岳秋熒 83

內容摘要：隨著互聯(lián)網技術的應用，許多企業(yè)逐漸加大對自助服務技術的投入。自助設備的開發(fā)與使用改變了傳統(tǒng)的顧客參與形式，為消費者提供了更為便捷的服務。但與此同時，新技術也使消費者產生了一定程度的焦慮感，其影響了消費者的服務質量感知。因此，文章選取了線上零售這一自助服務技術的典型代表，以此對顧客參與、服務質量感知和持續(xù)使用意愿在此環(huán)境中的關系進行了研究。

關鍵詞：自助服務技術 ? 服務質量感知 ? 顧客持續(xù)消費

相關概念闡述

（一）自助服務技術（SSTs）

現(xiàn)階段，對于自助服務技術學術界還沒有明確的定義。Dabholkar （1994）最早提出了自助服務技術的概念，其是指服務企業(yè)利用科技成果為消費者提供的所有服務活動，同時使顧客可利用自身知識自行完成整個或部分服務程序?；诖耍琈euter（2000）提出自助服務技術作為一種技術系統(tǒng)，其在整個服務生產和傳遞過程中不再需要人工交互，其再不受到時間、地點等客觀條件的限制。根據對已有關于自助服務技術定義的分析總結可知，該模式實質上就是顧客與機器設備和技術系統(tǒng)的接觸。

（二）顧客參與

以行為角度定義顧客參與。Uzkurt（2010）指出顧客參與行為是顧客在行為、信息和情感方面的努力付出水平;Rodi and Kleine（2000）指出，顧客參與既包括顧客提供的行為活動又包括所提供的資源和成本;Payne and Storbacka（2008）認為顧客可作為服務活動中的生產者，其本質是顧客與企業(yè)交互合作、共同生產的行為。

以結果角度定義顧客參與。GruenandSunners（2000）認為，顧客參與可作為一種指標反映顧客對企業(yè)的貢獻程度的高低;Lloyd（2003）將顧客參與視為消費者在服務活動過程中做的貢獻;宋佳（2011）提出，顧客參與是指在服務過程中，顧客和與服務有關的一切聯(lián)系的總和，這其中不僅有顧客主動的付出，還有被動的投入，這成為顧客衡量服務質量的一個成本投入。

（三）服務質量感知

Lewis（1983）認為服務質量是衡量企業(yè)提供服務是否符合顧客的期望的一種方法;Lethinen（1991）指出顧客感知影響服務質量，其通過消費者對比期望和實際服務而感知;菲利普·科特勒（Philip Kotler）（2003）提出，相較于服務接觸前消費者的主觀期望，顧客在接受服務后的直觀心理感受對顧客主觀期望值影響作用最大。

基于線上零售的模型構建與研究假設

（一）模型構建

本文將自助服務技術下的服務質量感知定義為顧客在選擇、使用自助服務技術時，對其服務期望和感知的總體評價。Baker and Crompon（2000）研究認為，服務質量與消費者行為意愿有直接關系，服務質量直接影響消費者的購買意愿、忠誠度、口碑傳播和增量購買。因此，本文在研究顧客參與和服務質量感知關系的基礎上，對服務質量感知和用戶持續(xù)使用意愿進行了實證測量。此外，由于自助服務技術作為新興技術，會使消費者產生技術焦慮，因此，本文將技術焦慮作為顧客參與和服務質量感知之間的調節(jié)變量。綜上，本文研究模型如圖1所示。

（二）研究假設

1.顧客參與和服務質量感知的關系假設。大量研究表明，顧客參與越高，其服務質量感知就越高。王佳欣、韋福祥等（2011）對餐飲行業(yè)進行了實證研究，結果表明顧客參與負向影響服務質量差距，顧客參與水平越高，其對服務質量的期望就會越符合實際情況;Claycomb（2001），Dong等（2015）認為增加顧客參與度會提高其感知到的服務質量。因此，根據理論推導和文獻支持，提出假設1：

H1：顧客參與對服務質量感知有正向影響。

H1a：工作認知對服務質量感知有正向影響。

H1b：信息搜尋對服務質量感知有正向影響。

H1c：付出努力對服務質量感知有正向影響。

H1d：人機交互對服務質量感知有正向影響。

2.服務質量感知與用戶持續(xù)使用意愿的關系假設。Zeithaml，Berry and Parasuraman（1996）建立了服務質量和行為意向之間的關系模型，表明服務質量與顧客行為意向是彼此關聯(lián)的，企業(yè)服務質量水平的高低直接影響顧客的保留和流失;Tsai and Chen（2007）基于較成熟的信息系統(tǒng)探討了系統(tǒng)質量、服務質量、交互程度等因素對顧客滿意度和信息系統(tǒng)使用率的影響，其得出服務質量正向影響使用者的滿意度;郭俊華（2016）建立了移動政務情境下的服務質量評估模型，其研究得出移動政務服務質量的各維度都會對用戶再次使用意愿產生顯著的正向影響。由上述文獻綜述可知，服務質量和用戶持續(xù)使用意愿存在著直接的聯(lián)系。因此，本文根據理論推導和文獻支持提出假設2：

H2：服務質量感知對用戶持續(xù)使用意愿有正向影響。

3.技術焦慮調節(jié)作用的假設。技術焦慮是消費者面對未知技術而產生的消極情緒。張偉（2014）通過實證分析得出技術焦慮較高的顧客會減少其參與程度，進而降低自身對服務質量感知。作為一種消極情緒，技術焦慮嚴重的客戶更傾向于對其接受的服務質量產生消極判斷。因此，本文根據理論推導和文獻支持提出假設3：

H3：技術焦慮在顧客參與和服務質量感知之間具有負向調節(jié)作用，即技術焦慮會減弱顧客參與對服務質量感知的正向影響。

H3a：技術焦慮在工作認知和服務質量感知之間具有負向調節(jié)作用。

H3b：技術焦慮在信息搜尋和服務質量感知之間具有負向調節(jié)作用。

H3c：技術焦慮在付出努力和服務質量感知之間具有負向調節(jié)作用。

H3d：技術焦慮在人機交互和服務質量感知之間具有負向調節(jié)作用。

研究設計

（一）問卷設計

本文實證研究的問卷調查對象為有過線上零售經歷的消費者。調查問卷由四部分構成，卷首語主要包括致被調查者的問候語、調查目的和填寫說明。篩選問項，即被調查者是都有過線上零售相關經驗，可有效剔除無效問卷。變量測量部分讓被調查者根據在使用線上零售業(yè)務時的實際行為和真實感受對問項進行打分，本部分測量量表則采用李科特的五點量表尺度來衡量，每個項目用 1-5 的量化分數，分別代表“非常不同意”——“非常同意”。

（二）變量測量

本文結合線上零售服務的實際情況，提出各個變量測量方法，由于篇幅所限，僅列出了技術焦慮的具體問項。顧客參與主要是借鑒Ennew（1999）和Lloyd（2003）提出的信度效度比較高的顧客參與的測量量表，以及王躍（2013）借鑒計算機網絡領域的研究結果提出人機交互的維度;服務質量感知主要是借鑒Bauer（2005）提出的網上服務質量感知量表，對該量表進行了更深入的調整，量表共有五個維度分別為可靠與安全、基礎服務質量、附加價值、交易支持和響應能力;用戶持續(xù)使用意愿本研究主要借鑒Bhattacherjee（2001）及Thong（2006）設計的關于用戶持續(xù)使用意愿測量量表;對于技術焦慮，本文采用栗婷婷有關技術焦慮的測量量表，其在Meuter等人開發(fā)的量表的基礎上，結合線上零售研究情境，開發(fā)了如表1所示的技術焦慮量表。

實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本次問卷分別在線上線下進行發(fā)放，共發(fā)放問卷450份數，收回378份，問卷回收率為84%，其中有效問卷346份，有效問卷回收率約為76.89%。本次問卷覆蓋范圍較為廣泛，性別分布上，男性46.24%，女性53.76%，調查人群性別比例適當;年齡分布上，18-40歲群體總占比72.54%，這體現(xiàn)了線上零售使用群體的年輕化;學歷分布上，大專及以上學歷人數占比總計81.50%，這是因為學歷較高的人群更容易學習和接受線上零售這種新消費方式。整體而言，被調查者的基本信息符合實際調研需求，也符合理論調查取樣的需要。

（二）信效度分析

本研究采用 Cronbach's α系數檢驗問卷量表的內在一致性。結果顯示各變量內部一致性信度較好，在此不贅述。對于效度分析，本文運用KMO值和Bartlett的球形度檢驗對數據進行效度分析，顧客參與，服務質量感知和技術焦慮三個變量的KMO值均在0.80以上，用戶持續(xù)使用意愿的KMO值為0.741，大于0.7，即可接受，同時其Bartlett's球形檢驗值均顯著。接著本文運用主成分分析法提取特征根大于1的因子，并利用最大方差轉軸法獲取各因子的因子載荷值，得到標準為大于0.5，最后運用因子分析驗證了量表的各個因素具有良好的結構效度。

（三）相關分析

本研究將工作認知、信息搜尋、付出努力、人機交互、技術焦慮、服務質量感知、用戶持續(xù)使用意愿進行相關分析，具體如表2所示。

由表2可知，工作認知與服務質量感知（r=0.533，p<0.01）呈顯著正相關;搜尋信息與服務質量感知（r=0.578，p<0.01）呈顯著正相關;付出努力與服務質量感知（r=0.457，p<0.01）呈顯著正相關;人機交互與服務質量感知（r=0.512，p<0.01）呈顯著正相關;技術焦慮與服務質量感知（r=-0.303，p<0.01）呈顯著負相關;服務質量感知與用戶持續(xù)使用意愿（r=0.438，p<0.01）呈顯著正相關，同時相關系數均小于0.75。

（四）結構方程模型

本文利用AMOS20.0繪制結構方程模型并進行數據分析，具體如圖2所示。

應用SEM作為理論模型的驗證時，需比較再生協(xié)方差矩陣與樣本共協(xié)方差矩陣SSTs下的顧客參與、服務質量感知和用戶持續(xù)使用意愿的關系研究的一致性程度，配適度越好即代表模型與樣本越接近。經調整后擬合優(yōu)度（AGFI）未達到標準值，但與標準值比較接近，其余各指標均符合標準?？傮w來說，本研究模型擬合度較好，可接受。繼而本文利用AMOS軟件可得到個變量間的路徑系數，具體如表3所示，故假設Hla、Hlb、Hlc、H1d、H2成立。

（五）技術焦慮的調節(jié)效應檢驗

1.工作認知與服務質量感知間的調節(jié)效應。本文以服務質量感知為因變量，用回歸的方法來檢驗技術焦慮在顧客參與的維度（工作認知）與服務質量感知之間的調節(jié)作用。對此本文將控制變量性別、年齡、學歷、職業(yè)和收入放入模型1中，將工作認知和技術焦慮的主效應放入模型2中，模型3中放入工作認知和技術焦慮的交互項。由表4可得到工作認知*技術焦慮對服務質量感知（β=-.099，p<0.05）具有顯著負向影響，表明技術焦慮在工作認知對服務質量感知的影響中具有負向調節(jié)作用。根據回歸分析結果，可得到非標準化回歸方程：

服務質量感知=3.295+0.388工作認知-0.114技術焦慮-0.076技術焦慮*工作認知

本文將工作認知和技術焦慮的均值加減標準差作為高點和低點，帶入回歸方程，得到具體的交互作用如圖3所示。

2.信息搜尋與服務質量感知間的調節(jié)效應。本文以服務質量感知為因變量，用回歸的方法來檢驗技術焦慮在顧客參與的維度（信息搜尋）與服務質量感知之間的調節(jié)作用。對此本文將控制變量性別、年齡、學歷、職業(yè)和收入放入模型1中，將信息搜尋和技術焦慮的主效應放入模型2中，模型3中放入信息搜尋和技術焦慮的交互項。根據回歸分析結果，可得到非標準化回歸方程：

服務質量感知=3.357+0.341信息搜尋-0.069技術焦慮-0.069技術焦慮*信息搜尋

本文將信息搜尋和技術焦慮的均值加減標準差作為高點和低點，帶入回歸方程，得到具體的交互作用如圖4所示。

3.付出努力與服務質量感知間的調節(jié)效應。本文以服務質量感知為因變量，用回歸分析來檢驗技術焦慮在顧客參與的維度（付出努力）與服務質量感知之間的調節(jié)作用。對此本文將控制變量性別、年齡、學歷、職業(yè)和收入放入模型1中，將付出努力和技術焦慮的主效應放入模型2中，模型3中放入付出努力和技術焦慮的交互項。根據回歸分析結果，可得到非標準化回歸方程：

服務質量感知=3.193+0.336付出努力-0.085技術焦慮-0.069技術焦慮*付出努力

本文將付出努力和技術焦慮的均值加減標準差作為高點和低點，帶入回歸方程，得到具體的交互作用如圖5所示。

4.人機交互與服務質量感知間的調節(jié)效應。本文以服務質量感知為因變量，用回歸的方法來檢驗技術焦慮在顧客參與的維度（人機交互）與服務質量感知之間的調節(jié)作用。對此本文將控制變量性別、年齡、學歷、職業(yè)和收入放入模型1中，將信息搜尋和技術焦慮的主效應放入模型2中，模型3中放入人機交互和技術焦慮的交互項。表5為該調節(jié)效應的具體輸出結果。由表5可知人機交互*技術焦慮對服務質量感知（β=-.046，p大于0.05）不具有顯著負向影響，表明技術焦慮在人機交互對服務質量感知的影響中無負向調節(jié)作用。

結論與建議

本文運用SPSS20.0和AMOS20.0對模型進行統(tǒng)計分析，得出H1、H1a-H1d、H2、H3a-H3c均成立，H3部分成立，H3d不成立。

綜上所述，本文提出以下建議。第一，加強顧客參與，提高服務質量。由于線上零售背景下消費者的參與程度越高，其感知的服務質量就越高，對此企業(yè)可通過多形式多渠道的宣傳方式普及與零售服務相關知識，從而提高消費者的參與程度和其服務質量感知;第二，提升服務質量，增強使用意愿。由于服務質量感知與用戶持續(xù)使用意愿顯著正相關，對此零售行業(yè)在競爭逐漸激烈的情況下，不僅需要創(chuàng)新服務產品為消費者提供個性化的服務，還要提高服務質量，從而在開發(fā)新客戶的基礎上提高消費者線上零售的使用頻率;第三，降低技術焦慮，打破技術壁壘。由于技術焦慮會在一定程度上降低顧客對服務質量的正向感知，因此零售行業(yè)在提高顧客參與程度和服務質量感知的同時，應采取多種方法最大程度上降低顧客的技術焦慮感。此外，企業(yè)還應建立相應的反饋機制，通過將消費者提出的合理化意見有效用于網站的優(yōu)化之中，從而提升消費者服務感知。

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