果關系，本節將采用多元逐步回歸分析，對研究模型的前后因果關系進行驗證。在進行多元線性回歸分析之前，必須先檢驗數據是否符合回歸分析的前提假設，這樣建立的回歸模型才是合適和有效的。經繪制散點圖可知，感知服務質量的各維度、顧客的人文統計信息與交易型顧客滿意之間的關系基本呈線性；累計型顧客滿意、顧客的人文統計信息與感知服務質量之間的關系基本呈線性，可采用線性回歸方法來分析各自變量對因變量的影響。

下面通過回歸分析檢驗感知服務質量、個人因素對交易型顧客滿意是否具有預測作用，以及預測效力如何；累計型顧客滿意對感知服務質量是否具有預測作用，以及預測效力如何。回歸方程的預測力主要看R2，R2表示預測變量集與被預測變量之間的方程共變百分數。

（1）感知服務質量及個人因素對交易型顧客滿意的影響的分析

以交易型顧客滿意為因變量，感知服務質量及個人因素為自變量，通過SPSS 13.0軟件，運用逐步線性回歸方法（設定的標準為：進入概率為0.05，移出概率為0.10。）分析它們之間的關系，去除異常值后，得到如下結果（表6）：

從表6可以看出，進入方程的自變量依次為保證性、可靠性、有行性、響應性、受教育程度、移情性、家庭月收入。多元相關系數(R)為0.767，決定系數R2為0.588，調整后的決定系數為0.580，說明交易型顧客滿意58%的變動可由自變量來解釋。F值為78.782，顯著性水平為0.000，說明該回歸方程是有意義的。統計量Durbin-Watson為1.950，接近2說明殘差間相互獨立，各變量間沒有明顯的相關性，表明模型的擬合精度較高。

表6 交易型顧客滿意的多元線性回歸分析輸出結果

表7 感知服務質量的多元線性回歸分析輸出結果

對擬合后的模型進行方差分析的結果表明，顯著性指標sig均小于0.05，說明因變量和自變量之間存在線性相關關系，7個衡量變量均具有非常顯著的統計學意義。從而驗證了假設 H1 的后半部分、H2、H2a、H2b、H2c、H2d、H2e， 即感知服務質量及其各個維度會對交易型顧客滿意產生積極影響，個人因素中的受教育程度、家庭月收入會對交易型顧客滿意產生影響。

從表7我們可以看出各個自變量的非標準化系數，可見感知服務質量的不同維度對交易型顧客滿意的影響大小是不同的。由此得線性回歸方程如下：

交易型顧客滿意=0.123+0.216*保證性+0.201*可靠性+0.201*有形性+0.143*響應性+0.143*受教育程度+0.103*移情性+0.058*家庭月收入

從表中可看出容忍度(Tolerance)均超過陳希孺等提出的0.1的最小臨界值標準；方差膨脹因子（VIF）最大為1.883，遠遠低于10的標準；各變量的條件系數（Condition Index）均未超過了Stewart等人提出的30的臨界水平，表明自變量間不存在近似的線性關系，即不存在多重共線性問題，所以不需要對模型進行修改。

（2）累積型顧客滿意對感知服務質量的影響的分析

以感知服務質量為因變量，累積型顧客滿意及個人因素為自變量，通過SPSS 13.0軟件，運用逐步線性回歸方法（設定的標準為：進入概率為0.05，移出概率為0.10。）分析它們之間的關系，去除異常值后，得到如下結果（表7）：

從表中可以看出，進入方程的自變量依次為累積型顧客滿意、家庭月收入。多元相關系數(R)為0.730，決定系數R2為0.533，調整后的決定系數為0.531，說明感知服務質量53%的變動可由自變量來解釋。F值為220.679，顯著性水平為0.000，說明該回歸方程是有意義的。統計量Durbin-Watson為1.897接近2，說明殘差間相互獨立，各變量間沒有明顯的相關性，表明模型的擬合精度較高。

對擬合后的模型進行方差分析的結果表明，顯著性指標sig均小于0.05，說明因變量和自變量之間存在線性相關關系，2個衡量變量均具有非常顯著的統計學意義。從而驗證了假設H1的前半部分、H3，即個人因素會對感知服務質量產生影響，累積型顧客滿意會對感知服務質量產生積極影響。

從表中我們可以看出各個自變量的非標準化系數，由此得線性回歸方程如下：

感知服務質量=0.516+0.665*累積型顧客滿意+0.043*家庭月收入

從表中可看出容忍度(Tolerance)均超過陳希孺等提出的0.1的最小臨界值標準；方差膨脹因子（VIF）為1.004，遠遠低于10的標準；各變量的條件系數（Condition Index）均未超過了Stewart等人提出的30的臨界水平，表明自變量間不存在近似的線性關系，即不存在多重共線性問題，所以不需要對模型進行修改。

（3）假設檢驗小結

通過分析可看出本研究的大部分假設獲得了實證研究的支持，個人因素中的性別、年齡、職業是否會對感知服務質量、交易型顧客滿意產生影響，未得到實證證實。個人因素中的家庭月收入既會對感知服務質量、又會對交易型顧客滿意產生影響，但影響作用都相對較小。

4 研究結論

（1）顧客的感知服務質量會對交易型顧客滿意產生顯著的正向影響，感知服務質量能在一定程度上解釋交易型顧客滿意的變化量。在很大程度上交易型顧客滿意隨著感知服務質量的提高而提高。但由于感知服務質量不能完全解釋交易型顧客滿意的變化，所以高的顧客感知服務質量并不必然導致高的交易型顧客滿意，低的顧客感知服務質量也并不必然導致低的交易型顧客滿意。交易型顧客滿意除了受感知服務質量的影響外，還要受到顧客的人文統計信息等其他因素的影響。盡管如此，提高感知服務質量仍將是提高交易型顧客滿意的有效措施。企業要想提高交易型顧客滿意程度就必須提高顧客的感知服務質量。

（2）感知服務質量的各維度對交易型顧客滿意的影響大小是不同的。回歸方程的系數不僅表明變量之間是否具有相關關系及相關的方向，也說明各變量之問相互作用的強弱程度：系數值越大，說明因子之間的關系越緊密。在本次研究中保證性、可靠性、有形性對交易型顧客滿意的影響較強。當企業沒有能力提高感知服務質量的每個要素時，為了更有效的提高交易型顧客滿意，應優先提高對交易型顧客滿意影響較大的因素。由于行業的不同，對交易型顧客滿意影響較大的因素也應該是不一樣的，但找出對其影響較大的因素總是可能的，當不具備從整體上提升感知服務質量的條件時，為了更有效的提高交易型顧客滿意，應優先考慮改善對交易型顧客滿意影響較大的因素。

（3）顧客的個人因素影響著顧客所感知到的服務質量，進而會對交易型顧客滿意產生影響。在蘭州供電公司情境下，表現為家庭月收入會對感知服務質量產生影響；受教育程度、家庭月收入會對交易型顧客滿意產生影響。盡管在本研究中個人因素中的性別、年齡、職業，未對感知服務質量或交易型顧客滿意產生影響，但并不意味著在其他情境下，這些因素仍不會對感知服務質量、交易型顧客滿意產生影響。在實際工作中，應給予這些因素足夠的重視。

（4）累積型顧客滿意會對感知服務質量產生顯著的正向影響。盡管在本研究中累積型顧客滿意僅能解釋53%的感知服務質量的變動，但足以說明累積型顧客滿意是感知服務質量的重要驅動因素。累積型顧客滿意是交易型顧客滿意的不斷累積，而感知服務質量又是交易型顧客滿意的重要驅動因素。可見，感知服務質量、交易型顧客滿意、累積型顧客滿意三者之間是相互影響的，任何一個環節出現問題，都會對其他環節產生影響。企業不能忽視其中的任何一個環節。

應當強調的是，對于上述研究結論的解釋，應當建立在對本研究不足之處的認識的基礎上。例如，本研究采集的樣本均源于供電企業，研究的結論并不一定適用于其他的行業，其他企業應該根據自身的情況具體問題具體分析；由于不同的地區有不同的價值觀念和文化習俗，經濟發展水平之間也存在差異，而這些因素都可能對感知服務質量、交易型顧客滿意、累積型顧客滿意產生影響，所以未來研究有必要進一步擴大樣本的分布區域范圍來進一步驗證上述結論。

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