黃向陽

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廢舊家電回收計劃對企業(yè)競爭優(yōu)勢的影響——基于顧客視角的感知價值理論

黃向陽

（永州職業(yè)技術(shù)學院，湖南 永州 425000）

顧客感知價值理論是研究消費者行為的重要理論依據(jù)，文章在感知價值理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合企業(yè)競爭優(yōu)勢理論的合理成分，挖掘廢舊家電回收計劃服務(wù)的特性，引入相關(guān)變量，構(gòu)造模型。同時通過問卷調(diào)查的方式對構(gòu)造的感知價值模型驚醒實證分析和論證，進而得出研究結(jié)論。

感知價值模型；感知風險；顧客滿意度

鑒于對感知價值理論的研究，提出如下四個假設(shè)：廢舊家電回收計劃的感知服務(wù)質(zhì)量對顧客感知價值正相關(guān)，廢舊家電回收計劃的社會價值對顧客感知價值正相關(guān)，廢舊家電回收計劃的感知風險對感知價值負相關(guān)，廢舊家電回收計劃的感知價值對顧客滿意度正相關(guān)。本文設(shè)計了各個維度下的總共25個指標，旨在研究他們之間的關(guān)系。通過數(shù)據(jù)的實證分析檢驗關(guān)于感知價值理論的假設(shè)。

1　問卷設(shè)計與發(fā)放

本問卷研究的主要是企業(yè)廢舊家電回收服務(wù)感知質(zhì)量模型的利得與利失的維度以及各個維度下的總共25個指標，旨在研究他們之間的關(guān)系。通過數(shù)據(jù)的實證分析檢驗本文的理論假設(shè)，得出本文的研究結(jié)論。

1.1問卷的結(jié)構(gòu)

為了使問卷準確服務(wù)于研究目的并保證問卷內(nèi)容的有效性，設(shè)計了以下過程。首先，通過查閱大量，參考有關(guān)變量的原始量表，再結(jié)合本文研究對象以及研究目的，對一些類似的測量參數(shù)進行了修改和調(diào)整，形成問卷大綱。接著，與有問卷調(diào)查經(jīng)驗的老師和專家共同討論，對問卷測量條款是否合理、量表內(nèi)容解釋是否準確反復商榷。完成問卷設(shè)計之后，用這份問卷做了小范圍內(nèi)的調(diào)研。調(diào)查以訪談的形式，歸納填寫問卷中遇到的問題，對問卷做出改進。本研究所使用調(diào)查問卷由以下四個部分組成。

表1. 調(diào)查問卷結(jié)構(gòu)

內(nèi)容項目測　量 第一部分感知利得由感知服務(wù)質(zhì)量和社會價值構(gòu)成。質(zhì)量運用了PZB的量表，同時結(jié)合廢舊家電的回收服務(wù)特性來設(shè)計，社會價值包括個人相關(guān)利益和社會相關(guān)利益。采用Likert的七級量表，由“非常不同意”到“非常同意”； 第二部分感知利失由三個個問題構(gòu)成，包括財務(wù)風險、社會風險和時間風險，測量量表采用Likert的七級量表，由“非常不同意”到“非常同意”； 第三部分顧客滿意度從員工服務(wù)，服務(wù)需求和總程度來衡量企業(yè)競爭優(yōu)勢。由“非常不同意”到“非常同意”； 第四部分基本情況調(diào)查包括性別、年齡、學歷、可支配月收入等統(tǒng)計變量。

1.2研究對象和樣本的選擇

文章以消費者為數(shù)據(jù)收集對象。數(shù)據(jù)主要采集于湖南。在調(diào)查問卷種類的選擇中，同時使用了電子問卷與紙質(zhì)問卷，其中紙質(zhì)問卷采用調(diào)查者與填寫著一對一填寫的方式。數(shù)據(jù)發(fā)放問卷240份，回收有效問卷207份。

1.3變量的測量指標

本研究所涉及的變量包括感知服務(wù)質(zhì)量、社會價值、感知風險和顧客滿意度。量表的各項度量項目是在參考國內(nèi)外已有研究量表的基礎(chǔ)上結(jié)合湖南省廢舊家電回收服務(wù)的現(xiàn)狀量定。具體評價了感知服務(wù)質(zhì)量的有型性、可靠性、反應(yīng)性、保證性、移情性，社會價值的社會相關(guān)利益和個人相關(guān)利益，感知風險中的社會風險、財務(wù)風險和時間風險以及顧客滿意度。為了確保問卷的有效性和可靠性，本文進行了問卷前測，采用小樣本調(diào)查方法，對問卷的具體條款進行分析和凈化。小樣本調(diào)查主要是在學生和朋友中進行，共發(fā)放問卷60份，收回問卷57份，有效問卷57份。

2 問卷的統(tǒng)計分析

2.1問卷的信度和效度分析

2.1.1信度分析

本文利用SPSS統(tǒng)計軟件提供的信度分析功能，采用Alpha信度系數(shù)測量問卷的內(nèi)在信度，分別計算了問卷各部分的Alpha信度系數(shù)。

計算結(jié)果顯示，問卷各個部分的Alpha信度系數(shù)都在0.7以上。由此認為，問卷具有較好的可信度，對此問卷所得數(shù)據(jù)進行的分析也是比較可靠的。問卷各部分Alpha信度系數(shù)最終計算值見表2。

表2. 問卷各部分的Cornbach’s Alpha值

項目測量項數(shù)Cornbach’s 　a值 感知服務(wù)質(zhì)量130.962 社會價值30.755 感知風險30.606 顧客滿意度30.707

2.1.2效度分析

量表效度分析是對量表有效性的評價，其中一個主要指標就是量表架構(gòu)的有效性（建構(gòu)效度）。在建構(gòu)效度方面，本研究采用因子分析法來驗證問卷的建構(gòu)效度。因子分析的具體方法是用少量因子代替多個原始變量來分析目標，本研究采用主成分分析法(Principle Component Analysis)，并將特征值大于1作為因子提取的標準，且KMO值小于0.05的因子不適合分析。

a.感知服務(wù)價值

樣本充分性KMO的測試系數(shù)是0.775，樣本分布的球形Bartlett檢驗卡方值是6507.098，P值是0，表明適合進行因子分析。因子負荷值（一般在0.5以上）越大表示收斂效度越高；每一個項目只能在其所屬的構(gòu)面中，出現(xiàn)一個大于0.5以上的因子負荷值，符合這個條件的項目越多，則量表的區(qū)別效度越高。感知服務(wù)質(zhì)量因子符合上述條件，表明具有很好的建構(gòu)效度。

b.社會價值

樣本充分性KMO測試系數(shù)結(jié)果是是0.655，樣本分布的球形檢驗的卡方值是192.838，P值是0，適合進行因子分析。

從表3可以看出，因子分析共提取一個因子，因此無法旋轉(zhuǎn)，其特征值是2.082，可解釋方差的69.384%，表明社會價值間具有較好的構(gòu)建效度。

表3. 社會價值因子分析

項目因子T值解釋方差百分比累積解釋方差百分 社會1.7562.08269.384%69.384% 社會2.777.614 社會3.548.304 KMO0.655 *Bartlett球形檢驗卡方值192.838 P0.00

2.1.3感知風險

樣本充分性KMO測試系數(shù)是0.508，樣本分布的球形檢驗卡方值是114.509，P值是0，表明適合進行因子分析。因子分析最終結(jié)果見表4。

表4. 感知風險因子分析

項目因子T值解釋方差百分比累積解釋方差百分比財務(wù)風險.5321.76458.809%58.809%社會風險.791.858時間風險.441.378 KMO.508 *Bartlett球形檢驗卡方值114.509 P.000

2.1.4顧客滿意度

樣本充分性KMO測試系數(shù)是0.508，樣本分布的球形檢驗卡方值是114.509，P值是0，表明適合進行因子分析。從表5可以看出，因子分析共提取一個因子，因此無法旋轉(zhuǎn)，其特征值是2.082，可解釋方差的69.384%，表明社會價值間具有較好的構(gòu)建效度。

表5. 顧客滿意度因子分析

項目因子T值解釋方差百分比累積解釋方差百分比員工表現(xiàn).6571.80860.263%60.263%回收.601.771總滿意.649.421 KMO.583 *Bartlett球形檢驗卡方值108．851 P.000

2.2回歸分析

在確定變量間相互依賴的定量關(guān)系時，我們需要使用回歸分析的方法建立以感知價值各維度為自變量，以顧客滿意度為因變量的回歸方程，籍此對這兩者間存在的因果關(guān)系進行檢驗。

表6. 樣本回歸分析

模型RR 方調(diào)整 R 方標準估計的誤差1.838a.702.698.52980

由表6中對于回歸總體效果的參數(shù)分析可以得到，回歸方程能解釋69.8%的總變異(調(diào)整R方項)?；貧w方程如表7所示：

表7. 回歸模型系數(shù)

模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版(常量)2.523.3467.284.000感知服務(wù)質(zhì)量.715.038.56113.714.000社會價值.515.038.78418.936.000感知風險-.156.058-.113-2.702.001

通過系數(shù)可以看出，假設(shè)成立，感知服務(wù)質(zhì)量正向影響，社會價值正向影響，感知風險負向影響，且系數(shù)顯著?？梢缘贸鲆韵路匠蹋?/p>

顧客滿意度=2.523+0.715*感知服務(wù)質(zhì)量+0.515*社會價值-0.156*感知風險

2.3結(jié)構(gòu)方程分析

本部分是利用Amos軟件做結(jié)構(gòu)方程分析。路徑圖如圖1。

圖1. 結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖

如上圖，感知服務(wù)質(zhì)量對感知價值的影響程度最為顯著，為0.63，而社會價值較弱，為0.47，感知風險的影響程度最弱，為-0.16。顧客感知價值對顧客滿意度的影響系數(shù)為0.68。系數(shù)的正負剛好相符合，假設(shè)成立。

感知服務(wù)質(zhì)量對感知價值的影響系數(shù)是0.63。社會價值的對感知價值有正向影響，社會3個人相關(guān)利益的影響程度最高，社會1-“使用廢舊家電回收服務(wù)能使廢舊家電得到重新利用”影響程度次之。感知風險的總體影響程度是-1.69，較之感知服務(wù)質(zhì)量和社會價值為最低，在這其中財務(wù)風險是0.469，而社會風險的系數(shù)卻為負值。

將回歸分析與結(jié)構(gòu)方程分析相比較，兩者的分析結(jié)論近乎相同。結(jié)構(gòu)方程分析能處理觀測變量，得出每個測量題項的路徑系數(shù)?；貧w分析直接忽略了感知價值。

3　實證分析結(jié)論

通過實證的研究，表明感知服務(wù)質(zhì)量，社會價值和感知風險通過顧客感知價值來影響顧客滿意度。

3.1感知利得

由回歸模型可知：感知服務(wù)質(zhì)量正向影響感知價值，因此質(zhì)量與成本的聯(lián)系，是價值形成的重要部分，所有影響感知質(zhì)量的因素也間接地影響感知價值，用以測量感知質(zhì)量的維度也可用于確定感知價值的觀念一致。服務(wù)質(zhì)量也是衡量感知價值的一部分。

社會價值是感知利得中一個重要的維度，本研究得出的社會價值對感知價值的影響系數(shù)為0.47，低于感知服務(wù)質(zhì)量，在三個測量題項中，個人相關(guān)利益對社會價值的系數(shù)最高，為0.767，但社會相關(guān)利益的影響程度也較為顯著。

3.2感知利失

伍德(Chaires M. Wood)在他的研究中提出，感知利失的眾多評價因素中應(yīng)該包括顧客的感知風險。消費者對感知服務(wù)質(zhì)量感知風險的影響很小，系數(shù)為-0.16，影響程度并不太大。但可以看出的是，先前對模型的假設(shè)檢驗結(jié)論在圖形所示的部分是很成立的，廢舊家電回收服務(wù)的感知風險與顧客感知價值負向相關(guān)。證實了感知風險與感知價值密切相關(guān)，感知風險減少了，感知價值會相應(yīng)提高。

3.3顧客滿意度

廢舊家電的顧客感知價值與顧客滿意度正相關(guān)。消費者的感知價值正向影響顧客滿意度，顧客價值則是滿意的重要前因。組織、顧客和服務(wù)之間的關(guān)系本質(zhì)由顧客感知價值描述，而顧客對具體產(chǎn)品或服務(wù)的實際價值的反應(yīng)通過滿意度反映出來。企業(yè)必須為顧客提供良好的價值，才能長久地贏得顧客的滿意。

因此，本研究得出如下結(jié)論：感知服務(wù)質(zhì)量對模型的影響因素較大，高于社會價值的影響因素。感知風險的影響最小?？梢钥闯龅氖牵惹皩δＰ偷募僭O(shè)檢驗結(jié)論在圖形所示的部分是很成立的，感知服務(wù)質(zhì)量和社會價值對顧客感知價值正向影響，感知風險存在負向影響。顧客感知價值正向影響顧客滿意度。

[1]王茵,馬祖軍.家電制造商的廢舊家電回收處理模式?jīng)Q策研究[J].物流技術(shù),2008,(9):46-49.

[2]閻明.廢舊電器回收處理之路的思考[J].再生資源研究,2005,(3):19-22.

[3]楊華國.完善我國廢舊家電回收體系——兼評家電“以舊換新”政策的回收策略[J].再生資源與循環(huán)經(jīng)濟,2010,(2):25-27.

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（責任編校：何俊華）

2016－01－21

2014年湖南省教育廳科學研究項目“廢舊家電回收計劃對企業(yè)競爭優(yōu)勢的影響研究：基于顧客的視角”（項目編號14c1146）階段性研究成果。

黃向陽（1967－），女，湖南寧遠人，講師，碩士，研究方向為經(jīng)濟管理。

F27

A

1673-2219（2016）05-0150-04