服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者幸福感的影響機(jī)制研究

胡 洋

（遼寧省交通高等專科學(xué)校，遼寧 沈陽 110122）

一、理論模型構(gòu)建

根據(jù)Reichheld 和Sasser（1990）的觀點(diǎn)，企業(yè)只需挽留5%的消費(fèi)者群不流失，就能將利潤提高近100%。忠誠消費(fèi)者有助于企業(yè)降低消費(fèi)者獲取成本，有助于傳播正面口碑幫助企業(yè)獲得新消費(fèi)者，而且該部分忠誠消費(fèi)者價(jià)格敏感度不高，通過持續(xù)的重復(fù)購買等均可幫助企業(yè)盈利（Smit Bronner 和Tolboom，2007）。隨著各行業(yè)競爭的加劇，企業(yè)為了保持消費(fèi)者滿意和忠誠，越來越重視消費(fèi)者管理戰(zhàn)略（Meng 和Elliott，2008）。

根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，消費(fèi)者認(rèn)同對于解釋消費(fèi)者和企業(yè)之間的關(guān)系是一個(gè)非常有用的概念，但很少有研究在消費(fèi)者關(guān)系管理領(lǐng)域去研究這一個(gè)概念（Ahearne Bhattacharya 和Gruen，2005）。此外，很少有研究將消費(fèi)者認(rèn)同作為消費(fèi)者行為的前因進(jìn)行研究，并且尚未將其納入已建立的模型框架中（Martínez和Rodriguez del Bosque，2013）。Ahearne 等（2005）指出，當(dāng)企業(yè)提供的產(chǎn)品是無形的服務(wù)時(shí)，消費(fèi)者認(rèn)同可能會(huì)產(chǎn)生更大的影響。因此，在服務(wù)情境中去檢驗(yàn)消費(fèi)者認(rèn)同的作用是非常有意義的。

根據(jù)組織支持理論，服務(wù)導(dǎo)向是指組織獎(jiǎng)勵(lì)和支持員工優(yōu)質(zhì)服務(wù)行為的政策、措施和程序，服務(wù)人員會(huì)將組織對他們采取的支持性的或非支持性的措施作為評(píng)判組織是否重視他們所做出的貢獻(xiàn)的體現(xiàn)。在高服務(wù)導(dǎo)向情況下，服務(wù)人員有更高的服務(wù)意愿和責(zé)任，更愿意為消費(fèi)者服務(wù)，從而產(chǎn)生高消費(fèi)者幸福感；在低服務(wù)導(dǎo)向情況下，服務(wù)人員服務(wù)消費(fèi)者的意愿低，從而產(chǎn)生低消費(fèi)者幸福感，因此將組織服務(wù)導(dǎo)向作為調(diào)節(jié)變量。

此外，消費(fèi)者幸福感是消費(fèi)者對獲取、準(zhǔn)備、占有、消費(fèi)、維持和處置產(chǎn)品的各種體驗(yàn)的總體滿意狀態(tài)（Sirgy，2009）。在服務(wù)提供者提供服務(wù)和消費(fèi)者消費(fèi)服務(wù)的過程中，消費(fèi)者對服務(wù)質(zhì)量的感知不僅包括他所得到的服務(wù)結(jié)果，而且包括他被提供服務(wù)的方式、方法和態(tài)度等過程。消費(fèi)者滿意是一種購買與使用的結(jié)果，是由購買者比較預(yù)期結(jié)果的報(bào)酬和投入成本所產(chǎn)生的。消費(fèi)者認(rèn)同反映了消費(fèi)者用以定義“自我”的社會(huì)特征與企業(yè)社會(huì)特征之間的一致性和重合度（Bhattacharya和Sen，2003）。服務(wù)導(dǎo)向是指組織獎(jiǎng)勵(lì)和支持員工優(yōu)質(zhì)服務(wù)行為的政策、措施和程序。由此，提出理論模型如圖1。

圖1 理論模型

二、研究假設(shè)

1.服務(wù)質(zhì)量與消費(fèi)者滿意

Oliver （1997）將消費(fèi)者滿意定義為需求滿足后的反應(yīng)，它是對產(chǎn)品或服務(wù)帶來的滿足感的評(píng)價(jià)。在傳統(tǒng)B2B 環(huán)境下，Daugherty 等證明了服務(wù)質(zhì)量的提高將會(huì)提高消費(fèi)者的滿意度。Mentzer 等曾提出服務(wù)質(zhì)量滿意度各維度直接影響消費(fèi)者滿意。Stank 等以SERVQUAL 量表中五個(gè)因素為基礎(chǔ)研究發(fā)現(xiàn)，五個(gè)維度均直接影響消費(fèi)者滿意。在餐飲服務(wù) （Babin 等，2005）、高爾夫服務(wù)（Hutchinson 等，2009）等情境中這一結(jié)論也多次被證實(shí)，鑒于上述研究成果，提出假設(shè)：

H1：服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者滿意有正向影響。

2.服務(wù)質(zhì)量與消費(fèi)者認(rèn)同

消費(fèi)者認(rèn)同被認(rèn)為是一種積極主動(dòng)的、刻意選擇的、主觀意志的行為，該行為的動(dòng)機(jī)是為了滿足個(gè)人身份認(rèn)同的需求（Bhattacharya and Sen，2003）。建立并保持與消費(fèi)者之間深層的、牢固的、有價(jià)值的關(guān)系可以為組織帶來可觀的收益。

服務(wù)質(zhì)量可以帶來一系列積極的消費(fèi)者行為反應(yīng)，利用價(jià)值利潤鏈的觀點(diǎn)，消費(fèi)者從企業(yè)提供的優(yōu)質(zhì)服務(wù)中感知到的價(jià)值，很大程度上會(huì)影響消費(fèi)者滿意和消費(fèi)者對企業(yè)的認(rèn)同。另外，從認(rèn)知-情感-行為框架出發(fā)也支持服務(wù)質(zhì)量與消費(fèi)者認(rèn)同之間的關(guān)系。He 和Li （2011）指出消費(fèi)者對服務(wù)的感知越好，其對商家的認(rèn)同程度就越高。基于上述研究發(fā)現(xiàn)，提出假設(shè)：

H2：服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者認(rèn)同有正向影響。

3.消費(fèi)者滿意、消費(fèi)者認(rèn)同與幸福感

社會(huì)認(rèn)同理論假定，個(gè)體對組織的滿意度會(huì)影響其對組織的認(rèn)同程度。Mael 和Ashforth（1992）通過實(shí)證研究證明，校友對母校的滿意度是形成母校認(rèn)同的前因之一。鑒于消費(fèi)者是服務(wù)企業(yè)的“兼職員工”，消費(fèi)者滿意度的提升有助于強(qiáng)化消費(fèi)者認(rèn)同。基于上述研究發(fā)現(xiàn)，提出假設(shè)：

H3a：消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者認(rèn)同具有正向影響。

服務(wù)體驗(yàn)和消費(fèi)者幸福感之間的關(guān)系已得到證實(shí)（Sirgy等，2011）Dagger and Sweeney （2006）研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療服務(wù)滿意影響了就診患者感知生活質(zhì)量。Neal 等人發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對旅行體驗(yàn)的滿意度與其生活質(zhì)量之間存在重要關(guān)系。Neal Sirgy 和Uysal （2004）后續(xù)對旅行服務(wù)的研究發(fā)現(xiàn)對旅行服務(wù)和體驗(yàn)的滿意以及對旅行階段和非休閑領(lǐng)域的滿意都會(huì)影響消費(fèi)者對生活的整體滿意。因此，我們提出假設(shè)：

H3b：消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感有正面影響。

Bhattacharya 和Sen （2003）發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者對企業(yè)的認(rèn)同會(huì)使其在心理上對企業(yè)產(chǎn)生依賴，并且會(huì)關(guān)心企業(yè)的狀況，積極地與企業(yè)邊界人員進(jìn)行溝通和合作。根據(jù)歸因理論，當(dāng)消費(fèi)者自我認(rèn)同的需求被滿足了，他們的幸福感就會(huì)提升。因此，提出假設(shè)：

H4：消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感有正向影響。

4.服務(wù)導(dǎo)向的調(diào)節(jié)作用

正如許多經(jīng)營者指出建立持續(xù)的，技術(shù)領(lǐng)先的競爭優(yōu)勢是非常困難的，他們開始關(guān)注把增殖服務(wù)作為競爭優(yōu)勢的真正源泉。Lynn 和Lytle（2000）指出組織服務(wù)導(dǎo)向可以實(shí)現(xiàn)服務(wù)增殖，實(shí)現(xiàn)差別化競爭，促進(jìn)客戶關(guān)系及培養(yǎng)企業(yè)核心能力。通過員工與消費(fèi)者之間的服務(wù)接觸，企業(yè)可以從消費(fèi)者那獲得重要的信息，從而為消費(fèi)者創(chuàng)造更多的價(jià)值（Berry 和Parauraman，1997）。Berry 等指出服務(wù)導(dǎo)向是企業(yè)不同于競爭者且超越競爭者的戰(zhàn)略反應(yīng)。服務(wù)導(dǎo)向較高的企業(yè)為獲得競爭優(yōu)勢，竭力滿足消費(fèi)者，創(chuàng)造并傳遞消費(fèi)者價(jià)值，增加企業(yè)績效和盈利能力。此外，服務(wù)導(dǎo)向較高的企業(yè)常常樂于與消費(fèi)者建立長期的關(guān)系，進(jìn)而加強(qiáng)消費(fèi)者承諾。高服務(wù)導(dǎo)向企業(yè)，一方面，關(guān)注于維系長期客戶消費(fèi)者滿意和消費(fèi)者認(rèn)同；另一方面，通過員工傳遞出更高附加價(jià)值服務(wù)，使得消費(fèi)者獲得更高程度的幸福感。因此，我們提出假設(shè)：

H5a：服務(wù)導(dǎo)向程度越高，消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感的影響越強(qiáng)。

H5b：服務(wù)導(dǎo)向程度越高，消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感的影響越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

1.變量測量與問卷設(shè)計(jì)

對于服務(wù)質(zhì)量，我們采取基于SERQUAL改進(jìn)的SEVPERF量表，通過對五個(gè)維度消費(fèi)者主觀感知的測量，來反映服務(wù)質(zhì)量高低。對于消費(fèi)者滿意我們基于Maxham and Netemeyer （2002）三題項(xiàng)量表進(jìn)行了適應(yīng)性修改。對于消費(fèi)者認(rèn)同，我們利用Mael and Ashforth （1992）開發(fā)的成熟量表。消費(fèi)者幸福感是通過從主觀幸福感量表中得到的四個(gè)題項(xiàng)測量的（Lyubomirsky 和Lepper，1999）。服務(wù)導(dǎo)向采用Lieketso 等提出的四題項(xiàng)量表。所有量表都采用五級(jí)李克特量表形式，要求回答者從1“完全不同意”-“5 完全同意”之間進(jìn)行選擇，同時(shí)采用翻譯-回譯-翻譯的方式對量表題項(xiàng)進(jìn)行修正，形成調(diào)研問卷。選取50 名管理學(xué)院學(xué)生進(jìn)行預(yù)調(diào)研，并對調(diào)研問卷措辭進(jìn)行再次調(diào)整，形成最終調(diào)研問卷。

2.研究樣本與數(shù)據(jù)收集

通過問卷星網(wǎng)絡(luò)調(diào)研平臺(tái)對300 名有過物流服務(wù)經(jīng)歷的消費(fèi)者進(jìn)行調(diào)研，收回有效問卷266 份，有效問卷回收率88.67%。

調(diào)研樣本分布情況：樣本中50.3%為女性，49.7%為男性。年齡結(jié)構(gòu)分布：16 ～24 歲占41.5%，25 ～44 歲占42.1%，45歲及以上占16.4%。從教育程度分布：高中以下占17.1%，高中/中專占32.2%，大學(xué)/大專占45.7%，研究生占5.1%。月收 入 分 布：3000 元 以 下 占20.0%，3000 ～4999 元 占21.3%，5000 ～7999 元 占25.3%，8000 ～9999 元 占15.3%，10000 元及以上占18.2%。

四、數(shù)據(jù)分析

1.信效度分析

服務(wù)質(zhì)量、消費(fèi)者滿意、消費(fèi)者認(rèn)同、消費(fèi)者幸福感的Cronbach α 系數(shù)均大于0.7，CITC 值分析各題項(xiàng)CITC 值處于0.722-0.922 之間，超過0.5 的可接受水平，說明量表具有較高一致性信度。

對各變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷系數(shù)均在通用標(biāo)準(zhǔn)0.7 以上；平均方差提取量的值均在通用標(biāo)準(zhǔn)0.5以上，這說明各變量收斂效度均處于可接受水平。

2.假設(shè)檢驗(yàn)

（1）結(jié)構(gòu)方程模型分析

結(jié)構(gòu)路徑模型結(jié)果的擬合指標(biāo)RMR=0.040，RMSEA=0.053，χ2/df=2.228，GFI=0.941，AGFI=0.919，CFI=0.972，NFI=0.949，RFI=0.938，IFI=0.972，TLI=0.966。上述結(jié)果表明結(jié)構(gòu)方程模型擬合效果較好。

服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者滿意的正向影響得到支持，H1 成立。服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者認(rèn)同的正向影響得到支持，H2 成立。消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者認(rèn)同的正向影響得到支持，H3a 成立。消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感的正向影響得到支持，H3b 成立。消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感的正向影響得到支持，H4 成立。如表1 所示。

表1 路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

（2）中介作用檢驗(yàn)

①消費(fèi)者滿意的中介作用

為了檢驗(yàn)消費(fèi)者滿意的中介作用，筆者首先構(gòu)建了消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感的結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合指標(biāo)為RMR=0.026，RMSEA=0.065，χ2/df=2.868，GFI=0.966，AGFI=0.938，CFI=0.985，NFI=0.977，RFI=0.966，IFI=0.985，TLI=0.978，模型擬合效果較好。然后構(gòu)建了服務(wù)質(zhì)量和消費(fèi)者幸福感的結(jié)構(gòu)方程模型，模型擬合指標(biāo)為RMR=0.044，RMSEA=0.059，χ2/df=2.502，GFI=0.961，AGFI=0.938，CFI=0.981，NFI=0.968，RFI=0.957，IFI=0.981，TLI=0.974，模型擬合效果較好。接下來筆者構(gòu)建了包括服務(wù)質(zhì)量、消費(fèi)者幸福感的結(jié)構(gòu)方程模型，并將消費(fèi)者滿意作為中介變量，模 型 擬 合 指 標(biāo) 為RMR=0.028，RMSEA=0.059，χ2/df=2.510，GFI=0.946，AGFI=0.921，CFI=0.975，NFI=0.958，RFI=0.947，IFI=0.975，TLI=0.968，模型擬合效果較好。服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者滿意有顯著影響，服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者幸福感沒有顯著影響。消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感有顯著影響。按照Baron 和Kenny（1986）提出的中介作用判斷標(biāo)準(zhǔn)，上述分析結(jié)果表明消費(fèi)者滿意在服務(wù)質(zhì)量和消費(fèi)者幸福感之間起到完全中介的作用，因此H3a 成立。

②消費(fèi)者認(rèn)同的中介作用

對消費(fèi)者認(rèn)同的中介作用進(jìn)行了檢驗(yàn)。前面的分析已經(jīng)證明服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者幸福感有顯著影響，筆者構(gòu)建的包括消費(fèi)者認(rèn)同和消費(fèi)者幸福感的模型擬合指標(biāo)為RMR=0.053，RMSEA=0.039，χ2/df=1.664，GFI=0.981，AGFI=0.965，CFI=0.994，NFI=0.985，RFI=0.978，IFI=0.994，TLI=0.992，模型擬合效果較好。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)模型路徑系數(shù)顯著，消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感有顯著影響。然后筆者構(gòu)建了包括服務(wù)質(zhì)量、消費(fèi)者認(rèn)同、消費(fèi)者幸福感的結(jié)構(gòu)方程模型以檢驗(yàn)變量間的直接和間接作用，模型擬合指標(biāo)為RMR=0.033，RMSEA=0.041，χ2/df=1.720，GFI=0.963，AGFI=0.956，CFI=0.987，NFI=0.968，RFI=0.959，IFI=0.987，TLI=0.983，模型擬合效果較好。服務(wù)質(zhì)量對消費(fèi)者認(rèn)同、消費(fèi)者幸福感都具有顯著影響。消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感也具有顯著影響。這種情況下，按照Baron and Kenny （1986）的觀點(diǎn)，消費(fèi)者認(rèn)同在服務(wù)質(zhì)量和消費(fèi)者幸福感之間起到部分中介的作用，因此H3b 成立。

（3）調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

①服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者滿意與消費(fèi)者幸福感之間的調(diào)節(jié)作用

筆者首先將消費(fèi)者滿意和服務(wù)導(dǎo)向中心化，二者相乘得到乘積項(xiàng)；其次檢驗(yàn)消費(fèi)者滿意、服務(wù)導(dǎo)向?qū)οM(fèi)者幸福感的影響；最后，將消費(fèi)者滿意、服務(wù)導(dǎo)向和乘積項(xiàng)都放入回歸方程中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示。

表2 服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者滿意與消費(fèi)者幸福感之間的調(diào)節(jié)作用

統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，乘積項(xiàng)對消費(fèi)者幸福感的回歸系數(shù)為0.13，T 值為2.71，大于1.96，說明乘積項(xiàng)對消費(fèi)者幸福感有顯著影響。在加入乘積項(xiàng)后，F(xiàn)-value 值由107.8 變?yōu)?3.43，調(diào)整后的R2從0.47 變?yōu)?.51。乘積項(xiàng)中的變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后，數(shù)值較小，并且在控制主效應(yīng)情況下，因此△R2增加0.04 已經(jīng)比較大了。因此假設(shè)H5a 得到支持。

②服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者認(rèn)同與消費(fèi)者幸福感之間的調(diào)節(jié)作用

同理，筆者首先將消費(fèi)者認(rèn)同和服務(wù)導(dǎo)向中心化，二者相乘得到乘積項(xiàng)；其次檢驗(yàn)消費(fèi)者認(rèn)同、服務(wù)導(dǎo)向?qū)οM(fèi)者幸福感的影響；最后，將消費(fèi)者認(rèn)同、服務(wù)導(dǎo)向和乘積項(xiàng)都放入回歸方程中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 所示。

表3 服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者認(rèn)同與消費(fèi)者幸福感之間的調(diào)節(jié)作用

統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表明，乘積項(xiàng)對消費(fèi)者幸福感的回歸系數(shù)為0.16，T 值為3.35，大于1.96，說明乘積項(xiàng)對消費(fèi)者幸福感有顯著影響。在加入乘積項(xiàng)后，F(xiàn)-value 值由90.28 變?yōu)?6.47，調(diào)整后的R2從0.42 變?yōu)?.45。乘積項(xiàng)中的變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后，數(shù)值較小，并且在控制主效應(yīng)情況下，因此△R2增加0.03 已經(jīng)比較大了。因此假設(shè)H5b 得到支持。

五、研究結(jié)論

盡管先前有研究探討了服務(wù)質(zhì)量、消費(fèi)者滿意和消費(fèi)者幸福感之間的關(guān)系，但本研究的貢獻(xiàn)在于在中國情境下發(fā)現(xiàn)了消費(fèi)者滿意在服務(wù)質(zhì)量和幸福感之間的完全中介作用。這與Dagger 和Sweeney （2006）的研究結(jié)論不一致，他們在醫(yī)療服務(wù)情境下研究發(fā)現(xiàn)消費(fèi)者滿意在服務(wù)質(zhì)量和生活質(zhì)量之間起到部分中介的作用。這可能是由于我們的研究是以物流服務(wù)為背景，作為調(diào)查對象的客戶更加關(guān)注的是獲得讓人滿意的服務(wù)體驗(yàn)，而在醫(yī)療服務(wù)情境下，消費(fèi)者會(huì)更加關(guān)注他們獲得服務(wù)的質(zhì)量。

現(xiàn)有文獻(xiàn)更多關(guān)注的是服務(wù)質(zhì)量和消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者忠誠的直接作用，但是卻忽略了消費(fèi)者認(rèn)同有可能在其他因素影響消費(fèi)者忠誠過程中起到的中介作用。本研究通過數(shù)據(jù)分析證實(shí)了消費(fèi)者認(rèn)同在服務(wù)質(zhì)量和幸福感之間起到部分中介作用。這一發(fā)現(xiàn)說明物流服務(wù)企業(yè)通過滿足消費(fèi)者的個(gè)性化需求，贏得消費(fèi)者滿意，進(jìn)而提升消費(fèi)者幸福感。

本研究根據(jù)組織支持理論引入了服務(wù)導(dǎo)向作為消費(fèi)者滿意、消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感之間關(guān)系的調(diào)節(jié)變量。研究結(jié)果顯示，服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者滿意對消費(fèi)者幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用；服務(wù)導(dǎo)向在消費(fèi)者認(rèn)同對消費(fèi)者幸福感的影響中起到調(diào)節(jié)作用。因此，具有遠(yuǎn)見的企業(yè)應(yīng)該在制定戰(zhàn)略導(dǎo)向時(shí)選擇服務(wù)導(dǎo)向，把消費(fèi)者的利益放在首位，通過優(yōu)質(zhì)服務(wù)來滿足顧客的需要，以此提升消費(fèi)者幸福感，增加消費(fèi)者黏性。具體而言，企業(yè)應(yīng)該致力于創(chuàng)造和維持一個(gè)支持、培育和鼓勵(lì)員工提供優(yōu)質(zhì)服務(wù)的工作環(huán)境，以積極的服務(wù)氛圍去影響員工的服務(wù)行為，從而在服務(wù)運(yùn)營和服務(wù)質(zhì)量方面塑造企業(yè)的服務(wù)優(yōu)勢。